照顧者照顧能力與失能老人抑郁:家庭彈性與心理彈性鏈?zhǔn)街薪樽饔梅治?/h1>
2023-06-17 07:09:42張相醇王安妮管婷玉張雨怡孔韻怡孟佳樂沈夢(mèng)圓魏爭燕周倩如
軍事護(hù)理 2023年6期
張相醇,王安妮,管婷玉,張雨怡,孔韻怡,孟佳樂,沈夢(mèng)圓,魏爭燕,周倩如
(復(fù)旦大學(xué) 護(hù)理學(xué)院,上海 200023)
抑郁是老年人最常見的心理精神障礙之一[1],患有軀體疾病的失能老人生活質(zhì)量及滿意度均較低,更容易表現(xiàn)出抑郁情緒[2-3],其抑郁的發(fā)生率可達(dá)50%[4]。2016年,我國失能、半失能老人達(dá)4063萬人[5],根據(jù)老年人口數(shù)據(jù)和最新人口普查數(shù)據(jù)[6]顯示,2020年失能老人達(dá)5271萬人,預(yù)計(jì)到2030年失能老人占失能者總數(shù)的比例將超過57%。在我國,家庭照顧者照顧能力是決定家庭照顧質(zhì)量的基礎(chǔ),直接影響到失能老人的生活質(zhì)量、入院率及抑郁情緒[7-8]。彈性是指逆境中動(dòng)態(tài)適應(yīng)和應(yīng)對(duì)的能力[9]。有研究[10-11]顯示,老人家庭彈性和心理彈性是降低老人抑郁的有效因素。目前,關(guān)于失能老人照顧者照顧能力與抑郁水平的二元作用機(jī)制的研究尚不足,家庭彈性理論將家庭看作一個(gè)整體進(jìn)行研究,現(xiàn)已在健康領(lǐng)域被廣泛運(yùn)用。本研究旨在探討照顧者照顧能力和失能老人抑郁間的關(guān)系,及老人其家庭彈性、個(gè)體心理彈性在其中的中介作用,為居家失能老人抑郁機(jī)制研究和干預(yù)措施提供依據(jù)。
1 對(duì)象與方法
1.1 研究對(duì)象 2021年7月至2022年3月,采用便利抽樣法選取16個(gè)社區(qū)的失能老人家庭進(jìn)行調(diào)查。失能老人納入標(biāo)準(zhǔn):(1)年齡≥60歲;(2)據(jù)長期護(hù)理失能等級(jí)評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)(試行)判定為輕度及以上失能老人;(3)以居家照護(hù)為主;(4)理解能力正常,無精神疾病或認(rèn)知障礙;(5)知情同意。排除標(biāo)準(zhǔn):嚴(yán)重軀體疾病、極度衰弱等無法參加研究者。主要照顧者納入標(biāo)準(zhǔn):(1)年齡≥18歲;(2)與患者為親屬關(guān)系,承擔(dān)主要照護(hù),若同時(shí)有幾名照顧者,則選擇照顧時(shí)間最長者;(3)照顧時(shí)間>1月;(4)理解能力正常,無精神疾病或認(rèn)知障礙;(5)知情同意。排除標(biāo)準(zhǔn):需要付費(fèi)照護(hù)者。
應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型先驗(yàn)樣本量計(jì)算器[12],本研究包括2個(gè)潛在變量和10個(gè)觀察變量,取中等目標(biāo)效應(yīng)值0.3,檢驗(yàn)效能為0.95,α為0.05時(shí),結(jié)果為147。再以結(jié)構(gòu)方程模型一般推薦中值樣本大小200[13],故本研究需至少納入200對(duì)居家失能老人及其主要照顧者。
1.2 研究方法
1.2.1 研究工具 (1)一般資料問卷,包括居家失能老人及其照顧者的社會(huì)人口學(xué)相關(guān)信息。如年齡、性別、婚姻、文化程度等,還包含兩者關(guān)系、照顧時(shí)長、老人自理程度等。(2)家屬照顧者照顧能力測(cè)量表(family caregiver task inventory-25,FCTI-25)。FCTI-25于1983年由Clark等[14]編制,已被翻譯和修訂成多種版本。本研究采用Lee等[15]修訂的中文版FCTI,共5個(gè)分量表,分別為適應(yīng)照顧角色、應(yīng)變及提供協(xié)助、處理個(gè)人情緒、評(píng)估家人與社區(qū)資源、調(diào)整生活以滿足照顧需求,各分量表?xiàng)l目數(shù)均為5條,采用Likert 3級(jí)計(jì)分法,每條目選項(xiàng)為不困難(0分)、困難(1分)、非常困難(2分),總分0～50分,得分越高,表明受試者的照顧困難越多,綜合照顧能力越不足。