相依关系在脑卒中照顾者照顾负担与积极感受中的调节作用

唐雪鸿,邵云霜,李云玲,许微微,邓卫红

(1.牡丹江医学院,黑龙江 牡丹江 157011；2.岳池县人民医院肿瘤科，四川 广安 638300；3牡丹江医学院附属红旗医院神经内科,黑龙江 牡丹江 157011)

脑卒中是急性脑循环障碍所致的局限性或弥漫性脑功能缺损的临床综合征，已成为我国致死、致残的首位病因，其致残率高达80%[1-3]。家属作为其主要照护者，不仅要承担其日常生活和疾病治疗的工作，还要承受巨大的心理、社交和经济等方面的压力，长期繁重的照顾工作给照顾者带来繁重的照顾负担[4]。照顾负担是指照顾者在照顾患者过程中面对的生理、心理、情感和经济等诸多方面压力的反应[5]。而照顾者在照顾过程中，除了照顾负担等消极体验外，也存在积极感受。所谓积极感受是照顾者积极感受是照顾过程中感知的积极体验[6]。相关研究表明[7]，脑卒中照顾者照顾负担与积极感受密切相关，然而照顾者负担只是间接影响着积极感受[8]。除此之外，相依关系作为反映照顾者与被照顾者之间关系质量的变量[9]，相依关系水平的高低也会对积极感受产生影响[10]。因此，本研究假设相依关系可能是照顾负担和积极感受的调节变量，为验证该假设，本研究对脑卒中照顾者进行问卷调查，为减少照顾者照顾负担，促进积极感受，进而改善照顾者身心健康提供依据。

1 对象与方法

1.1 研究对象采用方便抽样法，选取2020 年10月至2021 年7 月间在牡丹江医学院附属红旗医院神经内科住院进行治疗的脑卒中照顾者230 名进行问卷调查。纳入标准:(1)经临床医生和头颅CT/磁共振成像检查，符合第四届全国脑血管会议制定的脑卒中诊断标准的患者[11];(2)经照顾者和患者共同认定的在院期间为患者提供最多帮助、照顾时间最长的照顾者;(3)年龄≥18 岁;(4)照顾者每天照顾时间≥6 h，2 周内照顾时间≥10 d;(5)知情同意，愿意配合者。排除标准:(1)领取报酬的照顾者。(2)不能理解本研究内容的照顾者。

1.2 样本量估算本研究参考《护理学研究方法》中关于多因素分析的样本量计算方法[1]，即样本量是研究变量的5～10 倍，所需样本量计算公式:样本量=[维度数×(5 ～10)] ×[1+(10% ～15%)]，考虑到无效问卷，增加10%～20%样本量，所需样本量为150～310 例，本研究最终确定样本量250 例。

1.3 伦理原则(1)遵循知情同意原则:告知研究对象研究目的、内容和步骤。(2)遵循保密原则:涉及其隐私和个人安全的问题遵循保密原则。(3)遵循有利无害的原则:保障照顾者利益最大化，有任何不适在研究过程中可以随时退出。

1.4 研究方法

1.4.1 研究工具

1.4.1.1 一般资料调查表 研究者根据研究目的和相关文献资料，自行编制一般资料调查表[2-3]，主要内容主要包括:年龄、性别、婚姻、文化程度、与患者关系、职业状况、家庭人均月收入。

1.4.1.2 照顾者相依关系量表 采用2006 年我国台湾学者刘锦萤[15]编制的相依关系量表(MS)，该量表共4 个维度，15 个条目。采用Likert 5 级评分法，各条目评分0～4 分(0=没有;4=相当多)，总分60 分，得分越高表明相依关系水平越高。本研究量表的Cronbach’s α 系数为0.958。

1.4.1.3 照顾负担量表 采用2006 年我国学者王烈[16]编制的Zarit照顾者负担量表(ZBI)，该量表共2个维度，22个条目。采用Likert 5级评分法，各条目评分0～4分，总分88分，得分越高负担越重。量表总分60～88分重度负担，40～59分中度负担，20～39分为轻度负担，19分及以下为无或很少负担[9]。本研究量表的Cronbach’s α系数为0.862。

1.4.1.4 积极感受量表 采用2007年张睿[17]汉化的积极感受量表(PAC)。该量表共2个维度，9个条目。采用Likert 5级评分法，从“非常不同意”到“非常同意”分别计1～5分，总分45分，得分越高说明照顾者积极感受水平越高。本研究量表Cronbach’s ɑ系数为0.913。

1.4.2 调查方法 在脑卒中患者病情稳定后出院前，研究者使用统一的指导语向研究对象说明本次研究的目的和意义，获得研究对象知情同意后，将研究对象统一安排在神经内科示教室进行问卷填写，调查过程中通过逐条口述来帮助阅读有困难者完成问卷的填写。

