張夢(mèng)夢(mèng)，王玉環(huán)，唐雪婷，趙淑華，周佳

新疆已步入老齡化社會(huì)，據(jù)統(tǒng)計(jì)，新疆少數(shù)民族老年人口占全疆老年人口總數(shù)的57.33%［1］。維吾爾族與哈薩克族作為新疆兩大少數(shù)民族，人口老齡化問題日益嚴(yán)峻［2］。在長(zhǎng)期的農(nóng)耕和游牧生活中，維吾爾族和哈薩克族擅長(zhǎng)將畜禽肉加工制成腌制肉等便于攜帶、易于儲(chǔ)存的肉制品，形成了以高鹽、高脂為主要特點(diǎn)的飲食習(xí)慣。獨(dú)特的飲食習(xí)慣和生活方式使維吾爾族與哈薩克族老年人高血壓患病率高達(dá)52.4%和79.0%，遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平［3-4］。高血壓引發(fā)的腦卒中、冠心病等是造成維吾爾族和哈薩克族老年人失能和死亡的主要原因［5］。受維吾爾族、哈薩克族根深蒂固的孝道文化影響，居家照護(hù)是多數(shù)失能老年人首選的照護(hù)模式［6］。雖然居家照護(hù)滿足了失能老年人的意愿和情感需求，但居家照護(hù)也給長(zhǎng)期照護(hù)者、家庭帶來(lái)了沉重負(fù)擔(dān)，甚至?xí)せ彝ッ?、引發(fā)家庭危機(jī)［7］。研究表明，良好的家庭功能可減輕失能老年人家庭因照護(hù)帶來(lái)的負(fù)擔(dān)，提高家庭抗擊逆境的能力，從而幫助家庭順利度過(guò)照護(hù)危機(jī)［8］。家庭成員面對(duì)危機(jī)時(shí)的反彈或應(yīng)對(duì)能力即家庭抗逆力［9］。目前，居家失能老年人照護(hù)家庭負(fù)擔(dān)領(lǐng)域研究更多地關(guān)注調(diào)動(dòng)家庭外部資源來(lái)減輕家庭照護(hù)者的負(fù)擔(dān)，進(jìn)而提高家庭抗逆力［10］。較少研究者從家庭內(nèi)部資源，即家庭功能視角出發(fā)探討提升居家失能老年人家庭抗逆力的路徑。關(guān)于居家失能老年人失能程度、家庭功能與家庭抗逆力之間作用機(jī)制的研究更是少見。鑒于此，本研究以家庭抗逆力作為因變量提出假設(shè)：家庭功能在居家失能老年人失能程度與家庭抗逆力間可能存在中介作用。本研究以新疆少數(shù)民族地區(qū)博爾塔拉蒙古自治州（簡(jiǎn)稱博州）有維吾爾族/哈薩克族居家失能老年人的家庭作為研究和調(diào)查單元，對(duì)上述假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，旨在為提高居家失能老年人家庭抗逆力提供新視角、新思路。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 以新疆少數(shù)民族聚居地區(qū)博州的維吾爾族/哈薩克族居家失能老年人、居家主要照護(hù)者、家庭核心人物為研究對(duì)象。居家失能老年人納入標(biāo)準(zhǔn):（1）年齡≥60歲的維吾爾族/哈薩克族老年人；（2）經(jīng)日常生活活動(dòng)能力量表（KatzADL）篩查，存在不同程度的日常生活自理能力喪失；（3）為當(dāng)?shù)爻Ｗ【用瘢ㄔ诋?dāng)?shù)鼐幼　?年）［11］；（4）對(duì)調(diào)查知情同意并愿意配合者。居家主要照護(hù)者納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥18歲，為年齡≥60歲的維吾爾族/哈薩克族居家失能老年人的主要照護(hù)者；（2）屬于家庭/氏族內(nèi)成員；（3）不收取任何照護(hù)費(fèi)用；（4）對(duì)調(diào)查知情同意并愿意配合者。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）存在語(yǔ)言表達(dá)或交流障礙；（2）存在認(rèn)知功能障礙。家庭核心人物納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥18歲，在家庭中受到高度的尊敬，且為家庭成員所公認(rèn)、在家庭重大事務(wù)（如重大支出、子女婚姻、子女教育等）中起決策作用的成員；（2）對(duì)調(diào)查知情同意并愿意配合者。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）存在語(yǔ)言表達(dá)障礙或交流障礙；（2）存在認(rèn)知功能障礙。本研究通過(guò)石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院學(xué)術(shù)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（審批號(hào)：2019-003-01）。

