葛 爽，翟清華，李鑫靜，秦 庚

1鄭州大學(xué)醫(yī)學(xué)科學(xué)院，河南鄭州，450000；2鄭州大學(xué)第二附屬醫(yī)院，河南鄭州，450000

隨著醫(yī)學(xué)模式的轉(zhuǎn)變，醫(yī)患共同決策(shared decision making，SDM)的理念越來(lái)越受到重視。研究發(fā)現(xiàn)患者參與決策可直接影響患者的就醫(yī)過(guò)程、護(hù)理體驗(yàn)及治療效果，進(jìn)而影響患者生活質(zhì)量及就醫(yī)滿意度[1-2]。決策沖突是指?jìng)€(gè)體對(duì)需要制定的決策持不確定狀態(tài)，是影響醫(yī)患共享決策的主要因素[3]。結(jié)直腸癌是消化系統(tǒng)中發(fā)病率居首位的惡性腫瘤。早期多無(wú)明顯癥狀，被發(fā)現(xiàn)時(shí)往往已是中晚期。然而結(jié)直腸癌患者在就醫(yī)過(guò)程中，由于腔鏡、開(kāi)腹、放化療等治療手段的多樣化、并發(fā)癥和遠(yuǎn)期療效的不確定性、腸造口等手術(shù)方式帶來(lái)的生理改變及心理影響，導(dǎo)致決策過(guò)程更加復(fù)雜[4]，結(jié)直腸癌患者在決策中更顯困難和被動(dòng)，從而造成不良醫(yī)療結(jié)局。健康素養(yǎng)是指?jìng)€(gè)體獲取、理解、應(yīng)用健康信息，從而促進(jìn)健康狀態(tài)的能力[5]。研究表明健康素養(yǎng)是患者參與醫(yī)療保健的重要前提[6]。健康素養(yǎng)高的患者在治療決策中能與醫(yī)療保健專業(yè)人員有更好的溝通，決策沖突較低。參與能力是患者根據(jù)自我知識(shí)技能等做出有效決策促進(jìn)自身健康的能力[7]。對(duì)健康信息的理解和使用能力是患者在決策過(guò)程中參與能力的重要組成因素，患者健康素養(yǎng)越高，其參與能力也較強(qiáng)[8]。參與態(tài)度在心理學(xué)領(lǐng)域中是指?jìng)€(gè)體對(duì)參與客觀事件所持的心理傾向和行為傾向，參與能力是積極參與醫(yī)療問(wèn)題的前提，患者積極的參與態(tài)度會(huì)緩解決策沖突的發(fā)生[9-10]。然而目前研究較少關(guān)注健康素養(yǎng)和參與能力、參與態(tài)度協(xié)同降低決策沖突的作用機(jī)制。因此，本研究通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型探討患者參與能力和參與態(tài)度在健康素養(yǎng)與決策沖突間的中介作用，為構(gòu)建減輕結(jié)直腸癌患者決策沖突的干預(yù)方案提供參考。

1 資料來(lái)源與方法

1.1 研究對(duì)象

于2020年8月-2021年5月，采用整群抽樣方法，在鄭州市某三甲醫(yī)院抽取腫瘤內(nèi)科、消化內(nèi)科和普外科住院的結(jié)直腸癌患者進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：①病理確診為結(jié)直腸癌[11]；②年齡≥18歲；③能閱讀并理解問(wèn)卷；④知情同意。排除標(biāo)準(zhǔn)：①存在認(rèn)知障礙、精神疾??；②合并其他系統(tǒng)嚴(yán)重疾病的患者。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表。由研究者自行設(shè)計(jì)，包括年齡、性別、文化程度等人口學(xué)資料及疾病相關(guān)資料。

1.2.2 全面健康素養(yǎng)測(cè)量量表(all aspects of health literacy scale, AAHLS)。由Chinn等人編制[12]，共11個(gè)條目，包括使用書面健康信息的能力、與健康照護(hù)提供者的溝通能力、健康信息的評(píng)價(jià)和應(yīng)用能力3個(gè)維度。采用3級(jí)計(jì)分法，從1分“幾乎不”到3分“經(jīng)常”，量表總分范圍為11-33分，得分越高表明患者健康素養(yǎng)越高。量表的Cronbach's alpha為0.811。

1.2.3 患者參與能力量表 (patients participation competence scale, PPCS) 。由劉琪等人編制[13]，共31個(gè)條目，包括信息獲取、自主決策、溝通、情緒管理4個(gè)維度。采用Likert 5級(jí)計(jì)分法，從1分“非常不同意”到5分“完全同意”，量表總分范圍為31-155分，得分越高則代表患者參與能力越強(qiáng)。量表的Cronbach's alpha為0.913。

