石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院（832002） 王文婷 王玉環(huán)吳復(fù)琛 王美艷 陳雪峰 楊 雪

維吾爾族、哈薩克族失能老年人居家照護(hù)者的照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁*

石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院（832002） 王文婷 王玉環(huán)△吳復(fù)琛 王美艷 陳雪峰 楊 雪

目的探討社會(huì)支持在居家照護(hù)者的照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間的調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)。方法采用照護(hù)負(fù)擔(dān)量表、抑郁自評(píng)量表、社會(huì)支持量表，對(duì)新疆621名維、哈失能老年人居家照護(hù)者進(jìn)行調(diào)查，運(yùn)用回歸分析檢驗(yàn)變量間的效應(yīng)關(guān)系。結(jié)果“照護(hù)負(fù)擔(dān)×社會(huì)支持”交互作用項(xiàng)的回歸系數(shù)β＝－0．060，P＜0．05；以抑郁為因變量的回歸方程在引入交互作用項(xiàng)后新增解釋量ΔR2＝0．004，P＜0．05；社會(huì)支持在照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為46．22%。結(jié)論社會(huì)支持在照護(hù)者照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間起調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)。

維、哈居家照護(hù)者 照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁 社會(huì)支持

居家照護(hù)者指家庭成員中提供身體護(hù)理或醫(yī)療護(hù)理的決策者，包括與患者有關(guān)聯(lián)的家人、親戚、朋友，花費(fèi)最多時(shí)間且不用付護(hù)理費(fèi)用的家屬［1］。研究顯示，居家照護(hù)者在照護(hù)過程中會(huì)出現(xiàn)不同程度的抑郁情緒［2］，照護(hù)者抑郁與其照護(hù)負(fù)擔(dān)密切相關(guān)，照護(hù)負(fù)擔(dān)越高，抑郁水平越高［3］。照護(hù)者的抑郁、焦慮等容易誘發(fā)心理情緒紊亂，導(dǎo)致照護(hù)能力下降，進(jìn)而影響其自身及被照護(hù)者生活質(zhì)量［4］。

社會(huì)支持是指?jìng)€(gè)體所感受到的來自其所在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)成員的關(guān)心、尊重和重視的一種行為或信息［5］，對(duì)個(gè)體的身心健康有促進(jìn)作用，社會(huì)支持度越高，個(gè)體抑郁評(píng)分越低［6］，而社會(huì)支持的減少會(huì)導(dǎo)致不良健康狀況發(fā)生［7］。社會(huì)支持的緩沖模型［8］認(rèn)為當(dāng)個(gè)體處于壓力狀態(tài)時(shí)，能從自己的社會(huì)支持系統(tǒng)獲得幫助和支持，從而緩解壓力所產(chǎn)生的消極影響。研究發(fā)現(xiàn)，照護(hù)者社會(huì)支持水平越高，其照護(hù)負(fù)擔(dān)、抑郁水平就越低［9－10］。

本研究旨在深入分析三者間的作用機(jī)制，為照護(hù)者抑郁情緒的干預(yù)提供依據(jù)。鑒此，提出假設(shè)1：社會(huì)支持在照護(hù)者照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間起到調(diào)節(jié)效應(yīng)；假設(shè)2：社會(huì)支持在照護(hù)者照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間起到中介效應(yīng)。

對(duì)象與方法

1．對(duì)象

采用“維、哈族人群聚集的縣市－社區(qū)（鄉(xiāng)鎮(zhèn)）－村莊”多階段分層整群抽樣法，于2013年9月至2014年1月抽取新疆烏魯木齊市、沙灣縣和托克遜縣的共十七個(gè)村及六個(gè)社區(qū)627對(duì)居家失能老年人及其照護(hù)者，以家庭為單位入戶調(diào)查?；厥沼行柧?21份，其中維吾爾族306人，哈薩克族315人；男性177人，女性444人；平均年齡41歲；照護(hù)者為配偶199人，子女和兒媳409人，其他13人。失能老年人采用日常生活能力量表（KatzADL）評(píng)估并確定；居家照護(hù)者納入標(biāo)準(zhǔn)：①年齡≥18歲，承擔(dān)60歲及以上失能老年人的照護(hù)；②屬于家庭內(nèi)或氏族內(nèi)成員；③不收取任何照護(hù)費(fèi)用；④對(duì)調(diào)查知情同意并配合調(diào)查。排除標(biāo)準(zhǔn)：認(rèn)知障礙，無法配合完成問卷者。

