李松,和歡,李紅玉,張含靜,張艷麗,李玥桐,胡存杰

(葫蘆島市中心醫(yī)院 護理部,遼寧 葫蘆島 125001)

腦卒中高居我國居民死亡原因首位[1],超過5000萬腦卒中患者經歷了廣泛的身體、認知、情緒以及心理問題[2],康復周期長,家庭仍是最主要的照護康復場所[3],因此,其家人、朋友或者親人提供的領悟社會支持起著重要作用。心理健康素養(yǎng)由Jorm等[4]在1997年提出,定義為一個人識別精神疾病癥狀和意識到心理疾病的自我治療和尋求專業(yè)幫助的能力,有助于人們認識、管理和預防心理問題。研究[5]顯示,公眾的心理健康素養(yǎng)水平普遍不高,對尋求治療、對待精神疾病的態(tài)度可產生影響。中國人更傾向于關注身體機能方面,而對情感或心理因素等關注較少[6]。為盡量減少腦卒中患者的功能損害,待發(fā)病后醫(yī)學狀態(tài)穩(wěn)定后,應早期進行康復[7],患者可能由于自身行動不便,語言表達能力降低,情緒無法正確表達,康復相對緩慢,導致患者在恢復期逐漸失去信心,除可能遺留的軀體化癥狀外,還可能產生心理后遺癥如焦慮、沮喪、痛苦等負性情緒,使患者的身心健康和生命安全面臨著極大考驗。此外,康復并不是一蹴而就的,這需要患者積極的參與和意向。在以往的研究[8]中,領悟社會支持對健康行為的正向影響作用已經得到驗證,并且其可通過心理健康素養(yǎng)來調節(jié),本研究引入雙變量擬探討心理健康素養(yǎng)和康復鍛煉行為執(zhí)行意向在領悟社會支持和健康行為間的中介作用,建立模型假設,旨在為臨床護理工作者為促進腦卒中患者健康行為構建干預方案提供理論新視角。

1 對象與方法

1.1 研究對象 2021年9月至2022年3月,采用便利抽樣法選取遼寧省3所三級甲等醫(yī)院神經內科收治的腦卒中患者,納入標準:(1)年齡≥18周歲;(2)符合2018年頒布的腦血管病標準[9],并經顱腦CT和MRI明確;(3)經治療后,意識清楚,病情穩(wěn)定,語言表達及聽力可滿足交流的需要;(4)知情同意,自愿參加研究。排除標準:(1)存在心、肝、肺等器官功能衰竭及惡性腫瘤;(2)既往有精神病史或現(xiàn)存精神障礙;(3)存在嚴重認知障礙。本研究經錦州醫(yī)科大學倫理委員會批準通過(JZMULL2022050)。

1.2 方法

1.2.1 調查工具

1.2.1.1 一般資料調查表 由課題研究者自行設計,包含患者的性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、居住地、職業(yè)、家庭月收入等內容。

1.2.1.2 領悟社會支持量表(perceived social support scale,PSSS) 由姜乾金[10]修訂,分為家庭支持、朋友支持和其他支持,共3個維度12個條目。采用Likert 7級計分,從“極不同意”至“極同意”分別計1～7分?？偡譃?個量表得分相加,總分12～16分為低支持狀態(tài);總分37～60分為中間支持狀態(tài);總分61～84分為高支持狀態(tài),分數(shù)越高,個體感知到的社會支持越多。其Cronbach’α 系數(shù)分別為0.864。