根據(jù)本課題組2017年調(diào)查結(jié)果，新疆維吾爾族與哈薩克族老年人失能發(fā)生率為32.06%。采用橫斷面研究中基于率的樣本量估算公式計(jì)算樣本量。其中檢驗(yàn)水平α=0.05，μα=1.96，p=0.3 206，δ取0.15p，計(jì)算得到N=362?？紤]到拒訪和無(wú)效問卷，將樣本量再擴(kuò)大10%，確定最終的樣本量為400。

1.2 研究方法

1.2.1 抽樣方法 于2020年7—8月，運(yùn)用多階段分層隨機(jī)整群抽樣法抽取調(diào)查戶。各階段均以維吾爾族、哈薩克族老年人的人口密度和區(qū)域經(jīng)濟(jì)狀況作為分層依據(jù)。第1階段：隨機(jī)抽取博樂市、精河縣、溫泉縣3個(gè)縣級(jí)市；第2階段：在第1階段抽取的3個(gè)縣級(jí)市中，隨機(jī)抽取8個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、農(nóng)牧場(chǎng)，分別為：博樂市青得里鎮(zhèn)、小營(yíng)盤鎮(zhèn)，精河縣阿合其農(nóng)場(chǎng)、大河沿子鎮(zhèn)、茫丁鄉(xiāng)，溫泉縣昆得侖牧場(chǎng)、查干屯格鄉(xiāng)、扎勒木特鄉(xiāng)；第3階段：在第2階段抽取的8個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、農(nóng)牧場(chǎng)中，隨機(jī)抽取20個(gè)村（隊(duì)），分別為：博樂市青得里鎮(zhèn)下轄2個(gè)村莊、小營(yíng)盤鎮(zhèn)下轄4個(gè)村莊，精河縣阿合其農(nóng)場(chǎng)下轄1個(gè)農(nóng)隊(duì)、大河沿子鎮(zhèn)下轄4個(gè)村莊、茫丁鄉(xiāng)下轄5個(gè)村莊，溫泉縣昆得侖牧場(chǎng)下轄2個(gè)牧隊(duì)、查干屯格鄉(xiāng)下轄1個(gè)村莊、扎勒木特鄉(xiāng)下轄1個(gè)村莊。采用整群抽樣法，抽取20個(gè)村（隊(duì)）內(nèi)有維吾爾族/哈薩克族失能老年人的家庭作為調(diào)查單元進(jìn)行入戶調(diào)查。每戶居家失能老年人、居家主要照護(hù)者、家庭核心人物按照1∶1∶1的比例抽取。

1.2.2 調(diào)查工具

1.2.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制一般資料調(diào)查表。內(nèi)容包括：居家失能老年人的性別、年齡、民族、婚姻狀況、失能持續(xù)時(shí)間和認(rèn)知狀況等；居家主要照護(hù)者的性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、就業(yè)狀況和照護(hù)年限等；家庭核心人物的性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、就業(yè)狀況等；家庭月收入、家庭類型等。

1.2.2.2 KatzADL［12］采用 KatzADL 評(píng)定居家失能老年人的日常生活能力。KatzADL量表共包括6項(xiàng)指標(biāo)（自己室內(nèi)移動(dòng)、自己穿/脫衣服、自己吃飯、自己上廁所、自己洗澡、自己洗漱/梳頭），每項(xiàng)指標(biāo)采用Likert 4級(jí)評(píng)分法，“完全可以做”～“完全不能做”分別計(jì)1～4分。KatzADL得分越高，老年人失能程度越重。按照“完全不能做”的項(xiàng)目數(shù)量可將老年人的失能程度劃分為輕度、中度、重度3個(gè)等級(jí)，即“輕度失能”為1～2項(xiàng)“完全不能做”，“中度失能”為3～4項(xiàng)“完全不能做”，“重度失能”為5～6項(xiàng)“完全不能做”。本研究中KatzADL的Cronbach'sα系數(shù)為 0.891。

