許志英，林 梅，葛紅玥

天津醫(yī)科大學總醫(yī)院，天津300041

心房顫動是最常見的心律失常之一，目前全球心 房顫動病人約有3 350 萬人，并且發(fā)病率呈上升趨勢[1]。射頻消融是治療心房顫動的有效方式，但術后仍有30%～50%的復發(fā)率[2]。對手術的恐懼、對心房顫動復發(fā)的擔憂以及手術藥物等治療的經(jīng)濟負擔容易使病人產(chǎn)生不良情緒，這是適應不良的表現(xiàn)。有研究指出，不良情緒會增加術后心房顫動復發(fā)的風險[3]。而有些病人能適應良好，心理彈性起到一定的作用[4]。心理彈性是一種積極的心理資源，受到領悟社會支持和樂觀情緒的影響[5]，并與生活滿意度[6]、生活質(zhì)量[7]呈正相關，并且有研究顯示心理彈性水平高的病人受到疾病的負面影響較小[8]。因此，關注行射頻消融術的心房顫動病人的心理彈性至關重要。既往研究大多是對某疾病人群心理彈性的橫斷面調(diào)查，個體在經(jīng)歷應激事件后心理彈性水平會隨著時間推移而變化[9]，尚未見心房顫動病人射頻消融術后心理彈性變化趨勢以及影響該趨勢因素的研究。此外，用多水平模型處理縱向數(shù)據(jù)越來越受到青睞,其優(yōu)勢體現(xiàn)在：①可以同時分析因變量個體內(nèi)變化和個體間的差異；②每次測量時間間隔可以不相同；③允許存在隨機缺失值；④該模型可以處理時變協(xié)變量；⑤可評估因變量隨時間的變化率與初始水平之間的關聯(lián)等[10]。因此，本研究運用多水平模型分析射頻消融術后的心房顫動病人心理彈性的變化趨勢以及影響該趨勢的因素。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采取便利抽樣的方法，選取2018 年11 月—2019 年3 月在天津市某三級甲等醫(yī)院行射頻消融術的心房顫動病人為研究對象，并隨訪至術后6 個月。根據(jù)單組重復測量資料的樣本量計算公式:

通過預實驗，確定同一個體重復測量間的相關系數(shù)ρ 為0.74，以樣本標準差代替總體標準差為15.25，規(guī)定容許誤差δ 為標準差的0.25 倍，k 為測量次數(shù)，最終確定至少需要52 例，再加上15%的失訪率，樣本量至少為61 例。納入標準：病歷上明確診斷為非瓣膜性心房顫動并且行射頻消融術；年齡≥18 歲；具有良好的溝通和閱讀理解能力；病人知情同意并能按時隨訪；居住在本市。排除標準：射頻消融術后出現(xiàn)嚴重并發(fā)癥者；合并嚴重的心肺功能不全等疾病者；有嚴重精神疾病者。

1.2 方法

1.2.1 調(diào)查工具

1.2.1.1 一般資料調(diào)查表 自行設計一般資料調(diào)查表，包括人口學資料，如年齡、性別、文化程度和婚姻狀況等；疾病相關資料，如心房顫動類型、手術次數(shù)、合并癥個數(shù)。

1.2.1.2 心理彈性量表（The Connor‐Davidson Resilience Scale，CD‐RISC） 該 量 表 由 美 國 學 者Connor 和Davidson[11]研制，由我國學者Yu 等[12]進行漢化，漢化版CD‐RISC 共計25 個條目，劃分為堅韌性（13 個條目）、力量性（8 個條目）、樂觀性（4 個條目），采用Likert 5 級評分，0 分代表“從來不”，4 分代表“總是如此”，各條目均為正向計分，總分0～100 分，得分越高表示被測者的心理彈性水平越高。該量表在我國青少年中得到驗證，總量表的Cronbach's α 系數(shù)為0.89。

1.2.1.3 領悟社會支持量表（The Perceived Social Support Scale，PSSS） 該量表由Zimet 等[13‐14]編制，我國學者進行漢化。PSSS 由12 個條目構(gòu)成，劃分為家庭支持、朋友支持和其他支持3 個維度。采用Likert 7 級評分，各條目均為正向計分，從“極不同意”到“極同意”分別計為1～7 分，總分越高代表領悟到的社會支持程度越高。漢化版PSSS 總量表及各維度的Cronbach's α系數(shù)分別為0.840，0.818，0.820，0.813，并且具有良好的結(jié)構(gòu)效度[15]。

