自我效能在慢性心力衰竭患者自我调节疲劳与运动依从性的中介效应

孙姝怡，孙国珍，高敏，于甜栖，刘沈馨雨，汤志杰 ，卢静

（1.南京医科大学 护理学院，江苏 南京 211166；2.南京医科大学第一附属医院 心血管内科，江苏 南京 210029）

根据2019 年中国心力衰竭流行病学全国调查结果，我国35 岁以上居民心力衰竭患病率为1.3%，估计现患病人数约890 万[1]，患者常受活动耐力下降、气喘等症状困扰，且普遍存在忧虑、哀伤等负面情绪[2]。 运动康复对改善慢性心力衰竭患者心功能、促进心理健康以及降低住院率、 病死率等具有重要作用[3]，已被国内外指南列为I 级推荐[4-5]。 然而，目前慢性心力衰竭患者的运动依从性较差， 运动康复现状不容乐观[6]。 由于慢性病患者长期面临诸多生理、心理挑战，心理资源持续消耗，可出现慢性自我损耗，即自我调节疲劳[7]，造成患者自我管理、健康促进行为水平下降[8]。 现有研究显示，自我调节疲劳可负向影响患者身体活动参与度[9]、饮食依从水平[10]，自我效能可正向影响患者运动依从水平[11]。 两者均可预测运动行为且并非独立存在， 自我调节疲劳对自我效能存在负向作用[12]。 据此，本研究推测慢性心力衰竭患者自我调节疲劳可直接或者通过自我效能间接影响运动依从性。目前，慢性心力衰竭患者运动依从性研究主要为质性或量性影响因素分析[13-14]，尚无研究探索自我调节疲劳、 自我效能与运动依从性之间的关系。 本研究旨在探讨慢性心力衰竭患者自我调节疲劳和自我效能对运动依从性的影响， 以及自我效能在自我调节疲劳与运动依从性之间的中介效应， 为慢性心力衰竭患者运动依从性的干预提供一定的指导。

1 对象和方法

1.1 研究对象 采用便利抽样法，选取2022 年7—11 月在南京市某三级甲等医院心血管内科住院的慢性心力衰竭患者作为研究对象。 纳入标准：（1）根据《中国心力衰竭诊断和治疗指南2018》[4]诊断为慢性心力衰竭；（2）纽约心脏病协会（New York Heart Association, NYHA）心功能I～III 级；（3）年龄≥18 周岁；（4）意识清楚，语言表达能力正常。排除标准：（1）认知功能障碍或患有精神疾病；（2）合并其他严重躯体疾病如恶性肿瘤、严重感染、肝肾衰竭的终末期患者；（3）有运动康复禁忌证者。

本研究通过便利抽样法抽取50 例CHF 患者进行预调查，自我调节疲劳与自我效能、运动依从性之间的相关系数分别为-0.379 和-0.249， 自我效能与运动依从性之间的相关系数为0.350。 采用Kenny[15]编制的MedPower 应用程序估算样本量， 统计功效取0.8，计算得样本量至少需要116 例，考虑20%的失访率，估算需要样本140 例，实际纳入267 例。 本研究已通过南京医科大学第一附属医院伦理委员会审查（2022-SRFA-353）。

1.2 调查工具

1.2.1 一般资料调查表 自行编制， 包括性别、年龄、婚姻状态、文化程度、家庭平均月收入、运动习惯（0 次/周、＜3 次/周和≥3 次/周）、睡眠情况（正常、失眠、嗜睡和其他）及NYHA 心功能分级。

1.2.2 自我调节疲劳量表 （Self-Regulatory Fatigue Scale，SRF-S） 由Nes 等[16]于2013 年编制，王利刚等[17]于2015 年汉化，用于评估慢病人群，Cronbach α系数为0.84。 该量表包括认知、情绪和行为3 个维度，各维度分别有6 个、5 个、5 个条目。采用Likert 5级评分法（1 分=非常不同意，5 分=非常同意），总分越高，表明受试者的自我调节疲劳程度越高。本研究正式调查中该量表的Cronbach α 系数为0.786。