本研究得到石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院學(xué)術(shù)倫理委員會(huì)同意，所有研究對(duì)象均簽署知情同意書。

2．工具

（1）照護(hù)負(fù)擔(dān)量表（zarit burden interview）［11－12］，由22個(gè)條目組成，從照護(hù)者健康情況、精神狀態(tài)、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)生活4個(gè)方面進(jìn)行評(píng)估。每道題0～4計(jì)分，總分88分，分值越高，照護(hù)負(fù)擔(dān)越重?？偡帧?9分為無負(fù)擔(dān)，20～39分為輕度負(fù)擔(dān)，40～59分為中度負(fù)擔(dān)，總分≥60分為重度負(fù)擔(dān)。

（2）抑郁自評(píng)量表（self－rating depression scale）［13］，由20個(gè)條目組成，反映抑郁四組特異性癥狀：精神性－情感癥狀、軀體性障礙、精神運(yùn)動(dòng)性障礙與抑郁的心理障礙。采用1～4級(jí)評(píng)分，評(píng)定時(shí)間跨度為最近一周。經(jīng)公式Y(jié)＝int（1．25X）將粗總分轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)總分。標(biāo)準(zhǔn)總分＜50為無抑郁情緒，50～59分為輕度抑郁情緒，60～69分為中度抑郁情緒，≥70分為重度抑郁情緒。

（3）社會(huì)支持量表（social support rating scale）［14］，共10個(gè)條目，分主觀支持、客觀支持和對(duì)支持的利用度三個(gè)維度，滿分66分，評(píng)分越高表示社會(huì)支持越高?？偡帧?2分為低水平，23～45分為中水平，45～66分為高水平。

課題組首先對(duì)問卷進(jìn)行漢語至維語、哈語的翻譯和回譯，確保問卷回譯率＞98%，以維、哈文版問卷進(jìn)行調(diào)查；其次，向15名懂雙語（漢維、漢哈）的調(diào)查員就問卷內(nèi)容及語言的標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)行兩周的標(biāo)準(zhǔn)化培訓(xùn)；最后，隨機(jī)選取50名維、哈失能老年人居家照護(hù)者進(jìn)行預(yù)調(diào)查。照護(hù)負(fù)擔(dān)、抑郁、社會(huì)支持的Kappa一致性系數(shù)分別為0．78、0．75、0．89。

3．統(tǒng)計(jì)方法

使用SPSS 17．0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，包括相關(guān)分析和回歸分析。以P＜0．05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

結(jié) 果

1．一般情況

照護(hù)負(fù)擔(dān)（ZBI）得分（20．04±8．55），四個(gè)維度中經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)最重［15］，其中輕度負(fù)擔(dān)45．6%，中度負(fù)擔(dān)4．5%；抑郁（SDS）得分（48．24±5．48），高于國(guó)內(nèi)常模（34．56±3．73）分［16］，抑郁檢出率38%，其中輕度33．8%，中度4．2%；社會(huì)支持（SSRS）得分（35．41± 9．95），高于國(guó)內(nèi)常模（34．56±3．73）分［17］，各維度標(biāo)準(zhǔn)化得分主觀支持最高。

2．各變量的相關(guān)分析

Spearman相關(guān)分析顯示，ZBI與SDS正相關(guān)（r＝0．385，P＜0．000），ZBI、SDS與SSRS均負(fù)相關(guān)（r＝－0．299，－0．554，均P＜0．000）。

