中老年維持性血液透析病人與照顧者衰弱、心理韌性對應對方式的主客體互倚模型分析

楊玉霖，高歡玲，尚春娥，宋 歌，李紅梅，陳 玲

1.山西醫科大學研究生院，山西 030001；2.山西醫科大學汾陽學院；3.山西省汾陽醫院

維持性血液透析（maintenance hemodialysis，MHD）是終末期腎病（end stage renal disease，ESRD）病人的主要腎臟替代療法。據報道，我國MHD 病人已達57 萬例[1]。相較青年病人，中老年MHD 病人更易出現低血壓、肌肉痙攣、失衡綜合征等透析相關并發癥[2]，嚴重影響中老年病人及其照顧者的生活方式與生存質量，成為兩者重要壓力源。衰弱是指生理儲備和多系統功能的累積衰退，對內外應激源抵抗力下降[3]。由于透析本身為高分解代謝過程，加之活動不足、炎癥和共病的影響，衰弱在中老年MHD 病人中普遍存在[4]，發生率約為68.8%[5]，增加病人功能衰退、營養不良、抑郁、死亡風險的同時[6]，對照顧者也提出了更高的照護要求，使其生理、心理、情感及精神方面承受著較大負擔[7]，加速衰弱的發生[8]，消耗二者的應對資源。心理韌性是個體經歷創傷事件后的心理潛能，對自我效能和健康行為的建立起重要作用[9]，是個體積極應對的重要心理資源。研究表明，積極的應對方式有利于增強MHD 病人的治療信心及依從性，提升照顧者參與支持的積極性，改善照護質量[10]。二元疾病管理理論指出，慢性病管理是病人和照顧者的二元現象，應將兩者視為一個整體，二元體成員生理、心理健康交互作用并影響二者應對行為，有必要從二元水平成對關系進行探討[11]。主客體互倚模型（actorpartner interdependence model，APIM）被認為是成對數據分析的“金標準”[12]，既能分析自身的預測變量（X）對結局變量（Y）的影響（主體效應），又能分析對方的（X）對自身（Y）的影響（客體效應），見圖1。本研究擬建立中老年MHD 病人-主要照顧者的主客體互倚模型，分析衰弱、心理韌性對積極應對的二元作用，以期為臨床護理干預提供新思路。

圖1 主客體互倚模型結構圖

1 對象與方法

1.1 研究對象 便利抽取2021 年8 月—2021 年12 月山西省2 所三級甲等醫院門診MHD 病人及其主要照顧者并進行問卷調查。病人納入標準：①年齡≥45 歲；②符合《慢性腎臟病（chronic kidney disease，CKD）臨床實踐指南》CKD 5 期尿毒癥診斷標準[13]；③接受血液透析治療≥3 個月，規律透析每周2 次或3 次；④有閱讀及理解問卷內容的能力，知情同意并自愿參加本研究。病人排除標準：①腎臟移植病人；②重度認知功能障礙者；③急性疾病發作期。主要照顧者納入標準：①照顧者為病人的家庭成員，包括父母、配偶、子女等；②年齡≥18 歲；③照顧時間≥3 個月，負有主要責任、照料病人時間最久（由病人指定）；④知情同意，自愿參與。主要照顧者排除標準：①領取照顧薪酬；②患有精神疾患或意識不清，語言表達障礙。若調查過程中病人及其主要照顧者任意一方拒絕或中途退出，雙方均不予納入。樣本量采用G·power3.1 軟件計算，根據多因素分析要求，取中等效應量f2＝0.15，α=0.05，1-β=0.90，自變量28 個，再考慮10%的失訪率，最終確定樣本量不少于241 對。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調查表 自行設計，病人部分調查內容包括性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、家庭人均月收入等人口社會學資料，以及透析齡等疾病相關資料。主要照顧者部分調查內容包括性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、與病人的關系、每日照顧時長等相關資料。

1.2.2 Tilburg 衰弱量表（Tilburg Frailty Scale，TFI）TFI 由荷蘭學者Gobbens 于2010 年在衰弱整合模型基礎上開發，中文版由奚興于2013 年漢化修訂，包括軀體衰弱（8 個條目）、心理衰弱（4 個條目）、社會衰弱（3 個條目）3 個維度，共15 個條目。各條目采用二分類計分法，“存在”計1 分，“不存在”計0 分，總分范圍為0～15 分，≥5 分判定為衰弱，分數越高表示衰弱程度越重，量表的Cronbach's α 系數為0.75[14]。

1.2.3心理韌性量表（Connor and Davidson's Resilience Scale，CD-RISC） CD-RISC 量表由Connor等于2003 年編制，包括5 個維度，共25 個條目。中文版CD-RISC 量表由于肖楠于2007 年漢化修訂，包括堅韌（13 個條目）、自強（8 個條目）、樂觀（4 個條目）3 個維度，共25 個條目，采用Likert 5 級評分法，“從不”到“一直如此”計分0～4分，總分0～100 分，得分越高，說明心理韌性越好。量表Cronbach's α 系數為0.91[15]。

