自我效能在失能老人負性情緒與健康促進生活方式間的中介效應分析

程彥如 李亞楠

失能老人自理能力受限，容易出現各種心理、生活方式等問題[1]。焦慮、抑郁是老年人最常見的負性情緒，常導致睡眠障礙、退縮、自殺等不良結局[2-3]，嚴重影響老年人的身心健康[4]。健康促進生活方式是個體為維持或促進健康而采取的一系列行為活動，是個體生活方式和健康狀況的重要決定因素[5]。健康促進生活方式受損會導致疾病及并發癥發生率增高，個體身心健康狀況下降，生活幸福感降低[6-7]。2017 年國務院《“十三五”國家老齡事業發展和養老體系建設規劃》提出，“應加強對老年人健康生活方式和健身活動指導，增強老年人的自我保健意識和能力，引導老年人始終保持自信自強的精神狀態”[8]。隨著社會老齡化進程日益加劇，如何改善失能老年人健康狀況已成為社會各界關注的重要問題。研究顯示[9]，自我效能作為個體對自身成功地完成某種行為目標的一種信念，與個體健康生活方式密切相關，對自身健康狀況的維持發揮著至關重要的作用[10]。然而，目前尚未見自我效能如何在農村失能老人焦慮、抑郁和健康促進生活方式間發揮作用，及其作用機制的相關報道。因此，本研究通過采用中介效應分析法探討農村失能老人自我效能和焦慮、抑郁情緒對健康促進生活方式的影響路徑，以期改善農村失能老人健康生活方式，提高其生活質量。

1 對象與方法

1.1 調查對象

2019 年1—10 月，選取開封市所屬43 個村的329名失能老人為調查對象。納入條件：年齡≥60歲；采用Katz 日常活動功能指數評價量表[11]判斷有不同程度的失能者，即吃飯、穿衣、上下床、上廁所、室內活動、洗澡六項指標，無法獨立完成1～2 項指標者為輕度失能；3～4 項者為中度失能；5～6 項者為重度失能；意識清楚，語言表達或閱讀能力無障礙；知情同意，自愿參加本研究；與調查員溝通交流無障礙。排除條件：非本地常住人口；調查問卷不完整、有缺項者。其中男171 名，女158 名。失能老人年齡平均74.83±8.69 歲。輕度失能者184 名，中度失能者80 名，重度失能者65 名。文盲154 名，小學128 名，初中及以上47 名。和老伴同住204 名，和子女同住87名，和其他人同住38名。失能時間＜1年164 名，1 年～3 年136 名，＞3 年29 名。

1.2 調查內容及工具

（1）一般資料調查問卷：主要包括失能老年人性別、年齡、受教育程度、家庭結構、經濟負擔、失能時間、失能程度等基本情況。

（2）一般自我效能量表（GSES）：該量表包含10 個條目，采用 Likert 4 級評分法，從“完全不正確”“尚算正確”“多數正確”“完全正確”分別計分為1 分、2 分、3 分、4 分，量表總得分越高，提示個體自我效能感越高[12]。該量表具有較高的信效度[13]，預試驗測得GSES 的Cronbach’sα系數為0. 9012。

（3）焦慮自評量表（SAS）：用于評估焦慮狀態的自評工具[14]。該量表由20 個條目組成，采用Likert 4 級評分法，從“從不”“有時”“經常”“總是”分別計分1 分、2 分、3 分、4 分，所有條目得分之和乘以1.25 所得數值的整數部分為標準分。標準分得分越高，表示個體的焦慮情緒越嚴重。

（4）抑郁自評量表（SDS）：用于個體評估自身抑郁狀態，具有較高的信效度[15]。量表有 20 個條目，每個條目依據“從不”“有時”“經常”“總是”分別賦值 1 ～ 4 分。所有條目得分之和乘以1．25 所得數值的整數部分為標準分。標準分得分越高，表示個體的抑郁情緒越嚴重。

（5）健康促進生活方式評定量表 Ⅱ （HPLPⅡ）：用于評估個體的健康促進生活方式狀況[16]。該量表包括共52 個條目，分為自我實現、健康責任、運動、營養、人際關系和壓力應對 6 個維度。各條目采用Likert 4 級評分法，從“從不”“有時”“經常”“總是”分別計為1 分、2 分、3 分、4 分，各條目得分之和越高，說明個體的健康促進生活方式越好。

