袁勝楠 周靜 李敏
第七次全國人口普查顯示,我國60歲及以上的老年人口有2.6億人,占總人口的18.7%[1]。隨著人口老齡化程度不斷加劇,老年人的衰弱問題日益嚴重。美國老年學會將衰弱定義為老年個體由于神經肌肉、免疫、代謝等多個系統的生理改變所導致的生理儲備下降、抵御應激能力減弱的一種臨床狀態[2]。在影響老年人衰弱的研究中,自我忽視這一嚴重影響老年人身心健康的公共衛生問題得到了廣泛關注。自我忽視是指老年人威脅自己健康和安全的行為,通常表現為自己拒絕或不能提供給自己充足的食物、水、衣物、住所、個人衛生、藥物以及安全防護[3],已有研究證實了二者之間的相關性[4-6]。但自我忽視是通過何種途徑導致老年人衰弱的發生尚不明確,除了二者可能存在共同的病理生理機制外,自我忽視還可能通過導致老年人軀體功能下降、認知功能受損、營養不良等引發衰弱[7-9]。知覺壓力在自我忽視人群中較為普遍,有研究表明,在自我忽視病人有更高水平的知覺壓力[10]。知覺壓力也是影響衰弱發生發展的重要危險因素[11]。因此,通過有效地管理壓力可能緩解衰弱這一不良健康結局的發生。本研究擬分析知覺壓力在住院老年病人自我忽視與衰弱間的中介作用,為提高住院老年病人身心健康水平提供理論依據。
1.1 研究對象 本研究采用便利抽樣的方法,選擇石河子市2所三級甲等醫院老干科、心內科2020年12月至2021年8月收治住院的380例老年病人為研究對象,年齡60~89歲,平均(73.50±7.49)歲。納入標準:(1)年齡≥60歲;(2)意識清楚,能夠進行有效溝通;(3)自愿參加本研究。排除標準:(1)急危重癥病人及處于疾病急性發作期者;(2)視聽障礙、嚴重軀體功能障礙者。
1.2 研究工具
1.2.1 一般資料調查表:內容包括性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、居住地、健康自評狀況、營養狀況。
1.2.2 老年人自我忽視調查問卷(Elderly Self-Neglect Questionnaire,ESNQ):由彭超華等[12]編制而成,由照顧者(曾與老年人同住或者照顧老年人超過3個月)填寫。該問卷共33個條目,分為忽視生存需求、忽視相互關系及忽視自我發展3個維度。采用 Likert 5級評分法,從“極同意”到“極不同意”,賦值為1~5分,以自我忽視總分的中位數作為截點,在本次研究中ESNQ總分的中位數為58分,即:≤58分為低分組,>58分為高分組,取值范圍為33~165分,分數越高說明自我忽視的可能性越大。
1.2.3 Fried衰弱表型(frailty phenotype,FP):由Fried等[13]根據衰弱循環模型編制的衰弱表型對病人進行篩查。該量表共計5分,0分為無衰弱,1~2分為衰弱前期,≥3分為衰弱。本研究中該量表的Cronbach’sα系數為0.823。
1.2.4 中文版知覺壓力量表(Chinese Perceived Stress Scale,CPSS):由美國學者Cohen編制,楊廷忠等[14]修訂成中文版本,該量表共14個條目,分為失控感和緊張感2個維度。將知覺壓力總分劃分為四個等級,0~28分為正常,29~42分表明壓力較大,43~56分表明壓力過大。
1.2.5 簡易營養評價精法(Short-Form Mini-Nutritional Assessment,MNA-SF):由Rubenstein等[15]從MNA量表中提取出6條相關性很強的條目,包括:(1)食欲;(2)近3個月是否有體質量下降;(3)活動能力;(4)急性疾病及應激;(5)神經心理問題;(6)BMI。即該量表共6個條目,總分14分,<11分為營養不良,≥11分為營養良好。
1.3 資料收集 研究人員首先向參與者解釋調查的目的、方法、注意事項等;其次,采用統一指導用語進行數據收集;結束后,檢查問卷是否有遺漏、缺失的條目。本研究共發放問卷380份,無拒填、缺失、遺漏等情況發生,問卷有效回收率為100%。
1.4 統計學方法 采用Harman單因素分析進行共同方法偏差檢驗;計數資料用頻數和百分比表示,組間比較采用卡方檢驗;采用Spearman相關分析探索知覺壓力、自我忽視與衰弱的關系。應用SPSS 23.0中的Process V3.5插件進行中介效應檢驗。以中介效應的Boostrap 95%CI的上、下限不包括0為中介效應檢驗差異具有統計學意義(P<0.05)。
2.1 共同方法偏差檢驗 共同方法偏差檢驗顯示11個因子特征值>1,最大因子方差解釋率為23.58%(<40%),表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。
2.2 不同衰弱程度的老年病人特征比較 單因素分析結果顯示,衰弱程度較高的老年人年齡更大、喪偶/未婚/離異者更多、受教育年限更少、居住在農村更多、健康自評差所占的比例更高、營養不良者更多(P<0.001),見表1。