該量表在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。(3)Walsh家庭彈性問卷中文版(Walsh family resilience questionnaire-C,WFRQ-C)。Walsh-FRQ由Walsh[16]于2016年編制,與其家庭彈性過程模型對(duì)應(yīng)。本研究采用本團(tuán)隊(duì)漢化后的中文版WFRQ-C[17]評(píng)估照顧者,包含家庭信念(10個(gè)條目)、溝通與解決(13個(gè)條目)和外部支持(3個(gè)條目)3個(gè)維度,采用Likert 5級(jí)評(píng)分法,“從不”到“總是”分別計(jì)1～5分,分?jǐn)?shù)越高,表示該家庭單元的彈性水平越高。本研究中Cronbach’s α系數(shù)為0.94。(4)心理彈性量表(10-item Connor-Davidson resilience scale,CD-RISC-10)。Connor和Davidson于2003年開發(fā)了25項(xiàng)Connor-Davidson彈性量表[18]。本研究使用了Campbell-Sills等[19]在2007年修訂改進(jìn)的CD-RISC-10。量表采用5級(jí)評(píng)分,“從不”到“幾乎總是”分別為0～4分,分?jǐn)?shù)越高,彈性水平越高。本研究中Cronbach’s α系數(shù)為0.91。(5)患者健康問卷?；颊呓】祮柧?patient health questionnaire,PHQ)包含PHQ-2、PHQ-9兩個(gè)版本,基于第四版精神障礙診斷及統(tǒng)計(jì)手冊(cè)(diagnostic and statistical manual of mental disorders-Ⅳ,DSM-Ⅳ)編制,以評(píng)估最近2周情況,是老年抑郁篩查的有效工具[19]。PHQ-2包含2個(gè)問題即抑郁的核心癥狀,篩查簡單迅速。量表采用Likert 4級(jí)評(píng)分,從“完全不會(huì)”到“幾乎每天”分別為0～3分,得分≥3分為臨界值[20]。本研究中Cronbach’s α系數(shù)為0.85。
1.2.2 資料收集方法 選擇和培訓(xùn)調(diào)查人員,保證其掌握調(diào)查的目的和意義、發(fā)放問卷的方法、統(tǒng)一條目的含義及填寫的方法,明確調(diào)查工作進(jìn)程安排和注意事項(xiàng)等;在老人家中或是社區(qū)居委會(huì)安靜的辦公室,面對(duì)面向每位調(diào)查對(duì)象(一個(gè)家庭包括一位失能老人和一位主要照顧者)發(fā)放問卷,請(qǐng)研究對(duì)象獨(dú)立填寫,問卷當(dāng)場回收;若研究對(duì)象因文化程度、視力障礙、疾病等原因無法填寫時(shí),調(diào)查員用中性、不加評(píng)判的態(tài)度逐一閱讀題目,研究對(duì)象口頭回答,由調(diào)查員代為填寫;回收整理問卷。共發(fā)放255份問卷,收回213份有效問卷(上海26.1%,安徽48.4%,甘肅15.5%),問卷有效回收率為83.5%。
2 結(jié)果
2.1 研究對(duì)象的一般資料 來自于上海徐匯(2個(gè)社區(qū))、楊浦(2個(gè)社區(qū))、閔行(3個(gè)社區(qū)),安徽合肥(4個(gè)社區(qū))、淮南(2個(gè)社區(qū))和甘肅平?jīng)?3個(gè)社區(qū))地區(qū)的213名居家失能老人的年齡為60～102歲,平均(74.24±8.70)歲;照顧者19～86歲,平均(55.06±15.41)歲。其他情況見表1。家屬照顧者FCTI-25平均評(píng)分為5(10,14)分,老年人WFRQ-C、CD-RISC-10及PHQ-2平均得分為98(87,107)分、(24.55±7.21)分和2(1,3)分。
表1 研究對(duì)象的一般情況[N=426,n(%)]
2.2 共同方法偏差檢驗(yàn) 采用潛在誤差變量控制法進(jìn)行共同方法偏差的檢驗(yàn),結(jié)果顯示,控制了共同方法因子后,模型擬合度并無顯著提升(△χ2=32.869,△df=1,△χ2/df=0.016,RMSEA值相同,CFI、IFI等不降反升),即本研究并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。
