石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院(832002) 馬文娟 王玉環(huán) 黃 偉

【提 要】 目的 探討新疆牧業(yè)地區(qū)居家主要照護(hù)者健康狀況對(duì)所照護(hù)的老年人失能程度與照護(hù)時(shí)間之間的調(diào)節(jié)和中介效應(yīng)。方法 采用居家照護(hù)時(shí)間評(píng)估量表、日常生活活動(dòng)能力量表及自評(píng)健康狀況問(wèn)卷對(duì)335名新疆牧業(yè)地區(qū)哈薩克族居家失能老年人及其主要照護(hù)者進(jìn)行調(diào)查,并進(jìn)行回歸分析,檢驗(yàn)照護(hù)者健康狀況在老年人失能程度與照護(hù)時(shí)間之間的效應(yīng)關(guān)系。結(jié)果 老年人失能程度與照護(hù)者健康狀況交互作用項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為β =0.067,P<0.05。以照護(hù)者照護(hù)時(shí)間為因變量的回歸方程在引入交互作用項(xiàng)后ΔR2=0.004,P<0.05,說(shuō)明照護(hù)者健康狀況在照護(hù)時(shí)間與被照護(hù)者失能程度間起一定調(diào)節(jié)作用。照護(hù)者健康狀況的中介效應(yīng)回歸系數(shù)顯著(P<0.001),中介效應(yīng)占總效應(yīng)10.01%,說(shuō)明照護(hù)時(shí)間主要受被照護(hù)者失能程度影響,其次是通過(guò)照護(hù)者健康狀況產(chǎn)生影響。結(jié)論 新疆牧業(yè)地區(qū)居家主要照護(hù)者健康狀況在老年人失能程度與居家照護(hù)時(shí)間之間起一定的調(diào)節(jié)作用和部分中介效應(yīng)。

隨著全國(guó)老齡化的加重,主要以哈薩克族居民為主[1]的新疆牧業(yè)地區(qū)也進(jìn)入老齡化狀態(tài)。由于特殊的自然歷史環(huán)境特點(diǎn),哈薩克族失能老年人主要選擇居家照護(hù)為主[2],其照護(hù)者多為不計(jì)報(bào)酬的被照護(hù)者子女[3]。長(zhǎng)期照護(hù)失能老年人除了占用照護(hù)者正常勞作時(shí)間外,還給牧業(yè)地區(qū)本不富裕的哈薩克族居民家庭帶來(lái)不可估計(jì)的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)[4]。本研究前期發(fā)現(xiàn)，哈薩克族失能老年人居家照護(hù)者經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較漢族與維吾爾族重且給予相應(yīng)干預(yù)措施后仍無(wú)法改善[5]，提示對(duì)牧業(yè)地區(qū)哈薩克族居家照護(hù)者提供相應(yīng)政策支持及照護(hù)費(fèi)用補(bǔ)償?shù)谋匾院途o迫性。對(duì)長(zhǎng)期照護(hù)失能老年人給予一定的照護(hù)費(fèi)用補(bǔ)償?shù)那疤崾沁M(jìn)行衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)評(píng)價(jià)。研究表明，居家照護(hù)時(shí)間常反映照護(hù)服務(wù)數(shù)量[6],且照護(hù)時(shí)間成本在各項(xiàng)社會(huì)照護(hù)成本中所占比重最高[7]。因此,準(zhǔn)確測(cè)量居家照護(hù)者照護(hù)時(shí)間[8],并在保證照護(hù)質(zhì)量的前提下盡量縮短照護(hù)時(shí)間是合理經(jīng)濟(jì)學(xué)補(bǔ)償?shù)那疤?。照護(hù)者照護(hù)時(shí)間受多種因素影響,其中失能程度在眾多影響照護(hù)時(shí)間的因素中所占比重最高,失能程度越重的老年人自理能力越差,所需照護(hù)時(shí)間越長(zhǎng)[9]。也有研究表明居家主要照護(hù)者健康狀況與其所提供的照護(hù)時(shí)間呈正相關(guān)[10]。居家照護(hù)者照護(hù)時(shí)間與老年人失能程度、主要照護(hù)者健康狀況三者間如何作用，其機(jī)制尚未見報(bào)道。因此本研究以照護(hù)時(shí)間為因變量,假設(shè)：①居家主要照護(hù)者健康狀況在老年人失能程度與照護(hù)時(shí)間之間起調(diào)節(jié)效應(yīng);②居家主要照護(hù)者健康狀況在老年人失能程度與照護(hù)時(shí)間之間起中介效應(yīng)。本研究將對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證,深入探究三者間作用機(jī)制,以便有針對(duì)性對(duì)新疆牧業(yè)地區(qū)哈薩克族居家主要照護(hù)者照護(hù)時(shí)間成本進(jìn)行補(bǔ)償。