1.2.2.3 家庭關(guān)懷度指數(shù)問卷（APGAR）［13］采用APGAR測(cè)量失能老年人的家庭功能。調(diào)查者面對(duì)面詢問，根據(jù)居家主要照護(hù)者、家庭核心人物對(duì)問題的回答填寫問卷。APGAR由家庭適應(yīng)度、合作度、成長(zhǎng)度、情感度及親密度5個(gè)維度組成，共5個(gè)條目；每個(gè)條目采用Likert 3級(jí)評(píng)分法，0分代表“幾乎從來(lái)沒有”，1分代表“有時(shí)這樣”，2分代表“經(jīng)常這樣”。各條目得分相加即為總分（0～10分），總分越高代表家庭功能越好?？偡?～10分為家庭功能良好，4～6分為家庭功能中度障礙，0～3分為家庭功能嚴(yán)重障礙。本研究中APGAR的Cronbach'sα系數(shù)為0.808。

1.2.2.4 家庭抗逆力評(píng)估量表（FRS）［14］采用FRS測(cè)量失能老年人的家庭抗逆力。調(diào)查者面對(duì)面詢問，根據(jù)居家主要照護(hù)者、家庭核心人物對(duì)問題的回答填寫問卷。FRS由課題組自行編制，包括家庭認(rèn)知與觀念、家庭管理與組織、家庭資源與利用、家庭溝通與問題解決4個(gè)方面，涵蓋家庭認(rèn)知、家庭觀念、家庭管理、組織活動(dòng)、家庭稟賦、社會(huì)支持及問題解決7個(gè)維度，共33個(gè)條目。每個(gè)條目采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，“不符合”～“非常符合”分別賦0～4分。FRS總分為0～132分，得分越高表明家庭抗逆力越高。FRS經(jīng)驗(yàn)證具有良好的信、效度。量表Cronbach'α系數(shù)為0.951，各維度的Cronbach'sα系數(shù)為0.775～0.920。分半信度上，量表Spearman-Brown系數(shù)為0.846，各維度的Spearman-Brown系數(shù)為0.734～0.912。量表重測(cè)信度為0.950，各維度的重測(cè)信度為0.773～0.906。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果：卡方自由度比（χ2/df）=2.733，均方根誤差（RMR）=0.049，近似誤差均方根（RMSEA）=0.068，增值擬合指數(shù)（IFI）=0.902，比較擬合指數(shù)（CFI）=0.901，節(jié)儉擬合指數(shù)（PGFI）=0.690，節(jié)儉規(guī)范擬合指數(shù)（PNFI）=0.766，提示量表結(jié)構(gòu)效度良好。量表內(nèi)容效度（S-CVI）為0.93，各條目的內(nèi)容效度（I-CVI）為0.80～1.00。

1.2.2.5 認(rèn)知狀態(tài)評(píng)價(jià)量表（MMSE）［15］采用MMSE測(cè)量失能老年人的認(rèn)知狀態(tài)。MMSE主要對(duì)調(diào)查對(duì)象定向力（10題，最高分10分）、記憶力（3題，最高分3分）、注意力和計(jì)算力（5題，最高分5分）、回憶能力（3題，最高分3分）和語(yǔ)言能力（9題，最高分9分）5個(gè)方面進(jìn)行評(píng)價(jià)，共30題，總分為0～30分。MMSE評(píng)分的判斷標(biāo)準(zhǔn)為：24～30分為認(rèn)知功能正常，<24分為認(rèn)知功能障礙。本研究中MMSE的Cronbach'sα系數(shù)為0.861。

