失能老人和配偶照顾者健康素养与自我效能对生活质量的交互作用

张咪，吴艳妮，黄秀娥，杨晶，王润，杨玲莉，赵慧慧，周春兰

（1.南方医科大学南方医院，广东 广州 510515；2.南方医科大学 护理学院，广东 广州 510515；3.深圳市龙岗区人民医院，广东 深圳 518100）

失能老人自理能力下降，需得到长期的照护支持，而我国老年健康服务体系不够完善、长期照顾及护理服务呈现严重的供给不足[1]，配偶成为首要照护者的比例高达39.54%[2]。由于照护工作的复杂性和艰巨性，影响老年配偶的生活质量[2]。以往的研究基于个体水平探究慢性病患者的健康素养、自我效能与其生活质量相关性[3]，尚缺乏从成对关系的视角探究失能老人与配偶照顾者之间的交互影响。主客体互倚模型（Actor-Partner Interdependence Model,APIM）广泛应用于婚姻、家庭等方面[4]。为此，本研究基于APIM，分析自身预测变量（X）对自身结局变量（Y）的影响（主体效应）及自身预测变量（X）对对方结局变量（Y）的影响（客体效应）。本研究拟建立失能老人与配偶照顾者健康素养、自我效能与生活质量的主客体互倚模型，明确其相互影响的路径，为健康干预提供参考。

1 对象与方法

1.1 研究对象 采用便利抽样法，于2020 年12月—2022 年6 月，选取广东省、福建省、四川省、湖南省、江西省、云南省及广西壮族自治区失能老人和配偶照顾者为调查对象。失能老人的纳入标准：（1）年龄≥60 岁，（2）用日常生活功能指数量表判断为失能，（3）无认知和交流障碍；配偶照顾者的纳入标准：（1）与失能老人共同生活＞3 个月，（2）参与失能老人的照护工作，（3）无认知和交流障碍。失能老人与配偶照顾者排除标准：急性疾病发作期、患有重大躯体疾病者。若调查过程中失能老人与配偶照顾者任意一方拒绝或中途退出，均不予以纳入。本研究已获得医院伦理委员会批准（NFEC-2021-109）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料调查表 自行设计，包括失能老人与配偶照顾者性别、年龄、文化程度，失能老人的失能程度与失能时长。

1.2.2 日常生活功能指数量表（Katz Index，KI）用于评估失能老人的失能程度[5]。该量表包含6 项日常基本活动：进食、洗澡、穿衣、如厕、转移和大小便控制。每项活动均有“完全自理”“有些困难”“做不了”3 个等级。6 项活动均选择“完全自理”者判断为未失能（不纳入研究）；6 项活动均未选择“做不了”判断为部分失能；有1～2 项活动选择“做不了”判断为轻度失能；有3～4 项活动选择“做不了”判断为中度失能；有5～6 项活动选择“做不了”判断为重度失能。本研究中该量表的Cronbach α 系数为0.932。

1.2.3 慢性病患者健康素养量表 （Health Literacy Scale for Chronic Patients,HLSCP）该量表由我国学者孙浩林[6]对He LMS（Health Literacy Management Scale）汉化、修订而成。鉴于本研究对象（失能老人和配偶照顾者）以老年人为主，且伴有慢性疾病，故用该量表评估其健康素养。该量表包含4 个维度，24个条目，即信息获取能力（9 个条目）、交流互动能力（9 个条目）、改善健康意愿（4 个条目）、经济支持意愿（2 个条目）。量表采用Likert 5 级计分法，从“完全不能”到“没有困难”分别计1～5 分，总分为24～120分，得分越高说明患者的健康素养越高。正式调查中，失能老人健康素养量表总Cronbach α 系数为0.970，配偶照顾者健康素养量表总的Cronbach α 系数为0.969。

1.2.4 一般自我效能感量表 （General Self-Efficacy Scale,GSES）用于评估慢性疾病患者的自我效能[7]。量表共10 个条目，均采用Likert4 级评分法，从“完全不正确”到“完全正确”分别计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 系数为0.944，配偶照顾者自我效能量表的Cronbach α 系数为0.954。

1.2.5 中文版生活质量量表（Short Form-36 Health Survey，SF-36）该量表为生活质量评价普适性量表，中文版由学者李鲁等[8]在2002 年研制。量表涵盖8 个维度，36 个条目，分别为生理功能、角色受限、躯体疼痛、整体健康、活力状况、社会功能、情感职能和精神健康。均采用Likert 累加法计算原始得分，再用标准公式转化为百分制，转化公式：各维度转换得分=[（实际评分-最低可能评分）/一般平均可能评分]×100；各维度的分值范围0～100 分，得分越高说明生活质量越好。本研究中失能老人生活质量量表总Cronbach α 系数为0.664，配偶照顾者生活质量量表总Cronbach α 系数为0.731。