對(duì)象與方法

1.對(duì)象

于2017年9月至2018年2月對(duì)新疆牧業(yè)地區(qū)哈薩克族居家失能老年人及其主要照護(hù)者進(jìn)行調(diào)查。采用便利抽樣法選取塔城地區(qū)裕民縣下轄3個(gè)鄉(xiāng)的14個(gè)村莊及1個(gè)牧場(chǎng)和阿勒泰地區(qū)福?？h下轄3個(gè)鄉(xiāng)的16個(gè)村莊作為調(diào)查地區(qū)。失能老年人納入標(biāo)準(zhǔn):①年齡≥60歲新疆牧業(yè)地區(qū)哈薩克族老年人,且喪失部分或者全部日常生活自理能力(actirity of daily living scale,ADL量表篩選);②當(dāng)?shù)爻Ｗ【用?③對(duì)本研究知情同意并配合調(diào)查者。居家照護(hù)者納入標(biāo)準(zhǔn):①年齡≥18歲,是60歲及以上新疆牧業(yè)地區(qū)哈薩克族失能老年人居家主要照護(hù)者,如有多位,由被照護(hù)者指定1位為主;②屬家庭內(nèi)或氏族內(nèi)成員,且不收取任何照護(hù)費(fèi)用;③照護(hù)時(shí)間≥6個(gè)月;④對(duì)調(diào)查知情同意并配合者。排除標(biāo)準(zhǔn):認(rèn)知障礙或無(wú)法正常表達(dá),拒絕配合完成問(wèn)卷者。本研究獲得石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院學(xué)術(shù)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)。本次研究最終共回收352份問(wèn)卷,其中有效問(wèn)卷335份,有效問(wèn)卷回收率為95%。

2.工具

(1)日常生活活動(dòng)能力量表(katz activing of daily living scale,KatzADL):由美國(guó)的Lawton和Brody制定,用以評(píng)定老年人的日常生活活動(dòng)能力,反映其失能程度(ADL),分為完全可以做、有些困難、需要幫助和自己完全不能做4個(gè)等級(jí)，分別記1～4分,總分最低14 分,屬于完全正常;> 14 分,有不同程度功能下降;得分越高,失能程度越重;最高56分。鑒于哈薩克族老年男性有不做家務(wù)的風(fēng)俗習(xí)慣,將“是否由于健康及記憶原因?qū)е吕夏耆嘶顒?dòng)受限”放在評(píng)估失能程度每項(xiàng)指標(biāo)前，以此評(píng)估并確定被照護(hù)者是否真正由于失能導(dǎo)致。對(duì)50名牧區(qū)哈薩克族居家失能老年人進(jìn)行預(yù)調(diào)查,此量表Cronbach α系數(shù)為0.928。

(2)居家照護(hù)時(shí)間評(píng)估量表:自行編制,量表分為軀體活動(dòng)照護(hù)時(shí)間(activity of daily living time,ADLT)、日常家務(wù)活動(dòng)照護(hù)時(shí)間(instrumental ADLT,IADLT)、監(jiān)護(hù)時(shí)間及精神心理照護(hù)時(shí)間四個(gè)維度，共19個(gè)條目。預(yù)調(diào)查結(jié)果顯示,Cronbach α系數(shù)為0.875。

(3)自評(píng)健康狀況問(wèn)卷(self-rated health status quection,SRH):依據(jù)Likert 5級(jí)評(píng)分法將自評(píng)健康狀況劃為“1=好”、“2=較好”、“3=一般”、“4=不太好”、“5=不好”五個(gè)等級(jí),分別記為1～5分,以分類變量計(jì)算時(shí)將“好”、“較好”、“一般”劃為良好,“不太好”、“不好”劃為較差。

