健康素養和運動干預對社區2型糖尿病患者醫療不信任的影響研究

王夢妍，王蕾，陳英耀，方紅，夏慶華，Russell L Rothman，徐望紅*

醫療不信任指患者對醫務人員和醫療機構不信任，是醫患關系的重要體現［1］。根據社會認知理論，人類的行為由環境（如榜樣作用、家人/同輩影響、社會支持、社會規范）和認知因素（如自我效能、自我認知）決定［2］。醫療不信任（認知因素）可影響患者的行為（醫囑遵從度和服藥依從性）及臨床結局，適宜的干預可以通過提高患者的認知（醫療不信任）改善患者行為和臨床結局。目前，國內相關干預試驗多采用自制量表或半定量研究評估醫患關系，缺乏規范性和可比性；干預措施常采用形式各異的健康教育，少有適于推廣的標準化干預包；現場多為醫院，而非社區衛生服務機構［3-4］。美國的一項隨機對照試驗（RCT）發現，使用提高糖尿病教育伙伴關系（partnership to improve diabetes education，PRIDE）工具包指導醫生對2型糖尿病（T2DM）患者開展為期1年的健康素養干預，可降低患者糖化血紅蛋白（HbA1c）水平，明顯提高患者治療滿意度［5］。本課題組前期開展的一項RCT結果也顯示，基于漢化版PRIDE干預包的健康素養干預和步行運動干預可有效降低T2DM患者HbA1c水平［6-7］。T2DM是一種終生疾病，患者需長期堅持合理膳食、規律鍛煉、按時服藥，以控制血糖，預防并發癥［8］。有研究顯示，醫患關系感知良好的患者更易堅持自我護理和改善生活方式，其服藥依從性和血糖達標率更高［9-10］。因此，本研究提出如下假設：健康素養和運動干預有助于提高患者的醫療信任程度，從而達到控制血糖水平的效果。為了驗證假設，本研究擬基于課題組前期開展的RCT，了解T2DM患者的醫療不信任現狀，評估健康素養和運動干預改善醫療不信任的效果，從而為T2DM患者管理提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 本研究是一項以社區衛生服務中心為“群”的整群RCT，試驗已通過復旦大學倫理委員會審查（批準號2013-06-0451），國際標準RCT編號ISRCTN76130594。根據研究目的，設置了3個干預組（健康素養干預組、運動干預組、綜合干預組）和1個對照組。2015年2月至2016年3月，采用多階段抽樣法選取樣本：（1）采用方便抽樣法，在上海市閔行區、長寧區各選取4家社區衛生服務中心作為項目點，為避免沾染，將各區的4個項目點分別隨機分入3個干預組和1個對照組；（2）采用方便抽樣法，在每個項目點選取3～5家社區衛生服務站，共抽取35家；（3）在各社區衛生服務站的糖尿病管理系統中，分別招募符合條件的患者20～30例。患者納入標準：（1）根據1999年WHO診斷標準確診為T2DM；（2）年齡為18～85歲；（3）最近一次HbA1c≥7.5%或空腹血糖≥10 mmol/L；（4）自愿參加本項目2年。排除標準：（1）視力不佳（采用國際標準視力表測量視力低于0.1/4.0）；（2）患阿爾茨海默病或精神性疾病；（3）預期存活時間不足2年或臨床醫生不建議參加。最終納入T2DM患者800例，健康素養干預組、運動干預組、綜合干預組、對照組各包括來自2家社區衛生服務中心的200例患者。具體研究設計參見前期報道［6］。

