焦慮在維持性血液透析病人心理靈活性與睡眠質(zhì)量間的中介作用

盧海珍，黃燕林，楊 震，王 涵，陳國偉，鄒寶林

廣西醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院，廣西530021

維持性血液透析（maintenance hemodialysis,MHD）是終末期腎病病人主要的腎替代治療方法[1]。中國血液凈化病例信息登記系統(tǒng)的年度數(shù)據(jù)顯示，截至2016年，全國MHD病人數(shù)量已達(dá)到447 435萬例[2]。漫長的血液透析治療以及疾病的困擾，引發(fā)病人極大的不良情緒反應(yīng)，以焦慮常見[3]。研究表明，焦慮與睡眠質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，且焦慮可負(fù)向影響睡眠質(zhì)量，是病人睡眠質(zhì)量下降、產(chǎn)生睡眠障礙的影響因素[4]。心理靈活性又稱心理活力，是心理健康的重要方面，是指有意識的個體充分接觸當(dāng)下，并在個人價值觀的指導(dǎo)下能夠做出積極的行為改變或為達(dá)到既定的價值觀目標(biāo)而持久努力的能力[5]。當(dāng)個體心理靈活性下降時，將會把頭腦中的想法當(dāng)成是真實的現(xiàn)狀，則可引起焦慮情緒，心理靈活性水平能顯著預(yù)測焦慮，其程度越高，焦慮程度越高[6]。另有研究顯示，心理靈活性水平與睡眠質(zhì)量呈正相關(guān)[7]，且心理靈活性是睡眠質(zhì)量的顯著預(yù)測因子[8]。因此，本研究旨在探討MHD病人心理靈活性、焦慮與睡眠質(zhì)量的關(guān)系，進(jìn)一步分析心理靈活性、焦慮對睡眠質(zhì)量作用的路徑模型，為后續(xù)改善MHD病人睡眠質(zhì)量的干預(yù)措施提供參考。

1 對象與方法

1.1 對象 采用方便抽樣方法，抽取2019年10月—2020年1月在廣西醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院血液凈化部進(jìn)行治療的MHD病人196例。納入標(biāo)準(zhǔn)：①接受血液透析治療≥3個月；②年齡≥18歲；③認(rèn)知、溝通交流能力及理解能力正常；④知情同意，自愿參加本研究者。排除標(biāo)準(zhǔn)：①同時行腹膜透析者；②伴其他嚴(yán)重的疾病或急性病者；③聽力、視力障礙或嚴(yán)重心理認(rèn)知紊亂無法配合本研究者。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 由研究者根據(jù)研究目的和意義自行設(shè)計，內(nèi)容包括年齡、性別、婚姻狀況、文化程度、是否在職、醫(yī)療費用支付方式、家庭收入、透析齡、日均尿量等。

1.2.2 接納與行動問卷第2版（Acceptance and Action Questionnaire-2nd Edition，AAQ-Ⅱ） 該問卷是Bond等[9]在接納與行動問卷第1版問卷基礎(chǔ)上修訂，包括7個條目，采用Likert 7級評分法，“從未”計1分，“總是”計7分，總分越高說明心理靈活性越低。由曹靜等[10]進(jìn)行漢化，中文版AAQ-Ⅱ的Cronbach'sα系數(shù)為0.88，重測信度為0.80，信效度良好。

1.2.3 焦 慮 自 評 量 表（Self-Rating Anxiety Scale，SAS） 該量表由Zung編制，用于評定病人焦慮癥狀的主觀感受[11]。包含20個條目，采用Likert 4級評分法，“從沒有或很少時間”計1分，“絕大部分或全部時間”計4分。條目5、條目9、條目13、條目17、條目19反向計分，其余條目正向計分。焦慮總分由各條目得分相加得粗分，再乘以1.25后取整得焦慮標(biāo)準(zhǔn)分，＜50分者為無焦慮，50～59分為輕度焦慮，60～69分為中度焦慮，≥70分為重度焦慮。

1.2.4 匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)（Pittsburgh Sleep Quality Index，PSQI） 該量表由Buysse編制，包括主觀睡眠質(zhì)量、入睡時間、睡眠時間、睡眠效率、睡眠障礙、睡眠藥物、日間功能障礙7個維度，各維度按0～3分計分，累計相加即為總分?？偡譃?～21分，得分越高，表明睡眠質(zhì)量越差?？偡帧?分為睡眠質(zhì)量好，＞7分為睡眠質(zhì)量差，量表具有較好的信效度[12]。

