產后早期母嬰連結與產后抑郁狀況及其相關性分析

吳裕玲，章翀，聶蓉

（武漢輕工大學醫(yī)學技術與護理學院，湖北武漢，430023）

母嬰連結（maternal-infant bonding）包含母親對嬰兒的情緒，認知和行為，體現(xiàn)為母親喜愛嬰兒，感到嬰兒的獨特性和重要性，以及為嬰兒的福祉采取行動［1］。母嬰連結障礙會引起長期的母子關系受損，導致兒童虐待或忽視，增加兒童在成年后出現(xiàn)心理問題的風險［2］。產后抑郁是影響圍產期婦女的重要心理問題，國內各地報道的發(fā)病率從6.50%～43.12%不等［3-4］，近年來呈上升趨勢［5］。研究表明［6］，產后抑郁不僅會降低產婦的生活質量，也會影響母嬰連結的建立。中國臺灣學者蔡宗延等［7］研究顯示，母嬰連結與產后抑郁高度相關；但也有研究發(fā)現(xiàn)［8］，產后抑郁與母嬰連結不相關。我國對母嬰連結與產后抑郁相關性的研究尚缺乏且兩者關系尚未有明確定論。本研究旨在了解產后早期母嬰連結與產后抑郁狀況及其相關性，進一步明確母嬰連結和抑郁的關系，以便為改善產后早期親子關系的干預研究提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象

應用橫斷面研究方法，采用便利抽樣法，選取2018年8月—10月在本市某三級甲等綜合醫(yī)院門診進行產后42d 復查的產婦為研究對象。納入標準：①年齡≥20 周歲；②單胎活產足月產婦；③既往無精神疾病史；④具備閱讀和理解能力；⑤產后早期為產后42d 內。排除標準：①伴有胎兒發(fā)育異常，患有先天性疾??；②伴有嚴重器質性疾病、產后并發(fā)癥。樣本量估算：根據(jù)線性回歸分析樣本量應為自變量個數(shù)的10～20 倍［9］。本研究中有13 個人口學變量（見表1）及其產后抑郁變量，因此需要樣本量為140～280 例，考慮到20%的不應答率，擬定本研究樣本量168～336 例。產婦均知情同意，自愿參與本研究。

1.2 調查工具

1.2.1 一般資料調查問卷 由研究者根據(jù)研究目的及內容，通過文獻回顧［2］自行設計，包括產婦年齡、文化程度、家庭平均年收入、夫妻關系滿意度（由產婦主觀回答分為滿意與不滿意）、分娩方式、計劃懷孕、孕產史、孕期并發(fā)癥、嬰兒性別、喂養(yǎng)方式、照顧方式、產婦睡眠時間、產婦睡眠質量（產婦根據(jù)自己睡眠質量分為好與差）等。

1.2.2 產后連結問卷（postpartum bonding questionnaire，PBQ）是由BROCKINGTON 等［10］于2001年編制，本研究采用2010年香港學者SIU 等［11］編譯的中文版產后連結問卷（Chinese postpartum bonding questionnaire，C-PBQ）評估母嬰連結。量表包括連結受損（12 條目）、拒絕與憤怒（7 條目）、照顧嬰兒的焦慮（4 條目）、虐待危險（2 條目）4 個維度，共計25 個條目。采用6 級評分（0～5 分），總分0～125 分。得分越高代表母連結異常程度越重。預實驗以總樣本的10%～20%設定，本研究選擇50 例產婦測得該量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.85。根據(jù)母嬰連結類型分界的界定［12］，母嬰連結異常可分為3 種類型：輕度連結異常（連結受損維度得分>12 分且拒絕與憤怒維度得分＜13 分或C-PBQ 總分>26 分）、潛在拒絕（連結受損維度得分>12 分且拒絕與憤怒維度得分為13～16 分或C-PBQ 總分>40 分）、明確拒絕（連結受損維度得分>12 分且拒絕與憤怒維度得分>17 分）。

1.2.3 愛丁堡產后抑郁量表（Edinburgh postnatal depression scale，EPDS） 該量表由COX 等［13］于1987年編制，本研究采用郭秀靜等［14］編譯的中文版EPDS 評估產后抑郁。共計10 個條目，采用4 級評分（0～3 分），總分0～30 分，得分越高，代表產后抑郁可能性越高。國內研究推薦9～10 分為產后抑郁篩查的臨界值［15］，本研究采用9 分為臨界值。本研究測得Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。

1.3 調查方法

本研究采用現(xiàn)場問卷調查法，調查前征得產后門診領導同意，在護士長的支持下進行調查。在產婦復查期間，征得產婦同意后進行問卷填寫，所有問卷均由研究者本人采用面對面的方式發(fā)放和回收，調查前使用統(tǒng)一指導語，向研究對象講解研究目的、意義和問卷填寫注意事項，數(shù)據(jù)收集過程中避免暗示性。問卷當場回收并核查，剔除規(guī)律作答、無效作答等問卷。

