嚴(yán)海鷗，郝海燕，黃學(xué)芳，陳麗華

·護(hù)理園地·

應(yīng)對(duì)方式對(duì)原發(fā)性肝癌患者情緒和生活質(zhì)量的影響

嚴(yán)海鷗，郝海燕，黃學(xué)芳，陳麗華

目的 探討應(yīng)對(duì)方式對(duì)原發(fā)性肝癌患者（PHC）情緒和生活質(zhì)量的影響。 方法 采用焦慮自評(píng)量表（SAS）、抑郁自評(píng)量表（SDS）、醫(yī)學(xué)應(yīng)對(duì)問卷（Medical Coping Modes Questionaire，MCMQ）、原發(fā)性肝癌患者生命質(zhì)量問卷（QOL?LC）調(diào)查186例原發(fā)性肝癌患者，運(yùn)用多元逐步線性回歸分析應(yīng)對(duì)方式對(duì)原發(fā)性肝癌患者（PHC）情緒和生活質(zhì)量的影響。結(jié)果 面對(duì)因子和回避因子與焦慮、抑郁呈負(fù)相關(guān)，與生活質(zhì)量呈正相關(guān)，屈服因子與焦慮、抑郁正相關(guān)，與生活質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)。以應(yīng)對(duì)方式分值為自變量，分別以焦慮、抑郁和生活質(zhì)量各分值為因變量進(jìn)行多元逐步線性回歸分析，屈服與焦慮回歸系數(shù)為0.189，屈服與抑郁回歸系數(shù)為0.153，屈服與生活質(zhì)量回歸系數(shù)為－0.078，屈服與生活質(zhì)量回歸系數(shù)為0.043。結(jié)論 應(yīng)對(duì)方式是影響原發(fā)性肝癌患者情緒和生活質(zhì)量的一個(gè)重要影響因素。

原發(fā)性肝癌；應(yīng)對(duì)方式；焦慮抑郁；生活質(zhì)量

伴隨醫(yī)療科技的創(chuàng)新，肝癌診療技術(shù)已取得顯著進(jìn)步，據(jù)統(tǒng)計(jì)肝癌術(shù)后1年生存率已從39.3%提高到87.0%［1］。然而國內(nèi)外對(duì)肝癌患者心理狀況的研究指出肝癌患者焦慮、抑郁發(fā)生率很高，在診斷、治療及帶病生存期間，都伴隨著不同程度的生理和心理應(yīng)激，生活質(zhì)量嚴(yán)重受影響［2?3］。應(yīng)對(duì)方式是影響應(yīng)激事件結(jié)果的主要中間因素，應(yīng)對(duì)方式的不同可影響機(jī)體應(yīng)激反應(yīng)水平，從而影響癌癥患者身心健康［4］。文章研究肝癌患者的應(yīng)對(duì)方式，分析其對(duì)肝癌患者情緒及生活質(zhì)量的影響，為改善患者心理狀態(tài)及生活質(zhì)量提供客觀依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 一般資料 采用方便取樣，選取2014年6月至2015年9月在南通大學(xué)附屬醫(yī)院住院及門診就醫(yī)的原發(fā)性肝癌患者190例為研究對(duì)象，其中有4例因身體原因退出，其中，男134例，女52例，平均年齡（56.38±10.13）歲，見表1。

納入標(biāo)準(zhǔn)：①經(jīng)臨床多項(xiàng)綜合檢查確診為原發(fā)性肝癌；②年齡≥18周歲；③認(rèn)知、理解能力正常，無精神疾患；④自愿參加本研究并簽署知情同意書。排除標(biāo)準(zhǔn)：①合并其他惡性腫瘤患者；②合并心、肺、腦、腎等嚴(yán)重并發(fā)癥，患者不能配合完成調(diào)查者；③同時(shí)參與其他課題研究的患者。

