張咪，吳艷妮，黃秀娥，楊晶，王潤，楊玲莉，趙慧慧，周春蘭

（1.南方醫(yī)科大學(xué)南方醫(yī)院，廣東 廣州 510515；2.南方醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，廣東 廣州 510515；3.深圳市龍崗區(qū)人民醫(yī)院，廣東 深圳 518100）

失能老人自理能力下降，需得到長期的照護(hù)支持，而我國老年健康服務(wù)體系不夠完善、長期照顧及護(hù)理服務(wù)呈現(xiàn)嚴(yán)重的供給不足[1]，配偶成為首要照護(hù)者的比例高達(dá)39.54%[2]。由于照護(hù)工作的復(fù)雜性和艱巨性，影響老年配偶的生活質(zhì)量[2]。以往的研究基于個體水平探究慢性病患者的健康素養(yǎng)、自我效能與其生活質(zhì)量相關(guān)性[3]，尚缺乏從成對關(guān)系的視角探究失能老人與配偶照顧者之間的交互影響。主客體互倚模型（Actor-Partner Interdependence Model,APIM）廣泛應(yīng)用于婚姻、家庭等方面[4]。為此，本研究基于APIM，分析自身預(yù)測變量（X）對自身結(jié)局變量（Y）的影響（主體效應(yīng)）及自身預(yù)測變量（X）對對方結(jié)局變量（Y）的影響（客體效應(yīng)）。本研究擬建立失能老人與配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量的主客體互倚模型，明確其相互影響的路徑，為健康干預(yù)提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采用便利抽樣法，于2020 年12月—2022 年6 月，選取廣東省、福建省、四川省、湖南省、江西省、云南省及廣西壯族自治區(qū)失能老人和配偶照顧者為調(diào)查對象。失能老人的納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥60 歲，（2）用日常生活功能指數(shù)量表判斷為失能，（3）無認(rèn)知和交流障礙；配偶照顧者的納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）與失能老人共同生活＞3 個月，（2）參與失能老人的照護(hù)工作，（3）無認(rèn)知和交流障礙。失能老人與配偶照顧者排除標(biāo)準(zhǔn)：急性疾病發(fā)作期、患有重大軀體疾病者。若調(diào)查過程中失能老人與配偶照顧者任意一方拒絕或中途退出，均不予以納入。本研究已獲得醫(yī)院倫理委員會批準(zhǔn)（NFEC-2021-109）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行設(shè)計(jì)，包括失能老人與配偶照顧者性別、年齡、文化程度，失能老人的失能程度與失能時長。

1.2.2 日常生活功能指數(shù)量表（Katz Index，KI）用于評估失能老人的失能程度[5]。該量表包含6 項(xiàng)日?；净顒樱哼M(jìn)食、洗澡、穿衣、如廁、轉(zhuǎn)移和大小便控制。每項(xiàng)活動均有“完全自理”“有些困難”“做不了”3 個等級。6 項(xiàng)活動均選擇“完全自理”者判斷為未失能（不納入研究）；6 項(xiàng)活動均未選擇“做不了”判斷為部分失能；有1～2 項(xiàng)活動選擇“做不了”判斷為輕度失能；有3～4 項(xiàng)活動選擇“做不了”判斷為中度失能；有5～6 項(xiàng)活動選擇“做不了”判斷為重度失能。本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.932。

1.2.3 慢性病患者健康素養(yǎng)量表 （Health Literacy Scale for Chronic Patients,HLSCP）該量表由我國學(xué)者孫浩林[6]對He LMS（Health Literacy Management Scale）漢化、修訂而成。鑒于本研究對象（失能老人和配偶照顧者）以老年人為主，且伴有慢性疾病，故用該量表評估其健康素養(yǎng)。該量表包含4 個維度，24個條目，即信息獲取能力（9 個條目）、交流互動能力（9 個條目）、改善健康意愿（4 個條目）、經(jīng)濟(jì)支持意愿（2 個條目）。量表采用Likert 5 級計(jì)分法，從“完全不能”到“沒有困難”分別計(jì)1～5 分，總分為24～120分，得分越高說明患者的健康素養(yǎng)越高。正式調(diào)查中，失能老人健康素養(yǎng)量表總Cronbach α 系數(shù)為0.970，配偶照顧者健康素養(yǎng)量表總的Cronbach α 系數(shù)為0.969。