1.2.4 簡易醫學應對方式問卷（Simple Coping Style Questionnaire，SCSQ） 本研究采用SCSQ 量表中的積極應對分量表。SCSQ 由解亞寧于1998 年結合我國人群特點編制，共計12 個條目。采用Likert 4 級評分法，從“不采用（0 分）”到“經常采用（3 分）”，總分0～36 分，得分越高，說明個體積極應對水平越高。分量表Cronbach's α 系數為0.82[16]。

1.3 資料收集 由4 名經過培訓的護理研究生現場發放問卷，調查前向受試者解釋本次調查的目的和意義，在取得其知情同意后發放問卷，調查對象對問卷不理解、有疑問處及時給予解答。為防止病人及照顧者間干擾致數據沾染，監督兩者獨立作答，當場收回并檢查問卷完整性后，放入檔案袋中密封保存，同一對病人及主要照顧者采用同一編號，一方問卷不合格，另一方的問卷同時剔除。本研究共發放263 對問卷，回收有效問卷246 對，有效回收率為93.5%。

1.4 統計學方法 采用SPSS 21.0 和AMOS 24.0 軟件對數據進行統計分析。正態分布的定量資料采用均數±標準差（±s）描述；定性資料采用頻數、百分比（%）描述。組間比較采用配對樣本t檢驗及χ2檢驗；相關性分析采用Pearson 相關分析。采用結構方程模型建立主客體互倚模型，分析MHD 病人-主要照顧者對子中各自衰弱、心理韌性對自身及另一方積極應對的主客體效應，以P＜0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 MHD 病人的一般資料 MHD 病人年齡（58.62±10.09）歲；性別：男151 例，女95 例；文化程度：小學103 例，初中92 例，高中/中專43 例，專科及以上8 例；家庭人均月收入：＜1 600 元120 例，1 600～3 000 元79 例，＞3 000 元47 例；婚姻狀況：未婚12 例，已婚208 例，離婚/喪偶26 例；透析齡：＜1 年34 例，1～5 年158 例，＞5 年54 例。

2.2 主要照顧者的一般資料 年齡（57.03±9.78）歲；性別：男109 人，女137 人；文化程度：小學123 人，初中83 人，高中/中專29 人，專科及以上11 人；家庭人均月收入：＜1 600 元107 人，1 600～3 000 元83 人，＞3 000 元56 人；婚姻狀況：未婚14 人，已婚213 人，離婚/喪偶19 人；與病人關系：配偶189 人，子女23 人，兄弟姐妹13 人，其他21 人；照顧時間：＜5 h 127 人，5～10 h 93 人，＞10 h 26 人。

2.3 MHD 病人及其主要照顧者衰弱發生率、心理韌性及積極應對得分比較（見表1）

表1 MHD 病人與主要照顧者衰弱發生率及心理韌性、積極應對方式得分比較

2.4 MHD 病人與主要照顧者衰弱、心理韌性及積極應對方式的相關性（見表2）

表2 MHD 病人與主要照顧者衰弱、心理韌性及積極應對方式的相關性（r 值）

2.5 MHD 病人及主要照顧者衰弱、心理韌性與積極應對的主客體互倚模型分析 以病人及其主要照顧者的衰弱、心理韌性作為預測變量，兩者的積極應對作為結果變量構建主客體互倚模型，見圖2、圖3。在主體效應方面，MHD 病人及其主要照顧者的衰弱、心理韌性均可影響自身積極應對（P＜0.001）；在客體效應方面，二者衰弱均可影響對方的積極應對（P＜0.05 或P＜0.001），且病人的心理韌性可影響主要照顧者的積極應對（P＜0.001），而主要照顧者心理韌性對病人的積極應對無統計學意義（P＞0.05）。見表3。

表3 MHD 病人及其主要照顧者衰弱、心理韌性對積極應對影響的主客體效應

圖2 MHD 病人及其主要照顧者衰弱與積極應對方式的主客體互倚模型

3 討論

3.1 MHD 病人與主要照顧者衰弱、心理韌性及積極應對方式現狀 本研究結果顯示，MHD 病人衰弱發生率為61.8%，處于較高水平，與葉麗欽等[5]研究結果相當，且病人衰弱發生率高于主要照顧者。可能原因為：ESRD 是一種與代謝紊亂、營養不良和慢性炎癥有關的疾病，病人長期規律透析伴隨飲食限制、食欲減退、活動量減少，較主要照顧者更易發生氧化應激、蛋白質-能量消耗（protein energy wasting，PEW），造成病人骨骼肌進行性消耗、肌肉萎縮，加速衰弱的發生[17]。心理韌性是機體應對壓力源保持積極心態的能力。MHD 病人及其照顧者心理韌性評分低于羅靜等[18]的研究結果[（64.75±18.57）分]，且病人心理韌性評分低于主要照顧者。究其原因可能為：ESRD 是不可逆轉的慢性漸進性疾病，需長期依賴透析維持生命，每周2 次或3 次反復穿刺、6～12 h 活動限制以及血紅蛋白的丟失，增加病人身體不適的同時，病人的經濟狀況、生活方式、人際關系均受到嚴重影響，易產生焦慮、抑郁、緊張等負性情緒，導致其心理韌性水平相對較低；主要照顧者既要照顧病人，又要支撐整個家庭的重任，在應對多種事件后，內心相較病人更加堅韌。積極應對方式是個體在應激狀態下繼認知評價做出正面的用以解決問題的行為。本研究發現，主要照顧者積極應對得分高于MHD 病人，與彭元元等[19]研究結果相似，處于中低水平。考慮原因為：ESRD 常累及多個系統、器官，引發各種并發癥，主要照顧者在應對病人照顧過程中生理、心理一直處于消耗狀態，同時病人及照顧者角色的轉變，缺乏疾病相關知識，可能存在應對不足，主要照顧者作為病人重要的社會支持，會盡可能調動身邊優勢資源幫助病人應對疾病，并在此過程中不斷進行自我調整，重塑希望，相較病人而言更加積極。