1.3 調查方法

本研究在獲得村委會及村衛生所相關人員的支持配合下，由研究組成員入戶對失能老人進行調查。課題組嚴格按照納入、排除條件選擇調查對象，在獲得其知情、同意后，采用統一培訓的指導語解釋問卷的填寫方法，由老年人自行填寫；無法獨立完成調查問卷者，調查員逐條目閱讀后老年人口頭回答，后由調查員代其填寫。本次共發放342份調查問卷，收回329 份有效問卷，有效收回率為96.20%。

1.4 數據分析方法

采用SPSS 21.0 與AMOS 22. 0 軟件進行數據統計學分析，計量資料用“均數±標準差”表示，變量之間的相關性運用 Pearson 相關分析，線性回歸分析法及 Bootstrap 法對自我效能的中介作用進行分析驗證。α=0.05 為檢驗水準。

2 結果

2.1 失能老人自我效能、焦慮、抑郁及健康促進生活方式總分及各維度得分

失能老人自我效能得分為20.16±5.41 分、焦慮標準得分為47.67±10.00 分、抑郁標準得分為46.94±7.40 分、健康健康促進生活方式總分為108.60±16.92 分。各量表得分見表1。

表1 失能老人自我效能、焦慮、抑郁、健康促進生活方式總分及各維度得分（n=329）

2.2 失能老人自我效能、焦慮、抑郁及健康促進生活方式相關性分析

Pearson 相關分析結果顯示，失能老人自我效能與焦慮、抑郁均呈負相關（r=-0.491，-0.515，P＜0.01），自我效能與健康促進生活方式呈正相關（r=0.495～0.713，P＜0.01）。

2.3 失能老人自我效能在焦慮抑郁情緒與健康促進生活方式間的中介效應

控制性別、年齡、失能程度等一般資料影響后，建立多元線性回歸方程。以健康促進生活方式為因變量，焦慮、抑郁為自變量建立回歸方程1。以自我效能為因變量，焦慮、抑郁為自變量建立回歸方程2。以健康促進生活方式為因變量，焦慮、抑郁、自我效能為自變量建立回歸方程3。分析結果顯示，方程1 中焦慮、抑郁能負向預測健康促進生活方式（P＜0.01）；方程2 中焦慮、抑郁能負向預測自我效能P＜0.01）；方程3 中焦慮、抑郁、自我效能同時預測健康促進生活方式。方程3 在方程1 的基礎上加入自我效能后，方程對于健康促進生活方式的解釋率增加 11.0% ，推斷自我效能可能在焦慮、抑郁與健康促進生活方式之間發揮中介作用。見表2。

表2 失能老人自我效能、焦慮、抑郁、健康促進生活方式的多元線性回歸分析

2.4 農村失能老人自我效能的中介效應驗證

自我效能在失能老人焦慮、抑郁與健康促進生活方式之間的中介效應模型各路徑系數有統計學意義（P＜0.01），各項擬合指標均較好（χ2=74.093，P＜0.01），其 中χ2/df=2.964，近似誤差均方根（RMESA）=0.077，平均平方殘差的平方根 （RMR）=0.655，擬合優度指數（GFI）＝0.952，調整適配度指數（AGFI）=0.913，增值適配指數（IFI）=0.969，非規范擬合指數（TFI）=0.955，標準適配指數（NFI）=0.954，增量擬合指數（IFI）=0.969，比較擬合指數（CFI）=0.969，表明該模型適配度良好。見圖1。

圖1 自我效能在失能老人焦慮、抑郁與健康促進生活方式間的中介效應模型

運用Bootstra 法進行檢驗，數據顯示該中介模型的直接效應、間接效應和總效應的95%置信區間不包含0，證明自我效能在焦慮、抑郁和健康促進生活方式間的中介效應成立。部分中介效應為-0.129，占總效應的23.12%（-0.129/-0.558）。見表3。