3．調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析，根據(jù)Aiken和West［18］提出的將數(shù)據(jù)中心化以處理多重共線性問題的方法，通常要將連續(xù)性自變量做中心化處理［19］。本研究在進(jìn)行方差膨脹因子法［20］診斷出ZBI、SSRS、ZBI×SSR具有多重共線性后將ZBI、SSRS數(shù)據(jù)中心化。以SDS為因變量做層次回歸分析，第一步納入控制變量性別、年齡、教育程度、家庭收入，第二步做SDS對(duì)ZBI和SSRS的回歸，第三步做抑郁對(duì)ZBI×SSRS交互作用項(xiàng)的回歸，通過交互作用項(xiàng)回歸系數(shù)或后兩個(gè)回歸方程的新增解釋量ΔR2是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義來判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)。由表1可知，模型3納入的變量對(duì)照護(hù)者SDS變異的解釋達(dá)到56．3%，ZBI×SSRS標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β＝－0．060，P＜0．05，且ΔR2＝0．004，P＜0．05。由于ΔR2值較小，為進(jìn)一步揭示調(diào)節(jié)效應(yīng)，依據(jù)簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)法［18］，計(jì)算出SSRS為平均數(shù)正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，ZBI對(duì)SDS的預(yù)測(cè)作用，并繪制了調(diào)節(jié)效應(yīng)分析圖，由圖3可見：社會(huì)支持高分及低分組，ZBI均能預(yù)測(cè)SDS（Simple slope＝0．102，0．212；t＝5．094，4．935；P＜0．001），社會(huì)支持高分組的照護(hù)者出現(xiàn)抑郁情緒的可能較社會(huì)支持低分組小，此結(jié)果結(jié)合統(tǒng)計(jì)分析表明社會(huì)支持在照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，假設(shè)1被驗(yàn)證。

表1 層次回歸分析結(jié)果（n＝621）

圖1 社會(huì)支持在照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4．中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)溫忠麟［21］等人總結(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，建立三個(gè)回歸方程：（1）Y＝cX+e1；（2）M＝aX+e2；（3）Y＝c′X+bM+e3。X、Y、M分別為照護(hù)者SDS、ZBI、SSRS。依次檢驗(yàn)系數(shù)c，a，b和c′是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，結(jié)果見表2。標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)c，a，b，c’均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0．000），且ab與c′同號(hào)，說明社會(huì)支持屬于部分中介效應(yīng)，占總效應(yīng)的比例為a×b/c＝46．22%，即照護(hù)負(fù)擔(dān)對(duì)抑郁的效應(yīng)中，有53．78%是直接效應(yīng)，另有46．22%是通過中介變量社會(huì)支持起作用的。假設(shè)2被驗(yàn)證。

表2 社會(huì)支持的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（n＝621）

討 論

從三變量關(guān)系看，社會(huì)支持在照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間存在調(diào)節(jié)效應(yīng)和部分中介效應(yīng)。社會(huì)支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)說明社會(huì)支持可以改變照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間相關(guān)的大小，具體體現(xiàn)在照護(hù)負(fù)擔(dān)對(duì)于低社會(huì)支持照護(hù)者的抑郁情緒影響更大，高社會(huì)支持組照護(hù)者的照護(hù)負(fù)擔(dān)對(duì)其抑郁情緒的影響始終小于低社會(huì)支持組。由此可知維、哈照護(hù)者較高的社會(huì)支持對(duì)他們的心理健康起到了一定的保護(hù)作用，這也可能是其抑郁情緒檢出率（38．0%）低于漢族失能老年人居家照護(hù)者抑郁情緒的一個(gè)原因［22］。對(duì)于信仰伊斯蘭教的維、哈民族，他們有著根深蒂固的孝道文化，他們認(rèn)為孝敬父母是最大的功德［23］，正如本樣本顯示65．8%的照護(hù)者是子女和兒媳。照護(hù)者照護(hù)父母的行為獲得來自親友、鄉(xiāng)親的肯定、贊揚(yáng)等支持會(huì)使他們感到照護(hù)的榮譽(yù)感，可弱化照護(hù)負(fù)擔(dān)帶來的消極情緒。此外，國(guó)家對(duì)少數(shù)民族采取的寬松生育政策使維、哈家庭中子女較多，且維、哈民族群體內(nèi)部團(tuán)結(jié)精神強(qiáng)，氏族內(nèi)、鄰里間互幫互助，照護(hù)者擁有的較多主觀支持可以緩解其抑郁情緒。