2.3 各變量得分及相關(guān)性分析結(jié)果 在WFRQ-C中,失能老人在家庭信念、溝通與解決和外部支持三個(gè)維度的條目均分分別為(3.83±0.56)分、(3.80±0.69)分和(2.77±1.01)分。在FCTI-25中,照顧者適應(yīng)角色、應(yīng)變需要、處理情緒、評(píng)估資源和調(diào)整生活5個(gè)維度條目均分分別為2(1,3)分、1(0,2)分、2(1,3)分、1(0,3)分、3(1,3.5)分。失能老人PHQ-2得分≥3分者占32.4%(其中,60歲及以上者32.4%、75歲及以上者16.8%;男性52.2%)。居家失能老人PHQ-2得分與照顧者FCTI-25得分呈正相關(guān),與WFRQ-C、CD-RISC-10得分呈負(fù)相關(guān),見表2。
表2 各變量得分及相關(guān)性分析結(jié)果(n=426,r)
2.4 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ图案髯兞恐薪樾?yīng) 共線性檢驗(yàn)的容忍值分別為0.798、0.628、0.700,均>0.1,方差膨脹因子(variance inflation factor,VIF)分別為1.254、1.593、1.429,均小<10,因此,可認(rèn)為不存在嚴(yán)重的共線性問題。
根據(jù)假設(shè)模型繪制初始模型進(jìn)行檢驗(yàn),刪除不顯著的路徑。為簡化模型,當(dāng)潛變量僅有一個(gè)維度時(shí),直接用觀察指標(biāo)代替潛變量,最終模型的標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)如圖1所示,該模型的擬合指標(biāo)良好:χ2=90.254,χ2/df=2.820,IFI=0.932,CFI=0.931,NFI=0.899,TLI=0.903,RMSEA=0.093。
圖1 照顧者照顧能力與失能老人抑郁:家庭彈性與心理彈性鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
模型的路徑分析顯示,照顧者照顧能力對(duì)失能老人抑郁(β=0.24,P<0.01)和其家庭彈性(β=-0.52,P<0.01)具有顯著的預(yù)測(cè)作用,家庭彈性正向預(yù)測(cè)心理彈性(β=0.59,P<0.01),心理彈性負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁(β=-0.42,P<0.01),可見,老人的家庭彈性、心理彈性在照顧者照顧能力與老人抑郁之間起著鏈?zhǔn)街薪樽饔?見圖1。
照顧者照顧能力對(duì)老人抑郁情緒的直接效應(yīng)較大,占總效應(yīng)的65.7%,并通過其家庭彈性和心理彈性發(fā)揮一定間接效應(yīng),占總效應(yīng)的34.3%,見表3。
表3 中介效應(yīng)分析及其效果量
3 討論
3.1 照顧者照顧能力、家庭彈性、失能老人心理彈性及其抑郁水平 本研究中,失能老人(60歲及以上)有抑郁癥狀的占比為32.4%,其中75歲及以上老人有抑郁癥狀的占比為16.8%。一項(xiàng)國內(nèi)研究[22]顯示,老年人抑郁情緒發(fā)生率為26.8%?？梢?居家失能老人是抑郁狀態(tài)較高的老年人群,應(yīng)該引起重視。本研究中,從居家失能老人照顧者照顧能力各維度得分可看出,照顧者主要在適應(yīng)照護(hù)角色和調(diào)整自身生活和情緒方面存在困難,這將造成自身消耗的問題。在居家失能老人照護(hù)壓力大的背景下,提高家庭照顧者護(hù)理能力的同時(shí)需關(guān)注其可持續(xù)性,當(dāng)家庭照顧者能夠在對(duì)老人照護(hù)的責(zé)任和自身護(hù)理的需求之間取得平衡時(shí),可認(rèn)為照顧能力是可持續(xù)的[23]。與既往一項(xiàng)納入800個(gè)普通社區(qū)居民家庭的研究[17]相比,本研究中家庭彈性維度條目均分略低,這可能與居家失能老人家庭壓力源增加損害家庭彈性有關(guān)。居家失能老人的心理彈性均分水平略高于居住在災(zāi)區(qū)城市環(huán)境中的老年人[24],可能是失能這一慢性壓力源對(duì)其心理彈性的損害不比災(zāi)難急性創(chuàng)傷顯著,也可能與本研究納入的輕度失能老人較多有關(guān)。