1.2.3 調(diào)查方法及質(zhì)量控制 正式開始調(diào)查前，隨機(jī)選取50戶有維吾爾族、哈薩克族居家失能老年人的家庭進(jìn)行預(yù)調(diào)查，以分析調(diào)查問卷的可行性；對(duì)懂雙語(yǔ)（漢語(yǔ)+維吾爾語(yǔ)、漢語(yǔ)+哈薩克語(yǔ)）的調(diào)查員針對(duì)問卷內(nèi)容、溝通/提問/解釋用語(yǔ)及提問程序進(jìn)行為期2周的培訓(xùn)。調(diào)查員由8名維吾爾族/哈薩克族社區(qū)護(hù)士和8名研究生組成。正式開展調(diào)查時(shí)，經(jīng)統(tǒng)一培訓(xùn)的調(diào)查員2人（1名社區(qū)護(hù)士、1名研究生）1組，在社區(qū)“網(wǎng)格員”的協(xié)助、帶領(lǐng)下進(jìn)行入戶調(diào)查。入戶前，征得住戶同意。入戶后，調(diào)查員首先評(píng)估居家失能老年人的失能程度和認(rèn)知功能狀況。接著，在確定居家主要照護(hù)者、家庭核心人物后，向其解釋調(diào)查中將涉及的核心概念，以保證雙方理解的一致性。在此基礎(chǔ)上，對(duì)其進(jìn)行問卷調(diào)查。每戶調(diào)研結(jié)束后，調(diào)查員仔細(xì)核查問卷，檢查問卷有無(wú)漏填、邏輯錯(cuò)誤等，如有疑問當(dāng)場(chǎng)詢問核實(shí)、發(fā)現(xiàn)錯(cuò)誤及時(shí)改正、有項(xiàng)目遺漏及時(shí)填補(bǔ)。調(diào)查實(shí)施過(guò)程中，調(diào)查負(fù)責(zé)人每日隨機(jī)抽取5%的調(diào)查問卷進(jìn)行復(fù)核，若發(fā)現(xiàn)錯(cuò)誤和項(xiàng)目遺漏，則要求相關(guān)調(diào)查員第2日通過(guò)重新詢問的方式對(duì)錯(cuò)誤結(jié)果/遺漏內(nèi)容予以更正/補(bǔ)充。調(diào)查負(fù)責(zé)人經(jīng)認(rèn)真核實(shí)確認(rèn)問卷無(wú)誤、合格后，在相應(yīng)位置簽字。問卷數(shù)據(jù)錄入過(guò)程中，雙人再次核查問卷數(shù)據(jù)的真實(shí)性和完整性，若發(fā)現(xiàn)問題及時(shí)校正。

1.2.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用EpiData 3.1軟件建立數(shù)據(jù)庫(kù)，并進(jìn)行雙錄入和一致性檢驗(yàn)；采用SPSS 26.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。呈偏態(tài)分布的計(jì)量資料以中位數(shù)（四分位數(shù)間距）〔M（QR）〕表示，兩組間比較采用Mann-Whitney U檢驗(yàn)，多組間比較采用Kruskal-Walis H檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料以相對(duì)數(shù)表示。比較不同特征居家失能老年人、居家主要照護(hù)者、家庭核心人物及家庭FRS得分差異，以明確中介效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)的控制變量。采用Spearman秩相關(guān)分析變量間的相關(guān)性。采用多元線性回歸分析和Bootstrap法對(duì)家庭功能在居家失能老年人失能程度與家庭抗逆力間的中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證和檢驗(yàn)。設(shè)置Bootstrap重復(fù)自抽樣次數(shù)為5 000，中介效應(yīng)95%置信區(qū)間（CI）不包含0認(rèn)為中介效應(yīng)存在［16］。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象一般資料 共發(fā)放問卷450份，回收有效問卷431份，問卷有效回收率為95.8%。納入居家失能老年人、居家主要照護(hù)者、家庭核心人物各431例。居家失能老年人中，男162例（37.6%），女269例（62.4%）；60～69歲297例（68.9%），70～79歲109例（25.3%），≥80歲25例（5.8%）；113例（26.2%）為哈薩克族老年人，318例為（73.8%）為維吾爾族老年人；311例（72.2%）在婚，120例（27.8%）離異或喪偶；109例（25.3%）失能持續(xù)時(shí)間≤2年，113例失能持續(xù)時(shí)間為3～4年（26.2%），209例（48.5%）失能持續(xù)時(shí)間>5年；MMSE得分為〔27.00（3.00）〕分，36例（8.4%）存在認(rèn)知功能障礙。