1.2.4 患者參與態(tài)度量表 (patient involvement attitude scale)。由Arnetz等人編制[14]，量表共6個(gè)條目，旨在評(píng)估患者參與的態(tài)度。采用Likert 5級(jí)計(jì)分法，從1分“完全不同意”到5分“完全同意”，量表總分范圍為6-30分，得分越高表明患者參與態(tài)度越積極。量表的Cronbach's alpha為0.776。

1.2.5 中文版決策沖突量表(decisional conflict scale, DCS)。由O'Connor等人研制[15]，共16個(gè)條目，包括5個(gè)維度，分別是知情、價(jià)值澄清、支持、不確定感、有效決策。采用0-4分評(píng)分制，量表總分=各條目分總和/條目數(shù)×25，轉(zhuǎn)換后的總分<25分為不存在決策沖突；25-37.5分為中等水平?jīng)Q策沖突；>37.5分為較高水平?jīng)Q策沖突，總分越高代表決策沖突越大[16-17]。量表的Cronbach's alpha為0.886。

1.3 調(diào)查方法

采用問(wèn)卷調(diào)查法，調(diào)查者為研究者本人，在開(kāi)始調(diào)查前，由調(diào)查者使用統(tǒng)一的指導(dǎo)語(yǔ)向患者介紹研究目的和意義，在征得患者同意后發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷，問(wèn)卷當(dāng)場(chǎng)收回并檢查，如有遺漏項(xiàng)，當(dāng)場(chǎng)補(bǔ)齊。共發(fā)放問(wèn)卷240份，全部回收，其中有效問(wèn)卷為226份，有效回收率為94.17%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 26.0和AMOS 26.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入與分析。符合正態(tài)分布的計(jì)量資料采用均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差表示，不符合正態(tài)分布的計(jì)量資料采用中位數(shù)和四分位數(shù)表示，計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)和百分比表示；對(duì)符合正態(tài)分布的計(jì)量資料兩組間比較采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，多組間比較采用單因素方差分析；對(duì)不符合正態(tài)分布的計(jì)量資料兩組間比較采用Mann-Whitney檢驗(yàn)；等級(jí)資料采用Kruskal-Wallis檢驗(yàn)。采用Harman單因素檢驗(yàn)對(duì)本研究數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，采用Pearson相關(guān)分析探討健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力和決策沖突的相關(guān)性。使用AMOS 26.0構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，采用Bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。以P<0.05表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1調(diào)查對(duì)象基本情況

本研究226名結(jié)直腸癌患者中，平均年齡為(58.37±11.42)歲；男性123人(54.4%)，女性103人(45.6%)；疾病診斷為結(jié)腸癌者127人(56.2%)，直腸癌者99人(43.8%)；家庭人均月收入<3000元的有49人(21.7%)，3000-5000元的有92人(40.7%)，>5000元的有85人(37.6%)；婚姻狀況為有配偶的有217人(96.9%)；居住地為農(nóng)村的有110人(48.7%)，城鎮(zhèn)的有116人(51.3%)。見(jiàn)表1。

2.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素檢驗(yàn)對(duì)所有測(cè)量項(xiàng)目進(jìn)行未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的主成分分析，特征根大于1的公因子共15個(gè)，其中第1個(gè)因子方差解釋率為21.63%，小于40%的推薦臨界標(biāo)準(zhǔn)，故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差變異。

2.3 不同特征結(jié)直腸癌患者決策沖突的單因素分析

不同文化程度、職業(yè)、醫(yī)療保險(xiǎn)類型、有無(wú)造口、疾病分期的結(jié)直腸癌患者決策沖突總分差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，而性別、婚姻狀況、家庭人均月收入、居住地、疾病確診時(shí)長(zhǎng)在結(jié)直腸癌患者決策沖突中差異沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。見(jiàn)表1。

表1 不同特征結(jié)直腸癌患者決策沖突的單因素分析

2.4 結(jié)直腸癌患者健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力和決策沖突的相關(guān)性分析

結(jié)直腸癌患者決策沖突總得分為(42.70±17.11)分，健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力得分分別為(24.40±2.10)分、(22.14±4.85)分、(107.03±14.26)分。健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力之間呈兩兩正相關(guān)(P<0.01)，均與決策沖突呈負(fù)相關(guān)(P<0.01)。見(jiàn)表2。