1.3 资料收集方法 调查前，取得医院相关科室或社区相关负责人的同意，对调查人员进行培训。调查中，严格按照纳入和排除标准筛选研究对象，向失能老人与配偶照顾者说明调查目的和意义，取得同意后发放问卷并鼓励其自行填写，所有问卷当场回收。本研究共调查1 368 对失能老人与配偶照顾者，有效问卷1 086 对，有效回收率为79.39%。

1.4 统计学方法 采用SPSS 23.0 和AMOS 24.0 进行数据处理。非正态分布的计量资料以中位数和四分位数描述，计数资料以频数、百分比描述。失能老年人和配偶的健康素养、自我效能及生活质量得分比较采用两配对样本的Wilcoxon 符号秩检验分析，健康素养、自我效能及生活质量间采用Spearman 相关分析。采用结构方程模型建立主客体互倚模型，分析失能老人-配偶照顾者各自健康素养、自我效能对自身与对方生活质量的主客体效应，以P＜0.05 为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 一般资料 本组1086 名失能老人，年龄60～95岁（71.34±7.92）岁；男性683 名（62.80%），女性403名（37.20%）；文化程度：小学及以下557 名（51.29%），初中275 名（25.32%），高中（中专）172 名（15.84%），大学及以上82 名（7.55%）；失能程度：部分失能462名（42.54%），轻度失能187 名（17.22%），中度失能142 名（13.08%），重度失能295 名（27.16%）；失能时长：＜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%）。本组1 086 名配偶照顾者，年龄50～92 岁（70.20±8.319）岁；男性403 名（37.20%），女性683 名（62.80%），文化程度：小学及以下615 名（56.63%），初中236 名（21.73%），高中（中专）167 名（15.38%），大学及以上68 名（6.26%）。

2.2 失能老人和配偶照顾者的健康素养、自我效能及生活质量现状及得分比较 本研究失能老人的健康素养与生活质量得分的中位数均低于配偶照顾者，自我效能得分的中位数相等，而差异均有统计学意义（P＜0.001，见表1）。

表1 失能老人与配偶照顾者的健康素养、自我效能与生活质量得分比较[n=1086，M（P25，P75），分]

2.3 失能老人和配偶照顾者健康素养、自我效能与生活质量的相关分析 对失能老人及其配偶的健康素养、自我效能与生活质量得分进行Spearman 相关分析，两两变量间呈正相关关系，详见表2。

表2 失能老人与配偶照顾者健康素养、自我效能及生活质量的相关性（rs 值)

2.4 失能老人和配偶照顾者健康素养、自我效能与生活质量的主客体互倚模型分析 分别以失能老人与配偶照顾者的健康素养、自我效能作为预测变量，以生活质量作为结局变量构建主客体互倚模型。通过最大似然法对初始模型参数进行分析，模型均为饱和模型（χ2/df=0）。失能老人与配偶照顾者的健康素养均对自身的生活质量有正向预测作用，失能老人的健康素养对配偶的生活质量有正向影响，而配偶的健康素养对失能老人的生活质量预测效应不显著（见图1）；同样失能老人与配偶照顾者的自我效能均对自身的生活质量有正向预测作用，但不能预测对方的生活质量（见图2）。

图1 失能老人和配偶照顾者的健康素养与生活质量的主客体互倚模型（标准化）

图2 失能老人和配偶照顾者的自我效能与生活质量的主客体互倚模型（标准化）

失能老人与配偶照顾者的成对模式检验：基于Bootstrap 重复抽样5 000 次计算客体效应与主体效应（以非标准化数值计算）的比值（k 值）及95%置信区间（CI）[9]。经检验：健康素养中，失能老人k=0.138，95%CI：-0.002～0.301，其置信区间包含0，说明个体的预测变量对自身的结局变量有影响，即为主体模式[9]；配偶照顾者k=0.485，95%CI：0.259～0.802，其置信区间包含0.5，说明配偶照顾者的主体效应是客体效应的2 倍，即为混合模式[9]。为验证失能老人与配偶照顾者的成对关系，设定k为置信区间内的取值（失能老人的k值为0，配偶照顾者的k值为0.5），经卡方检验，模型变化不显著（χ2=3.126，△χ2=3.584，P=0.373），即支持双方的成对关系。

自我效能中，失能老人k=0.091，95%CI：-0.070～0.268，配偶照顾者k=0.156，95%CI：-0.103～0.473，其置信区间均包含0，说明个体的预测变量对自身的结局变量有影响，即二者均为主体模式[9]；为验证失能老人与配偶照顾者的成对关系，设定k 为置信区间内的取值（失能老人与配偶照顾者的k 值均为0），经卡方检验，模型变化不显著（χ2=2.511，△χ2=4.498，P=0.285），即支持双方的成对关系。