1.2.3 自我效能量表 （General Self-Efficacy Scale，GSES） 由Schwarzer 等[18]于1997 年编制，王才康等[19]于2001 年汉化修订，在大学生中检验，Cronbach α系数为0.87。 该量表为单维度10 个条目， 采用Likert 4 级评分法 （1 分=完全不正确，4 分=完全正确），总分越高，受试者的自我效能水平越高。本研究正式调查中该量表的Cronbach α 系数为0.925。

1.2.4 慢性心力衰竭患者运动依从性量表 由高敏等[20]于2023 年编制，Cronbach α 系数为0.905，内容效度为0.93。 量表包括2 个维度，处方依从（5 个条目） 和监测依从 （6 个条目）， 共11 个条目。 采用Likert 5 级评分法（1 分=从不，5 分=总是），总分11～55 分，得分越高，表示慢性心力衰竭患者的运动依从性越高。

1.3 资料收集方法 由经过统一培训的2 名研究者发放问卷。 调查前，向受试者解释本研究的目的，获得其知情同意后，发放问卷由其自行填写。对于年龄较大、文化程度较低等自行填写困难者，研究者逐条询问并根据患者口述答案如实代填。完成后，当场回收问卷并检查有无缺项、 漏项。 共发放问卷273份，剔除有明显规律、相似条目回答不一致的问卷，回收有效问卷267 份，有效回收率为97.8%。

1.4 统计学方法 采用SPSS 25.0 分析数据。 服从正态分布的计量资料采用均数±标准差描述，计数资料采用频数与构成比描述。 采用Pearson 相关性分析检验慢性心力衰竭患者自我调节疲劳、自我效能、运动依从性的相关性。 采用Harman 单因素检验中的探索性因素分析方法进行共同方法偏差检验。 采用SPSS PROCESS 组件中的模型4 构建自我效能在自我调节疲劳与运动依从性之间的中介效应模型， 运用Bootstrap 方法， 重复取样5 000 次， 设置95%置信区间。 检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 一般资料 267 例慢性心力衰竭患者， 年龄为19～79（60.16±13.24）岁；多为男性，176 例（65.9%）；已婚居多，241 例（90.3%）；文化程度：小学及以下95例（35.6%）， 初中73 例（27.3%），中专或高中62 例（23.2%），大专及以上37 例（13.9%）；家庭人均月收入：＜2 000 元100 例（37.4%），2 000～4 000 元87 例（32.6%），＞4 000 元80 例（30.0%）；运动习惯：0 次/周96 例（36.0%），＜3 次/周86 例（32.2%），≥3 次/周85 例（31.8%）；睡眠情况：正常146 例（54.7%），失眠108 例（40.5%），嗜睡13 例（4.9%）；心功能分级：I 级3 例 （1.1%），II 级114 例 （42.7%），III 级150 例（56.2%）。

2.2 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳、自我效能和运动依从性得分情况 本研究慢性心力衰竭患者自我调节疲劳总分为（44.31±8.23）分，自我效能总分为（23.90±6.66）分，运动依从性总分为（29.44±11.59）分；各维度得分及条目均分见表1。

表1 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳、自我效能和运动依从性得分情况（n=267，±S，分）

表1 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳、自我效能和运动依从性得分情况（n=267，±S，分）

项目自我调节疲劳总分认知情绪行为自我效能运动依从总分处方依从监测依从条目数16 6 5 5 1 0 11 5 6理论得分范围16～80 6～30 5～25 5～25 10～40 11～55 5～25 6～30得分44.31±8.23 18.81±3.07 13.27±3.83 12.22±3.31 23.90±6.66 29.44±11.59 14.46±5.50 14.97±6.52条目均分2.77±1.20 3.13±1.07 2.65±1.11 2.04±1.30 2.77±1.20 2.68±1.22 2.89±1.18 2.50±1.22