居家主要照護(hù)者中，男175例（40.6%），女256例（59.4%）；≤39歲172例（39.9%），40～59歲93例（21.6%），≥60歲166例（38.5%）；400例（92.8%）在婚，8例（1.9%）離異或喪偶，23例（5.3%）未婚；文化程度為文盲121例（28.1%），初中及以下271例（62.9%），高中/中專及以上39例（9.0%）；199例（46.2%）全職就業(yè)，173例（40.1%）無(wú)業(yè)，59例（13.7%）已退休；照護(hù)失能老年人時(shí)間<1、1～2、3～4、>4年者分別有17例（3.9%）、80例（18.6%）、153例（35.5%）、181例（42.0%）。

家庭核心人物中，男359例（83.3%），女72例（16.7%）；≤39歲120例（27.8%），40～59歲59例（13.7%），≥60歲252例（58.5%）；388例（90.0%）在婚，26例（6.0%）離異或喪偶，17例（4.0%）未婚；文化程度上，文盲142例（32.9%），初中及以下252例（58.5%），高中/中專及以上37例（8.6%）；185例（42.9%）全職就業(yè)、169例（39.2%）無(wú)業(yè)，77例（17.9%）已退休。

家庭月收入上，131戶（30.4%）<1 500元/月，161戶（37.4%）1 500～3 000元/月，139戶（32.2%）>3 000元/月；家庭類型上，核心家庭173戶（40.1%），主干家庭226戶（52.5%），其他類型32戶（7.4%）。

2.2 居家失能老年人失能程度、家庭功能及家庭抗逆力情況 431例居家失能老年人的KatzADL得分為〔22.00（9.00）〕分。其中輕度失能者202例（46.9%），中度失能者173例（40.1%），重度失能者56例（13.0%）。431戶家庭的APGAR得分為〔6.00（3.00）〕分。其中200戶（46.4%）家庭功能良好，188戶（43.6%）家庭功能中度障礙，43戶（10.0%）家庭功能重度障礙。431戶家庭的FRS得分為〔77.00（26.50）〕分。以中位數(shù)77分作為劃分界限：FRS≥77分為高抗逆力家庭，共223戶（51.7%）；FRS<77分為低抗逆力家庭，共208戶（48.3%）。不同失能程度的居家老年人、不同功能狀態(tài)的家庭FRS得分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05），見表1。

表1 不同失能程度居家老年人、不同功能狀況家庭的FRS得分比較〔M（QR），分〕Table 1 Comparison of family resilience scores in home-living older adults with different disability levels，and families with different functional status

2.3 不同特征居家失能老年人、居家主要照護(hù)者、家庭核心人物及家庭狀況的家庭FRS得分比較 不同失能持續(xù)時(shí)間、認(rèn)知狀況的居家失能老年人，不同年齡、照護(hù)年限的居家主要照護(hù)者，不同婚姻狀況的家庭核心人物，以及不同月收入、家庭類型的家庭FRS得分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05），見表2。

表2 不同特征居家失能老年人、居家主要照護(hù)者、家庭核心人物及家庭狀況的家庭FRS得分比較〔M（QR），分〕Table 2 Comparison of family resilience assessed by socio-demographic data of older adults with disability，their primary care givers，and core family members as well as family status

（續(xù)表2）

2.4 居家失能老年人失能程度、家庭功能及其5個(gè)維度與家庭抗逆力的相關(guān)關(guān)系 居家失能老年人失能程度與家庭功能及其5個(gè)維度、家庭抗逆力呈負(fù)相關(guān)（P<0.05），家庭功能及其5個(gè)維度與家庭抗逆力呈正相關(guān)（P<0.05），見表3。

表3 居家失能老年人失能程度、家庭功能及其各維度與家庭抗逆力的相關(guān)關(guān)系Table 3 The correlation of disability severity with family function and its components as well as family resilience in home-living older adults with disability