1.2.4 一般自我效能感量表 （General Self-Efficacy Scale,GSES）用于評估慢性疾病患者的自我效能[7]。量表共10 個條目，均采用Likert4 級評分法，從“完全不正確”到“完全正確”分別計(jì)1～4 分，得分越高，代表自我效能感越好，本研究中失能老人自我效能量表的Cronbach α 系數(shù)為0.944，配偶照顧者自我效能量表的Cronbach α 系數(shù)為0.954。

1.2.5 中文版生活質(zhì)量量表（Short Form-36 Health Survey，SF-36）該量表為生活質(zhì)量評價(jià)普適性量表，中文版由學(xué)者李魯?shù)萚8]在2002 年研制。量表涵蓋8 個維度，36 個條目，分別為生理功能、角色受限、軀體疼痛、整體健康、活力狀況、社會功能、情感職能和精神健康。均采用Likert 累加法計(jì)算原始得分，再用標(biāo)準(zhǔn)公式轉(zhuǎn)化為百分制，轉(zhuǎn)化公式：各維度轉(zhuǎn)換得分=[（實(shí)際評分-最低可能評分）/一般平均可能評分]×100；各維度的分值范圍0～100 分，得分越高說明生活質(zhì)量越好。本研究中失能老人生活質(zhì)量量表總Cronbach α 系數(shù)為0.664，配偶照顧者生活質(zhì)量量表總Cronbach α 系數(shù)為0.731。

1.3 資料收集方法 調(diào)查前，取得醫(yī)院相關(guān)科室或社區(qū)相關(guān)負(fù)責(zé)人的同意，對調(diào)查人員進(jìn)行培訓(xùn)。調(diào)查中，嚴(yán)格按照納入和排除標(biāo)準(zhǔn)篩選研究對象，向失能老人與配偶照顧者說明調(diào)查目的和意義，取得同意后發(fā)放問卷并鼓勵其自行填寫，所有問卷當(dāng)場回收。本研究共調(diào)查1 368 對失能老人與配偶照顧者，有效問卷1 086 對，有效回收率為79.39%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 23.0 和AMOS 24.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。非正態(tài)分布的計(jì)量資料以中位數(shù)和四分位數(shù)描述，計(jì)數(shù)資料以頻數(shù)、百分比描述。失能老年人和配偶的健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量得分比較采用兩配對樣本的Wilcoxon 符號秩檢驗(yàn)分析，健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量間采用Spearman 相關(guān)分析。采用結(jié)構(gòu)方程模型建立主客體互倚模型，分析失能老人-配偶照顧者各自健康素養(yǎng)、自我效能對自身與對方生活質(zhì)量的主客體效應(yīng)，以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 本組1086 名失能老人，年齡60～95歲（71.34±7.92）歲；男性683 名（62.80%），女性403名（37.20%）；文化程度：小學(xué)及以下557 名（51.29%），初中275 名（25.32%），高中（中專）172 名（15.84%），大學(xué)及以上82 名（7.55%）；失能程度：部分失能462名（42.54%），輕度失能187 名（17.22%），中度失能142 名（13.08%），重度失能295 名（27.16%）；失能時長：＜1 年304 名（27.99%），1～3 年337 名（31.04%），3～5年（不含3 年）174 名（16.02%），5 年以上271 名（24.95%）。本組1 086 名配偶照顧者，年齡50～92 歲（70.20±8.319）歲；男性403 名（37.20%），女性683 名（62.80%），文化程度：小學(xué)及以下615 名（56.63%），初中236 名（21.73%），高中（中專）167 名（15.38%），大學(xué)及以上68 名（6.26%）。

2.2 失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量現(xiàn)狀及得分比較 本研究失能老人的健康素養(yǎng)與生活質(zhì)量得分的中位數(shù)均低于配偶照顧者，自我效能得分的中位數(shù)相等，而差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001，見表1）。

表1 失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量得分比較[n=1086，M（P25，P75），分]

2.3 失能老人和配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量的相關(guān)分析 對失能老人及其配偶的健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量得分進(jìn)行Spearman 相關(guān)分析，兩兩變量間呈正相關(guān)關(guān)系，詳見表2。

表2 失能老人與配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量的相關(guān)性（rs 值)

