應(yīng)對方式在腦卒中照護者自我效能與照護能力間的調(diào)節(jié)和中介效應(yīng)

石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院(832002) 楊 雪 王玉環(huán) 王文婷 馬文娟

腦卒中是一種常見的心腦血管疾病，具有高發(fā)病率、高死亡率和高致殘率的特點[1]。多數(shù)患者在醫(yī)院經(jīng)過初期治療，病情穩(wěn)定后回到家庭由家屬承擔(dān)康復(fù)及日常生活照料。居家照護者缺乏相關(guān)的知識、技能和信心，會導(dǎo)致照護者照護能力降低，從而使患者的康復(fù)期延長，再入院率增高[2]。因此，在腦卒中患者出院前，對其照護者進行照護能力的評估及干預(yù)可提高照護者照護質(zhì)量。自我效能是個體對自己能否從事某種活動以及對此活動做到的完善程度的主觀評價。相關(guān)研究表明，自我效能與照護者照護能力呈正相關(guān)，照護者自我效能越高,其照護能力越高[3]。同時也有研究指出，照護能力與應(yīng)對方式密切相關(guān)[4]。照護能力與自我效能、應(yīng)對方式間如何作用機制尚不明確，也未見相關(guān)文獻報道。本研究假設(shè)①腦卒中照護者的應(yīng)對方式在照護者自我效能與照護能力間起到調(diào)節(jié)效應(yīng)；②腦卒中照護者的應(yīng)對方式在照護者自我效能與照護能力間起到中介效應(yīng)。本研究將對假設(shè)進行驗證，探索三者間的關(guān)系模型，為提高照護者照護能力干預(yù)提供理論指導(dǎo)。

對象與方法

1.對象

研究對象采用便利抽樣法，選取2016年10月-2017年5月在新疆石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院第一附屬醫(yī)院及第三附屬醫(yī)院、重慶第三軍醫(yī)大學(xué)附屬醫(yī)院共三所三甲醫(yī)院的神經(jīng)內(nèi)、外科，出院前3天并符合納入標(biāo)準(zhǔn)的腦卒中患者的照護者進行現(xiàn)場調(diào)研?；颊呒{入標(biāo)準(zhǔn)：①符合1995年全國第四屆腦血管病的診斷標(biāo)準(zhǔn)[5]，經(jīng)顱腦CT或MRI確診為腦卒中的患者；②ADL>16分，部分或全部依賴他人照料；照護者納入標(biāo)準(zhǔn):①照護者是患者家屬或有親緣關(guān)系，提供不計報酬的照護服務(wù)；②患者的主要照護者；③照護者年齡≥18歲；④意識清楚，言語正常，有聽說能力，對調(diào)查知情同意并能夠配合調(diào)查。本次調(diào)查共收集問卷420份，有效問卷396份，有效問卷回收率94.3%。

2.工具

(1)日常生活活動能力量表(katz activity of daily living scale,KatzADL)[6]

該量表由美國的Lawton氏和Brody制定，用于評定被試者的日常生活能力，評分為1～4分4個等級：完全可以做、有些困難、需要幫助和自己完全不能做，總分低于16分，為完全正常，大于16分有不同程度的功能下降，Cronbach’s α系數(shù)為0.88。

(2)家庭照護者照護能力量表(family caregiver task inventory，F(xiàn)CTI)[7]

該量表由李麗棠翻譯成中文，共25個條目，每個條目得分有三個等級，分別為不困難(0分)，困難(1分)，極困難(2分)，得分越高，照護能力水平越低，Cronbach’s α系數(shù)為0.93。

(3)一般自我效能感量表(general self-efficacy scale,GSES)[8]

該量表中文版由張建新和 Schwarzer 研制，共有10 個條目，采用 Likert 4 點量表形式，得分越高，自我效能越高，Cronbach’s α系數(shù)為0.87。

(4)簡易應(yīng)對方式問卷 (simplified coping style questionnaire,SCSQ)[9]

該量表由積極應(yīng)對和消極應(yīng)對兩個維度組成，包括20個條目。積極應(yīng)對維度由條目1～12組成，消極應(yīng)對維度由條目13～20組成。采用多級評分，“不采用”到“經(jīng)常采用”依次計0～3分。積極應(yīng)對方式Cronbach’s α系數(shù)為0.89，消極應(yīng)對方式Cronbach’s α系數(shù)為0.78。

3.統(tǒng)計方法

使用SPSS 17.0對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，主要包括相關(guān)性分析和回歸性分析。以P<0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