1.2.1.3 多元心理健康素養(yǎng)量表(multicomponent mental health literacy measure,MHL) 由Jung等[11]于2016年基于Jorm心理健康素養(yǎng)核心概念的基礎上編制的量表,由明志君等[12]將其引入國內并加以修訂,包括心理健康知識(12個條目)、信念(10個條目)和資源(4個條目)3個維度共26個條目。其中,知識維度為正向題,信念維度為反向題;知識和信念維度應答方式均采用Likert量表加“不知道”的形式,即設置“非常同意”“同意”“不確定”“不同意”“非常不同意”和“不知道”6個選項,采用二分法計分,即對于正向題選擇“非常同意”“同意”計1分,對于反向題選擇“非常不同意”“不同意”計1分,其他均計0分;資源維度為是非題,選擇“是”計1分,選擇“否”計0分?？偡譃楦鳁l目得分之和,分數(shù)為0～26分,得分越高表明心理健康素養(yǎng)水平越高。其Cronbach’s α系數(shù)為0.830。

1.2.1.4 康復鍛煉行為執(zhí)行意向問卷 由我國學者張珊珊等[13]于2021年研究編制,包括行動計劃(8個條目)和應對計劃(11個條目)兩個維度,采用Likert 5級評分法,從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～5分,得分越高,說明患者康復鍛煉行為執(zhí)行意向越好。其Cronbach’s α系數(shù)為0.980。

1.2.1.5 康復鍛煉行為執(zhí)行意向量表以及腦卒中患者健康行為量表(health behavior scale for stroke patients,HBS-SP) 由萬麗紅等[14]于2016年編制,包括運動(6個條目)、服藥(4個條目)、指令(4個條目)、營養(yǎng)(6個條目)、責任(3個條目)、煙酒(2個條目)6個維度,“從不、有時、經常、常規(guī)進行”分別賦值1、2、3、4分,其中煙酒及服藥維度采用反向計分法,總分越高表示健康行為水平越高,平均分2.5分為中等水平。其Cronbach’s α 系數(shù)為0.878。

1.2.2 調查方法 調查者于2021年9月至2022年3月在遼寧省3所三級甲等級醫(yī)院神經內科對患者進行面對面調查,向患者客觀介紹此項研究的目的,知情同意后當場填寫當場核查回收。對于填寫困難者由調查者代寫。根據樣本量至少為條目數(shù)的5～10倍,此調查共89個條目,確定樣本量最少為445份,本研究共發(fā)放問卷480份,經篩選共計回收462份,剔除填寫不完整問卷,有效回收率為96.25%。

2 結果

2.1 人口學特征分布情況 462例患者,其中:男235例(50.87%),女227例 (49.13%);婚姻狀況為已婚344例(74.46%),未婚30例(6.49%),離婚/喪偶88例(19.05%);年齡≤45周歲56例(12.12%),46～55周歲92例(19.91%),56～65周歲162例(35.07%),>65周歲152例(32.90%);文化程度小學及以下120例(25.97%),初中161例(34.85%),高中及以上181例(39.18%);居住地為城鎮(zhèn)259例(56.06%),農村203例(43.94%);工作為職工276例(59.74%),農民95例(20.56%),其他91例(19.70%);家庭月收入<1000元91例(19.70%),1000～2000元94例(20.35%),2000～3000元137例(29.65%);>3000元140例(30.30%)。

2.2 共同方法偏差檢驗 采用Harman單因素法將研究變量所有條目進行因素分析。Harman單因素檢驗結果發(fā)現(xiàn)特征根大于1的公因子有16個,總累計方差貢獻率為63.91%,第一個公因子解釋的變異量為32.17%,低于40%的臨界值,認為本研究不存在明顯的共同方法偏差。

2.3 各變量描述性統(tǒng)計及相關性分析 Pearson相關分析結果顯示,領悟社會支持與心理健康素養(yǎng)、康復鍛煉行為執(zhí)行意向、健康行為呈正相關(P<0.05),見表1。

2.4 領悟社會支持、心理健康素養(yǎng)、康復鍛煉行為執(zhí)行意向、健康行為的回歸分析 采用Bootstrap法重復抽樣5000次并設置95%置信區(qū)間,將性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、居住地、職業(yè)、家庭月收入作為控制變量,以領悟社會支持為自變量,健康行為為因變量,心理健康素養(yǎng)和康復鍛煉行為執(zhí)行意向為中介變量進行統(tǒng)計分析。結果顯示,領悟社會支持顯著正向預測心理健康素養(yǎng)(β=0.458,P<0.05)和康復鍛煉行為執(zhí)行意向(β=0.409,P<0.05),并顯著正向預測健康行為(β=0.247,P<0.05);心理健康素養(yǎng)顯著正向預測康復鍛煉行為執(zhí)行意向(β=0.172,P<0.05)并顯著預測健康行為(β=0.121,P<0.05)。見表2。