2.4 失能老人和配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量的主客體互倚模型分析 分別以失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能作為預(yù)測變量，以生活質(zhì)量作為結(jié)局變量構(gòu)建主客體互倚模型。通過最大似然法對初始模型參數(shù)進(jìn)行分析，模型均為飽和模型（χ2/df=0）。失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)均對自身的生活質(zhì)量有正向預(yù)測作用，失能老人的健康素養(yǎng)對配偶的生活質(zhì)量有正向影響，而配偶的健康素養(yǎng)對失能老人的生活質(zhì)量預(yù)測效應(yīng)不顯著（見圖1）；同樣失能老人與配偶照顧者的自我效能均對自身的生活質(zhì)量有正向預(yù)測作用，但不能預(yù)測對方的生活質(zhì)量（見圖2）。

圖1 失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)與生活質(zhì)量的主客體互倚模型（標(biāo)準(zhǔn)化）

圖2 失能老人和配偶照顧者的自我效能與生活質(zhì)量的主客體互倚模型（標(biāo)準(zhǔn)化）

失能老人與配偶照顧者的成對模式檢驗(yàn)：基于Bootstrap 重復(fù)抽樣5 000 次計(jì)算客體效應(yīng)與主體效應(yīng)（以非標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值計(jì)算）的比值（k 值）及95%置信區(qū)間（CI）[9]。經(jīng)檢驗(yàn)：健康素養(yǎng)中，失能老人k=0.138，95%CI：-0.002～0.301，其置信區(qū)間包含0，說明個體的預(yù)測變量對自身的結(jié)局變量有影響，即為主體模式[9]；配偶照顧者k=0.485，95%CI：0.259～0.802，其置信區(qū)間包含0.5，說明配偶照顧者的主體效應(yīng)是客體效應(yīng)的2 倍，即為混合模式[9]。為驗(yàn)證失能老人與配偶照顧者的成對關(guān)系，設(shè)定k為置信區(qū)間內(nèi)的取值（失能老人的k值為0，配偶照顧者的k值為0.5），經(jīng)卡方檢驗(yàn)，模型變化不顯著（χ2=3.126，△χ2=3.584，P=0.373），即支持雙方的成對關(guān)系。

自我效能中，失能老人k=0.091，95%CI：-0.070～0.268，配偶照顧者k=0.156，95%CI：-0.103～0.473，其置信區(qū)間均包含0，說明個體的預(yù)測變量對自身的結(jié)局變量有影響，即二者均為主體模式[9]；為驗(yàn)證失能老人與配偶照顧者的成對關(guān)系，設(shè)定k 為置信區(qū)間內(nèi)的取值（失能老人與配偶照顧者的k 值均為0），經(jīng)卡方檢驗(yàn)，模型變化不顯著（χ2=2.511，△χ2=4.498，P=0.285），即支持雙方的成對關(guān)系。

3 討論

3.1 失能老人的健康素養(yǎng)、生活質(zhì)量及自我效能得分均低于配偶照顧者 本研究結(jié)果顯示，失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)得分有顯著性差異，且失能老人的信息獲取能力、交流互動能力均低于配偶照顧者，可能因失能導(dǎo)致老人行動不便，社會交往障礙，健康信息交流減少，獲取健康信息的主動性也降低，影響失能老人健康素養(yǎng)水平[10]；雖然失能老人和配偶照顧者改善健康與經(jīng)濟(jì)支持意愿維度得分有差異，但中位數(shù)得分接近，可能與老人失能后對健康的期望和獲取經(jīng)濟(jì)支持來緩解高額治療費(fèi)用的需求意愿增加有關(guān)[11]。因此，應(yīng)考慮提升或阻礙失能老人與配偶照顧者健康素養(yǎng)的因素，在滿足失能老人健康需求的同時，加強(qiáng)對配偶照顧者健康素養(yǎng)的關(guān)注，給予他們健康知識和社會支持。

本研究中失能老人與配偶照顧者自我效能中位數(shù)得分相同，但兩者間差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明失能老人整體的自我效能低于配偶照顧者，可能與失能老人身體功能受損，疾病癥狀負(fù)擔(dān)增加，在自我健康維護(hù)的行動中，主觀能動性、自信心和堅(jiān)持程度降低有關(guān)；配偶照顧者可能受經(jīng)濟(jì)因素、長期高強(qiáng)度的家庭勞作和照護(hù)的影響，其健康信念和疾病管理信心有所減弱，自我效能感降低[12]。由此，應(yīng)當(dāng)采取措施提升失能老人與配偶照顧者的自我效能，鼓勵照顧者發(fā)現(xiàn)照顧過程中的積極面，提高照護(hù)信心。