社會(huì)支持的部分中介效應(yīng)揭示了照護(hù)負(fù)擔(dān)對(duì)抑郁的影響，有一部分照護(hù)負(fù)擔(dān)導(dǎo)致照護(hù)者獲得社會(huì)支持減少，照護(hù)者因而產(chǎn)生抑郁情緒。照護(hù)者照護(hù)負(fù)擔(dān)中經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)最重［15］，而新疆對(duì)居民家庭的經(jīng)濟(jì)、醫(yī)療救助有限［24］，長(zhǎng)期承擔(dān)的照護(hù)負(fù)擔(dān)會(huì)讓他們耗盡可提供經(jīng)濟(jì)支持的人脈；沉重的照護(hù)負(fù)擔(dān)使他們精疲力竭，即使擁有社會(huì)支持資源卻未積極調(diào)動(dòng)和利用，照護(hù)者面臨困難而獲得社會(huì)支持減小的狀態(tài)導(dǎo)致出現(xiàn)抑郁情緒。

綜上所述，社會(huì)支持會(huì)改變照護(hù)負(fù)擔(dān)與抑郁間關(guān)聯(lián)的強(qiáng)弱，提示社會(huì)支持在進(jìn)行抑郁干預(yù)時(shí)的重要性。此外，中介效應(yīng)結(jié)果還提示社會(huì)支持是照護(hù)負(fù)擔(dān)影響抑郁的一個(gè)橋梁，說明照護(hù)負(fù)擔(dān)可導(dǎo)致照護(hù)者社會(huì)支持獲得減少進(jìn)而導(dǎo)致抑郁情緒，因此，社區(qū)衛(wèi)生和健康管理人員在制定提高社會(huì)支持的策略時(shí)也需以照護(hù)負(fù)擔(dān)這一壓力因素為切入點(diǎn)，評(píng)估照護(hù)負(fù)擔(dān)對(duì)社會(huì)支持產(chǎn)生哪些具體影響，這樣才能有效提高居家照護(hù)者社會(huì)支持，改善其抑郁狀況，進(jìn)而提高其自身及被照護(hù)者生活質(zhì)量。

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（責(zé)任編輯：劉 壯）

Caregiver Burden and Depression in Fam ily Caregiver of the Uygur and Kazakh Disable Elders in XinJiang

Wang Wenting，Wang Yuhuan，Wu Fuchen，et al
（Medical College of Shihezi University（832002），Shihezi）

ObjectiveTo explore themoderating and mediating role of social support in the relationship between caregiver burden and depression in fam ily caregivers of the Uygur and Kazakh disable elders in XinJiang．MethodsTotally 621 Uyghur and Kazakh fam ily caregivers of disable eldersmeasured by Zarit Burden Interaction，Self－Rating Depression Scale and Social Support Rating Scale．Regression analysiswas used．ResultsThe standardized regression coefficient beta of the term about caregiver burden×social support in hierarchical regressionmodel3 is－0．060，P＜0．05 and compared w ithmodel2and 3，R2change was 0．004，P＜0．05．Social support alsomediated the relationship between caregiver burden and depression．The proportion of themediating effectwas46．22%．ConclusionSocial supporthadmoderating and mediating effect in the relationship between caregiver burden and depression．

Family caregiver of the disable elders；Caregiver burden and depression；Social support

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（81260443）

△通信作者：王玉環(huán)，E-mail：wangyuhuan＠shzu．edu．cn