1.2 研究方法

1.2.1 干預方法 四組患者均接受《中國糖尿病護理和教育指南》規定的常規護理［11］。在此基礎上，3個干預組分別實施基于PRIDE工具包的健康素養干預、運動干預、健康素養+運動干預（綜合干預）。（1）健康素養干預基于由24個健康教育模塊組成的PRIDE工具包實施，涵蓋了T2DM自我管理的所有內容，如飲食、運動、血糖監測、藥物使用、足部護理等，采用圖片和簡單易懂的文字，以便于低健康素養患者理解和執行。健康素養干預包括兩項內容：①干預前，由4～8位糖尿病預防、健康教育、臨床內分泌及精神衛生等領域的醫生對全科醫生及團隊集中培訓5～6 h，學習內容為PRIDE工具包的使用方法和醫患溝通技巧；②干預期間，醫務人員使用工具包在接診時面對面或通過電話指導患者學習，每月至少3次，每次至少5～7 min，且至少學習兩個模塊，如胰島素筆使用和調整胰島素劑量方法，并設定管理目標，如定期自我監測血糖。每次學習后，請患者復述所學內容，確保其已掌握，并由社區醫生記錄每次干預時間、學習內容及依從程度。（2）運動干預要求患者在現有運動量基礎上每周額外步行3～5 d，前6個月每次30～40 min，后6個月每次60～70 min，記錄步行時間，并根據Borg表自我評估運動強度［12］。

1.2.2 數據收集方法 分別于基線時和干預實施3、6、12個月后及干預結束12個月后，采用統一的結構式問卷對患者開展調查。主要內容包括：（1）人口學特征，如性別、年齡、文化程度、家庭人均月收入。（2）糖尿病患病情況，如糖尿病病程、HbA1c、糖尿病并發癥、接受糖尿病健康教育情況，以HbA1c<7.0%為血糖控制良好［8］。（3）漢化版健康素養管理量表（Chinese version of Health Literacy Management Scale，c-HeLMS），用以評價患者的文字健康素養，包括信息獲取能力、交流互動能力、改善健康意愿、經濟支持意愿4個維度、24個條目，總分24～120分，以得分達問卷總分的80%為具備文字健康素養，然后以具備健康素養組中位數將其分為較低組和較高組［13］。（4）漢化版糖尿病計算能力測試量表（Chinese version of the 5-item Diabetes Numeracy Test Scale，c-DNT-5），用以評價患者的算術能力，包括營養、運動、血糖監測、口服藥量調整和胰島素注射劑量計算能力5個條目，要求患者填寫計算結果。評估結果以正確率（0～100%）表示，正確率達問卷的80%為具備計算能力健康素養，然后以具備計算能力組中位數將其分為較低組和較高組［14］。（5）漢化版醫療不信任指數表（Chinese version of Medial Mistrust Index，c-MMI），由課題組以規范化英漢對譯方式漢化，用以評價患者的醫療不信任情況，共17個條目，均采用Likert 4級評分法，將非常不同意、不同意、同意、非常同意分別賦值為1、2、3、4分，得分越高表示不信任程度越高［15］。c-MMI是評估患者對醫療機構不信任程度的常用量表，已在多個人群中應用，包括對糖尿病患者的評估［16］。c-MMI得分<30分（平均單個條目得分<2分）定義為信任，≥30分定義為不信任［16］。

1.3 統計學方法 采用R 3.6.3統計軟件和SAS 9.4統計軟件進行數據整理、邏輯校對及統計分析。群內相關系數用于評估群內聚集性，<0.250表明群間差異較小［17］。Cronbach'sα系數用于c-MMI量表內部一致性信度檢驗（>0.800）；Kaiser-Meyer-Olkin檢驗（KMO>0.800）、Bartlett's球形檢驗（P<0.05）及探索性因子分析（因子載荷≥0.05）用于效度檢驗［13，15］。計數資料以相對數表示，組間比較采用χ2檢驗；呈非正態分布的計量資料以中位數（四分位數間距）〔M（QR）〕表示，組間比較采用Kruskal-Wallis H檢驗；采用廣義估計方程評估各干預措施在各隨訪時間點的效應。以P<0.05為差異有統計學意義，多組間兩兩比較采用Benjamini-Hochberg法校正，以q<0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 四組T2DM患者的基線資料 排除1例基線HbA1c數據缺失者和19例未填寫c-MMI者，本研究共納入780例T2DM患者。干預實施3、6、12、24個月后，患者的醫療不信任隨訪應答率分別為96.0%（749/780）、95.9%（748/780）、96.0%（749/780）、91.7%（715/780）。基線時，四組患者性別、糖尿病病程、HbA1c比較，差異無統計學意義（P>0.05）；年齡、文化程度、家庭人均月收入、糖尿病并發癥情況、接受糖尿病健康教育情況、c-HeLMS得分、c-DNT-5正確率比較，差異有統計學意義（P<0.05），見表1。四組群內相關系數分別為0.104（對照組）、0.019（健康素養干預組）、0.077（運動干預組）、-0.075（綜合干預組），均<0.250。