3 讨论

3.1 失能老人的健康素养、生活质量及自我效能得分均低于配偶照顾者 本研究结果显示，失能老人与配偶照顾者的健康素养得分有显著性差异，且失能老人的信息获取能力、交流互动能力均低于配偶照顾者，可能因失能导致老人行动不便，社会交往障碍，健康信息交流减少，获取健康信息的主动性也降低，影响失能老人健康素养水平[10]；虽然失能老人和配偶照顾者改善健康与经济支持意愿维度得分有差异，但中位数得分接近，可能与老人失能后对健康的期望和获取经济支持来缓解高额治疗费用的需求意愿增加有关[11]。因此，应考虑提升或阻碍失能老人与配偶照顾者健康素养的因素，在满足失能老人健康需求的同时，加强对配偶照顾者健康素养的关注，给予他们健康知识和社会支持。

本研究中失能老人与配偶照顾者自我效能中位数得分相同，但两者间差异有统计学意义，说明失能老人整体的自我效能低于配偶照顾者，可能与失能老人身体功能受损，疾病症状负担增加，在自我健康维护的行动中，主观能动性、自信心和坚持程度降低有关；配偶照顾者可能受经济因素、长期高强度的家庭劳作和照护的影响，其健康信念和疾病管理信心有所减弱，自我效能感降低[12]。由此，应当采取措施提升失能老人与配偶照顾者的自我效能，鼓励照顾者发现照顾过程中的积极面，提高照护信心。

本研究失能老人生活质量各维度得分均低于配偶照顾者，均有显著性差异，说明失能老人的生活质量低于配偶照顾者，可能因失能老人生理功能和日常活动受限，导致其生活质量下降；其中失能老人的角色受限、情感职能维度得分最低，可能与失能老人的社会交往能力受限，主观幸福感降低等负性情绪影响，导致生活质量降低有关[13]。由此提示，应为失能老人和配偶照顾者提供情绪应对、角色适应及社会功能支持，以提升他们的生活质量。

3.2 失能老人和配偶照顾者健康素养、自我效能及生活质量两两间存在相关性 本研究失能老人和配偶照顾者的健康素养、自我效能及生活质量两两之间均存在相关性，与黄奕清[14]研究结果相似，说明失能老人与配偶照顾者的健康素养、自我效能及生活质量相互影响、相互促进。本研究结果显示变量两两间部分相关系数较小（如表2 所示），但差异仍有统计学意义，这说明两个变量之间存在线性相关性，可能是由于总体中存在其他变量影响二者之间的关系，导致其相关系数较小。提示应将失能老人及配偶照顾者作为一个整体，在关注失能老人的同时，对其配偶照顾者提供健康赋能。

3.3 失能老人和配偶照顾者的健康素养、自我效能与生活质量的交互作用

3.3.1 失能老人和配偶照顾者的健康素养与生活质量存在主体效应 本研究结果显示主体效应方面，失能老人与配偶照顾者的健康素养与自身的生活质量呈正向预测作用，与Jovanic 等[15]研究结果一致。失能老人健康素养的模式为“主体模式”，说明个体的预测变量对自身的结局变量有影响。由此提示，提高失能老人和配偶照顾者获取健康信息的能力、交流互动能力、改善健康意愿、经济支持意愿，能够有效促进双方利用健康信息、主动健康管理，提高健康素养，使生活质量得到改善。

3.3.2 失能老人健康素养和配偶照顾者的生活质量存在客体效应 本研究显示客体效应方面，失能老人健康素养可正向预测配偶照顾者的生活质量，而配偶照顾者的健康素养与失能老人的预测作用不显著。配偶照顾者健康素养的模式为“混合模式”，说明配偶照顾者的主体效应是客体效应的2 倍。提示提高失能老人的健康素养水平，其健康信息获取能力、交流互动能力、改善健康意愿的提升，使得配偶照顾者的照护负担降低，提高照顾者的生活质量[16]。失能老人与配偶照顾者对自身健康状态的认知、健康管理行为及身心健康存在相互影响。因此，将失能老人与配偶照顾者作为一个整体，对他们进行“捆绑”赋能干预，增强疾病管理信心，提高他们的生活质量。

3.3.3 失能老人和配偶照顾者的自我效能与生活质量存在主体效应 本研究结果显示，失能老人与配偶照顾者的自我效能与自身的生活质量均呈正向预测作用，主体效应显著；且失能老人和配偶照顾者的自我效能的模式均为“主体模式”，说明失能老人和配偶照顾者的自我效能水平对自身的生活质量有促进作用。自我效能是个体对成功达成特定领域行为目标所需能力的预期、信心或信念，较高的自我效能感会对个体健康行为管理产生积极影响，提升自我效能感可增强其自理能力和康复效果，改善生活质量[17]。但两者间的客体效应均不显著，表明自我效能更多地是基于“自我”，而不是基于对方，即个人因素最有可能影响自我效能和自我信念[18]。此外，积极情感在自我效能和生活质量间起到促进作用，积极的情感能够为未来的应对建立资源，促进更好的健康状态[19]。因此，为失能老人和配偶照顾者提供情绪应对支持利于增进幸福感，提升生活质量。