3.2 MHD 病人與主要照顧者衰弱、心理韌性與積極應對方式的相關性 本研究結果表明，MHD 病人與主要照顧者的衰弱、心理韌性及積極應對兩兩之間均存在相關性（P＜0.01）。Lyons 等[11]認為，疾病管理是一種二元現象，二元體對疾病的整體評估影響二者共同管理疾病的行為方式，反過來，二元體的健康又影響兩者共同評估和管理疾病。本研究結果也進一步佐證了上述觀點。可見，MHD 病人與主要照顧者的身心健康、認知評價和行為特征具有關聯性，可能與他們在疾病協同應對過程中互相扶持，人際互動較強，個體的認知或行為方式等易在兩者間轉移，相互影響。目前，慢性病管理愈來愈強調二元模式，特別是家庭系統論，但主要關注家庭對患病兒童的反應，未來應著重將MHD 病人與承擔重要照護任務的主要照顧者同時納入疾病管理策略中來，改善二者應對行為。

3.3 MHD 病人與主要照顧者的衰弱、心理韌性與積極應對存在交互作用 主客體互倚模型結果顯示，在主體效應方面，MHD 病人及其主要照顧者衰弱對自身積極應對存在負向作用。目前，MHD 病人并發衰弱已被證明會增加跌倒、骨折、住院和死亡的風險[20]，Zukeran 等[21-22]研究也證明，衰弱是高死亡風險和低生存質量強有力的預測因素，導致MHD 病人焦慮、抑郁、功能衰退、內源性儲備不足，應對及防御能力下降。主要照顧者衰弱的發生易致其體力下降、疲勞感增加，并且衰弱作為負性生活事件，可激活個體負性的自我認知，增加感知壓力水平，不利于其積極應對。此外，本研究嘗試從積極心理學的角度探討心理韌性對于積極應對的影響，證實其存在正向作用。壓力與應對理論認為，壓力源作用于個體后，其反應結果主要取決于認知評價和應對兩個重要的心理過程[23]，心理韌性作為心理調控能力的保護性因素對疾病應對起調適作用[24]。較高的心理韌性水平有利于MHD 病人及其主要照顧者保持積極心態并轉化為疾病應對中以健康為導向的主動行為，參與疾病管理與問題解決，提升病人自我護理能力及照顧者對病人自我護理的貢獻水平，增強二者適應性行為，改善疾病應對方式。在客體效應方面，首先病人與主要照顧者的衰弱可負向影響對方的應對方式；ESRD 的治療是一個多方面的計劃，期間不僅依賴于病人高效的自我管理，主要照顧者作為病人重要的社會支持，在癥狀管理、液體控制、飲食限制、血管通路護理、運動鍛煉、對接醫療衛生保健系統等方面也扮演著重要角色，病人對其依賴程度較大，應對方式也易受其衰弱影響。病人衰弱不僅增加主要照顧者照護負擔，還將增加其心理壓力、角色沖突。長此以往，將會加重其心理及社會適應障礙，不利于積極應對。其次，病人的心理韌性可以正向影響主要照顧者的積極應對，而主要照顧者的心理韌性對病人的積極應對并不存在客體效應（P=0.052），與以往研究結果[8]一致，可能與病人-照顧者二元體中多以病人為中心，同時主要照顧者多為女性，其自我構念相較男性更具關系依賴性[25]，在疾病協同應對方面易受病人心理因素影響。MHD 病人由于本身基礎狀態相對較差，病情反復，易發生急性心血管不良事件，常不自覺陷入對疾病、并發癥原因、后果等的反芻中，降低其自我管理效能感和對各種健康問題的處理能力，加重照護負擔，導致主要照顧者焦慮積聚，從而負向影響其積極應對方式。

4 小結

本研究采用主客體互倚模型，從二元水平探討了MHD 病人及其主要照顧者衰弱、心理韌性對疾病應對方式的影響，一定程度上彌補了傳統方法僅從個體單一水平分析數據的缺陷。結果證實，MHD 病人和主要照顧者間衰弱、心理韌性與積極應對聯系緊密，交互影響。提示臨床護理工作者有必要將主要照護者納入進來，以二元共同體為中心，從生理、心理出發，積極探索更具針對性的干預方案，引導雙方相互支持協作，主動尋求內部、外部支持資源，緩解疾病應激，增強個體適應。