表2 心理健康素養(yǎng)、康復鍛煉行為執(zhí)行意向在領悟社會支持和健康行為間的鏈式中介模型的回歸分析

2.5 心理健康素養(yǎng)、康復鍛煉行為執(zhí)行意向在領悟社會支持與健康行為間中介效應的檢驗 采用Amos 26.0構建以領悟社會支持為自變量,健康行為為因變量,心理健康素養(yǎng)和康復鍛煉行為執(zhí)行意向為中介變量的結構方程模型。采用最大似然法對結構模型進行估計及檢驗,見圖1。結果表明,模型適配度良好:χ2/dF=2.241,RMSEA=0.052,TLI=0.973,CFI=0.980,GFI=0.953。采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法重復取樣5000次,設置95%的置信區(qū)間進行中介效應檢驗,中介效應分析結果見表3。結果表明,領悟社會支持對健康行為的直接效應為0.210;心理健康素養(yǎng)和康復鍛煉行為執(zhí)行意向在領悟社會支持和健康行為間存在顯著中介作用?？傊薪樾?條中介路徑產生的間接效應組成:領悟社會支持→心理健康素養(yǎng)→健康行為(路徑1)的中介效應為 0.247,總效應占比為 34.69%;領悟社會支持→康復鍛煉行為執(zhí)行意向→健康行為(路徑2) 的中介效應為0.177,總效應占比24.86%;領悟社會支持→心理健康素養(yǎng)→康復鍛煉行為執(zhí)行意向→健康行為(路徑3) 的中介效應為0.076,總效應占比10.67%。 模型檢驗所對應的置信區(qū)間均未包含0,說明路徑均達到顯著水平。

圖1 腦卒中患者領悟社會支持對健康行為影響機制的結構方程模型圖

表3 領悟社會支持與健康行為之間的中介效應檢驗

3 討論

3.1 腦卒中患者健康行為、康復鍛煉行為執(zhí)行意向現(xiàn)狀及影響因素 按照萬麗紅等[14]所制定標準,本組腦卒中患者健康行為水平得分為(66.23±14.83)分,處于中等水平,有待提高,這與王笑笑等[15]調查結果類似。其中,責任維度與煙酒維度得分相應不高,這可能與腦卒中患者缺乏自我監(jiān)督意識、不能正確對待疾病有關。醫(yī)護人員應強調患者自我監(jiān)督的重要性,勸誡患者戒煙限酒。已婚女性、城鎮(zhèn)戶口、文化程度高中及以上、家庭月收入在3000元以上的患者健康行為得分較高,可能與其家庭支持相對較多,同時有更多的時間及精力去關注自身病情的變化以及對危險因素的控制有關;本研究結果顯示康復鍛煉行為執(zhí)行意向得分為(59.82±16.67)分,說明腦卒中患者的康復鍛煉行為執(zhí)行意向情況有待提高。分析比較可知,在患者的婚姻狀況、職業(yè)、居住地以及人均月收入上得分具有統(tǒng)計學意義(均P<0.05)。行動計劃得分低于應對計劃,說明患者自身所具備的康復意愿不強,無法對自身進行有計劃地監(jiān)督,導致康復行為付諸行動困難的產生。