3.2 失能老人抑郁與其照顧者照顧能力、家庭彈性、心理彈性的相關(guān)性 本研究發(fā)現(xiàn),照顧者照顧能力越強(qiáng),老人抑郁水平越低,這與Senden等[25]的研究結(jié)果一致。家屬照顧者常常傳遞積極的信念來緩解失能老人的抑郁狀況,同時(shí),也通過合理利用家庭資源來促進(jìn)失能老人的身心健康[26],這是照顧者發(fā)揮自身照護(hù)能力的重要體現(xiàn)。有研究[6,25]表明,照顧者良好的應(yīng)對(duì)與較高的家庭彈性直接相關(guān)。照顧者主動(dòng)發(fā)揮自身調(diào)控能力,調(diào)整和利用家庭資源以適應(yīng)壓力, 有效地控制了壓力性事件對(duì)家庭彈性的破壞[27]。較差的家庭彈性和心理彈性是失能老人抑郁情緒的危險(xiǎn)因素。老人在應(yīng)對(duì)壓力和變化時(shí)的適應(yīng)力與堅(jiān)韌度減弱,出現(xiàn)抑郁情緒或癥狀的概率大大增加[28]。照顧者、家庭和自身多方面因素與老人抑郁有所關(guān)聯(lián),在以居家照護(hù)為主的背景下,考慮個(gè)人和家庭整體因素的影響,是居家失能老人抑郁研究更為廣泛的探索方向。
3.3 彈性在照顧者照顧能力與老人抑郁間的中介效應(yīng) 失能老人生理功能減退與思想、態(tài)度等的消極對(duì)其抑郁都有很大的影響[29]。本研究構(gòu)建的中介模型顯示,照顧者照顧能力對(duì)老人抑郁直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著,說明我們既要關(guān)注提升照顧者照顧能力可應(yīng)對(duì)失能老人照護(hù)需求的顯著效果,也要重視其通過增強(qiáng)家庭彈性和心理彈性而降低失能老人抑郁水平的作用。
從直接效應(yīng)來看,中國人具有很強(qiáng)的家庭觀念,在遇到重大疾病或創(chuàng)傷的壓力和困境時(shí),家庭往往是其堅(jiān)實(shí)的后盾,照顧者主動(dòng)承擔(dān)責(zé)任、良好的控制生活事件的照護(hù)能力、積極應(yīng)對(duì)壓力事件的態(tài)度,直接使被照顧者潛在致病或加重病情的因素減少,預(yù)防或減緩了抑郁。
在間接中介效應(yīng)方面,照顧者較好、較全面的照護(hù)能力使被照顧者意識(shí)到他們的家庭能很好地適應(yīng)和對(duì)抗創(chuàng)傷事件,家庭成員間能相互表達(dá)愛和信任,這正是家庭彈性的核心所在。在家庭彈性量性發(fā)揮功能的情況下,照顧者與老人共同發(fā)揮和鍛煉良好的解決問題能力,老人收到保證和鼓勵(lì)的信息,因而表現(xiàn)出更強(qiáng)的心理彈性[30-31]。既往研究[32-33]也證實(shí),心理彈性是許多自身以外因子與老人抑郁間的中介效應(yīng)因子。照顧者照顧能力是促進(jìn)家庭彈性的保護(hù)因素[34],而個(gè)體心理彈性受到家庭彈性的積極影響[35]。最后,在實(shí)踐方面,既往研究[36]顯示,以家庭彈性為中心的家庭干預(yù)可有效提高家庭功能、家庭成員的復(fù)原力和幸福感。
本研究所顯示的照顧者照顧能力通過家庭和老人個(gè)體彈性的鏈?zhǔn)街薪樽饔寐窂?提示了如何將外部被動(dòng)的照護(hù),轉(zhuǎn)化為失能老人家庭積極的內(nèi)生動(dòng)力(家庭彈性)和主動(dòng)的內(nèi)生動(dòng)力(心理彈性),今后可開發(fā)照護(hù)技能培訓(xùn)與彈性為共同重點(diǎn)的居家失能老人抑郁心理干預(yù)方案,以提升照顧者基本照護(hù)能力為基礎(chǔ),同時(shí)培育照顧者認(rèn)識(shí)家庭力量、應(yīng)對(duì)技能和利用資源,使之間接轉(zhuǎn)化作用于提高老年人心理彈性,并最終改善抑郁等負(fù)性情緒。
4 小結(jié)
本研究結(jié)果顯示,照顧者照顧能力與居家失能老人的家庭彈性、心理彈性和抑郁之間顯著相關(guān)。照顧者照顧能力可直接影響老人的抑郁,也可通過作用于老人家庭彈性和心理彈性,產(chǎn)生鏈?zhǔn)街薪樽饔冒l(fā)揮間接影響。即可通過增強(qiáng)照顧者照顧能力促進(jìn)失能老人身心健康,也可從中介因素入手探索有效的干預(yù)措施。本研究基于理論和現(xiàn)有研究建立變量間因果關(guān)系模型,采用橫斷面數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn),今后研究可增加縱向設(shè)計(jì)以獲得更為準(zhǔn)確的因果關(guān)系,為后續(xù)探索和開發(fā)干預(yù)方案打下基礎(chǔ)。