表2 健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力和決策沖突的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

2.5 參與態(tài)度、參與能力在健康素養(yǎng)與決策沖突之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析

相關(guān)分析結(jié)果顯示，變量間存在兩兩相關(guān)，滿足使用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)中介效應(yīng)的前提。以健康素養(yǎng)為自變量，決策沖突為因變量，參與態(tài)度和參與能力為中介變量建立假設(shè)模型，限定5000個(gè)樣本隨機(jī)抽樣，使用 Bootstrap 法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性，結(jié)果顯示參與能力和參與態(tài)度在健康素養(yǎng)對(duì)決策沖突的影響中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?。?jiàn)表3。結(jié)構(gòu)模型中各擬合指標(biāo)均良好：χ2/df=2.975，NFI=0.972，RFI=0.929，CFI=0.961，TLI=0.964，RMSEA(90%CI)為0.053(0.034，0.056)，P-value of the close-fit test 為0.184，SRMR=0.053。觀測(cè)變量在各潛變量上的標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷及各變量間的路徑系數(shù)均達(dá)到顯著水平。

表3 健康素養(yǎng)與決策沖突間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中介效應(yīng)檢驗(yàn)顯示，健康素養(yǎng)能夠正向預(yù)測(cè)參與能力(β=0.45，P<0.001)，參與能力能夠正向預(yù)測(cè)參與態(tài)度(β=0.18，P<0.001)，參與態(tài)度能夠負(fù)向預(yù)測(cè)決策沖突(β=-0.35，P<0.001)，說(shuō)明結(jié)直腸癌患者的健康素養(yǎng)水平越高，參與能力越強(qiáng)，進(jìn)而改善患者的參與態(tài)度，最終降低患者的決策沖突。見(jiàn)圖1。

圖1 健康素養(yǎng)和決策沖突的中介效應(yīng)模型

3 討論

3.1 結(jié)直腸癌患者決策沖突水平整體偏高

描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，結(jié)直腸癌患者決策沖突總分為(42.70±17.11)分，高于晚期癌癥患者、房顫患者、冠心病患者決策沖突水平[18-20]。可能由于結(jié)直腸癌患者的治療手段具有多樣性，而不同治療方式往往風(fēng)險(xiǎn)與收益并存，更容易面臨決策困境。且在我國(guó)文化背景下，家屬替代決策的情況也會(huì)導(dǎo)致患者在決策中處于被動(dòng)地位[21]。由于對(duì)決策有較高心理壓力的內(nèi)源性因素和決策相關(guān)知識(shí)缺乏的外源性因素的共同作用，患者可能會(huì)面臨更強(qiáng)烈的不確定感，從而產(chǎn)生決策延遲。因此，醫(yī)務(wù)工作者可對(duì)患者參與決策提供相應(yīng)的專業(yè)知識(shí)與支持鼓勵(lì)，醫(yī)院可為患者參與醫(yī)療護(hù)理等決策提供適宜且安全的環(huán)境，與家庭共同組成支持的重要部分。此外，醫(yī)務(wù)人員也應(yīng)關(guān)注決策替代者在患者決策中的作用，促進(jìn)共享決策，同時(shí)制定本土化的預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計(jì)劃。

3.2 不同文化程度、職業(yè)、醫(yī)保類型、疾病分期和有無(wú)造口的結(jié)直腸癌患者的決策沖突存在差異

本研究發(fā)現(xiàn)文化程度較低的結(jié)直腸癌患者決策沖突較高，與胡恒瑜等的研究結(jié)果一致[22]，可能原因在于文化程度低的患者獲得信息的途徑有限，且缺乏足夠的決策相關(guān)知識(shí)及信息。職業(yè)為農(nóng)民的患者決策沖突高于事業(yè)單位職員、工人及其他職業(yè)患者，原因可能在于這一職業(yè)者的經(jīng)濟(jì)水平相對(duì)較低，疾病相關(guān)知識(shí)有限，且在相對(duì)閉塞的工作環(huán)境中獲得的社會(huì)支持有限，因此其知情、支持水平較低，不確定感更強(qiáng)，容易導(dǎo)致決策沖突。醫(yī)保類型為自費(fèi)的患者決策沖突水平最高，可能與這類人群往往需要承擔(dān)更多經(jīng)濟(jì)方面的負(fù)擔(dān)，沒(méi)有更多的精力面對(duì)決策中的問(wèn)題有關(guān)。疾病分期為III期的患者決策沖突水平最高，可能原因?yàn)榻Y(jié)直腸癌處于III期的患者需要面對(duì)更為復(fù)雜的決策，不確定感更強(qiáng)，且仍對(duì)治療和疾病預(yù)后抱有較高的期待；而IV期的患者決策沖突最低，可能與晚期癌癥患者在生存質(zhì)量上有更多的需求[23]，缺少?zèng)Q策精力和能力有關(guān)。有造口的患者決策沖突更高，可能是由于造口手術(shù)對(duì)功能損害較大，嚴(yán)重影響患者的生活習(xí)慣、個(gè)人形象等，在決策時(shí)其要面對(duì)更大的壓力和負(fù)擔(dān)。因此在患者住院治療期間，醫(yī)護(hù)人員可根據(jù)結(jié)直腸癌患者的文化程度、職業(yè)、醫(yī)保類型、疾病分期、有無(wú)造口的差異，針對(duì)性制定健康教育和管理方案，有效降低患者的決策沖突。