結(jié) 果

1.一般情況

396名腦卒中患者照護者中，男性96人，女性 300人，年齡28～86歲，平均年齡(54.93±11.17)歲。照護能力平均分(12.65±5.13)，與國內(nèi)常模得分(12.96±2.86)相比[7]，無顯著性差異；腦卒中照護者自我效能平均分(25.33±6.48)，標(biāo)化后平均分(2.53±0.65)低于國內(nèi)常模(2.86±0.67)[8]；積極應(yīng)對方式平均分(24.46±6.81)，標(biāo)化后得分(2.04±0.57)高于國內(nèi)常模(1.78±0.52)分；消極應(yīng)對方式平均分(12.61±4.25)，標(biāo)化后平均分(1.58±0.53)與國內(nèi)常模(1.59±0.66)無顯著性差異[9]。

2.各變量的相關(guān)分析

Spearman相關(guān)分析顯示，照護者自我效能總分、照護能力總分和積極、消極應(yīng)對方式總分的相關(guān)均達到顯著性水平，其相關(guān)系數(shù)見表1。

表1 應(yīng)對方式與自我效能和照護能力的相關(guān)

*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001，下同

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

應(yīng)用層次回歸分析對應(yīng)對方式在自我效能與照護能力間的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行檢驗：將照護能力作為因變量，第一步納入控制變量，為減少多重共線性給結(jié)果帶來的偏差[10-11]，第二步將自我效能、應(yīng)對方式得分(積極應(yīng)對方式、消極應(yīng)對方式)進行中心化處理[12-13]，并做照護能力對自我效能和應(yīng)對方式(積極應(yīng)對方式、消極應(yīng)對方式)的回歸，第三步做照護能力對自我效能×應(yīng)對方式(積極應(yīng)對方式、消極應(yīng)對方式)乘積項的回歸。若交互作用項回歸系數(shù)顯著，則調(diào)節(jié)效應(yīng)存在。由表2可知，模型3中，自我效能×積極應(yīng)對方式加入后方程的總解釋力仍然顯著，乘積項標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.128(P<0.01)，表明積極應(yīng)對方式在腦卒中照護者自我效能與照護能力間具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

消極應(yīng)對方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)見表3，模型6中，自我效能×消極應(yīng)對方式加入后方程的總解釋力仍然顯著，乘積項標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為-0.216(P<0.001)，表明消極應(yīng)對方式在腦卒中照護者自我效能與照護能力間具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。假設(shè)1得到驗證。

表2 層次回歸分析結(jié)果(n=396)

表3 層次回歸分析結(jié)果(n=396)

4.中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)溫忠麟[14]等人總結(jié)的中介效應(yīng)檢驗程序，建立三個回歸方程：(1)Y=cX+e1；(2)M=aX+e2；(3)Y=c’X+bM+e3，依次檢驗方程系數(shù)c,a,b和c’是否顯著，積極應(yīng)對方式在自我效能與照護能力間的中介效應(yīng)見表4。積極應(yīng)對方式的中介效應(yīng)顯著，回歸系數(shù)c’達到了顯著水平，且ab與c’同號，說明積極應(yīng)對方式屬于部分中介效應(yīng)。積極應(yīng)對方式的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為a*b/c=62.54%，即自我效能對照護能力的效應(yīng)中，有37.46%是直接效應(yīng)，另有62.54%是通過中介變量積極應(yīng)對方式起作用的。

表4 積極應(yīng)對方式的中介效應(yīng)檢驗(n=396)

*：Y為照護能力，X為自我效能，M為積極應(yīng)對方式

消極應(yīng)對方式在自我效能與照護能力間的中介效應(yīng)見表5。結(jié)果表明消極應(yīng)對方式的中介效應(yīng)顯著，且消極應(yīng)對方式的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為a×b/c=22.42%，即自我效能對照護能力的效應(yīng)中，有77.58%是直接效應(yīng)，另有22.42%是通過中介變量消極應(yīng)對方式起作用的。假設(shè)2得到驗證。

表5 消極應(yīng)對方式的中介效應(yīng)檢驗(n=396)

*：Y為照護能力，X為自我效能，M為消極應(yīng)對方式

討 論

應(yīng)對方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，腦卒中照護者應(yīng)對方式能夠影響其自我效能與照護能力關(guān)系的強弱，即照護者自我效能一定的情況下，采取積極應(yīng)對方式組的照護者照護能力高于消極應(yīng)對方式組的照護能力。采用積極應(yīng)對方式一方面可以調(diào)動照護者內(nèi)在的主觀能動性，使其更好地適應(yīng)照護者角色；另一方面幫助照護者充分利用周圍資源，積極尋求他人的支持和幫助，從而促進自我效能對照護能力的影響；本研究中采用消極應(yīng)對方式的照護者具有患者失能程度重、與被照護者關(guān)系是配偶、自評健康狀況差的特點?；颊呤艹潭仍街?，需協(xié)助的日?；顒釉蕉?，耗費的時間與精力越多，過于沉重的照護任務(wù)會讓照護者逃避甚至放棄照護行為。而照護者為配偶時，與其子女照護者相比年齡大，可獲得幫助的資源不如子女多[15]，從而導(dǎo)致其在照護患者時缺乏主動性和進取性。身體狀況差的照護者更容易身心疲憊、力不從心，采用“依靠別人解決問題”等消極應(yīng)對方式。