2.5 家庭功能在居家失能老年人失能程度與家庭抗逆力之間的中介效應(yīng)分析 基于多元線性回歸分析，構(gòu)建以居家失能老年人失能程度為自變量（賦值：原值進(jìn)入）、家庭功能（賦值：原值進(jìn)入）為中介變量、家庭抗逆力（賦值：原值進(jìn)入）為因變量的中介效應(yīng)模型。首先，將家庭抗逆力作為因變量、居家失能老年人失能程度作為自變量，建立回歸方程，可得居家失能老年人失能程度負(fù)向預(yù)測(cè)家庭抗逆力（b=-0.914，t=-5.697，P<0.001）。其次，將家庭功能作為因變量，將居家失能老年人失能程度作為自變量，建立回歸方程，得居家老年人失能程度負(fù)向預(yù)測(cè)家庭功能（b=-0.105，t=-5.429，P<0.001）。最后，將家庭抗逆力作為因變量，將居家老年人失能程度、家庭功能作為自變量，建立回歸方程，可得家庭功能（b=5.855，t=20.368，P<0.001）作為中介變量引入回歸方程，能影響居家老年人失能程度對(duì)家庭抗逆力的負(fù)向預(yù)測(cè)作用（b=-0.300，t=-2.547，P=0.011），見表4、圖1。以此類推，構(gòu)建以失能程度為自變量，家庭功能各維度為中介變量，家庭抗逆力為因變量的中介效應(yīng)模型，見表4。Bootstrap法檢驗(yàn)：間接效應(yīng)、直接效應(yīng)的95%CI均不包括0，且直接效應(yīng)與間接效應(yīng)同號(hào)［17］，家庭功能及其5個(gè)維度在居家老年人失能程度對(duì)家庭抗逆力的影響中起到了部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例分別為67.2%（家庭功能），38.7%（適應(yīng)度），47.1%（合作度），48.2%（成長(zhǎng)度），24.2%（情感度），25.3%（親密度），見表5。

圖1 家庭功能在居家失能老年人失能程度與家庭抗逆力間的中介效應(yīng)Figure 1 The mediating effect of family function on the relationship between disability severity and family resilience in home-living older adults with disability

表4 居家失能老年人失能程度、家庭功能及其各維度與家庭抗逆力關(guān)系的多元線性回歸Table 4 Multiple linear regression analysis of mediating effects of family function and its components between disability severity and family resilience in home-living older adults with disability

表5 家庭功能及其各維度在居家失能老年人失能程度與家庭抗逆力間的中介效應(yīng)Table 5 Mediating effects of family function and its five components between disability severity and family resilience in home-living older adults with disability

3 討論

3.1 新疆維吾爾族、哈薩克族居家失能老年人失能程度、家庭功能與家庭抗逆力現(xiàn)狀 本研究結(jié)果顯示，431例維吾爾族、哈薩克族居家失能老年人中，輕度（46.9%）與中度（40.1%）失能者所占比例較大，而重度（13.0%）失能者所占比例相對(duì)較小，這一結(jié)果與針對(duì)全國(guó)老年人生活狀況開展的調(diào)查得出的結(jié)果基本一致［18］。新疆維吾爾族人主要生活在塔克拉瑪干沙漠、天山和昆侖山周圍的干旱、半干旱地區(qū)。惡劣的自然環(huán)境使得維吾爾族人體質(zhì)健康狀況整體較差。受生活方式的影響，哈薩克族牧民人均預(yù)期壽命也僅為62.1歲，遠(yuǎn)低于全國(guó)平均水平76.2歲［19］。預(yù)期壽命的縮短導(dǎo)致維吾爾族和哈薩克族失能老年人中高齡、重度失能老年人數(shù)量較少。431戶有維吾爾族、哈薩克族居家失能老年人的家庭中，僅10%的家庭存在重度家庭功能障礙。較低的重度家庭功能障礙發(fā)生率可能與維吾爾族和哈薩克族傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老文化及家庭、氏族有著強(qiáng)大的凝聚力密不可分。431戶家庭FRS得分中位數(shù)為77分，處于中等水平，這可能與居家失能老年人失能程度相對(duì)較輕及其家庭功能較為良好有關(guān)。良好的家庭功能可有效緩解家庭成員在長(zhǎng)期照護(hù)居家失能老年人過(guò)程中承受的身體、精神和經(jīng)濟(jì)上的壓力，并有助于提高家庭成員對(duì)家庭危機(jī)的應(yīng)對(duì)能力［20-21］。

