基于COM-B模型的维持性血液透析患者自我管理行为影响路径研究

徐智君 周清平 梁振宁 钱怡

南方医科大学卫生管理学院（广州 510515）

中国成年人慢性肾脏病（chronic kidney disease，CKD）患病率为10.8%［1］，其中约0.6%的CKD 患者最终发展为终末期肾脏病（end stage renal disease，ESRD）。据中国研究数据服务平台（CNRDS）的数据显示，截至2021年底，中国登记ESRD透析患者达87.6 万人，其中在透HD（Hemodialysis）患者74.9 万人，较2011 年的23 万例增加了2.19 倍，血液透析总患病率为519.3 pmp/每百万人。维持性血液透析（maintenance hemodialysis，MHD）是终末期肾脏病患者肾脏替代治疗的主要选择，在临床上广泛应用［2］，但依靠维持性血液透析治疗ESRD 的患者5 年生存率为55.7%，远低于同年龄层次的普通人群［3］。MHD 患者的生存率和生活质量取决于透析的质量，而这又依赖于患者自我管理行为，生活质量受损是血液透析患者预后的关键预测因子［4］。自我管理行为指的是患者为促进自身健康和控制疾病在日程生活中进行的一系列保护性行为，例如饮食控制、血糖监测等［5-6］。多项研究［7-8］指出，MHD 患者的自我管理水平偏低，包括饮食、用药、运动依从性差，治疗方案配合度较低、动静脉内瘘护理不当等。患者通过良好的自我管理可提高生活质量。国内外对MHD 患者自我管理行为的影响因素已有不少研究，但自我管理行为相关因素的分析和干预缺乏理论模型的支撑，所采取的干预措施和干预结果差异性较大，因此有必要将行为改变干预建立在经过评估的科学模型上。本研究在以往研究的基础上，基于COM-B（能力、机会、动机、行为）模型（图1），分析MHD 患者自我管理行为现状及影响因素，并构建MHD 患者自我管理行为影响因素的结构方程模型，探索潜在影响机制，为优化干预方案提供科学依据。

图1 MHD 患者自我管理行为的COM-B 假设模型Fig.1 COM-B hypothesis model for self-management behavior of MHD patients

1 资料与方法

1.1 调查对象 本研究采用判断抽样的方法，于2022 年9 月至2023 年4 月选取在广州市某区三甲医院和血液透析中心中进行维持性血液透析的患者。根据多因素分析法样本量估计，样本例数应为研究变量的5 ～ 10 倍，且对于结构方程模型分析200 例以上模型效果更佳，其中无效样本按5% ～10%进行估计，最终初步拟定样本量为350 例。纳入标准：（1）符合终末期肾脏病患者诊断标准；（2）血液透析患者规律性透析治疗时间≥ 3 个月，每周透析的频率为2 ～ 3 次；（3）年龄≥ 18 岁，无意识和沟通障碍，理解能力良好；（4）获取患者本人知情同意。排除标准：（1）准备肾移植或行腹膜透析的患者；（2）有肾移植或腹膜透析治疗史的患者；（3）有认知、精神障碍，合并严重并发症或恶性肿瘤者；（4）听力、语言沟通障碍者。

1.2 理论模型 本研究理论模型为学者Michie等［9］提出的COM-B行为改变模型，该理论模型指出行为（Behavior，B）的改变受能力（Capacity，C）、机会（Opportunity，O）、动机（Motivation，M）因素影响，且能力与机会既可以直接影响行为，也可通过动机对行为产生间接影响。此模型能全面系统地了解促进或阻碍个体行为改变的因素，已被国内外研究者用于指导疾病预防、健康促进、公共卫生、自我管理领域并取得多项成果［10］。本研究基于COM-B 模型，利用结构方程模型探索MHD 患者自我管理行为的影响路径，能力因素包含疾病知识、疾病感知两个维度，机会因素包含家庭关怀度、社会支持两个维度，动机因素包含自我效能维度（图1）。