本研究失能老人生活質(zhì)量各維度得分均低于配偶照顧者，均有顯著性差異，說明失能老人的生活質(zhì)量低于配偶照顧者，可能因失能老人生理功能和日常活動受限，導(dǎo)致其生活質(zhì)量下降；其中失能老人的角色受限、情感職能維度得分最低，可能與失能老人的社會交往能力受限，主觀幸福感降低等負(fù)性情緒影響，導(dǎo)致生活質(zhì)量降低有關(guān)[13]。由此提示，應(yīng)為失能老人和配偶照顧者提供情緒應(yīng)對、角色適應(yīng)及社會功能支持，以提升他們的生活質(zhì)量。

3.2 失能老人和配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量兩兩間存在相關(guān)性 本研究失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量兩兩之間均存在相關(guān)性，與黃奕清[14]研究結(jié)果相似，說明失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量相互影響、相互促進(jìn)。本研究結(jié)果顯示變量兩兩間部分相關(guān)系數(shù)較小（如表2 所示），但差異仍有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，這說明兩個變量之間存在線性相關(guān)性，可能是由于總體中存在其他變量影響二者之間的關(guān)系，導(dǎo)致其相關(guān)系數(shù)較小。提示應(yīng)將失能老人及配偶照顧者作為一個整體，在關(guān)注失能老人的同時，對其配偶照顧者提供健康賦能。

3.3 失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量的交互作用

3.3.1 失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)與生活質(zhì)量存在主體效應(yīng) 本研究結(jié)果顯示主體效應(yīng)方面，失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)與自身的生活質(zhì)量呈正向預(yù)測作用，與Jovanic 等[15]研究結(jié)果一致。失能老人健康素養(yǎng)的模式為“主體模式”，說明個體的預(yù)測變量對自身的結(jié)局變量有影響。由此提示，提高失能老人和配偶照顧者獲取健康信息的能力、交流互動能力、改善健康意愿、經(jīng)濟(jì)支持意愿，能夠有效促進(jìn)雙方利用健康信息、主動健康管理，提高健康素養(yǎng)，使生活質(zhì)量得到改善。

3.3.2 失能老人健康素養(yǎng)和配偶照顧者的生活質(zhì)量存在客體效應(yīng) 本研究顯示客體效應(yīng)方面，失能老人健康素養(yǎng)可正向預(yù)測配偶照顧者的生活質(zhì)量，而配偶照顧者的健康素養(yǎng)與失能老人的預(yù)測作用不顯著。配偶照顧者健康素養(yǎng)的模式為“混合模式”，說明配偶照顧者的主體效應(yīng)是客體效應(yīng)的2 倍。提示提高失能老人的健康素養(yǎng)水平，其健康信息獲取能力、交流互動能力、改善健康意愿的提升，使得配偶照顧者的照護(hù)負(fù)擔(dān)降低，提高照顧者的生活質(zhì)量[16]。失能老人與配偶照顧者對自身健康狀態(tài)的認(rèn)知、健康管理行為及身心健康存在相互影響。因此，將失能老人與配偶照顧者作為一個整體，對他們進(jìn)行“捆綁”賦能干預(yù)，增強(qiáng)疾病管理信心，提高他們的生活質(zhì)量。

3.3.3 失能老人和配偶照顧者的自我效能與生活質(zhì)量存在主體效應(yīng) 本研究結(jié)果顯示，失能老人與配偶照顧者的自我效能與自身的生活質(zhì)量均呈正向預(yù)測作用，主體效應(yīng)顯著；且失能老人和配偶照顧者的自我效能的模式均為“主體模式”，說明失能老人和配偶照顧者的自我效能水平對自身的生活質(zhì)量有促進(jìn)作用。自我效能是個體對成功達(dá)成特定領(lǐng)域行為目標(biāo)所需能力的預(yù)期、信心或信念，較高的自我效能感會對個體健康行為管理產(chǎn)生積極影響，提升自我效能感可增強(qiáng)其自理能力和康復(fù)效果，改善生活質(zhì)量[17]。但兩者間的客體效應(yīng)均不顯著，表明自我效能更多地是基于“自我”，而不是基于對方，即個人因素最有可能影響自我效能和自我信念[18]。此外，積極情感在自我效能和生活質(zhì)量間起到促進(jìn)作用，積極的情感能夠?yàn)槲磥淼膽?yīng)對建立資源，促進(jìn)更好的健康狀態(tài)[19]。因此，為失能老人和配偶照顧者提供情緒應(yīng)對支持利于增進(jìn)幸福感，提升生活質(zhì)量。