表1 四組T2DM患者的基線資料比較Table 1 Comparison of baseline data of four groups of T2DM patients

2.2 c-MMI量表的信度和效度檢驗 在780例患者中，量表KMO值為0.87（>0.80），Bartlett's球形檢驗提示量表有較好的結構效度（χ2=4 578.672，P<0.05），可進行因子分析。先采用主成分分析法提取公因子，再用正交旋轉的主軸迭代法進行探索性因子分析，提取出兩個公因子。將載荷界值設置為0.50［14］，刪除兩個載荷<0.50的條目后，仍提取了兩個公因子，因子1和因子2分別解釋了23%和20%的方差，見表2。量表總體Cronbach'sα系數為0.826，兩個維度的系數分別為0.849和0.832（>0.80），表明量表的內部一致性良好。

表2 c-MMI量表各條目因子載荷Table 2 Factor loadings for c-MMI scale

2.3 不同特征T2DM患者的基線c-MMI得分和醫療不信任率比較 基線時，780例T2DM患者c-MMI的中位得分為31（7）分，醫療不信任率為65.9%（514/780）。不同性別、年齡、文化程度、糖尿病病程、HbA1c患者的c-MMI得分和醫療不信任率比較，差異無統計學意義（P>0.05）；不同家庭人均月收入、糖尿病并發癥情況、接受糖尿病健康教育情況、c-HeLMS得分、c-DNT-5正確率患者的c-MMI得分和醫療不信任率比較，差異有統計學意義（P<0.05），見表3。

表3 不同特征T2DM患者基線c-MMI得分及醫療不信任率比較Table 3 Comparison of c-MMI scores and medical mistrust rates by characteristics of T2DM patients

2.4 四組患者不同時點的c-MMI得分及醫療不信任率

（1）四組患者c-MMI得分在隨訪期間整體呈下降趨勢，運動干預組得分持續下降，健康素養干預組和綜合干預組在隨訪3、6個月時下降，至12個月時有所上升，干預結束12個月后下降（表4、圖1）。（2）四組患者醫療不信任率在隨訪期間整體呈下降趨勢，運動干預組醫療不信任率持續下降，健康素養干預組在3、6個月下降后有所上升，綜合干預組在3個月時醫療不信任率反而增加，隨之開始下降并在6個月時最低（表4、圖2）。

表4 不同隨訪時間點四組T2DM患者的c-MMI得分和醫療不信任率Table 4 The c-MMI scores and medical distrust rate of four groups of T2DM patients at different follow-up time points

圖1 不同隨訪時間點四組T2DM患者的c-MMI得分Figure 1 c-MMI scores of four groups of T2DM patients at different follow-up time

圖2 不同隨訪時間點四組T2DM患者的醫療不信任率Figure 2 Medical mistrust rate of four groups of T2DM patients at different follow-up time

2.5 不同隨訪時間點四組T2DM患者醫療不信任的發生風險 基于廣義估計方程，調整混雜因素后，對照組在12、24個月時醫療不信任風險較基線下降，分別為基線時的50%和52%（P<0.05）；健康素養干預組在3、6個月時醫療不信任風險均為基線時的37%，且較對照組的風險明顯下降（P<0.05）；運動干預組在整個隨訪期間的醫療不信任風險均低于基線時，且在6、12、24個月時醫療不信任風險低于對照組（P<0.05）；綜合干預組在6、12、24個月時醫療不信任風險低于基線時，6個月時醫療不信任風險低于對照組（P<0.05），見表5。