3.3 參與態(tài)度和參與能力在結(jié)直腸癌患者健康素養(yǎng)和決策沖突之間起中介作用

研究顯示，結(jié)直腸癌患者的參與能力和參與態(tài)度在其健康素養(yǎng)和決策沖突之間起中介作用，即一方面健康素養(yǎng)直接影響決策沖突，另一方面分別通過(guò)參與能力和參與態(tài)度間接影響決策沖突。健康素養(yǎng)直接影響患者決策沖突，與李施霖等的研究結(jié)果一致[24]。健康素養(yǎng)是影響患者參與到醫(yī)療決策中的重要因素，較高的健康素養(yǎng)是患者做出合理決定的關(guān)鍵。同時(shí)，健康素養(yǎng)可通過(guò)參與能力間接影響決策沖突水平，研究證實(shí)健康素養(yǎng)水平較高的患者能夠熟練理解和掌握所需要的信息，并且具備對(duì)信息的處理、篩選和辨別能力，利用高質(zhì)量健康信息去解決在復(fù)雜決策參與過(guò)程中的不確定因素，幫助患者識(shí)別最優(yōu)選擇[25]。對(duì)決策相關(guān)信息的了解可降低患者決策時(shí)的緊張感，與專業(yè)人員關(guān)于決策內(nèi)容的溝通也進(jìn)一步減輕了患者做出決策的壓力[26]。此外，健康素養(yǎng)水平較低的患者由于健康知識(shí)有限，缺乏對(duì)決策相關(guān)內(nèi)容的理解能力，可能導(dǎo)致其參與決策的主動(dòng)性降低。參與態(tài)度消極的患者面對(duì)醫(yī)護(hù)人員的建議較少提出質(zhì)疑，且在交流過(guò)程中也傾向于被動(dòng)，這與Douma等的研究結(jié)論相似[27]。

本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在健康素養(yǎng)與決策沖突之間的關(guān)系模型中，參與能力和參與態(tài)度起鏈?zhǔn)街薪樽饔?，這意味著健康素養(yǎng)依次通過(guò)參與能力和參與態(tài)度影響決策沖突水平。健康素養(yǎng)高的患者擁有更好地使用書面信息的能力，并能應(yīng)用健康知識(shí)與他人進(jìn)行相關(guān)溝通，在面對(duì)醫(yī)療決策時(shí)可應(yīng)用自己的健康相關(guān)知識(shí)，參與決策的過(guò)程更加順暢，進(jìn)一步促進(jìn)患者參與的積極態(tài)度，減少?zèng)Q策困境的發(fā)生。研究表明參與能力強(qiáng)的患者有更扎實(shí)的理論知識(shí)基礎(chǔ)，即使在遇到?jīng)Q策問(wèn)題時(shí)也會(huì)選擇通過(guò)溝通交流去解決遇到的問(wèn)題[28]，因此在參與決策時(shí)其更有信心，也更愿意去交流自己的想法。積極主動(dòng)的參與是促成滿意決策的前提，在充分了解信息后做出符合患者意愿的決策也將進(jìn)一步促進(jìn)后續(xù)的醫(yī)療護(hù)理活動(dòng)。醫(yī)務(wù)工作者可以從提高結(jié)直腸癌健康素養(yǎng)著手，提高其對(duì)健康信息的辨別、處理能力，促進(jìn)患者積極溝通和參與，進(jìn)而緩解患者決策沖突水平，提高患者就醫(yī)體驗(yàn)和治療效果，增進(jìn)患者自我管理意識(shí)和就醫(yī)滿意度。