3.統(tǒng)計(jì)方法

利用SPSS 23.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析,主要包括相關(guān)分析及調(diào)節(jié)、中介效應(yīng)檢驗(yàn)。(1)將被照護(hù)老年人ADL、居家照護(hù)時(shí)間、主要照護(hù)者SRH做兩兩相關(guān)分析;(2)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn):應(yīng)用層次回歸法進(jìn)行:照護(hù)時(shí)間作為因變量,第一步納入照護(hù)者性別、年齡這兩個(gè)控制變量;第二步為降低多重共線性對(duì)結(jié)果的干擾[11-12],將老年人ADL與照護(hù)者SRH得分進(jìn)行中心化處理[13-14],并做照護(hù)時(shí)間對(duì)老年人ADL與照護(hù)者SRH的回歸;第三步做照護(hù)時(shí)間對(duì)老年人ADL×照護(hù)者SRH的回歸。如果乘積項(xiàng)回歸系數(shù)顯著,則存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。但若ΔR2較小,據(jù)簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)法[12],計(jì)算照護(hù)者SRH為平均數(shù)正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí),被照護(hù)老年人ADL對(duì)居家照護(hù)時(shí)間的預(yù)測(cè)作用,繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)分析圖,進(jìn)一步驗(yàn)證調(diào)節(jié)效應(yīng)。(3)中介效應(yīng)檢驗(yàn):依據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序[15]建立三個(gè)回歸方程:①Y=cX+e1;②M=aX+e2;③Y=c’X+bM+e3(Y為居家照護(hù)時(shí)間,X為老年人ADL,M為居家主要照護(hù)者SRH),依次檢驗(yàn)方程系數(shù)c、a、b及c’是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義來(lái)判斷中介效應(yīng)是否存在。其中P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

結(jié)果

1.各變量相關(guān)分析

Pearson相關(guān)分析結(jié)果顯示,被照護(hù)老年人ADL與照護(hù)時(shí)間、主要照護(hù)者SRH均正相關(guān)(r=0.841,P<0.001；0.388，P<0.01),照護(hù)時(shí)間與主要照護(hù)者SRH正相關(guān)(r=0.511,P<0.001),為進(jìn)一步檢驗(yàn)調(diào)節(jié)、中介效應(yīng)奠定了基礎(chǔ)。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

由表1模型3可知,老年人ADL×照護(hù)者SRH的回歸系數(shù)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,其標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.067(P<0.05),ΔR2= 0.004(P<0.05),居家主要照護(hù)者SRH 在被照護(hù)老年人ADL與照護(hù)時(shí)間之間存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。因ΔR2較小,繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)分析圖。由圖1可知，照護(hù)者SRH較差和良好組的老年人ADL均能預(yù)測(cè)居家照護(hù)時(shí)間(簡(jiǎn)單斜率simple slope = 0.261,0.221;t= 24.234,15.447;P<0.001),照護(hù)者SRH良好組的老年人ADL越重，其居家照護(hù)時(shí)間越短。假設(shè)①被驗(yàn)證。

表1 層次回歸分析結(jié)果(n=335)

*:P<0.05,**:P<0.001。

圖1 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析圖

3.中介效應(yīng)檢驗(yàn)

由表3可知居家主要照護(hù)者SRH在被照護(hù)老年人ADL與照護(hù)時(shí)間之間的中介效應(yīng)顯著,回歸系數(shù)c’顯著,且ab與c’同號(hào),說(shuō)明照護(hù)者SRH屬于部分中介效應(yīng),中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為a×b/c=10.01%,即被照護(hù)老年人ADL對(duì)居家照護(hù)時(shí)間的效應(yīng)中,有10.01%是通過(guò)照護(hù)者SRH間接影響的。假設(shè)②被驗(yàn)證。

表3 照護(hù)者自評(píng)健康狀況的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果(n=335)