表5 不同隨訪時間點四組T2DM患者醫療不信任相對風險估計〔OR（95%CI）〕Table 5 Estimation of the relative risk of medical mistrust in the four groups of T2DM patients at different follow-up time points

3 討論

3.1 群內相關系數 四組的群內相關系數均較小，說明各組不同群之間的差異較小，可認為各組群內聚集性對結果的影響較小，試驗評估效果精度較高。

3.2 c-MMI量表信度和效度良好 c-MMI量表在本次研究對象中呈現出了良好的效度和信度，總體Cronbach'sα系數為0.826，各維度系數均>0.800。提取的兩個公因子共解釋43%的方差，與SHEPPARD等［18］在南美洲拉丁移民中的應用效果相近，但弱于LAVEIST等［15］在非裔美國人中只保留1個包含7個條目的因子卻可解釋40%方差的應用效果。該量表可用于評估我國患者角度的醫療機構不信任水平。

3.3 T2DM患者醫療不信任現狀及影響因素 本次研究對象的c-MMI中位得分為31分，醫療不信任率為65.9%。雖然醫療不信任率低于WHITE等［16］的研究結果（高度不信任率為87%），但醫患不信任現狀仍十分嚴峻，與孫剛等［19］的研究結果一致（信任度較低者占43%）。

研究還發現，患者的c-MMI得分和醫療不信任率因家庭人均月收入、糖尿病并發癥、糖尿病健康教育情況、文字健康素養、計算能力不同而存在差異，但不受性別、年齡、文化程度、糖尿病病程、HbA1c的影響。家庭人均月收入較高者的醫療不信任程度較低，與HUNT等［20］的研究結果一致，但與ARMSTRONG等［21］的研究結果相反。文字健康素養和算術能力較低、未接受過糖尿病健康教育的患者，醫療不信任程度較高。可能是因為健康素養水平較低者與醫生交流、互動存在困難，從而產生醫療不信任。有糖尿病并發癥者的醫療不信任程度低于無并發癥者，這可能是因為其對醫療機構和醫生的依賴性更高。然而該結果與既往研究發現的陰性結果不一致［22］。可見，收入水平、病情嚴重程度、健康素養和健康教育可能是醫療不信任的影響因素，開展健康素養干預或健康教育可能會改善患者的醫療不信任狀況。

3.4 健康素養和運動干預可有效降低醫療不信任風險既往研究表明，對醫生進行醫患交流技巧培訓及對患者進行健康教育，可有效改善醫患關系，提高治療效果，而治療效果可影響患者對醫方的信任程度［23-25］。本次健康素養干預除干預組醫務人員接受醫患交流技巧培訓外，還利用PRIDE工具包，用簡單的非專業語言當面或電話指導患者掌握糖尿病管理知識。這種密切交流不僅可使患者更容易理解和執行醫囑，進而獲得更好的治療效果，而且使患者更能感受到醫務人員的人文關懷，提高患者的醫療信任。步行運動干預則是在醫生監督下實施，雖具強制性，但也增加了醫患交流機會，可能直接或間接影響患者的醫療不信任。既往研究也提供了一定的證據：HEISLER等［26］對社區衛生工作者進行交流培訓，有效改善了T2DM患者與醫生的關系；GROHMANN等［27］開展的定性研究結果顯示，對新發T2DM患者進行為期1年的一對一個性化健康教育，可以改善醫患關系，患者自述與醫務人員之間的關系更加穩固、和諧。本研究發現，與對照組相比，健康素養組在3、6個月時醫療不信任風險明顯降低，然而對照組在12、24個月時風險也明顯降低，健康素養組與其相比無明顯差異，提示健康素養干預對降低患者醫療不信任僅具短期效果。該結果與美國一項研究類似，該研究使用PRIDE工具包對血糖控制不佳的T2DM患者進行健康教育，干預12個月時患者治療滿意度較基線升高，但與對照組比較無明顯差異［5］。運動干預則表現為長期效應，運動組在6、12、24個月時醫療不信任風險較對照組明顯降低，這可能與運動干預的控糖效果有關。課題組前期研究發現，運動干預組HbA1c和高密度脂蛋白水平的明顯改善發生在干預6個月時，并持續到干預后1年［6］。綜合干預組接受的干預措施最多，但其醫療不信任風險僅在6個月時低于對照組，這可能與該組患者接受的干預過多，依從性低，干預效果較差有關。