1.4 統(tǒng)計學方法

數(shù)據(jù)采用SPSS22.0 統(tǒng)計軟件進行統(tǒng)計學分析。計量資料符合正態(tài)分布數(shù)據(jù)采用 （±S）表示，不符合正態(tài)分布數(shù)據(jù)采用中位數(shù)M（P25～P75）表示，計數(shù)資料采用頻數(shù)、百分比表示。單因素分析采用Kruskal Wallis H 檢驗、Mann Whitney U 檢驗、Spearman 相關性分析。由于母嬰連結量表得分呈偏態(tài)分布數(shù)據(jù)，故對數(shù)據(jù)進行對數(shù)轉換為正態(tài)分布后進行產后早期母嬰連結的危險因素分析，采用多重線性回歸全進分析法。

2 結果

2.1 一般情況

本研究共發(fā)放調查問卷450 份，回收有效問卷413 份，有效回收率為91.8%。產婦年齡20～42 歲，平均（29.7±3.8）歲，均已婚，睡眠時間2～15h，平均（6.6±1.8）h，其余見表1。

2.2 產后早期母嬰連結現(xiàn)況

母嬰連結中位數(shù)總分為12.0（6.0～19.0）分，平均（13.8±9.6）分，其各維度中位數(shù)得分分別是連結受損維度為7.0（4.0～10.0）分，拒絕與憤怒3.0（1.0～5.0）分，照顧嬰兒的焦慮2.0（1.0～4.0）分，虐待風險0（0～0）分，均處于較低水平，說明母嬰連結狀況較好。本研究母嬰連結正常者334 例，占80.9%，輕度連結異常72 例，占17.4%，潛在拒絕6例，占1.5%，明確拒絕1 例，占0.24%。

2.3 產后早期抑郁狀況

產后抑郁得分中位數(shù)總分為7（3～10）分，平均（7.2±4.6）分，處于較低水平，說明產婦的抑郁狀況較好。按照產后抑郁得分進行分界值劃分，產后抑郁癥狀陽性者128 例，占31.0%。

2.4 產后早期母嬰連結單因素分析

產后早期母嬰連結單因素分析見表1。由表1可見，母嬰連結評分在文化程度、夫妻關系滿意度、孕產史、喂養(yǎng)方式、嬰兒照顧形式、睡眠時間、睡眠質量各變量組間比較，差異具有統(tǒng)計學意義（均P＜0.05）。在年齡、計劃懷孕、分娩方式、流產史、嬰兒性別、孕期并發(fā)癥變量分組間比較，差異無統(tǒng)計學意義（均P>0.05）。

2.5 產后早期母嬰連結與產后抑郁相關性分析

Spearman 相關分析結果顯示，母嬰連結得分與產后抑郁相關系數(shù)為r=0.419，P＜0.001，提示母嬰連結得分與產后抑郁呈正相關。

2.6 產后早期母嬰連結的危險因素分析

以母嬰連結為因變量，表1單因素分析中有統(tǒng)計學意義的變量以及產后抑郁（賦值方式見表2）為自變量，進行多重線性回歸分析。回歸分析中方差膨脹因子（VIF）1.022～1.136，容忍度0.880～0.978，提示不存在多重共線性。殘差分析：采用Durbin-Watson 檢驗進行殘差分析，可見殘差因分布均勻，基本呈正態(tài)分布，可認為模型擬合較好?；貧w分析發(fā)現(xiàn)，有4 個自變量進入方程：產后抑郁、孕產史、睡眠質量、文化程度（初中、大專、本科），共同解釋了母嬰連結變異的24.8%，見表3。

表1 產后早期母嬰連結單因素分析 ［n=413；分，M（P25-P75）；n/%］

表2 自變量賦值

表3 產后早期母嬰連結影響因素的多重線性回歸分析 （n=413）

3 討論

3.1 產后早期母嬰連結現(xiàn)況分析

本研究顯示，母嬰連結總分中位數(shù)為12.0（6.0～19.0）分，平均（13.8±9.6）分，總分及各維度得分均處于較低水平，說明母嬰連結狀況總體較好。但高于NONNENMACHER 等［16］對產后母嬰連 結的調查結果（9.2±7.9）分。本研究結果顯示，母嬰連結正常者占80.9%，異常者占19.1%（輕度連結異常者占17.4%，潛在拒絕者占1.5%，明確拒絕者占0.2%），與SIU 等［11］在香港地區(qū)對產后抑郁癥婦女的研究結果（16.60%～24.20%）較為一致，高于西班牙［17］研究的結果（15.90%）。但與英國［18］的一項研究報告的輕度連結異常者占16.60%，潛在拒絕者占14.60%，明確拒絕者占10.60%相比，本研究的輕度連結異常比例較高，潛在拒絕和明確拒絕較低。潛在拒絕者比例與臺灣蔡宗延等［7］的研究結果（1.50%）相一致，但明確拒絕者比例低于香港產后抑郁癥人群（8.1%）［11］。結果提示，輕度連結異常發(fā)生率較高需要引起重視，其與各地區(qū)發(fā)生率相比不一致，可能與人群、地區(qū)、文化差異及樣本量等差異有關。

