張咪，吳艷妮，黃秀娥，楊晶，王潤，楊玲莉，趙慧慧，周春蘭

（1.南方醫(yī)科大學南方醫(yī)院，廣東 廣州 510515；2.南方醫(yī)科大學 護理學院，廣東 廣州 510515；3.深圳市龍崗區(qū)人民醫(yī)院，廣東 深圳 518100）

失能老人自理能力下降，需得到長期的照護支持，而我國老年健康服務體系不夠完善、長期照顧及護理服務呈現(xiàn)嚴重的供給不足[1]，配偶成為首要照護者的比例高達39.54%[2]。由于照護工作的復雜性和艱巨性，影響老年配偶的生活質(zhì)量[2]。以往的研究基于個體水平探究慢性病患者的健康素養(yǎng)、自我效能與其生活質(zhì)量相關性[3]，尚缺乏從成對關系的視角探究失能老人與配偶照顧者之間的交互影響。主客體互倚模型（Actor-Partner Interdependence Model,APIM）廣泛應用于婚姻、家庭等方面[4]。為此，本研究基于APIM，分析自身預測變量（X）對自身結局變量（Y）的影響（主體效應）及自身預測變量（X）對對方結局變量（Y）的影響（客體效應）。本研究擬建立失能老人與配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量的主客體互倚模型，明確其相互影響的路徑，為健康干預提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采用便利抽樣法，于2020 年12月—2022 年6 月，選取廣東省、福建省、四川省、湖南省、江西省、云南省及廣西壯族自治區(qū)失能老人和配偶照顧者為調(diào)查對象。失能老人的納入標準：（1）年齡≥60 歲，（2）用日常生活功能指數(shù)量表判斷為失能，（3）無認知和交流障礙；配偶照顧者的納入標準：（1）與失能老人共同生活＞3 個月，（2）參與失能老人的照護工作，（3）無認知和交流障礙。失能老人與配偶照顧者排除標準：急性疾病發(fā)作期、患有重大軀體疾病者。若調(diào)查過程中失能老人與配偶照顧者任意一方拒絕或中途退出，均不予以納入。本研究已獲得醫(yī)院倫理委員會批準（NFEC-2021-109）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行設計，包括失能老人與配偶照顧者性別、年齡、文化程度，失能老人的失能程度與失能時長。

1.2.2 日常生活功能指數(shù)量表（Katz Index，KI）用于評估失能老人的失能程度[5]。該量表包含6 項日?；净顒樱哼M食、洗澡、穿衣、如廁、轉移和大小便控制。每項活動均有“完全自理”“有些困難”“做不了”3 個等級。6 項活動均選擇“完全自理”者判斷為未失能（不納入研究）；6 項活動均未選擇“做不了”判斷為部分失能；有1～2 項活動選擇“做不了”判斷為輕度失能；有3～4 項活動選擇“做不了”判斷為中度失能；有5～6 項活動選擇“做不了”判斷為重度失能。本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.932。

1.2.3 慢性病患者健康素養(yǎng)量表 （Health Literacy Scale for Chronic Patients,HLSCP）該量表由我國學者孫浩林[6]對He LMS（Health Literacy Management Scale）漢化、修訂而成。鑒于本研究對象（失能老人和配偶照顧者）以老年人為主，且伴有慢性疾病，故用該量表評估其健康素養(yǎng)。該量表包含4 個維度，24個條目，即信息獲取能力（9 個條目）、交流互動能力（9 個條目）、改善健康意愿（4 個條目）、經(jīng)濟支持意愿（2 個條目）。量表采用Likert 5 級計分法，從“完全不能”到“沒有困難”分別計1～5 分，總分為24～120分，得分越高說明患者的健康素養(yǎng)越高。正式調(diào)查中，失能老人健康素養(yǎng)量表總Cronbach α 系數(shù)為0.970，配偶照顧者健康素養(yǎng)量表總的Cronbach α 系數(shù)為0.969。