表1 190例原發(fā)性肝癌患者一般人口學(xué)和疾病相關(guān)資料

1.2 方法

1.2.1 研究工具 本研究為橫斷面調(diào)查，由研究者發(fā)放調(diào)查問卷，采取“面對(duì)面”訪談溝通方式進(jìn)行。問卷組成包括：自制的一般資料調(diào)查表和相關(guān)問卷調(diào)查量表［抑郁自評(píng)量表（Self?Rating Depression Scale，SDS）［5］、焦慮自評(píng)量表（Self?Rating Anxiety Scale，SAS）［5］、醫(yī)學(xué)應(yīng)對(duì)問卷（Medical Coping Modes Questionaire，MCMQ）［6］、原發(fā)性肝癌患者生命質(zhì)量問卷（Quality of Life?Liver Cancer，QOL?LC）［7］］。①一般資料調(diào)查表：包括一般人口學(xué)資料和疾病資料，主要包括年齡、受教育程度、經(jīng)濟(jì)狀況、病程、治療方式、肝癌腫瘤分期、肝功能分級(jí)等。②MCMQ：該量表包含3個(gè)維度，共20個(gè)條目，即：回避、屈服和面對(duì)。其中有8個(gè)條目反向計(jì)分，回避由3、7、8、9、11、14、17條目分類計(jì)分，屈服由4、6、13、18、20條目分類計(jì)分，面對(duì)由1、2、5、10、12、15、16、19條目分類計(jì)分，得分越高表明機(jī)體越傾向于應(yīng)用這種應(yīng)對(duì)方式。各條目采用1?4四級(jí)評(píng)分法，上述三個(gè)維度的Cronbach α系數(shù)分別為0.60，0.76和0.69，重測(cè)信度分別為：0.85，0.69和0.66，具有良好的信效度［6］。③QOL?LC：包括4個(gè)維度，軀體功能（6條目）、心理功能（6條目）、癥狀副作用（5條目）和社會(huì)功能（5條目）；之后增加1條總生活質(zhì)量條目（由患者自行評(píng)價(jià)），形成了含23個(gè)條目的生命質(zhì)量測(cè)評(píng)量表。前22個(gè)條目采用0～10評(píng)分法，最后一條總生活質(zhì)量條目采用0～100的11級(jí)計(jì)分，總分越高，表示生命質(zhì)量越好，＞160分為良好，159～120分較好，119～90分一般，＜90分為差。

1.2.2 資料收集 調(diào)查問卷用數(shù)字標(biāo)號(hào)的無記名方式，采用統(tǒng)一的指導(dǎo)語及填寫方法和要求當(dāng)場(chǎng)填寫，現(xiàn)場(chǎng)回收。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析 采用SPSS 19.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。正態(tài)分布的定量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差表示；計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)和百分?jǐn)?shù)表示。正態(tài)資料組間差異比較采用t檢驗(yàn)及方差分析。采用Spearman和 Pearson相關(guān)分析應(yīng)對(duì)方式與心理狀態(tài)、生命質(zhì)量間的關(guān)系。將生命質(zhì)量、情緒作為因變量，單因素分析有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的指標(biāo)作為自變量，進(jìn)行多元線性回歸分析。α＝0.05作為檢驗(yàn)水準(zhǔn)，以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，所有檢驗(yàn)均為雙側(cè)檢驗(yàn)。

2 結(jié) 果

2.1 應(yīng)對(duì)方式與焦慮 單因素方差分析顯示，面對(duì)、回避、屈服3個(gè)因子在不同程度焦慮患者中差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.01），見表2。Pearson相關(guān)性分析顯示，面對(duì)（r＝－0.452，P＝0.003）和回避因子（r＝－0.387，P＝0.005）與焦慮呈負(fù)相關(guān)，屈服與焦慮呈正相關(guān)（r＝0.684，P＝0.000），見表3。以焦慮為因變量進(jìn)行多元逐步回歸分析，當(dāng)α＝0.05屈服因子（X3）入選（F＝111.231，R＝0.585，R2＝0.342，P＜0.001），見表4。

2.2 應(yīng)對(duì)方式與抑郁 單因素方差分析顯示，面對(duì)、回避、屈服3個(gè)因子在不同程度抑郁患者差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.01），見表5。Pearson相關(guān)性分析顯示，面對(duì)（r＝－0.388，P＝0.005）和回避因子（r＝－0.344，P＝0.004）與抑郁呈負(fù)相關(guān)，屈服因子與抑郁呈正相關(guān)（r＝0.678，P＝0.001），見表3。以抑郁為因變量進(jìn)行多元逐步回歸分析，當(dāng)α＝0.05屈服因子（X3） 入選（F＝107.022，R＝0.567，R2＝0.321，P＜0.001），見表4。

2.3 應(yīng)對(duì)方式與生活質(zhì)量 單因素方差分析顯示，面對(duì)、回避、屈服在不同生活質(zhì)量得分患者差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.01），見表6。Pearson相關(guān)性分析顯示，面對(duì)（r＝0.312，P＝0.033）和回避因子（r＝0.327，P＝0.001）與生活質(zhì)量呈正相關(guān)，屈服因子與生活質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)（r＝－0.456，P＝0.007），見表4。以生活質(zhì)量為因變量進(jìn)行多元逐步回歸分析，當(dāng)α＝0.05回避因子（X2）和屈服因子（X3）入選（F＝35.278，R＝0.472，R2＝0.223，P＜0.001），見表6。