表1 不同衰弱程度的老年病人一般特征比較(n,%)
2.3 住院老年病人知覺壓力、自我忽視及衰弱得分相關性分析 Spearman相關分析顯示,知覺壓力得分與自我忽視、衰弱得分呈顯著正相關(r=0.551、0.506,P<0.01),自我忽視得分與衰弱得分呈顯著正相關(r=0.639,P<0.01)。
2.4 知覺壓力在住院老年病人自我忽視與衰弱關系的中介效應檢驗 本研究采用Hayes編制的SPSS 23.0中的Process V3.5進行多元線性回歸分析,將單因素分析中有統計學意義的變量作為控制變量納入回歸方程,對知覺壓力在自我忽視與衰弱間的作用進行中介效應檢驗。采用Boostrap法進行檢驗,重復抽樣5000次,計算95%CI,自我忽視對衰弱的影響顯著(β=0.063,t=8.318,P<0.001)。當放入中介變量知覺壓力后,自我忽視對衰弱的直接影響作用仍然顯著(β=0.050,t=6.308,P<0.001)。自我忽視對知覺壓力的正向影響顯著(β=0.338,t=7.746,P<0.001),且知覺壓力對衰弱的正向影響顯著(β=0.037,t=4.258,P<0.001)。知覺壓力的中介效應的Boostrap95%CI的上、下限不包括0,表明自我忽視不僅能夠直接預測衰弱,而且能夠通過知覺壓力的中介作用預測衰弱。中介效應(0.013)占總效應(0.063)的20.63%,見表2。

表2 知覺壓力在住院老年病人自我忽視與衰弱之間的中介作用分析
3.1 住院老年病人衰弱的現狀分析 本研究結果顯示,住院老年病人衰弱的發生率為33.2%,低于吳珍珍等[16]采用Fried衰弱表型在住院老年病人中的調查結果(34.2%),但高于韓君等[17]在社區老年人中的調查結果(24.9%)。這可能與不同研究場所中老年人的自理能力及軀體功能水平高低有關,醫院病人較社區老人的衰弱發生率高。此外,衰弱的老年人健康自評差,可能是由于自身所患慢性病較多、疾病負擔重,導致老年人的日常活動能力下降、自理能力差。高齡、受教育年限少的老年人較少表現出良好的健康行為,是衰弱發生的危險因素[18]。喪偶/未婚/離異導致老年人發生抑郁的可能性增高[19],增加老年人產生社會隔離的風險,誘發其發生衰弱。農村人口衰弱的發生率顯著高于城市人口,可能原因是農村醫療保險的覆蓋率相對較低,老年人生病時醫療開銷高而收入不高,顯著影響老年人的身心健康。專家共識指出[18]:營養不良是衰弱發生、發展的重要生物學機制,如維生素D缺乏可增加衰弱的發生率。
3.2 住院老年病人自我忽視、衰弱及知覺壓力的相關性 本研究相關分析結果顯示,自我忽視得分與衰弱得分呈正相關,表明自我忽視得分越高,其衰弱程度就越嚴重。同時,自我忽視得分與知覺壓力得分呈顯著正相關,表明自我忽視程度越嚴重,其知覺壓力的水平越高,與Roepke-Buehler等[10]在芝加哥進行的一項橫斷面研究結果類似。此外,知覺壓力得分與衰弱得分呈顯著正相關,表明老年人知覺壓力水平越高,其衰弱程度越嚴重。
3.3 知覺壓力在住院老年病人自我忽視與衰弱間起部分中介作用 以往關于自我忽視與衰弱的研究主要集中在直接影響上,尚缺乏對其影響路徑的研究。本研究引入知覺壓力探討住院老年病人自我忽視對衰弱的作用機制,以期從中找到可行的干預措施,從而降低住院老年病人衰弱的發生率,提高住院老年病人的生存質量,減少醫療資源的浪費。研究結果表明,知覺壓力在自我忽視與衰弱間起部分中介作用。自我忽視不僅可直接影響衰弱,也能通過知覺壓力的中介作用來間接影響衰弱。該結果驗證并拓展了以往的研究發現[4-6]。自我忽視會使老年人不注重自我實現,不愿與外界交流,導致其情感淡漠、情緒低沉,從而加重其社會脫節感、無力感,導致各種心理和社會適應問題產生;此外,自我忽視會使機體抵御應激能力減弱、賦能水平降低、家庭功能障礙以及壓力性損傷的發生風險增加[20],均可使知覺壓力的水平增高。根據壓力適應理論,當個體無法適應內在與外在壓力因素帶來的心身需求時,就會處于一種不平衡的狀態,即會導致心身疾病的發生[21],從而影響老年人的軀體功能,表現為無意識的體質量下降、活動量減少、步速減慢、容易疲乏等;且負性情緒可能會削弱老年人的壓力管理能力,從而不利于健康行為的產生和促進。知覺壓力危害了老年人身心健康,最終導致個體發生衰弱的易感性增強。
綜上所述,自我忽視和知覺壓力是影響住院老年病人衰弱的重要因素,降低自我忽視水平既可以直接作用于衰弱,也可以通過降低知覺壓力水平對衰弱產生間接的影響。建議通過醫務工作者、家庭和社會的支持等措施加強對老年人自我忽視和知覺壓力的早期診斷和干預,鼓勵他們參加社交活動,減少自我忽視與知覺壓力的發生,最終降低衰弱的發生率。本研究雖探討了自我忽視與衰弱間的作用機制,但未能對變量間存在的雙向作用機制進行研究,因此,未來研究可根據相關理論進行深入分析。