3.2 領悟社會支持、心理健康素養(yǎng)、康復鍛煉行為執(zhí)行意向、健康行為的關系 在以往的研究[16]中,領悟社會支持對健康行為的正向影響作用已經得到驗證,本研究中,領悟社會支持與心理健康素養(yǎng)、康復鍛煉行為執(zhí)行意向健康行為也呈現(xiàn)正性相關(r=0.712,P<0.01)?？紤]到腦卒中患者多數(shù)會遺留軀體障礙,影響正?；顒拥倪M行,而來自親人、朋友等的陪伴支持,可幫助患者建立積極主動參與康復鍛煉計劃的意愿,促進健康行為的發(fā)生。另一方面,高水平的領悟社會支持可提高患者回歸正常生活的自信,用陪伴和溝通去調節(jié)負性情緒,使其保持平穩(wěn)的心理狀態(tài),解決因患病產生的心理沖突。本研究顯示,心理健康素養(yǎng)與康復鍛煉行為意向、健康行為呈正相關,與張振香等[17]研究結果一致,良好的心理健康素養(yǎng)可提高患者執(zhí)行康復鍛煉行為的意向,以促成積極的健康結果。本研究還表明,康復鍛煉行為意向與健康行為呈正相關,可能是因為行為是通過意向的轉化而產生,其起重要作用的是意向之后的執(zhí)行意向。因此,護理人員在患者住院期間要鼓勵患者制定正確的康復計劃,樹立正確的康復觀念,掌握正確的康復鍛煉方法,促進提高患者康復鍛煉行為執(zhí)行意向的產生,從而付諸實踐。

3.3 心理健康素養(yǎng)在領悟社會支持對健康行為中的中介效應 領悟社會支持可通過心理健康素養(yǎng)間接影響健康行為,效應量為0.247,中介效應占總效應的34.69%。說明受領悟社會支持影響,腦卒中患者可識別有效心理變化,當產生心理問題時更愿意自助或尋求他人的幫助,側面也促進了健康行為的產生。護理工作者可在患者住院的有限期內,在病情允許的情況下,進行心理健康方面知識的普及?；颊叱鲈汉?可通過社區(qū)小講堂以及“病友圈”等方式[18]提升腦卒中患者的心理健康素養(yǎng),定期評價腦卒中患者的心理狀況。

3.4 康復鍛煉行為執(zhí)行意向在領悟社會支持對健康行為中的中介效應 領悟社會支持可通過康復鍛煉行為執(zhí)行意向間接影響健康行為,效應量為0.177,中介效應占總效應的24.86%。行為的產生是意向現(xiàn)實的轉化,腦卒中患者病后多數(shù)會遺留軀體性活動障礙,親屬、朋友的鼓勵支持等使康復鍛煉行為執(zhí)行意向得到強化,進而促進健康行為的發(fā)生[19]。護理工作者要幫助患者建立恢復正常生活的信念,指導規(guī)范進行康復鍛煉的必要性,強化行為的執(zhí)行意向。

3.5 心理健康素養(yǎng)和康復鍛煉行為執(zhí)行意向在領悟社會支持對健康行為影響中的鏈式中介效應 心理健康素養(yǎng)和康復鍛煉行為執(zhí)行意向在領悟社會支持與健康行為間起著部分鏈式中介作用,效應量為0.076,中介效應占總效應的10.67%。與家庭、朋友、親戚等的互動,可以使患者更加積極應對病情,減少在康復過程中由于突如其來的病情引起的角色轉變所產生的不適感甚至各種消極的心理,提升患者康復的信心,增強進行康復鍛煉行為的執(zhí)行意向,這都有利于健康行為的產生[20]。同時,身體損傷和對疾病康復的認知不足降低了腦卒中患者的依從性,其可能會經歷憤怒、沮喪和抑郁等負面心理,以及由于康復治療增加的經濟負擔和照護負擔,或者由于患病后所產生的消極情緒體驗和可能存在的難以解決的持續(xù)活動障礙降低了患者的康復鍛煉行為執(zhí)行意向,阻礙了健康行為的產生[21]。住院期間,護理人員要重視患者的心理狀況,宣傳正確康復的重要性,提升心理健康素養(yǎng),增強康復鍛煉行為執(zhí)行意向。