表2 不同程度焦慮患者應(yīng)對(duì)方式評(píng)分

表2 不同程度焦慮患者應(yīng)對(duì)方式評(píng)分

應(yīng)對(duì)方式 無焦慮（n＝110）輕度焦慮（n＝38）中度焦慮（n＝28）重度焦慮（n＝10） F值 P值面對(duì) 16.27±2.55 16.91±3.12 15.25±2.75 13.34±3.11 3.228 0.001回避 17.69±2.81 16.07±2.14 15.37±2.23 17.37±3.88 7.514 0.001屈服 7.19±2.98 9.78±2.95 11.01±2.15 14.98±2.79 34.276 0.001

表3 焦慮、抑郁、生活質(zhì)量與應(yīng)對(duì)方式相關(guān)性分析

表4 多元逐步線性回歸分析

表5 不同程度抑郁患者應(yīng)對(duì)方式評(píng)分

表5 不同程度抑郁患者應(yīng)對(duì)方式評(píng)分

應(yīng)對(duì)方式 無抑郁（n＝105）輕度抑郁（n＝40）中度抑郁（n＝26）重度抑郁（n＝15） F值 P值面對(duì) 16.53±3.12 17.11±3.08 15.65±2.96 13.94±3.32 4.362 0.005回避 17.39±2.85 16.12±2.10 15.35±2.47 17.07±3.37 5.323 0.002屈服 7.33±3.21 9.22±2.98 10.31±2.07 14.12±2.96 21.288 0.001

表6 不同生活質(zhì)量得分患者應(yīng)對(duì)方式評(píng)分

表6 不同生活質(zhì)量得分患者應(yīng)對(duì)方式評(píng)分

應(yīng)對(duì)方式 ＞160分（n＝15） 159～120分（n＝70） 119～90分（n＝88） ＜90分（n＝13） F值 P值面對(duì) 18.02±3.22 17.31±4.03 15.92±4.06 14.06±3.39 4.077 0.008回避 20.01±2.65 16.76±2.86 15.55±2.73 16.65±3.89 10.917 0.001屈服 7.17±1.22 8.04±3.95 10.59±2.78 14.20±3.89 19.465 0.001

3 討 論

患癌是一種強(qiáng)烈的負(fù)性生活事件，有學(xué)者指出肝癌患者從確診開始就處于各種心理失衡中，最常見的是焦慮、抑郁［8?9］。應(yīng)對(duì)方式是指機(jī)體對(duì)生活事件導(dǎo)致的自身不平衡所采取的認(rèn)知和行為措施。Castellano等［10］指出有效的應(yīng)對(duì)方式有助于患者調(diào)節(jié)情緒和提高生活質(zhì)量。本研究結(jié)果顯示，面對(duì)、回避應(yīng)對(duì)方式與焦慮、抑郁呈負(fù)相關(guān)，屈服應(yīng)對(duì)方式與焦慮、抑郁呈正相關(guān)，說明消極的應(yīng)對(duì)方式易發(fā)生焦慮、抑郁等負(fù)性情緒。這一報(bào)道與 Homey等［11］及張?zhí)煅嗟龋?2］一致。面對(duì)應(yīng)對(duì)方式是患者應(yīng)對(duì)疾病時(shí)所采取的積極應(yīng)對(duì)策略，對(duì)患者的身心健康起保護(hù)作用，而屈服是機(jī)體患病時(shí)采取的消極應(yīng)對(duì)，不少研究者認(rèn)為屈服是一種有害的應(yīng)對(duì)方式，本文研究也證實(shí)了這一點(diǎn)，屈服是一種無效的應(yīng)對(duì)方式，應(yīng)適時(shí)指導(dǎo)肝癌患者在生活中避免應(yīng)用屈服應(yīng)對(duì)，引導(dǎo)患者由屈服應(yīng)對(duì)轉(zhuǎn)向面對(duì)應(yīng)對(duì)。