1.2.1.4 正負情緒量表（The Positive and Negative Affect Scale，PANAS） 該量表由Watson 等研制，由20 個描述情緒、情感的詞組成[16]，每個詞匯對應1 個條目。PANAS 分為正性情緒和負性情緒兩個維度，采用Likert 5 級評分法，1 分表示“幾乎沒有”，5 分表示“非常多”，測量被試者近1～2 周的情緒。漢化版PANAS 總的Cronbach's α 系數(shù)為0.82，正性、負性情緒兩個維度的Cronbach's α 系數(shù)分別為0.85，0.83[17]。

1.2.2 資料收集方法 本研究獲得醫(yī)院倫理委員會的批準。研究者本人向符合納入與排除標準的病人介紹本研究的目的和內(nèi)容，病人知情并同意參加后納入研究。向研究對象介紹問卷填寫的方法，告知其術后住院期間（基線）需完成一般資料調(diào)查表、CD‐RISC、PSSS 和PANAS，術后1 個月、3 個月、6 個月門診復查時需完成CD‐RISC、PSSS 和PANAS。建立隨訪記錄表，記錄研究對象的姓名、隨訪日期以及聯(lián)系方式，若超過隨訪日2 周末隨訪則此次隨訪視為失訪。由本人及另1 名小組成員發(fā)放并回收問卷，本研究基線收回140 份問卷，術后1 個月、3 個月、6 個月分別收回有效問 卷134 份、137 份、133 份，回 收 率 分 別 為95.7%、97.9%、95.0%。

1.2.3 統(tǒng)計學方法 使用SPSS23.0 軟件進行統(tǒng)計分析。服從正態(tài)分布的計量資料采用均數(shù)±標準差（x±s）進行描述；計數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比進行描述。采用Mplus 7.4 軟件對縱向數(shù)據(jù)運用多水平模型進行分析。

2 結(jié)果

2.1 病人的一般資料（見表1）

表1 病人一般資料（n=140）

2.2 病人心理彈性、領悟社會支持和正負情緒的得分 情況（見表2）2.3 多水平模型 采用Mplus 7.4 軟件對縱向數(shù)據(jù)運用多水平模型進行分析，縱向數(shù)據(jù)的多水平模型也稱為發(fā)展模型。建立多水平模型的步驟如下：

表2 病人心理彈性、領悟社會支持和正負情緒得分（x±s） 單位：分

A 無條件均值模型（空模型），公式為：

水平1（重復測量）

Yij=β0j+εij

水平2（個體）

β0j=β00+μ0j

結(jié)果可以計算組內(nèi)相關系數(shù)（ICC），有研究認為ICC＞0.059 則表示存在組內(nèi)相關性，需要進行多水平模型建模。模型中的εij和μ0j表示隨機效應部分，β00表示固定效應部分。

B 無條件增長模型，公式為：

水平1（重復測量）

Yij=β0j+β1jtimeij+εij

水平2（個體）

β0j=β00+μ0j

β1j=β10+μ1j

C 將水平2 解釋變量（非時變變量）納入增長模型，在本研究中為研究對象的人口學資料和疾病資料，對分類變量進行啞變量賦值。公式為：

水平1（重復測量）

Yij=β0j+β1jtimeij+εij

水平2（個體）

β0j=β00+β01Xj+…+μ0j

β1j=β10+β11Xj+…+μ1j

D 將水平1 解釋變量（時變變量）納入增長模型，本研究中為領悟社會支持、正負情緒。公式為：

水平1（重復測量）

Yij=β0j+β1jtimeij+β2jzij+…+εij

水平2（個體）

β0j=β00+β01Xj+…+μ0j

β1j=β10+β11Xj+…+μ1j

β2j=β20+β21Xj+…+μ2j

…

E 將水平1 解釋變量與時間的交互項納入增長模型（全模型），公式為：

水平1（重復測量）

Yij=β0j+β1jtimeij+β2jzij+β3jtimeijzij…+εij

水平2（個體）

β0j=β00+β01Xj+…+μ0j

β1j=β10+β11Xj+…+μ1j

β2j=β20+β21Xj+…+μ2j

β3j=β30+μ3j

…

所有模型均采用極大似然法（ML）進行估計，采用?2 倍的對數(shù)似然值（?2LL）、Akaike's 信息標準（AIC）和貝葉斯信息標準（BIC）評價模型擬合的結(jié)果，其值越小表示模型擬合數(shù)據(jù)越好。啞變量賦值方式見表3，多水平模型結(jié)果見表4。