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抑郁是老年人最常見的心理精神障礙之一[1],患有軀體疾病的失能老人生活質(zhì)量及滿意度均較低,更容易表現(xiàn)出抑郁情緒[2-3],其抑郁的發(fā)生率可達(dá)50%[4]。2016年,我國失能、半失能老人達(dá)4063萬人[5],根據(jù)老年人口數(shù)據(jù)和最新人口普查數(shù)據(jù)[6]顯示,2020年失能老人達(dá)5271萬人,預(yù)計(jì)到2030年失能老人占失能者總數(shù)的比例將超過57%。在我國,家庭照顧者照顧能力是決定家庭照顧質(zhì)量的基礎(chǔ),直接影響到失能老人的生活質(zhì)量、入院率及抑郁情緒[7-8]。彈性是指逆境中動(dòng)態(tài)適應(yīng)和應(yīng)對(duì)的能力[9]。有研究[10-11]顯示,老人家庭彈性和心理彈性是降低老人抑郁的有效因素。目前,關(guān)于失能老人照顧者照顧能力與抑郁水平的二元作用機(jī)制的研究尚不足,家庭彈性理論將家庭看作一個(gè)整體進(jìn)行研究,現(xiàn)已在健康領(lǐng)域被廣泛運(yùn)用。本研究旨在探討照顧者照顧能力和失能老人抑郁間的關(guān)系,及老人其家庭彈性、個(gè)體心理彈性在其中的中介作用,為居家失能老人抑郁機(jī)制研究和干預(yù)措施提供依據(jù)。
1 對(duì)象與方法
1.1 研究對(duì)象 2021年7月至2022年3月,采用便利抽樣法選取16個(gè)社區(qū)的失能老人家庭進(jìn)行調(diào)查。失能老人納入標(biāo)準(zhǔn):(1)年齡≥60歲;(2)據(jù)長期護(hù)理失能等級(jí)評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)(試行)判定為輕度及以上失能老人;(3)以居家照護(hù)為主;(4)理解能力正常,無精神疾病或認(rèn)知障礙;(5)知情同意。排除標(biāo)準(zhǔn):嚴(yán)重軀體疾病、極度衰弱等無法參加研究者。主要照顧者納入標(biāo)準(zhǔn):(1)年齡≥18歲;(2)與患者為親屬關(guān)系,承擔(dān)主要照護(hù),若同時(shí)有幾名照顧者,則選擇照顧時(shí)間最長者;(3)照顧時(shí)間>1月;(4)理解能力正常,無精神疾病或認(rèn)知障礙;(5)知情同意。排除標(biāo)準(zhǔn):需要付費(fèi)照護(hù)者。
應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型先驗(yàn)樣本量計(jì)算器[12],本研究包括2個(gè)潛在變量和10個(gè)觀察變量,取中等目標(biāo)效應(yīng)值0.3,檢驗(yàn)效能為0.95,α為0.05時(shí),結(jié)果為147。再以結(jié)構(gòu)方程模型一般推薦中值樣本大小200[13],故本研究需至少納入200對(duì)居家失能老人及其主要照顧者。
1.2 研究方法
1.2.1 研究工具 (1)一般資料問卷,包括居家失能老人及其照顧者的社會(huì)人口學(xué)相關(guān)信息。如年齡、性別、婚姻、文化程度等,還包含兩者關(guān)系、照顧時(shí)長、老人自理程度等。(2)家屬照顧者照顧能力測(cè)量表(family caregiver task inventory-25,FCTI-25)。FCTI-25于1983年由Clark等[14]編制,已被翻譯和修訂成多種版本。本研究采用Lee等[15]修訂的中文版FCTI,共5個(gè)分量表,分別為適應(yīng)照顧角色、應(yīng)變及提供協(xié)助、處理個(gè)人情緒、評(píng)估家人與社區(qū)資源、調(diào)整生活以滿足照顧需求,各分量表?xiàng)l目數(shù)均為5條,采用Likert 3級(jí)計(jì)分法,每條目選項(xiàng)為不困難(0分)、困難(1分)、非常困難(2分),總分0～50分,得分越高,表明受試者的照顧困難越多,綜合照顧能力越不足。該量表在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。(3)Walsh家庭彈性問卷中文版(Walsh family resilience questionnaire-C,WFRQ-C)。