1.2.4 一般自我效能感量表 （General Self-Efficacy Scale,GSES）用于評估慢性疾病患者的自我效能[7]。量表共10 個條目，均采用Likert4 級評分法，從“完全不正確”到“完全正確”分別計1～4 分，得分越高，代表自我效能感越好，本研究中失能老人自我效能量表的Cronbach α 系數(shù)為0.944，配偶照顧者自我效能量表的Cronbach α 系數(shù)為0.954。

1.2.5 中文版生活質(zhì)量量表（Short Form-36 Health Survey，SF-36）該量表為生活質(zhì)量評價普適性量表，中文版由學者李魯?shù)萚8]在2002 年研制。量表涵蓋8 個維度，36 個條目，分別為生理功能、角色受限、軀體疼痛、整體健康、活力狀況、社會功能、情感職能和精神健康。均采用Likert 累加法計算原始得分，再用標準公式轉化為百分制，轉化公式：各維度轉換得分=[（實際評分-最低可能評分）/一般平均可能評分]×100；各維度的分值范圍0～100 分，得分越高說明生活質(zhì)量越好。本研究中失能老人生活質(zhì)量量表總Cronbach α 系數(shù)為0.664，配偶照顧者生活質(zhì)量量表總Cronbach α 系數(shù)為0.731。

1.3 資料收集方法 調(diào)查前，取得醫(yī)院相關科室或社區(qū)相關負責人的同意，對調(diào)查人員進行培訓。調(diào)查中，嚴格按照納入和排除標準篩選研究對象，向失能老人與配偶照顧者說明調(diào)查目的和意義，取得同意后發(fā)放問卷并鼓勵其自行填寫，所有問卷當場回收。本研究共調(diào)查1 368 對失能老人與配偶照顧者，有效問卷1 086 對，有效回收率為79.39%。

1.4 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 23.0 和AMOS 24.0 進行數(shù)據(jù)處理。非正態(tài)分布的計量資料以中位數(shù)和四分位數(shù)描述，計數(shù)資料以頻數(shù)、百分比描述。失能老年人和配偶的健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量得分比較采用兩配對樣本的Wilcoxon 符號秩檢驗分析，健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量間采用Spearman 相關分析。采用結構方程模型建立主客體互倚模型，分析失能老人-配偶照顧者各自健康素養(yǎng)、自我效能對自身與對方生活質(zhì)量的主客體效應，以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 一般資料 本組1086 名失能老人，年齡60～95歲（71.34±7.92）歲；男性683 名（62.80%），女性403名（37.20%）；文化程度：小學及以下557 名（51.29%），初中275 名（25.32%），高中（中專）172 名（15.84%），大學及以上82 名（7.55%）；失能程度：部分失能462名（42.54%），輕度失能187 名（17.22%），中度失能142 名（13.08%），重度失能295 名（27.16%）；失能時長：＜1 年304 名（27.99%），1～3 年337 名（31.04%），3～5年（不含3 年）174 名（16.02%），5 年以上271 名（24.95%）。本組1 086 名配偶照顧者，年齡50～92 歲（70.20±8.319）歲；男性403 名（37.20%），女性683 名（62.80%），文化程度：小學及以下615 名（56.63%），初中236 名（21.73%），高中（中專）167 名（15.38%），大學及以上68 名（6.26%）。

2.2 失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量現(xiàn)狀及得分比較 本研究失能老人的健康素養(yǎng)與生活質(zhì)量得分的中位數(shù)均低于配偶照顧者，自我效能得分的中位數(shù)相等，而差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.001，見表1）。

表1 失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量得分比較[n=1086，M（P25，P75），分]

2.3 失能老人和配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量的相關分析 對失能老人及其配偶的健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量得分進行Spearman 相關分析，兩兩變量間呈正相關關系，詳見表2。

表2 失能老人與配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量的相關性（rs 值)