回避應(yīng)對(duì)方式對(duì)身心健康的影響在不同研究中存在差異。有研究指出回避應(yīng)對(duì)與心理應(yīng)激反應(yīng)（如焦慮、憤怒、抑郁等）呈正相關(guān)，即越采取回避應(yīng)對(duì)越易導(dǎo)致更多的負(fù)性情緒［13］。而陳虹等［14］指出晚期癌癥患者焦慮抑郁與回避應(yīng)對(duì)方式呈負(fù)相關(guān)，即合理的回避應(yīng)對(duì)可減輕焦慮和抑郁癥狀。本研究顯示采用回避應(yīng)對(duì)方式的肝癌患者焦慮、抑郁程度較輕，回避對(duì)于肝癌患者而言是其轉(zhuǎn)移注意力的一種方式，是一種自我保護(hù)的應(yīng)對(duì)策略，這提示我們?cè)谧o(hù)理肝癌患者時(shí)若能適當(dāng)?shù)刂笇?dǎo)患者運(yùn)用面對(duì)和回避應(yīng)對(duì)，可以在一定程度上減緩焦慮情緒。

影響肝癌患者生活質(zhì)量的因素很多，如文化程度、經(jīng)濟(jì)狀況、心理、腫瘤分期以及應(yīng)對(duì)方式等。蘭紅艷等［15］指出合理的心理干預(yù)能減輕TACE術(shù)后患者的不良反應(yīng)，提高治療依從性。Price等［16］認(rèn)為應(yīng)對(duì)方式是一個(gè)能預(yù)測(cè)生活質(zhì)量的獨(dú)立因素，對(duì)其采取有針對(duì)性的護(hù)理干預(yù)能改善生活質(zhì)量。段曉磊等［17］對(duì)胃腸癌患者調(diào)查發(fā)現(xiàn)屈服的應(yīng)對(duì)方式會(huì)增強(qiáng)癥狀負(fù)擔(dān)，對(duì)生活質(zhì)量起負(fù)性作用，采取面對(duì)或回避應(yīng)對(duì)可以減輕對(duì)生活質(zhì)量的負(fù)性作用。這一結(jié)果與本研究一致，經(jīng)多元回歸分析示屈服的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)為負(fù)值，說明采用屈服應(yīng)對(duì)方式是影響肝癌患者生活質(zhì)量的主要因素，即采取屈服應(yīng)對(duì)方式時(shí)，生活質(zhì)量降低。曾經(jīng)被認(rèn)為是消極應(yīng)對(duì)的回避因子在本研究中與生活質(zhì)量呈正相關(guān)，認(rèn)為肝癌患者采取回避方式應(yīng)對(duì)疾病時(shí)，能減少對(duì)自身疾病的關(guān)注度，減少緊張感，降低應(yīng)激事件對(duì)其自身的傷害，所以認(rèn)為回避也是一種有效積極的應(yīng)對(duì)方式。

應(yīng)對(duì)方式對(duì)心理健康有影響作用，起中介作用，主要表現(xiàn)在不成熟應(yīng)對(duì)方式方面［18］。因此臨床工作中應(yīng)重視對(duì)肝癌患者應(yīng)對(duì)方式的評(píng)估，幫助患者積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)的平衡使用，適時(shí)給予心理情感支持，減輕負(fù)性情緒，改善生活質(zhì)量。由于時(shí)間和條件的限制，本研究對(duì)肝癌患者應(yīng)對(duì)方式的調(diào)查僅限于橫斷面，未進(jìn)行縱向調(diào)查，也未涉及到對(duì)PHC患者進(jìn)行干預(yù)，在今后的研究中，一方面，對(duì)不同時(shí)間點(diǎn)的肝癌患者的應(yīng)對(duì)方式進(jìn)行調(diào)查分析，全面了解應(yīng)對(duì)方式對(duì)PHC患者的影響；另一方面，加入干預(yù)研究，有針對(duì)性地開展護(hù)理干預(yù)，以改善和提高PHC患者的生活質(zhì)量。

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R693.4

B

1672?271X（2017）01?0083?04

10.3969／j.issn.1672?271X.2017.01.023

2016?11?29；

2016?12?17）

（本文編輯：劉玉巧）

南通市 2015年度第四批市級(jí)科技計(jì)劃項(xiàng)目（MS22015094）；南通大學(xué)附屬醫(yī)院院科技項(xiàng)目資助（Tfh1425）

226001 南通，南通大學(xué)附屬醫(yī)院南區(qū)門診

郝海燕，E?mail：haohaiyan001＠126.com

嚴(yán)海鷗，郝海燕，黃學(xué)芳，等.應(yīng)對(duì)方式對(duì)原發(fā)性肝癌患者情緒和生活質(zhì)量的影響［J］.東南國防醫(yī)藥，2017，19（1）：83?86.