3.5 本研究的意義與局限性 首先，本研究采用c-MMI評估患者的醫療不信任程度，可為后續開展相關研究提供評估工具；其次，本研究中健康素養和運動干預均采用標準化設計，尤其針對低健康素養者設計了漢化版PRIDE工具包，便于推廣和應用；最后，本研究基于一項以社區衛生服務中心為“群”的大樣本整群RCT，避免了同一社區患者的沾染，真實地展現了干預效果，結果可信。同時，本研究也存在一定的局限性。首先，試驗采用整群隨機分組方法，各組患者在個體層面上某些基線特征存在差異，混雜因素的效應難以控制；其次，量表條目均為主觀問題，評分受個體主觀因素的影響較大；最后，雖有社區醫生對研究對象進行監督干預，使其具有一定的依從性，但各干預對象將所學知識應用于自我管理中的程度無法評判，無法進行符合方案集分析。

綜上所述，基于PRIDE工具包的健康素養干預和監督下步行運動干預均增強了社區醫生和患者間的接觸和溝通程度，進而有效改善了醫患關系，降低了T2DM患者醫療不信任風險。本研究結果為改善患者的醫療不信任提供了有效干預措施。

提高糖尿病患者教育伙伴（PRIDE）工具包簡介：

PRIDE工具包共24個模塊，涵蓋糖尿病自我管理的所有內容，如糖尿病一般信息、血糖監測、營養、口服降糖藥、胰島素和百泌達、生活方式管理和行為改變、足部保健、心血管危險因素、壓力和抑郁處理、口腔健康、女性健康和男性健康等。所有模塊以圖片和大字體簡單語言編寫，頁面留有大量空白，簡潔易懂。需計算的相關材料用色彩深淺表示數字大小，使用彩色標記胰島素筆或注射器，幫助患者計算胰島素注射量。使用表格和句子簡化用藥說明書及相關指令，使其不需很高的數學技能；對于需數學技能的項目，則提供訓練使患者能熟練計算。

例如，在糖尿病患者足部保健部分，以簡單的文字和圖片指導患者足部保健：任何時候都應該穿鞋子（或拖鞋），不能赤腳；涂抹潤膚霜保持皮膚滋潤，不讓腳變得干燥或破裂；用溫水洗腳而非熱水；穿寬松、舒適的鞋子，而非裂開或緊的鞋子；穿連褲襪或短襪，不穿緊的或長到膝蓋的襪子；每天檢查腳部是否有開放性潰瘍、割傷或顏色改變；保持腳部，尤其是腳趾間干燥（必要時可用爽身粉）；用垂直方式剪腳趾甲；如果感覺腳趾疼痛或麻木，請醫生檢查（可能是神經受損）；不用藥或釬腳刀治療雞眼；不用加熱墊、熱水袋（瓶）等。

作者貢獻：Russell L Rothman、徐望紅進行文章的構思與設計；陳英耀、方紅、夏慶華進行研究的實施與可行性分析；方紅、夏慶華進行數據收集；王夢妍、王蕾進行數據整理；王夢妍進行統計學處理、結果的分析與解釋、論文撰寫；王夢妍、徐望紅進行論文修訂；陳英耀、徐望紅負責文章的質量控制及審校；徐望紅對文章整體負責，監督管理。

本文無利益沖突。