3.2 新疆維吾爾族、哈薩克族失能老年人失能程度、家庭功能與家庭抗逆力相關(guān)性分析 居家失能老年人失能程度與家庭抗逆力呈負(fù)相關(guān)，這與RAPPORT等［22］的研究結(jié)果一致。隨著居家失能老年人失能程度的不斷加重，失能老年人對(duì)照護(hù)的需求水平不斷提高，家庭照護(hù)者也需承擔(dān)更重的照護(hù)壓力和負(fù)擔(dān)。家庭內(nèi)部資源長(zhǎng)久、過(guò)度地消耗可導(dǎo)致家庭全方位、全過(guò)程的耗竭，并削弱家庭抗逆力。居家失能老年人失能程度亦與家庭功能呈負(fù)相關(guān)。良好的家庭功能可幫助家庭成員有效利用家庭內(nèi)、外部資源，以提升家庭照護(hù)質(zhì)量和能力，進(jìn)而可一定程度上阻止失能老年人失能程度的繼續(xù)加重［23］。家庭功能與家庭抗逆力呈正相關(guān)，這與葉明明等［24］的研究結(jié)果一致。對(duì)于功能狀況良好的家庭，家庭內(nèi)部溝通多有效且渠道多順暢，家庭成員照護(hù)失能老年人的過(guò)程中更能互相理解、扶持、鼓勵(lì)，也更愿意共同應(yīng)對(duì)當(dāng)前面臨的挑戰(zhàn)。既往研究發(fā)現(xiàn)，積極信念、組織模式和溝通過(guò)程是影響家庭抗逆力生成的不可分割、交互作用的三組要素，而良好的家庭關(guān)系與溝通被認(rèn)為是家庭抗逆力提升的“潤(rùn)滑劑”與推動(dòng)力［25］。

3.3 家庭功能在居家失能老年人失能程度與家庭抗逆力之間的作用機(jī)制 本研究發(fā)現(xiàn)，家庭功能及其各維度在維吾爾族、哈薩克族居家失能老年人失能程度與家庭抗逆力間起部分中介作用。居家失能老年人失能程度既能直接影響家庭抗逆力，又能通過(guò)影響家庭功能間接對(duì)家庭抗逆力起作用。盡管一些老年人失能程度較重，但可通過(guò)充分調(diào)動(dòng)家庭內(nèi)部資源，即家庭功能（尤其是適應(yīng)度、合作度、成長(zhǎng)度），以增強(qiáng)家庭面對(duì)危機(jī)時(shí)的反彈或應(yīng)對(duì)能力。