2.4 失能老人和配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量的主客體互倚模型分析 分別以失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能作為預測變量，以生活質(zhì)量作為結局變量構建主客體互倚模型。通過最大似然法對初始模型參數(shù)進行分析，模型均為飽和模型（χ2/df=0）。失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)均對自身的生活質(zhì)量有正向預測作用，失能老人的健康素養(yǎng)對配偶的生活質(zhì)量有正向影響，而配偶的健康素養(yǎng)對失能老人的生活質(zhì)量預測效應不顯著（見圖1）；同樣失能老人與配偶照顧者的自我效能均對自身的生活質(zhì)量有正向預測作用，但不能預測對方的生活質(zhì)量（見圖2）。

圖1 失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)與生活質(zhì)量的主客體互倚模型（標準化）

圖2 失能老人和配偶照顧者的自我效能與生活質(zhì)量的主客體互倚模型（標準化）

失能老人與配偶照顧者的成對模式檢驗：基于Bootstrap 重復抽樣5 000 次計算客體效應與主體效應（以非標準化數(shù)值計算）的比值（k 值）及95%置信區(qū)間（CI）[9]。經(jīng)檢驗：健康素養(yǎng)中，失能老人k=0.138，95%CI：-0.002～0.301，其置信區(qū)間包含0，說明個體的預測變量對自身的結局變量有影響，即為主體模式[9]；配偶照顧者k=0.485，95%CI：0.259～0.802，其置信區(qū)間包含0.5，說明配偶照顧者的主體效應是客體效應的2 倍，即為混合模式[9]。為驗證失能老人與配偶照顧者的成對關系，設定k為置信區(qū)間內(nèi)的取值（失能老人的k值為0，配偶照顧者的k值為0.5），經(jīng)卡方檢驗，模型變化不顯著（χ2=3.126，△χ2=3.584，P=0.373），即支持雙方的成對關系。

自我效能中，失能老人k=0.091，95%CI：-0.070～0.268，配偶照顧者k=0.156，95%CI：-0.103～0.473，其置信區(qū)間均包含0，說明個體的預測變量對自身的結局變量有影響，即二者均為主體模式[9]；為驗證失能老人與配偶照顧者的成對關系，設定k 為置信區(qū)間內(nèi)的取值（失能老人與配偶照顧者的k 值均為0），經(jīng)卡方檢驗，模型變化不顯著（χ2=2.511，△χ2=4.498，P=0.285），即支持雙方的成對關系。

3 討論

3.1 失能老人的健康素養(yǎng)、生活質(zhì)量及自我效能得分均低于配偶照顧者 本研究結果顯示，失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)得分有顯著性差異，且失能老人的信息獲取能力、交流互動能力均低于配偶照顧者，可能因失能導致老人行動不便，社會交往障礙，健康信息交流減少，獲取健康信息的主動性也降低，影響失能老人健康素養(yǎng)水平[10]；雖然失能老人和配偶照顧者改善健康與經(jīng)濟支持意愿維度得分有差異，但中位數(shù)得分接近，可能與老人失能后對健康的期望和獲取經(jīng)濟支持來緩解高額治療費用的需求意愿增加有關[11]。因此，應考慮提升或阻礙失能老人與配偶照顧者健康素養(yǎng)的因素，在滿足失能老人健康需求的同時，加強對配偶照顧者健康素養(yǎng)的關注，給予他們健康知識和社會支持。

本研究中失能老人與配偶照顧者自我效能中位數(shù)得分相同，但兩者間差異有統(tǒng)計學意義，說明失能老人整體的自我效能低于配偶照顧者，可能與失能老人身體功能受損，疾病癥狀負擔增加，在自我健康維護的行動中，主觀能動性、自信心和堅持程度降低有關；配偶照顧者可能受經(jīng)濟因素、長期高強度的家庭勞作和照護的影響，其健康信念和疾病管理信心有所減弱，自我效能感降低[12]。由此，應當采取措施提升失能老人與配偶照顧者的自我效能，鼓勵照顧者發(fā)現(xiàn)照顧過程中的積極面，提高照護信心。