2.3 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳、自我效能和运动依从性的相关性分析 Pearson 相关性分析结果显示，本研究慢性心力衰竭患者自我调节疲劳总分与自我效能总分呈负相关 （r=-0.533，P＜0.001），与运动依从性总分呈负相关 （r=-0.405，P＜0.001），自我效能总分与运动依从性总分呈正相关（r=0.455，P＜0.001），见表2。

表2 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳、自我效能和运动依从性的相关性分析（n=267）

2.4 自我效能在自我调节疲劳与运动依从性的中介效应

2.4.1 共同方法偏差检验 采取Harman 单因素检验进行共同方法偏差检验。 结果显示，特征根＞1 的因素共6 个， 其中第1 个因素解释的累积变量为35.54%，＜40%的临界值[21]，说明本研究不存在严重共同方法偏差问题。

2.4.2 自我效能在自我调节疲劳与运动依从性的中介效应 运用SPSS PROCESS 组件中的模型4，采用Bootstrap 法重复抽取5 000 次。 结果显示：慢性心力衰竭患者自我调节疲劳对运动依从性的直接效应为-0.319，占总效应的56.0%，自我效能在自我调节疲劳和运动依从性间的间接效应值为-0.431×0.583=-0.251，占总效应的44.0%，95%CI（-0.393～-0.127），不包含0， 说明在自我效能在慢性心力衰竭患者自我调节疲劳与运动依从性间的中介效应显著。 见图1、表3。

图1 慢性心力衰竭患者自我效能在自我调节疲劳和运动依从性之间的中介作用路径

表3 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳、自我效能和运动依从性的中介效应表（n=267）

3 讨论

3.1 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳处于较高水平，自我效能处于中等偏低水平，运动依从性处于较低水平 本研究结果显示， 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳总分为（44.31±8.23）分，远高于在一般健康人群中测量结果（36.5±8.9）分[17]。 究其原因，慢性心力衰竭患者在忍受生理痛苦折磨的同时， 还需要消耗心理资源改变饮食习惯、 坚持体育锻炼、 戒烟戒酒，并在疾病反复发作时调节不良情绪。这些疾病带来的负担与挑战均为心理损耗源， 是预测自我调节疲劳发生的重要因素[22]。 此外，本组慢性心力衰竭患者有三分之一以上存在失眠问题。睡眠是预防、缓解自我调节疲劳的有效手段[23]。 患者由于夜间阵发性呼吸困难等症状入睡困难，加之心理因素影响，睡眠质量不佳，心理资源无法及时恢复，自我调节疲劳程度进一步加剧。

本研究结果显示， 慢性心力衰竭患者自我效能总分为（23.90±6.66）分，与量表条目赋值中间值3 分相比，处于中等偏低水平，略低于杜培娟等[24]研究结果。 自我效能受家庭收入、文化程度、负性情绪等多种因素影响。本研究纳入患者以小学及以下为主，文化程度较低。患者对疾病及相关知识认知不足，缺乏控制或缓解疾病症状的信心。 慢性心力衰竭患者需终生服药并定期复查，承受着长期的医药费用负担。本研究纳入患者人均月收入以＜2 000 元为主，此类患者受经济限制， 只能被迫选择费用较低的药物或进行保守治疗，丧失疾病掌控感。经济压力还可引发抑郁、焦虑等负面情绪。 随着疾病进展，患者愈发感到无力，对自身能力产生怀疑，应对疾病的信心受到打击，自我效能感下降。

本研究结果显示， 慢性心力衰竭患者运动依从性总分为（29.44±11.59）分，与量表条目赋值中间值3 分相比，处于较低水平；略低于于甜栖等[25]研究结果，可能与研究人群差异有关。 有研究表明，制定精准性、个体化的运动处方，并重视患者运动结果反馈是促进患者的运动康复的关键措施[14]。 本研究仅给予慢性心力衰竭患者运动处方， 并未进行个性化设计，可能存在运动处方指导不充分、太抽象的问题。患者执行困难，处方依从维度得分也更低。 其次，本研究患者未进行居家随访管理， 缺乏医护人员的鼓励、提醒，获取、感知的正向反馈不足，难以坚持运动。 此外，本研究纳入患者运动习惯多为0 次每周，患者既往运动习惯少，对运动缺乏兴趣。若没有来自医护人员的要求、监督，不会主动参与运动，运动的维持也更为困难。