Walsh-FRQ由Walsh[16]于2016年編制,與其家庭彈性過程模型對(duì)應(yīng)。本研究采用本團(tuán)隊(duì)漢化后的中文版WFRQ-C[17]評(píng)估照顧者,包含家庭信念(10個(gè)條目)、溝通與解決(13個(gè)條目)和外部支持(3個(gè)條目)3個(gè)維度,采用Likert 5級(jí)評(píng)分法,“從不”到“總是”分別計(jì)1～5分,分?jǐn)?shù)越高,表示該家庭單元的彈性水平越高。本研究中Cronbach’s α系數(shù)為0.94。(4)心理彈性量表(10-item Connor-Davidson resilience scale,CD-RISC-10)。Connor和Davidson于2003年開發(fā)了25項(xiàng)Connor-Davidson彈性量表[18]。本研究使用了Campbell-Sills等[19]在2007年修訂改進(jìn)的CD-RISC-10。量表采用5級(jí)評(píng)分,“從不”到“幾乎總是”分別為0～4分,分?jǐn)?shù)越高,彈性水平越高。本研究中Cronbach’s α系數(shù)為0.91。(5)患者健康問卷?；颊呓】祮柧?patient health questionnaire,PHQ)包含PHQ-2、PHQ-9兩個(gè)版本,基于第四版精神障礙診斷及統(tǒng)計(jì)手冊(cè)(diagnostic and statistical manual of mental disorders-Ⅳ,DSM-Ⅳ)編制,以評(píng)估最近2周情況,是老年抑郁篩查的有效工具[19]。PHQ-2包含2個(gè)問題即抑郁的核心癥狀,篩查簡單迅速。量表采用Likert 4級(jí)評(píng)分,從“完全不會(huì)”到“幾乎每天”分別為0～3分,得分≥3分為臨界值[20]。本研究中Cronbach’s α系數(shù)為0.85。
1.2.2 資料收集方法 選擇和培訓(xùn)調(diào)查人員,保證其掌握調(diào)查的目的和意義、發(fā)放問卷的方法、統(tǒng)一條目的含義及填寫的方法,明確調(diào)查工作進(jìn)程安排和注意事項(xiàng)等;在老人家中或是社區(qū)居委會(huì)安靜的辦公室,面對(duì)面向每位調(diào)查對(duì)象(一個(gè)家庭包括一位失能老人和一位主要照顧者)發(fā)放問卷,請(qǐng)研究對(duì)象獨(dú)立填寫,問卷當(dāng)場回收;若研究對(duì)象因文化程度、視力障礙、疾病等原因無法填寫時(shí),調(diào)查員用中性、不加評(píng)判的態(tài)度逐一閱讀題目,研究對(duì)象口頭回答,由調(diào)查員代為填寫;回收整理問卷。共發(fā)放255份問卷,收回213份有效問卷(上海26.1%,安徽48.4%,甘肅15.5%),問卷有效回收率為83.5%。
2 結(jié)果
2.1 研究對(duì)象的一般資料 來自于上海徐匯(2個(gè)社區(qū))、楊浦(2個(gè)社區(qū))、閔行(3個(gè)社區(qū)),安徽合肥(4個(gè)社區(qū))、淮南(2個(gè)社區(qū))和甘肅平?jīng)?3個(gè)社區(qū))地區(qū)的213名居家失能老人的年齡為60～102歲,平均(74.24±8.70)歲;照顧者19～86歲,平均(55.06±15.41)歲。其他情況見表1。家屬照顧者FCTI-25平均評(píng)分為5(10,14)分,老年人WFRQ-C、CD-RISC-10及PHQ-2平均得分為98(87,107)分、(24.55±7.21)分和2(1,3)分。
表1 研究對(duì)象的一般情況[N=426,n(%)]
2.2 共同方法偏差檢驗(yàn) 采用潛在誤差變量控制法進(jìn)行共同方法偏差的檢驗(yàn),結(jié)果顯示,控制了共同方法因子后,模型擬合度并無顯著提升(△χ2=32.869,△df=1,△χ2/df=0.016,RMSEA值相同,CFI、IFI等不降反升),即本研究并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。