表3 自我效能在失能老人焦慮、抑郁與健康促進生活方式間的中介效應

3 討論

3.1 失能老人自我效能、焦慮抑郁及健康促進生活方式現狀

研究結果顯示，失能老人自我效能感相對較低，焦慮抑郁情緒較重、健康健康促進生活方式欠佳，其得分依次為20.16±5.41 分、47.67±10.00 分、46.94±7.40 分、108.60±16.92 分。這可能是農村老年人自身文化程度偏低，自我保健知識和照顧技能欠佳，隨著老年人年齡的增長，身體各種機能日益衰弱，老人失能后生活自理能力嚴重受限，導致自我效能感隨之降低[17-18]，運動、壓力應對等健康促進生活方式容易出現問題[19]。此外，老年人內心較脆弱敏感，往往覺得自己是家庭的累贅，習慣于壓制內心情感訴求，不愿過多地麻煩家人，心理負擔較重，孤獨、焦慮、抑郁等不良情緒較重[20-21]。這提示社區在進行健康管理時，應根據失能老人的心理社會學特點，特別是老年人的心理狀態、生活方式、自我效能等個體化因素，制訂針對性的干預措施。

3.2 失能老人自我效能與焦慮、抑郁呈負相關

相關性分析顯示，失能老人自我效能感與其焦慮、抑郁情緒呈負相關[22]，失能老人自我效能感越低，其焦慮、抑郁負性情緒越重，這與陳玉梅等[23]、黃孟秋等[24]的研究結果一致。失能老人患有多種疾病，病程時間長且病情容易反復加重，自我效能感受挫嚴重[25]，老人缺乏改變現狀的信心和決心，主動采取應對措施的意愿降低，更傾向于逃避失能的生活狀況，認為自己一無是處，導致焦慮、抑郁情緒加重。而長時間處于消極的心理狀態，也會導致個體的自信心削弱，降低自我效能感，形成惡性循環。

3.3 失能老人自我效能與健康促進生活方式呈正相關

由表2 數據結果顯示，失能老人自我效能感與健康促進生活方式呈正相關，失能老人的自我效能感越高，其健康促進生活方式越好，這與黃孟秋等[24]的研究結果一致。自我效能是人們對在特定情境中自身能夠順利完成某一目標、結果能力的信念[12]。自我效能感越高的失能老人，對疾病治療和健康行為管理表現出越強的信心，越能認清自己才是自身健康的第一責任人，更樂于主動調適身體失能導致的改變，積極主動學習健康管理的知識和技能[25-27]，配合康復鍛煉、堅持科學合理的飲食習慣、改變自身不良的生活方式。

3.4 自我效能在失能老人焦慮抑郁和健康促進生活方式間的中介效應

多元線性回歸分析顯示，自我效能、焦慮抑郁、健康促進生活方式均呈線性回歸的關系。進一步采用Amoss 軟件構建結構方程模型，通過Bootstrap 法進行驗證，結果顯示，模型擬合良好，提示自我效能是焦慮、抑郁與健康促進生活方式的中介變量，其中介效應占比為23.12%，即焦慮、抑郁情緒可以通過自我效能的中介反應，改變個體的健康促進生活方式狀況。因此，在社區健康管理時，應從以下幾個方面入手：第一，應以失能老人自我效能感管理為切入點，逐步引導失能老人重構認知，提高其改變自身狀況的能力和信心，引導失能老人認清自身存在的問題，協助老人及其照顧者力所能及地采取健康應對措施，延緩或改善失能狀況。第二，利用信息化網絡平臺，建立家庭健康檔案，加強社區心理科、康復科、營養科等多學科團隊協作管理，開展失能老人健康教育，及時給予心理疏導，督促失能老人不斷接納自我，發現生活中有意義的事情，改善焦慮抑郁情緒，增加老人自我保健意識和能力，改善其晚年生活質量。

綜上所述，失能老人自我效能感、焦慮、抑郁情緒及健康促進生活方式現況不容樂觀，自我效能感在失能老人焦慮、抑郁情緒與健康促進生活方式之間發揮了部分中介效應。在干預時應意識到多維度評估失能老人自我效能感的重要性，結合老人的心理社會學特點，提高其自我效能感，幫助失能老人改善負性情緒，養成健康的生活方式。本研究主要是通過便利抽樣的方法，對開封市部分農村失能老人進行調查，調查樣本量偏小，樣本代表性稍差，在今后研究時間、財力、人力資源允許的前提下，可以擴大抽樣區域，開展多中心、隨機、分層整群抽樣的研究方法，以提高研究結果的代表性、外推性。