1.3 调查工具 （1）一般资料调查问卷：包括一般人口学特征、医保类型、透析龄、24 h 尿量及合并症数量。（2）血液透析知识水平问卷：采用李慧［11］进行汉化和调试后编制的中文版问卷。包括饮食、用药、透析治疗、康复护理等共计24 个条目，得分范围为0 ～ 24 分，Cronbach's α 系数为0.701。（3）血液透析患者自我管理行为量表：采用李慧等［12］经过汉化和文化调试后编制的量表，划分维度伙伴关系（4 个条目）、执行自我护理（7 个条目）、问题解决（5 个条目）、情绪处理（4 个条目）。采用Likert 四级评分法，赋值1 ～ 4 分，得分范围为20 ～ 80 分，总分越高代表自我管理行为越好，Cronbach's α 系数为0.870。（4）慢性病自我效能量表（SECD）：采用LORIG 等［13］研发的量表，分为症状管理和疾病共性管理两个维度。各条目得分范围1 ～ 10 分，6 个条目的均值反映自我效能水平。每条目≥ 7 分为高水平，5 分 < 每条目< 7 分为中等水平，每条目≤ 5 分为低水平。Cronbach′s α系数为0.870。（5）简易疾病感知问卷（BIPQ）：采用BROADBENT 等［14］编制的问卷，包括评价认知型疾病表征（5 条）、评价情绪型疾病表征（2 条）、评价患者对疾病的了解程度（1 条）共8 个条目，采用0 ～ 10 级评分，得分2 分以下为轻度，2 ～ 4 分为轻中度，4 ～ 6 分为中度，6 ～ 8 为中重度，8 分以上为重度。Cronbach′s α系数为0.840。（6）社会支持评定量表（SSRS）：采用肖水源［15］编制的量表，共10个条目。分为客观支持、主观支持及社会支持3 个维度。SSRS评分范围13 ～ 70分。SSRS评分 < 33分代表社会支持度较低，33 分 ≤ SSRS 评分 ≤ 45 分为代表中等，SSRS 评分> 45 分代表较高。Cronbach′s α系数为0.825～0.896。（7）家庭关怀度指数问卷（APGAR）：由SMILKSTEIN 等［16］设计，包含适应度、合作度、成长度、情感度和亲密度5 个条目。得分范围为0 ～ 10 分，其中0 ～ 3、4 ～ 6、7 ～ 10 分分别代表严重障碍、中度障碍和良好。Cronbach's α 系数为0.821。

1.4 质量控制 本研究采用线下问卷调查，在开展调查研究前统一对问卷调查员进行培训，并制作统一的问卷指导语。调查过程中由调查员当场核查并补充遗漏信息，保证问卷的有效性。调查完成后由两名研究者对收集的问卷进行再次核对，剔除无效或填写不完整的问卷。

1.5 统计学方法 采用EpiData 3.1 软件进行双人录入建立数据库，利用IBM SPSS 27.0 软件进行描述性分析、Pearson 相关性检验等。利用SmartPLS 4.0 软件构建PLS-SEM 模型（偏最小二乘法结构方程模型），参数估计运用偏最小二乘法，Bootstrap方法检验中介效应显著性，检验水准α = 0.05。以P< 0.05 为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 MHD患者社会人口学与临床特征资料 本研究共调查350 例MHD 患者，回收有效问卷333 份，问卷有效回收率为95.14%。结果显示，41 ～ 60 岁186人（55.9%）；农村户口患者245例（73.6%）；已婚患者为264 例（79.3%）；中学/中专210 例（63.1%）；无业/失业患者269 例（80.8%）；从事体力劳动的患者243 例（73%）。家庭人均月收入< 3 000 元的159 例（47.7%）；职工医保136 例（40.8%），居民医保165 例（49.5%）；透析龄1 ～ 5 年的患者243 例（73%）；24 h 尿量< 100 mL 的160 例（48%）；并发症数量≥ 2 个的有174 例（52.3%）。见表1。

表1 不同特征MHD 患者自我管理行为差异性分析Tab.1 Analysis of differences in self-management behavior among MHD patients with different characteristics

2.2 MHD 患者自我管理行为水平 333 例MHD患者自我管理行为总分为（57.06 ± 13.28）分，各维度得分为：问题解决（14.25 ± 3.68）分，执行自我护理（20.11 ± 5.07）分，伙伴关系（11.26 ± 3.19）分、情绪处理（11.44 ± 3.34）分，表明大多数MHD 患者自我管理水平偏低。见表2。

表2 MHD 患者自我管理行为总分及各维度得分Tab.2 The total score and various dimensions scores of self-management behavior in MHD patients