2.3 各變量得分及相關(guān)性分析結(jié)果 在WFRQ-C中,失能老人在家庭信念、溝通與解決和外部支持三個(gè)維度的條目均分分別為(3.83±0.56)分、(3.80±0.69)分和(2.77±1.01)分。在FCTI-25中,照顧者適應(yīng)角色、應(yīng)變需要、處理情緒、評(píng)估資源和調(diào)整生活5個(gè)維度條目均分分別為2(1,3)分、1(0,2)分、2(1,3)分、1(0,3)分、3(1,3.5)分。失能老人PHQ-2得分≥3分者占32.4%(其中,60歲及以上者32.4%、75歲及以上者16.8%;男性52.2%)。居家失能老人PHQ-2得分與照顧者FCTI-25得分呈正相關(guān),與WFRQ-C、CD-RISC-10得分呈負(fù)相關(guān),見表2。
表2 各變量得分及相關(guān)性分析結(jié)果(n=426,r)
2.4 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ图案髯兞恐薪樾?yīng) 共線性檢驗(yàn)的容忍值分別為0.798、0.628、0.700,均>0.1,方差膨脹因子(variance inflation factor,VIF)分別為1.254、1.593、1.429,均小<10,因此,可認(rèn)為不存在嚴(yán)重的共線性問題。
根據(jù)假設(shè)模型繪制初始模型進(jìn)行檢驗(yàn),刪除不顯著的路徑。為簡化模型,當(dāng)潛變量僅有一個(gè)維度時(shí),直接用觀察指標(biāo)代替潛變量,最終模型的標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)如圖1所示,該模型的擬合指標(biāo)良好:χ2=90.254,χ2/df=2.820,IFI=0.932,CFI=0.931,NFI=0.899,TLI=0.903,RMSEA=0.093。
圖1 照顧者照顧能力與失能老人抑郁:家庭彈性與心理彈性鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
模型的路徑分析顯示,照顧者照顧能力對(duì)失能老人抑郁(β=0.24,P<0.01)和其家庭彈性(β=-0.52,P<0.01)具有顯著的預(yù)測(cè)作用,家庭彈性正向預(yù)測(cè)心理彈性(β=0.59,P<0.01),心理彈性負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁(β=-0.42,P<0.01),可見,老人的家庭彈性、心理彈性在照顧者照顧能力與老人抑郁之間起著鏈?zhǔn)街薪樽饔?見圖1。
照顧者照顧能力對(duì)老人抑郁情緒的直接效應(yīng)較大,占總效應(yīng)的65.7%,并通過其家庭彈性和心理彈性發(fā)揮一定間接效應(yīng),占總效應(yīng)的34.3%,見表3。
表3 中介效應(yīng)分析及其效果量
3 討論
3.1 照顧者照顧能力、家庭彈性、失能老人心理彈性及其抑郁水平 本研究中,失能老人(60歲及以上)有抑郁癥狀的占比為32.4%,其中75歲及以上老人有抑郁癥狀的占比為16.8%。一項(xiàng)國內(nèi)研究[22]顯示,老年人抑郁情緒發(fā)生率為26.8%?？梢?居家失能老人是抑郁狀態(tài)較高的老年人群,應(yīng)該引起重視。本研究中,從居家失能老人照顧者照顧能力各維度得分可看出,照顧者主要在適應(yīng)照護(hù)角色和調(diào)整自身生活和情緒方面存在困難,這將造成自身消耗的問題。在居家失能老人照護(hù)壓力大的背景下,提高家庭照顧者護(hù)理能力的同時(shí)需關(guān)注其可持續(xù)性,當(dāng)家庭照顧者能夠在對(duì)老人照護(hù)的責(zé)任和自身護(hù)理的需求之間取得平衡時(shí),可認(rèn)為照顧能力是可持續(xù)的[23]。與既往一項(xiàng)納入800個(gè)普通社區(qū)居民家庭的研究[17]相比,本研究中家庭彈性維度條目均分略低,這可能與居家失能老人家庭壓力源增加損害家庭彈性有關(guān)。居家失能老人的心理彈性均分水平略高于居住在災(zāi)區(qū)城市環(huán)境中的老年人[24],可能是失能這一慢性壓力源對(duì)其心理彈性的損害不比災(zāi)難急性創(chuàng)傷顯著,也可能與本研究納入的輕度失能老人較多有關(guān)。