1.4.3 质量控制 (1)调查前建立良好的信任关系，取得其理解和配合，严格按照纳入排除标准选择研究对象。(2)研究对象本人独立完成问卷，填表困难者，采用中性语气逐条朗读问卷，不做倾向性暗示，由研究对象回答研究者代为填写，确保数据真实有效。(3)为避免环境因素对研究对象填表的影响，选取神经内科示教室进行问卷填写。(4)填写完毕后，研究者当场核查，发现明显掩饰、前后矛盾、规律性作答等不合格问卷予以剔除;问卷填写不完整的及时与研究对象沟通并完善，确保准确性和完整性。(5)回收的问卷逐一进行数据编号，由两名研究生共同核查数据并录入Excel软件，重复检查无误后再录入SPSS 25.0软件，保证数据的准确性和完整性。

1.5 统计学方法本研究对所录入数据进行编号且实行双人核对，采用Excel进行数据录入，SPSS 25.0统计软件进行统计分析，检验水准α为0.05，对脑卒中照顾者的一般资料以及研究变量进行描述性分析:计数资料用频数和百分比来描述，计量资料中服从正态分布采用“均数±标准差”表示，不服从正态分布则采用中位数(M)和四分位数(P25，P75)表示。应用Spearman相关性分析法分析脑卒中患者照顾者相依关系与照顾负担、积极感受的相关性。应用分层回归分析、Johnson-Neyman法进行简单斜率检验分析相依关系对照顾负担和积极感受的调节作用。

2 结果

2.1 脑卒中照顾者的一般资料本研究共发放问卷250份，回收有效问卷230份，问卷的有效回收率为92%。有效调查主要照顾者230例，男94人，女136人;年龄在60岁以上51例，45～60岁87例，18～44岁92例。已婚216例，未婚14例;文化程度小学及以下34例，初中82例，高中或中专71例，大学及以上43例;与患者的关系配偶87例，子女97例，父母11例，兄弟姐妹及其他35例;工作情况在职101例，退休及待业者等其他有129例;家庭月收入在3 000元以下68例，3 000～5 000元127例，5 000元以上的35例。

2.2 脑卒中照顾者照顾负担与相依关系、照顾负担的得分情况描述性分析结果显示:脑卒中照顾者相依关系得分为31(20，43)分，照顾负担得分为36(25，46)分，积极感受得分为(30.92±8.31)分，详见表1，表2，表3。

表1 脑卒中患者照顾者相依关系总分及各条目均分得分情况(n=230)

表2 脑卒中照顾者照顾负担总分及各条目均分得分情况(n=230)

表3 脑卒中照顾者积极感受总分及各条目均分得分情况(n=230)

2.3 脑卒中照顾者照顾负担与相依关系、照顾负担的相关分析Spearman相关分析结果显示:脑卒中患者照顾者相依关系和照顾负担为负相关(r=-0.750,P<0.05),相依关系和积极感受呈正相关(r=0.514,P<0.05),照顾负担和积极感受呈负相关(r=-0.331,P<0.05)。详见表4。

表4 脑卒中照顾者相依关系、照顾负担与积极感受的相关性分析

2.4 相依关系在照顾负担与积极感受间的调节效应检验对照顾负担和相依关系得分进行去中心化处理，并生成照顾负担和相依关系的乘积项,以积极感受为因变量进行分层回归分析,第一步做照顾负担和相依关系对积极感受回归,第二步做照顾负担、相依关系和乘积项对积极感受的回归。详见表5。由表5可知,2个回归方程和的调整R2或乘积项的回归系数均显著(P<0.05)，说明相依关系在照顾负担与积极感受之间存在显著的调节效应，并且相依关系在照顾负担对积极感受的影响中起正向调节作用。

表5 基于多元回归的相依关系调节效应分析(n=230)

表5续表

2.5 相依关系在脑卒中照顾者照顾负担与积极感受间的调节效应由于调节作用显著,使用Johnson-Neyman法(简称J-N法)进行简单斜率检验,整体调节模型具有统计学意义,简单斜率检验发现,在相依关系(去中心化)的取值范围内[-25.00,5.25],简单斜率都显著不为0,相依关系(去中心化)取值范围大于5.25时,相依关系作为照顾负担及积极感受的调节变量具有统计学意义,即当相依关系量表得分在36.25分以上时,随着相依关系得分的增加,照顾负担对积极感受的负面影响将减弱,相依关系水平越高,照顾负担对积极感受的负向调节作用越弱。详见图1。

图1 相依关系对脑卒中照顾者照顾负担与积极感受的调节作用

3 讨论

3.1 脑卒中照顾者相依关系、照顾负担和积极感受的现状分析

3.1.1 脑卒中照顾者相依关系现状分析 本研究结果显示,脑卒中照顾者相依关系得分为31(20,43)分,处于较低水平,该研究得分低于张笑倩[18]关于胰腺癌术后照顾者相依关系得分。分析原因可能是本研究纳入的照顾者为新冠疫情防控常态化期间的住院脑卒中照顾者,由于医院管理制度的限制,一床一护导致照顾任务繁重,另外,缺乏亲友的探望鼓励,社会支持水平下降,加之新冠疫情给照顾者带来的心理压力,使得照顾者身心健康持续下降,进而影响与患者的关系质量,使相依关系水平下降。