表3 啞變量賦值方式

表4 多水平模型結(jié)果

（續(xù)表）

模型B 結(jié)果顯示，在未納入變量的情況下，心理彈性的增長速率為2.839 分（P＜0.001）；模型C 結(jié)果顯示，納入水平2 變量后，文化程度和家庭人均月收入對病人基線的心理彈性水平的影響顯著，心理彈性的平均變化速率為1.811 分（P＜0.001），文化程度、喪偶和長程持續(xù)性心房顫動對增長速率有影響；模型D 結(jié)果顯示，控制水平1 和水平2 變量后，心理彈性的平均變化速率為0.821 分（P＞0.05），只有領悟社會支持對心理彈性的效應顯著（β20=0.410，P＜0.05）；模型E 為最終的模型，納入交互項后的結(jié)果，控制水平1 變量、水平2 變量和交互項后，病人心理彈性的平均基線水平為38.624 分（P＜0.001），男性比女性病人基線的心理彈性水平高7.373 分（P＜0.05），“本科及以上”比“小學及以下”的病人的基線心理彈性水平高18.786 分（P＜0.001），喪偶比配偶健在的病人的基線心理彈性水平低9.490 分（P＜0.05），家庭人均月收入3 001～4 999 元和≥5 000 元比＜3 000 元的病人的基線心理彈性水平分別高7.235 分（P＜0.05）和9.570 分（P＜0.01），持續(xù)性心房顫動比陣發(fā)性心房顫動病人基線的心理彈性水平低5.407 分（P＜0.05）。病人心理彈性的平均增長速率為2.324 分（P＜0.01），文化程度為?？?、本科及以上的病人與文化程度為小學及以下的病人心理彈性增長速率的差值分別為0.903 分（P＜0.05）和1.632 分（P＜0.001），喪偶比配偶健在的病人心理彈性增長速率低1.081 分（P＜0.01）。增長速率和基線水平的協(xié)方差為負值（P＜0.001），說明基線水平高的病人，心理彈性的增長速率慢。

領悟社會支持對心理彈性的平均效應為0.150（P＜0.05）；正性情緒和負性情緒對心理彈性的平均效應分別為0.046（P＜0.01）和?0.037（P＜0.05）。心房顫動病人射頻消融術后6 個月內(nèi)領悟社會支持對心理彈性的影響隨著時間變化不顯著（β50=0.016，P＞0.05）；心房顫動病人射頻消融術后6 個月內(nèi)正性情緒和負性情緒對心理彈性的影響隨著時間變化而變化（β60=0.047，P＜0.05；β70=?0.046，P＜0.05），并且不同個體間變化不同，差異具有統(tǒng)計學意義（τ66=0.034，P＜0.001；τ77=0.015，P＜0.001）。

3 討論

3.1 影響心房顫動病人射頻消融術后住院期間心理彈性的因素 女性病人基線心理彈性水平低于男性，因女性大部分承擔著照顧家人的角色，因生病住院使其家庭角色缺失，導致其射頻消融術后住院期間心理彈性低于男性，與趙雯雯等[18]的研究結(jié)果一致。文化程度為本科及以上與小學及以下差異具有統(tǒng)計學意義，Zhao 等[19]發(fā)現(xiàn)糖尿病病人中受教育程度較高的病人具有較高的心理彈性。文化程度高的病人可能對疾病的了解更加深入和全面，更容易理解和接受射頻消融手術治療。喪偶病人的基線心理彈性水平低于配偶健在的病人，與King 等[20]研究結(jié)果一致。喪偶是壓力最大的事件之一，對病人的心理造成打擊，易出現(xiàn)抑郁癥狀[21]，因而其心理彈性水平較低。家庭人均月收入高的病人心理彈性顯著高于收入低者，收入低的病人家庭經(jīng)濟負擔較重，除手術、藥物等治療費用壓力外，還要面對因生病住院不能工作產(chǎn)生的對家庭的內(nèi)疚感，醫(yī)護人員應給予心理疏導，使其明白身體健康凌駕于金錢之上并積極配合治療。持續(xù)性心房顫動較陣發(fā)性心房顫動發(fā)生腦梗死的風險高、梗死面積大和復發(fā)率高[2,22]，可能是持續(xù)性心房顫動病人心理彈性低于陣發(fā)性心房顫動病人的重要原因。研究對象住院期間，領悟社會支持和正性情緒對心理彈性的正向效應，以及負性情緒對心理彈性的負向效應均顯著，與Gao等[5]研究結(jié)果一致。