3.2 失能老人抑郁與其照顧者照顧能力、家庭彈性、心理彈性的相關(guān)性 本研究發(fā)現(xiàn),照顧者照顧能力越強(qiáng),老人抑郁水平越低,這與Senden等[25]的研究結(jié)果一致。家屬照顧者常常傳遞積極的信念來緩解失能老人的抑郁狀況,同時(shí),也通過合理利用家庭資源來促進(jìn)失能老人的身心健康[26],這是照顧者發(fā)揮自身照護(hù)能力的重要體現(xiàn)。有研究[6,25]表明,照顧者良好的應(yīng)對(duì)與較高的家庭彈性直接相關(guān)。照顧者主動(dòng)發(fā)揮自身調(diào)控能力,調(diào)整和利用家庭資源以適應(yīng)壓力, 有效地控制了壓力性事件對(duì)家庭彈性的破壞[27]。較差的家庭彈性和心理彈性是失能老人抑郁情緒的危險(xiǎn)因素。老人在應(yīng)對(duì)壓力和變化時(shí)的適應(yīng)力與堅(jiān)韌度減弱,出現(xiàn)抑郁情緒或癥狀的概率大大增加[28]。照顧者、家庭和自身多方面因素與老人抑郁有所關(guān)聯(lián),在以居家照護(hù)為主的背景下,考慮個(gè)人和家庭整體因素的影響,是居家失能老人抑郁研究更為廣泛的探索方向。
3.3 彈性在照顧者照顧能力與老人抑郁間的中介效應(yīng) 失能老人生理功能減退與思想、態(tài)度等的消極對(duì)其抑郁都有很大的影響[29]。本研究構(gòu)建的中介模型顯示,照顧者照顧能力對(duì)老人抑郁直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著,說明我們既要關(guān)注提升照顧者照顧能力可應(yīng)對(duì)失能老人照護(hù)需求的顯著效果,也要重視其通過增強(qiáng)家庭彈性和心理彈性而降低失能老人抑郁水平的作用。
從直接效應(yīng)來看,中國人具有很強(qiáng)的家庭觀念,在遇到重大疾病或創(chuàng)傷的壓力和困境時(shí),家庭往往是其堅(jiān)實(shí)的后盾,照顧者主動(dòng)承擔(dān)責(zé)任、良好的控制生活事件的照護(hù)能力、積極應(yīng)對(duì)壓力事件的態(tài)度,直接使被照顧者潛在致病或加重病情的因素減少,預(yù)防或減緩了抑郁。
在間接中介效應(yīng)方面,照顧者較好、較全面的照護(hù)能力使被照顧者意識(shí)到他們的家庭能很好地適應(yīng)和對(duì)抗創(chuàng)傷事件,家庭成員間能相互表達(dá)愛和信任,這正是家庭彈性的核心所在。在家庭彈性量性發(fā)揮功能的情況下,照顧者與老人共同發(fā)揮和鍛煉良好的解決問題能力,老人收到保證和鼓勵(lì)的信息,因而表現(xiàn)出更強(qiáng)的心理彈性[30-31]。既往研究[32-33]也證實(shí),心理彈性是許多自身以外因子與老人抑郁間的中介效應(yīng)因子。照顧者照顧能力是促進(jìn)家庭彈性的保護(hù)因素[34],而個(gè)體心理彈性受到家庭彈性的積極影響[35]。最后,在實(shí)踐方面,既往研究[36]顯示,以家庭彈性為中心的家庭干預(yù)可有效提高家庭功能、家庭成員的復(fù)原力和幸福感。
本研究所顯示的照顧者照顧能力通過家庭和老人個(gè)體彈性的鏈?zhǔn)街薪樽饔寐窂?提示了如何將外部被動(dòng)的照護(hù),轉(zhuǎn)化為失能老人家庭積極的內(nèi)生動(dòng)力(家庭彈性)和主動(dòng)的內(nèi)生動(dòng)力(心理彈性),今后可開發(fā)照護(hù)技能培訓(xùn)與彈性為共同重點(diǎn)的居家失能老人抑郁心理干預(yù)方案,以提升照顧者基本照護(hù)能力為基礎(chǔ),同時(shí)培育照顧者認(rèn)識(shí)家庭力量、應(yīng)對(duì)技能和利用資源,使之間接轉(zhuǎn)化作用于提高老年人心理彈性,并最終改善抑郁等負(fù)性情緒。
4 小結(jié)
本研究結(jié)果顯示,照顧者照顧能力與居家失能老人的家庭彈性、心理彈性和抑郁之間顯著相關(guān)。照顧者照顧能力可直接影響老人的抑郁,也可通過作用于老人家庭彈性和心理彈性,產(chǎn)生鏈?zhǔn)街薪樽饔冒l(fā)揮間接影響。即可通過增強(qiáng)照顧者照顧能力促進(jìn)失能老人身心健康,也可從中介因素入手探索有效的干預(yù)措施。本研究基于理論和現(xiàn)有研究建立變量間因果關(guān)系模型,采用橫斷面數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn),今后研究可增加縱向設(shè)計(jì)以獲得更為準(zhǔn)確的因果關(guān)系,為后續(xù)探索和開發(fā)干預(yù)方案打下基礎(chǔ)。
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