3.2 產后抑郁現(xiàn)況分析

本研究結果顯示，產后抑郁得分為（7.2±4.6）分，處于較低水平，低于王秋靜等［19］對初產婦產后抑郁調查結果（10.87±4.99）分。產后抑郁者占31.0%，低于王秋靜等［19］調查武漢市初產婦抑郁發(fā)病率（33.50%），高于上海地區(qū)孕產婦女產后抑郁發(fā)病率（13.51%）［20］。與國外發(fā)展中國家報告的發(fā)病率10.00%～60.00%［8］相一致。產后抑郁受多種因素影響，可能與生物、社會心理以及產科、社會經(jīng)濟等因素密切相關，本研究結果略低于同地區(qū)的發(fā)病率可能與樣本量、孕產史、測量工具不同等有關，而高于上海地區(qū)的發(fā)病率，可能與地區(qū)、文化、經(jīng)濟水平等有關。

3.3 產后抑郁是產后早期母嬰連結的危險因素

母嬰連結與產后抑郁的關系水平尚未有定論。研究表明［16，21］，產后母嬰連結與產后抑郁癥有著中-強的效應聯(lián)系。也有研究表明［8，22］，母嬰連結與產后抑郁相關呈極弱相關或不相關。另有研究發(fā)現(xiàn)［6］，即使是輕微的和未被發(fā)現(xiàn)的抑郁癥狀也會顯著地削弱母嬰連結。本研究結果發(fā)現(xiàn)，母嬰連結與產后抑郁呈中度正相關（r=0.419，P＜0.001），提示母嬰連結越好的產婦其抑郁水平越低或抑郁水平越高的產婦母嬰連結越差。回歸分析結果顯示，在控制一般資料后，產后抑郁是母嬰連結的危險因素，提示降低產婦的抑郁水平會在一定程度上提高母嬰連結水平。母嬰連結反映了母親對嬰兒的感覺和情緒，而抑郁降低了母親適應嬰兒需求的能力，判斷減弱影響了她的反應敏感性，進而影響了她的養(yǎng)育行為，并增加了兒童虐待和忽視、母嬰關系的長期損害以及兒童精神或學習障礙的風險［23-24］。

3.4 采取積極措施干預產后抑郁和母嬰連結

護士應選擇通俗易懂的方式、分階段向產婦進行健康宣教，例如采用講座、海報宣傳、發(fā)放健康宣傳手冊、公眾號推送等方式進行宣教，提高女性孕產知識的掌握程度。同時注重產婦伴侶的知識教育，引導伴侶理解產婦的不良情緒，學會積極交流和鼓勵孕婦向其傾訴不良情緒。在孕檢時篩查孕婦的精神心理疾病史和創(chuàng)傷史，對孕婦的不良情緒進行疏導?？赏ㄟ^氣功鍛煉、正念瑜伽、同理示范等措施來預防母親的抑郁情緒［2，25］。對于有抑郁癥狀的產婦及時干預，可通過傾聽、解釋、指導、鼓勵以及團體正念干預法、認知行為療法，以緩解產婦抑郁［26-27］。對產后心理障礙導致連結失敗的產婦進行綜合心理治療，如游戲治療、互動輔導或嬰兒按摩等母嬰護理指導、提供放松技巧 （如聽音樂、產后瑜伽、冥想等）和護理干預支持等［28］。鼓勵早期接觸，研究表明［29］，出生后早期接觸、立即進行母乳喂養(yǎng)、母嬰同室等可以建立良好母嬰連結。

4 結論

隨著全面二孩政策的實施，出生人口和出生率有大幅度上升，在“健康中國”背景下，母嬰安全問題及心理健康日漸受重視。本研究發(fā)現(xiàn)，19.1%的產婦存在母嬰連結不良和31.0%的產婦存在抑郁癥狀，母嬰連結與產后抑郁呈正相關，產后抑郁是母嬰連結的危險因素。應采取針對性的干預措施預防產婦產后抑郁，從而改善母嬰連結，促進母嬰健康。本研究設計屬于橫斷面研究，僅探討了產后抑郁對母嬰連結的影響，隨著對母嬰連結研究的深入，下一步將深入探討其他影響因素，展開大樣本量縱向研究，了解抑郁對其是否為持續(xù)影響，為制訂合理有效的綜合干預策略提供依據(jù)，以提高母嬰連結質量。