討論

既往在研究關(guān)于失能老年人居家照護(hù)時(shí)間問(wèn)題上,學(xué)者們更多關(guān)注被照護(hù)者失能程度對(duì)照護(hù)時(shí)間的影響,忽略了照護(hù)者本身健康狀況對(duì)照護(hù)時(shí)間的影響。新疆牧業(yè)地區(qū)居家主要照護(hù)者健康狀況的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示,照護(hù)者健康狀況能夠影響不同失能程度老年人對(duì)居家照護(hù)時(shí)間關(guān)系的強(qiáng)弱,即健康狀況較差的照護(hù)者照護(hù)失能程度較重老年人時(shí),照護(hù)時(shí)間要高于健康狀況較好者。分析其可能原因:其一,本研究失能老年人主要照護(hù)者中75.2%是其子女,子女照護(hù)者健康狀況遠(yuǎn)高于配偶照護(hù)者。由于配偶照護(hù)者年齡較大、文化程度較低、照護(hù)能力較弱、照護(hù)負(fù)擔(dān)較重,在照護(hù)同樣失能程度老年人時(shí)均會(huì)間接降低照護(hù)者照護(hù)效率,延長(zhǎng)照護(hù)時(shí)間，同樣，有學(xué)者也發(fā)現(xiàn)健康狀況相對(duì)較差的失能老年人配偶照護(hù)者會(huì)花費(fèi)大量時(shí)間完成照護(hù)活動(dòng)[16-17]。其二,被照護(hù)者失能程度越重,自理能力越差,日常家務(wù)活動(dòng)甚至基本日常生活活動(dòng)需要他人完成,所需照護(hù)時(shí)間必然會(huì)高于失能程度較輕者,在居家照護(hù)者健康狀況較差的狀況下會(huì)加重照護(hù)者負(fù)擔(dān),從而延長(zhǎng)總照護(hù)時(shí)間,說(shuō)明失能程度較重及照護(hù)者健康狀況較差二者共存時(shí),對(duì)照護(hù)時(shí)間延長(zhǎng)有交互作用。

新疆牧業(yè)地區(qū)居家主要照護(hù)者健康狀況的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示,照護(hù)者健康狀況在老年人失能程度與照護(hù)時(shí)間之間起部分中介效應(yīng),即老年人失能程度一方面直接對(duì)照護(hù)時(shí)間起作用,另一方面通過(guò)影響居家主要照護(hù)者健康狀況起作用,即長(zhǎng)時(shí)間、高強(qiáng)度的照護(hù)失能程度較重的老年人,照護(hù)者身體健康狀況會(huì)受到不同程度影響。雖然牧區(qū)居家主要照護(hù)者以老年人子女居多,與配偶照護(hù)者相比,子女年齡較低、身體素質(zhì)相對(duì)較好,但基于牧區(qū)醫(yī)療救助體系落后,老年人幾乎完全由居家照護(hù)者照護(hù),其失能程度越重,照護(hù)需求量越大,導(dǎo)致照護(hù)者健康、精神、社會(huì)生活和經(jīng)濟(jì)方面照護(hù)負(fù)擔(dān)加重[4]、甚至出現(xiàn)焦慮抑郁等不良心理情緒,長(zhǎng)此以往照護(hù)者身心耗竭較多,健康狀況會(huì)變差,間接延長(zhǎng)居家照護(hù)所需時(shí)間。

綜上所述,在新疆長(zhǎng)期照護(hù)保險(xiǎn)體制尚未啟動(dòng)、未富先老的情況下,對(duì)牧區(qū)失能老年人居家照護(hù)時(shí)間這一問(wèn)題進(jìn)行深入研究并為相關(guān)政府部門進(jìn)行科學(xué)合理經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償提供建議時(shí),不應(yīng)忽視居家主要照護(hù)者健康狀況這一重要指標(biāo),應(yīng)優(yōu)先給予失能程度較重的老年人且健康狀況較差的居家照護(hù)者照護(hù)時(shí)間成本補(bǔ)償,從而緩解牧區(qū)居家主要照護(hù)者照護(hù)負(fù)擔(dān),提高居民生活質(zhì)量,同時(shí)降低國(guó)家在新疆牧業(yè)地區(qū)的養(yǎng)老財(cái)政支出。