表3 能力、机会、动机因素得分Tab.3 The score of ability，opportunity，and motivation factors

2.3 MHD 患者人口学特征和临床特征资料与自我管理行为的关系 单因素分析结果显示，年龄、文化程度、就业状态、职业分类、家庭人均月收入、合并症数量与自我管理行为差异有统计学意义（P< 0.05）。而不同性别、户口所在地、婚姻状态、医疗费用支付方式、透析龄、24 h 尿量与自我管理行为差异无统计学意义（P> 0.05）。研究结果显示，“20 ～ 40 岁”的MHD 患者自我管理行为得分最高（63.37 ± 11.47）。文化程度、家庭人均月收入对自我管理行为呈正相关，文化程度和收入水平越高的患者，自我管理水平越高。在业的患者自我管理行为得分均值（63.42）高于非在业患者（55.55）；从事体力劳动的患者自我管理行为得分均值（54.92）低于脑力劳动（62.84）；合并症数量< 2 个的自我管理行为得分均值（64.19）高于合并症数量≥ 2 个（50.55）。

2.4 MHD 患者能力、机会、动机因素得分与自我管理行为的相关关系 MHD 患者疾病知识得分≤ 16 分的有204 例（61.26%），处于较低水平；疾病感知平均得分（35.99 ± 18.88）分；家庭关怀度平均得分（7.63 ± 2.51）分；社会支持平均得分为（33.83 ± 10.33）分；自我效能平均得分为（38.53 ±14.10）分，得分< 50 分者254 例（76.28%）。Pear⁃son 相关性检验结果显示，MHD 患者自我管理行为得分与疾病知识、社会支持、家庭关怀度、自我效能呈正相关，与疾病感知呈负相关（r= -0.231，P< 0.01）。见表4。

表4 能力、机会、动机因素与自我管理行为之间的关系Tab.4 The relationship between ability，opportunity，motivation factors and self-management behavior

2.5 MHD 患者能力、机会、动机因素与自我管理行为的关系模型 利用SmartPLS 软件对各潜变量之间的关系构建偏最小二乘法结构方程模型（PLS-SEM）。模型拟合优度结果显示，SRMR、D_ULS 等指标均达到标准值，路径模型拟合程度良好（表5）。路径系数检验结果显示，除家庭关怀度→自我效能（P= 0.100）和疾病感知→自我管理行为（P= 0.143）这两条路径不显著外，其余路径影响关系均显著（P< 0.05）。家庭关怀度、社会支持、自我效能正向影响自我管理行为，路径系数分别为0.124、0.140 和0.246。而疾病感知负向影响自我效能和自我管理行为，路径系数分别为-0.426、-0.097，见表6。中介效应分析采用Boot⁃starp 法，结果显示，自我效能不会中介影响家庭关怀度对自我管理行为的路径，而疾病感知和社会支持会通过自我效能间接影响自我管理行为（P< 0.05），见表7。综合直接效应和间接效应后，家庭关怀度、疾病感知和社会支持对自我管理行为均呈显著影响（P< 0.05）（图2），对应总效应值分别为0.145、-0.201 和0.190。PLS-SEM 模型中自我管理行为R2= 0.174，满足最低标准，说明除疾病感知、家庭关怀度、社会支持和自我效能等影响因素外，还存在其他因素对自我管理行为产生影响。

表5 MHD 患者自我管理PLS-SEM 模型的拟合优度Tab.5 The goodness of fit of the PLS-SEM model for self-management of MHD patients

表6 维持性血液透析患者自我管理行为路径分析Tab.6 Analysis of self-management behavior pathway in maintenance hemodialysis patients

表7 维持性血液透析患者自我管理行为PLS-SEM 模型Tab.7 PLS-SEM model for self-management behavior of maintenance hemodialysis patients

图2 MHD 患者自我管理行为影响路径Fig.2 The influence pathway of self-management behavior in MHD patients

3 讨论

3.1 MHD 患者自我管理行为水平处于偏低水平 本研究333 例MHD 患者的自我管理行为得分（57.06 ± 13.28）处于偏低水平。而在自我管理行为量表各维度中，情绪处理和伙伴关系得分最低，执行自我护理维度得分最高，与石华歌［17］的研究结果相符。这可能是因为患者受长期透析的困扰，缺乏疾病知识和康复信心，且大部分患者因病失业，经济负担落在家庭成员上，造成心理极大损害［18］，在处理情绪问题时向医护、家属亲友等求助的积极性低。研究［10］表明MHD 患者通过自我管理行为能更好地监测和控制症状、执行自我护理，有效减少合并症，保持积极治疗心理，提高生存率和生存质量，因此医护人员应通过对患者进行健康教育和个性化自我护理方法，开展肾友会等同伴教育交流会增强患者自我管理意识。