3.1.2 脑卒中照顾者照顾负担现状分析 本研究结果显示,脑卒中照顾者照顾负担得分为36(25,46)分,处于轻度照顾负担水平,与崔娜娜[19]研究结果一致。分析原因可能是受照顾者自身的年龄的影响[20],本研究中照顾者多为中青年,在照顾过程中的精神状态较老年人更好,适应性更强,加之对照护知识的学习能力较强,能更从容面对照顾过程中的难题,照顾负担相对较小[21]。

3.1.3 脑卒中照顾者积极感受现状分析 本研究结果显示,脑卒中照顾者的积极感受为(30.92±8.31)分,属于中等偏高水平,与国内外研究结果一致[22]。分析原因可能与本次研究中调查对象的基本特征有关,本研究中脑卒中照顾者学历水平较高、多为中青年,且以配偶及子女占大多数,使其在照顾过程中能获取的社会支持水平更高,自我效能感增强,从而使其积极感受水平较高。另外受到中国传统思想的影响,孝道被奉为传统美德,照顾者义无反顾地承担起对于脑卒中患者的照顾责任,在照顾过程中帮助自己的亲人而获得满足感,自我价值感提高,故其能够体验到的积极感受会更多。

3.2 脑卒中照顾者相依关系、照顾负担和积极感受的相关性分析

3.2.1 脑卒中照顾者相依关系和照顾负担相关性分析 本研究结果显示,脑卒中患者照顾者相依关系和照顾负担为负相关,与国外研究结果一致[23]。分析原因可能是照顾任务的繁重使照顾者在照顾过程中对患者缺乏耐心和爱心,从而使相依关系降低。当照顾者和患者相依关系较高时,可能不会将他们正在进行的照顾任务视为繁重的工作,在照顾任务中能获取满足感,因此感知的照顾负担更低。

3.2.2 脑卒中照顾者相依关系与积极感受相关性分析 本研究结果显示,相依关系与积极感受呈正相关关系,与Schumacher[4]的研究结果一致。分析可能原因是相依关系水平高的照顾者,与患者能够更多的在发生的不良或积极的事件达成一致看法,交流更出自于本心,两者之间感知的愉悦事件的数量及频率也更多,从而使照顾者在照顾过程中积极体验更多。

3.2.3 脑卒中照顾者照顾负担与积极感受相关性分析 本研究结果显示,照顾者照顾负担与积极感受呈负相关关系,即照顾者积极感受的增加,能够抵制照顾负担给照顾者带来的不良影响,与赵姜楠[25]、GROVER[26]研究结果一致。照顾者积极感受的增加,能够抵制照顾负担给照顾者带来的不良影响。分析原因可能是照顾者在照顾过程中并不是单方面的付出,同样能够获得疾病知识、照顾技能等收获,使自我价值感增强,能够重新认识自己,调整自己,与医务人员及家庭成员相处更融洽,同时也因自身能帮助到自己的亲人而产生满足感,积极体验更多,从而使照顾负担较少。因此减轻照顾过程中的照顾负担,提高积极感受,对促进照顾者身心健康意义重大[27]。

3.3 相依关系对脑卒中照顾者照顾负担与积极感受的调节作用本研究结果显示,照顾负担在相依关系的作用下,能够减轻对积极感受的负性影响,即相依关系在照顾负担和积极感受之间起良好的正向调节作用,照顾负担对积极感受的负向影响在高水平相依关系者较低水平相依关系者小。分析原因可能是在面临较强的照顾负担时,相依关系水平高的照顾者能够积极应对照顾过程中面临的难题,并良好适应当前的状态,身心问题更少,能减少照顾负担对积极感受的负面影响,从而使照顾者在照顾过程中积极体验更多。而相依关系水平较低的照顾者,一方面因为照顾任务的繁重导致身体负荷较大,另一方面照顾者与患者的关系质量较差,不能进行有效的交流,更容易在照顾过程中产生消极情绪,使得积极感受水平下降。

4 小结

本研究通过横断面调查,探索相依关系在脑卒中照顾者照顾负担与积极感受中的调节作用,为脑卒中照顾者减轻照顾过程中的照顾负担,提高积极感受,促进照顾者身心健康提供新视角。但本研究仅选取1所三甲医院进行研究,样本量来源比较有限,存在一定的局限性,未来拓宽研究对象的选取范围,从不同地区选取研究对象开展多中心、大样本的调查研究,增加样本的代表性和结果的可推广性。