中介效應(yīng)機(jī)制分析：（1）在老年人處于失能狀態(tài)時(shí)，家庭內(nèi)部的代際互助和血緣互助，對(duì)于保障失能老年人的物質(zhì)和精神層面需求發(fā)揮了巨大作用。家庭照護(hù)壓力使家庭發(fā)展受到阻礙的同時(shí)，也易使家庭陷入困境。家庭功能越好，家庭成員之間越能彼此支持。家庭成員間的相互支持，可使家庭快速整合內(nèi)、外部資源，以提高家庭應(yīng)對(duì)照護(hù)危機(jī)的能力，進(jìn)而使家庭獲得健康發(fā)展，并逐步恢復(fù)常態(tài)［26-27］。（2）由于20世紀(jì)80年代起新疆給予了少數(shù)民族居民特殊的人口政策支持，維吾爾族、哈薩克族居家失能老年人普遍育有3～4個(gè)子女，且其家庭類型以主干家庭為主，家庭人口數(shù)可達(dá)7～8人［28］。人口優(yōu)勢(shì)加上非制度化家庭養(yǎng)老文化，一方面可使得家庭成員在照護(hù)居家失能老年人時(shí)根據(jù)自身能力、特點(diǎn)選擇性提供人力和/或物質(zhì)等方面的支持，另一方面可使家庭核心人物快速、及時(shí)地對(duì)家庭分工進(jìn)行調(diào)整，進(jìn)而協(xié)同各方力量破解老年人失能危機(jī)。本研究中有51.3%的居家主要照護(hù)者在照護(hù)中度及以上居家失能老年人的過(guò)程中，得到了其他家庭成員的幫助。穩(wěn)定且親密的家庭關(guān)系不僅有助于緩解主要照護(hù)者的壓力和負(fù)擔(dān)，還有助于推動(dòng)家庭照護(hù)工作取得積極成效。（3）維吾爾族、哈薩克族傳統(tǒng)文化特別強(qiáng)調(diào)團(tuán)結(jié)、和諧。哈薩克族又被譽(yù)為“馬背上的民族”，其特點(diǎn)是隨季節(jié)有規(guī)律地移動(dòng)來(lái)適應(yīng)多變的自然環(huán)境。移動(dòng)性作為哈薩克族的特點(diǎn)，也是基層游牧社會(huì)組織“阿吾勒”形成的基礎(chǔ)。“阿吾勒”通過(guò)協(xié)調(diào)（加強(qiáng)）各牧民之間的聯(lián)系，保證了哈薩克族團(tuán)結(jié)互助習(xí)俗的延續(xù)。維吾爾族更是形象地將基層居民組織稱作“臍帶血滴下的麥海萊”［29］。維吾爾族和哈薩克族基層居民組織較強(qiáng)的凝聚力與向心力，不僅為居家失能老年人提供了物質(zhì)保障與精神支持，還促進(jìn)了家庭照護(hù)者社會(huì)支持體系的建立和完善。“相互幫扶”“共同成長(zhǎng)”作為非制度文化已延續(xù)千年，其生動(dòng)實(shí)踐，已成為居家失能老年人非正式照護(hù)的重要來(lái)源之一。

綜上所述，對(duì)于居家失能老年人，社區(qū)工作人員和基層醫(yī)務(wù)人員可通過(guò)鼓勵(lì)、幫助其家庭成員有效地調(diào)節(jié)家庭內(nèi)部資源，協(xié)助其家庭將家庭內(nèi)部資源轉(zhuǎn)化為可利用的優(yōu)勢(shì)資源，并提升其家庭成員的溝通協(xié)調(diào)、組織合作能力，以提高其家庭應(yīng)對(duì)照護(hù)危機(jī)的能力。對(duì)于有居家失能老年人，但類型為核心家庭或人口數(shù)較少的家庭，基層醫(yī)務(wù)人員應(yīng)與社區(qū)工作人員共同展開行動(dòng)，通過(guò)增加家庭訪視次數(shù)，以緩解因照護(hù)人力不足而產(chǎn)生的“一人失衡全家失能”的照護(hù)難題，也可通過(guò)開展志愿者/互幫互助活動(dòng)，滿足居家失能老年人、居家主要照護(hù)者的社交需求，進(jìn)而使其有更多的機(jī)會(huì)從外部環(huán)境中獲得物質(zhì)與精神支持，從而改善其家庭功能狀況，提升其家庭抗逆力。

受新型冠狀病毒肺炎疫情這一客觀因素的影響，本次調(diào)研僅選擇了新疆北疆的博州地區(qū)作為調(diào)研地區(qū)。后續(xù)研究應(yīng)擴(kuò)大調(diào)研的區(qū)域范圍和人群，將抽樣區(qū)擴(kuò)大至南疆少數(shù)民族聚居區(qū)，以提高研究結(jié)論的普適性和可推廣性。

作者貢獻(xiàn)：張夢(mèng)夢(mèng)負(fù)責(zé)文章的構(gòu)思與設(shè)計(jì)、文章的可行性分析及論文撰寫與修訂；張夢(mèng)夢(mèng)、唐雪婷、趙淑華、周佳負(fù)責(zé)文獻(xiàn)/資料收集和整理；王玉環(huán)負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校，并對(duì)文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。

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