3.2 心房顫動病人射頻消融術后6 個月內(nèi)的心理彈性變化趨勢 心房顫動病人射頻消融術后6 個月內(nèi)心理彈性整體呈緩慢增長趨勢。Kumpfer[23]的心理彈性框架理論認為，個體在經(jīng)歷應激后，心理彈性過程可呈現(xiàn)3 種結(jié)果：心理彈性重組，即心理彈性達到更高的水平；適應，即心理彈性恢復到應激之前的狀態(tài)；適應不良，即個體仍處于低心理彈性水平。在術后6 個月時，雖然心理彈性有所增長，但仍處于較低水平。與地震災區(qū)青少年1 年內(nèi)心理彈性變化趨勢一致[24]。首發(fā)缺血性腦卒中病人心理彈性從住院期間到發(fā)病6 個月呈下降趨勢，可能原因為缺血性腦卒中致殘率高、疾病恢復慢并影響病人的生活質(zhì)量。而本研究對象在研究期間心理彈性上升，可能與射頻消融術的治療效果較好，病人癥狀減輕和生活質(zhì)量的提高有關。由于本研究僅隨訪到術后6 個月，未來研究應延長隨訪時間，觀察該人群的心理彈性變化趨勢。

3.3 心房顫動病人射頻消融術后6 個月內(nèi)心理彈性變化趨勢的影響因素 文化程度和婚姻狀況影響心房顫動病人射頻消融術后6 個月內(nèi)心理彈性增長速率，專科以上學歷的病人心理彈性增長速率大于小學及以下的病人，文化程度在一定程度上可以體現(xiàn)個體的社會地位和經(jīng)濟水平，文化程度高的病人受到來自各方面的支持較多，從而心理彈性增長較快。喪偶病人的心理彈性增長速率低于配偶健在的病人，配偶可給予病人生活上的照顧和精神支持，使其更好地適應疾病和手術，所以其心理彈性增長較快。

領悟社會支持對心理彈性的平均效應顯著，但不隨著時間的變化而變化，可能原因為領悟社會支持是病人長期處于社會中所感受到的一種穩(wěn)定的支持狀態(tài)。Siriwardhana 等[25]的研究結(jié)果顯示，研究對象在基線和1 年時的心理彈性與社會支持均相關。醫(yī)護人員應該給予病人醫(yī)療上的幫助和支持，家庭成員應給予病人關懷、照顧及經(jīng)濟上的支持，使其感受到社會各方面的支持，以使領悟社會支持穩(wěn)定地促進心理彈性的發(fā)展。正性情緒越高的病人心理彈性水平越高，負性情緒對心理彈性的影響則相反，此與何藝等[26]研究結(jié)果一致。由于本研究使用的正負情緒測量工具是評估對象近2 周的情緒，而情緒受外部環(huán)境的影響波動起伏較大，心理彈性則相對情緒較穩(wěn)定，因此，正負情緒對心理彈性的影響隨時間變化顯著。研究表明，積極情緒能夠降低患心血管疾病的風險[27]，焦慮、抑郁等負性情緒又是心房顫動復發(fā)的危險因素[3]，因此，醫(yī)護人員應給予病人心理護理，告知其體察自己的情緒、適當表達自己的情緒并以合理的方式舒緩情緒（如冥想、聽音樂、積極情緒書寫表達等）。

4 小結(jié)

心房顫動病人射頻消融術后6 個月內(nèi)心理彈性呈緩慢上升趨勢，文化程度和婚姻狀況影響病人心理彈性的增長速率，領悟社會支持和正負情緒均影響病人的心理彈性，但是正負情緒對心理彈性的影響隨時間推移而變化。醫(yī)護人員應多渠道給病人提供健康信息，進行心理護理，以調(diào)節(jié)病人的情緒；多關注文化程度低和喪偶的病人，給他們提供醫(yī)療幫助和心理支持，促進其心理彈性的提升，從而使其能適應疾病和手術并加速康復。