本研究失能老人生活質(zhì)量各維度得分均低于配偶照顧者，均有顯著性差異，說明失能老人的生活質(zhì)量低于配偶照顧者，可能因失能老人生理功能和日?；顒邮芟?，導致其生活質(zhì)量下降；其中失能老人的角色受限、情感職能維度得分最低，可能與失能老人的社會交往能力受限，主觀幸福感降低等負性情緒影響，導致生活質(zhì)量降低有關[13]。由此提示，應為失能老人和配偶照顧者提供情緒應對、角色適應及社會功能支持，以提升他們的生活質(zhì)量。

3.2 失能老人和配偶照顧者健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量兩兩間存在相關性 本研究失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量兩兩之間均存在相關性，與黃奕清[14]研究結果相似，說明失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能及生活質(zhì)量相互影響、相互促進。本研究結果顯示變量兩兩間部分相關系數(shù)較?。ㄈ绫? 所示），但差異仍有統(tǒng)計學意義，這說明兩個變量之間存在線性相關性，可能是由于總體中存在其他變量影響二者之間的關系，導致其相關系數(shù)較小。提示應將失能老人及配偶照顧者作為一個整體，在關注失能老人的同時，對其配偶照顧者提供健康賦能。

3.3 失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)、自我效能與生活質(zhì)量的交互作用

3.3.1 失能老人和配偶照顧者的健康素養(yǎng)與生活質(zhì)量存在主體效應 本研究結果顯示主體效應方面，失能老人與配偶照顧者的健康素養(yǎng)與自身的生活質(zhì)量呈正向預測作用，與Jovanic 等[15]研究結果一致。失能老人健康素養(yǎng)的模式為“主體模式”，說明個體的預測變量對自身的結局變量有影響。由此提示，提高失能老人和配偶照顧者獲取健康信息的能力、交流互動能力、改善健康意愿、經(jīng)濟支持意愿，能夠有效促進雙方利用健康信息、主動健康管理，提高健康素養(yǎng)，使生活質(zhì)量得到改善。

3.3.2 失能老人健康素養(yǎng)和配偶照顧者的生活質(zhì)量存在客體效應 本研究顯示客體效應方面，失能老人健康素養(yǎng)可正向預測配偶照顧者的生活質(zhì)量，而配偶照顧者的健康素養(yǎng)與失能老人的預測作用不顯著。配偶照顧者健康素養(yǎng)的模式為“混合模式”，說明配偶照顧者的主體效應是客體效應的2 倍。提示提高失能老人的健康素養(yǎng)水平，其健康信息獲取能力、交流互動能力、改善健康意愿的提升，使得配偶照顧者的照護負擔降低，提高照顧者的生活質(zhì)量[16]。失能老人與配偶照顧者對自身健康狀態(tài)的認知、健康管理行為及身心健康存在相互影響。因此，將失能老人與配偶照顧者作為一個整體，對他們進行“捆綁”賦能干預，增強疾病管理信心，提高他們的生活質(zhì)量。

3.3.3 失能老人和配偶照顧者的自我效能與生活質(zhì)量存在主體效應 本研究結果顯示，失能老人與配偶照顧者的自我效能與自身的生活質(zhì)量均呈正向預測作用，主體效應顯著；且失能老人和配偶照顧者的自我效能的模式均為“主體模式”，說明失能老人和配偶照顧者的自我效能水平對自身的生活質(zhì)量有促進作用。自我效能是個體對成功達成特定領域行為目標所需能力的預期、信心或信念，較高的自我效能感會對個體健康行為管理產(chǎn)生積極影響，提升自我效能感可增強其自理能力和康復效果，改善生活質(zhì)量[17]。但兩者間的客體效應均不顯著，表明自我效能更多地是基于“自我”，而不是基于對方，即個人因素最有可能影響自我效能和自我信念[18]。此外，積極情感在自我效能和生活質(zhì)量間起到促進作用，積極的情感能夠為未來的應對建立資源，促進更好的健康狀態(tài)[19]。因此，為失能老人和配偶照顧者提供情緒應對支持利于增進幸福感，提升生活質(zhì)量。