應(yīng)對方式的中介效應(yīng)結(jié)果顯示，腦卒中照護者應(yīng)對方式在自我效能與照護能力間起到部分中介效應(yīng)，即照護者自我效能一方面直接對照護能力起作用，另一方面通過影響應(yīng)對方式起作用。可能的原因是自我效能高的照護者對照護行為信心也較高，不僅能積極進行照護行為的改善，面對困難時也更愿意采取多種途徑有效解決問題，其照護能力也高；而自我效能低的照護者，擔(dān)心自己不能勝任照護任務(wù)，可能出現(xiàn)照護態(tài)度“消極化”、照護行為“退縮化”，這些都會妨礙照護者在照護活動中的功能發(fā)揮，使得照護能力不佳。

綜上所述，應(yīng)對方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果提示醫(yī)護人員對腦卒中照護者照護能力進行干預(yù)時，不應(yīng)忽視個體應(yīng)對方式這一指標(biāo)的重要性。應(yīng)對方式的中介效應(yīng)結(jié)果提示醫(yī)護人員針對自我效能高的腦卒中照護者，應(yīng)鼓勵、肯定其積極應(yīng)對行為，使之固化，從而提高照護能力；針對自我效能低的照護者應(yīng)制定容易實現(xiàn)的目標(biāo)，循序漸進，提高其照護信心，從而產(chǎn)生積極應(yīng)對行為，最終提高其照護能力。

[1] Stroke Association.About stroke.http://www.strokeassociation.org/STROKEORG/AboutStroke/Impact-of-Stroke-Stroke-statistics_UCM_310728_Article.jsp#.Wd7mfrEYxQ9/index.html

[2] 李香風(fēng),趙紅.老年人家庭照顧者及其照顧能力研究現(xiàn)狀.中華護理雜志,2009,44(11):1051-1053.

[3] Márk-Ribiczey N,Miklósi M,Szabó M.Maternal Self-Efficacy and Role Satisfaction:The Mediating Effect of Cognitive Emotion Regulation.Journal of Child and Family Studies,2016,25(1):189-197.

[4] Lau BH,Cheng C.Gratitude and coping among familial caregivers of persons with dementia.Aging & Mental Health,2015(1):445-453.

[5] 王新德.各類腦血管疾病診斷要點.中華神經(jīng)科雜志,1996(6):379-380.

[6] Lawton MP,Brody EM.Assessment of older people:self-maintaining and instrumental activities of daily living.The Gerontologist,1969,9(3):179-186.

[7] Lee RL,Mok ES.Evaluation of the psychometric properties of a modified Chinese version of the Caregiver Task Inventory-refinement and psychometric testing of the Chinese Caregiver Task Inventory:a confirmatory factor analysis.Journal of Clinical Nursing,2011,20(23-24):3452-3462.

[8] 王才康,胡中鋒,劉勇.一般自我效能感量表的信度和效度研究.應(yīng)用心理學(xué),2001,7(1):37-40.

[9] 解亞寧.簡易應(yīng)對方式量表信度和效度的初步研究.中國臨床心理學(xué)雜志,1998(2):114-115.

[10] 楊梅,肖靜,蔡輝.多元分析中的多重共線性及其處理方法.中國衛(wèi)生統(tǒng)計,2012,29(4):620-624.

[11] 方杰,溫忠麟,梁東梅,等.基于多元回歸的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析.心理科學(xué),2015(3):715-720.

[12] 溫忠麟,侯杰泰,張雷.調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)的比較和應(yīng)用.心理學(xué)報,2005,37(2):268-274.

[13] Aiken LS,West SG.Multiple regression:testing and interpreting interactions.California:Sage Publications,1991.

[14] 溫忠麟,葉寶娟.中介效應(yīng)分析:方法和模型發(fā)展.心理科學(xué)進展,2014,(22):731-745.

[15] Friedemann ML,Buckwalter KC.Family Caregiver Role and Burden Related to Gender and Family Relationships.Journal of Family Nursing,2014,20(3):313-336.