3.2 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳对运动依从性有直接预测作用 本研究结果显示， 慢性心力衰竭患者自我调节疲劳与运动依从性之间存在直接效应（β=-0.319，P＜0.001），即慢性心力衰竭患者的自我调节疲劳程度越高，运动依从性水平越低，首次发现慢性心力衰竭患者自我调节疲劳可预测运动依从水平。 慢性心力衰竭患者运动依从性由行为启动和行为维持两部分构成[26]，均需要心理资源支撑。 当处于自我调节疲劳状态时，有限的心理资源匮乏，个体无法调动足够的心理资源来执行自我控制行为，启动运动行为的驱动力不足， 维持运动行为的意志力也削弱，运动依从性随之下降。 此外，目前慢性心力衰竭患者对运动康复的科学性和重要性仍缺乏全面的认识。自我调节疲劳的个体倾向于风险回避，不愿尝试不确定或预期收益不显著的活动[27]，进一步抑制了患者运动行为的产生。 护理人员可尝试使用自我控制训练、行为训练等方法提升患者心理资源储量，或通过赋权、开展正念冥想等心理干预[28]，减缓患者自我调节疲劳程度，从而提升运动依从性。

3.3 慢性心力衰竭患者自我效能在自我调节疲劳与运动依从性之间存在部分中介作用 本研究结果显示，慢性心力衰竭患者自我效能在自我调节疲劳与运动依从性起部分中介作用， 中介效应值为-0.251，中介效应占总效应的44.0%， 表明自我调节疲劳不仅能直接影响患者运动依从性， 还可通过自我效能间接影响患者运动依从性。患病后，个体经历社会角色转变，自我概念发生改变，需要重新认识、评价自己。此过程容易出现自我能力认知偏差，导致自我概念紊乱[29]。 研究显示，处于自我调节疲劳的个体趋于对未来做出消极评价[30]，患者对疾病预后更为悲观，认为自己无力改变现状， 对自己控制生命的能力缺乏信心。此外，自身成功经验是提高自我效能感的有效手段[31]。 自我调节疲劳的患者没有精力也不愿进行新的尝试，无法获取成功经验和积极体验。另有研究指出，自我调节疲劳可导致自我价值观下降，患者逃避困难，待在舒适区中不愿改变，在长期与疾病抗争的过程中逐渐丧失应对疾病的信心， 进而致使运动康复的意愿和行为下降[32]。

提示护理人员除了缓解慢性心力衰竭患者自我调节疲劳外， 还可以自我效能为切入点提升患者运动康复的积极性和持续性。 从自我效能理论框架中提高自我效能的4 个主要因素（直接经验、 间接经验、言语劝说、情绪唤醒）入手[30]。 一方面，充分发挥护理人员健康宣教的职能， 强调运动康复对于慢性心力衰竭患者的益处，促进患者参与运动康复，以积累成功的经验与信心； 另一方面， 在运动康复过程中，加强随访监督，重视患者情绪唤醒水平，及时给予心理疏导和安慰。通过团体交流、微信群分享等方式促进同伴、榜样启动的作用[27]，在缓解自我调节疲劳的同时，也利于患者吸取替代性经验，增强自我效能感，提升患者运动依从性。

4 本研究的局限性

本研究仅在南京医科大学第一附属医院展开调查， 样本代表性有待提高。 本研究设计为横断面研究，变量间的因果关系尚不明晰，且仅探讨了自我效能这一中介变量。未来可开展多中心研究，采用纵向研究设计，挖掘其他中介变量，进一步扩大样本量验证结果，提高研究结果可推广性。