3.2 机会、动机与能力因素对MHD 患者自我管理行为的影响路径分析 路径分析结果显示，家庭关怀度、自我效能、社会支持能直接正向影响患者自我管理行为，疾病感知直接负向影响自我管理行为；同时社会支持、疾病感知可通过自我效能间接影响自我管理行为，而自我效能不会中介影响家庭关怀度对自我管理行为的路径。

本研究表明家庭关怀度越高，患者的自我管理行为越好。提高家庭关怀度可以直接优化MHD 患者的心理状态，减轻自我感受负担，改善自我管理行为，给予积极的家庭关怀可有效提升慢性病患者的治疗效果及生存质量［19］。一方面良好的家庭功能可以为患者提供物质基础和精神支持，增加陪伴并减轻患者孤独感，引导患者积极治疗及放松心态，对患者的治疗产生积极影响［20］；另一方面家庭成员对患者的关爱及积极引导可直接影响其自我管理行为，可减轻患者的孤立无助感、减少被人抛弃的恐惧感，从而缓解疾病对患者的心理冲击，影响疾病的治疗效果。因此，医护人员应主动增加与家属沟通的频率，调动家庭成员支持、配合患者治疗，为患者的治疗提供良好的家庭照护环境和氛围，协助患者建立治疗信心和自我管理行为。

其次，研究结果还显示社会支持会正向影响自我管理行为，也会通过自我效能间接影响自我管理行为。MHD 患者因长期透析治疗导致形象和社会角色改变，与亲朋好友来往频率减少，社交欲望和能力下降，进而影响患者进行自我管理行为的意愿。一方面良好的社会支持可以为患者构建出愉悦的生活环境，使患者以积极的心态面对疾病，提高其自我管理能力［21］；另一方面社会支持可明显改善患者应对外界困境所需的外部资源及心理感受，能够帮助患者获取情感、物质和信息支持，能有效提升患者的自我效能感，帮助患者采取积极的方式应对疾病［22］。因此医护人员与家属应引导患者通过社交活动建立融洽的医患、病友关系，如通过建立互惠式小组采取多元化的互动游戏或团体活动建立同伴支持［23］，促进患者社交活动，提高其自我效能感进而改善患者自我管理行为。

本研究结果显示，疾病感知能直接负向影响患者自我管理行为，也能通过自我效能间接影响自我管理行为。疾病感知是患者对疾病的再认知过程［24］，是患者生理负担对心理的映射，能够影响患者的就医行为、治疗依从性和心理反应，从而对疾病预后产生直接或间接影响［25］。患者对疾病威胁性的感知越强，自我控制的信心越差，疾病自我效能感越低，越容易陷入各种负面的反刍思维中，产生焦躁不安、抑郁等情绪反应，进而导致较低水平的自我管理行为。MHD 患者对长期透析带来生活方式的改变感到无助，同时因疾病产生的焦虑、抑郁情绪加重其疾病威胁感，因此医护人员应当促进患者维持适当水平的疾病感知，通过个性化健康教育方式帮助患者客观面对自身疾病和治疗，减少其对疾病过高的威胁性认知，降低患者的负性情绪，通过正念治疗、接纳承诺疗法等阻断患者的反刍思维和认知融合，促进自我效能并驱动患者良性的自我管理行为［26］。

MHD 患者自我管理行为受多种因素影响，在针对MHD 患者自我管理行为制定干预方案要重点关注疾病知识宣教、感知重建、机会赋予和动机激励的协同效应，注重提升患者自我效能感，区分患者的知识水平，个性化地培养患者个体积极健康理念，联合患者亲友加强家庭关怀氛围，多形式拓展社会支持网络，提高患者整体的自我管理水平和生活质量。

研究局限性：本研究为横断面研究，受条件限制收集样本量不大，研究结果代表性有待加强。另外本研究对患者自我管理的影响因素缺乏质性访谈，仅根据文献研究纳入影响因素，因此各因素对自我管理的解释含义较弱，尚存其余众多影响因素。在今后的研究中，可开展全区的大样本调查，更全面地分析和决定纳入研究的影响因素，进一步验证本研究结果。

【Author contributions】XU Zhijun formulated a research plan，dis⁃tributed survey questionnaires，and wrote the article.ZHOU Qingping conducted a questionnaire survey，data analysis，and article revision.LIANG Zhenning conducted a questionnaire survey，organized and verified the data.QIAN Yi designed and revised the research，and revised the article.All authors read and approved the final manuscript as submitted.