1.3 資料收集方法 采用問卷調(diào)查方式，資料收集前對調(diào)查員進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)與，規(guī)范指導(dǎo)語。調(diào)查員向病人介紹本研究的目的與意義，征得病人知情同意后告知問卷填寫方法和注意事項。問卷檢查有無漏填，及時補全后回收。共發(fā)放問卷205份，回收有效問卷196份，有效回收率為95.6%。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 24.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，定量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）或中位數(shù)（四分位數(shù)）進(jìn)行描述，定性資料以頻數(shù)、百分比描述。資料符合正態(tài)分布采用Pearson相關(guān)分析，否則采用Spearman相關(guān)分析。應(yīng)用AMOS 24.0軟件構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型驗證變量關(guān)系及中介效應(yīng)，并應(yīng)用Boot-strap法檢驗中介效應(yīng)。檢驗水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 MHD病人一般資料 196例MHD病人年齡19～79（50.32±14.80）歲；透析時間0.3～19.2年，中位透析時間為2年，其中透析時間＜1年39例（19.9%），1～2年74例（37.8%），3～5年56例（28.5%），≥6年27例（13.8%）；其余資料詳見表1。

表1 MHD病人一般資料（n=196）

2.2 MHD病人心理靈活性、焦慮和睡眠質(zhì)量得分情況 MHD病人AAQ-Ⅱ總分為（25.02±5.72）分。SAS總分為（47.68±8.95）分，有焦慮癥狀者79例（40.3%），其中輕度焦慮58例（29.6%），中度焦慮17例（8.7%），重度焦慮4例（2.0%）。PSQI總分為（10.31±4.38）分，其中主觀睡眠質(zhì)量得分為（1.76±0.80）分，入睡時間得分為（1.99±1.04）分，睡眠時間得分為（1.91±1.17）分，睡眠效率得分為（1.57±1.23）分，睡眠障礙得分為（1.08±0.51）分，睡眠藥物得分為（0.37±0.83）分，日間功能障礙得分為（1.63±0.87）分；睡眠質(zhì)量差者（PSQI＞7分）139例（70.9%）。

2.3 MHD病人心理靈活性、焦慮和睡眠質(zhì)量的相關(guān)性分析（見表2）

表2 MHD病人心理靈活性、焦慮和睡眠質(zhì)量的相關(guān)性分析（r值）

2.4 MHD病人焦慮在心理靈活性與睡眠質(zhì)量間的中介效應(yīng) 相關(guān)分析結(jié)果顯示，焦慮、心理靈活性與睡眠質(zhì)量兩兩之間存在顯著相關(guān)，是中介效應(yīng)檢驗的前提。因此，本研究提出以下假設(shè)，MHD病人心理靈活性對睡眠質(zhì)量產(chǎn)生直接效應(yīng)，焦慮在心理靈活性與睡眠質(zhì)量間產(chǎn)生中介效應(yīng)。為驗證這一假設(shè)，運用AMOS 24.0軟件，以心理靈活性為自變量，焦慮為中介變量，睡眠質(zhì)量為因變量，建立結(jié)構(gòu)方程模型，采用最大似然法對模型進(jìn)行修正、擬合，檢驗假設(shè)。模型適配度結(jié)果顯示：χ2/df=1.906，近似殘差均方根(RMSEA)=0.068，適配度指標(biāo)值（GFI）=0.946（＞0.9），調(diào)整擬合優(yōu) 度 指 數(shù)（AGFI）=0.904（＞0.9），規(guī) 范 擬 合 指 數(shù)（NFI）=0.921（＞0.9），增量擬合指數(shù)（IFI）=0.961（＞0.9），比較適配指數(shù)（CFI）=0.960（＞0.9），表示模型擬合良好[13]，且各路徑系數(shù)均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），表明可行中介效應(yīng)檢驗。最終擬合模型及標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)見圖1。進(jìn)一步采用Bias-Corrected Bootstrap法檢驗中介效應(yīng)的顯著性，重復(fù)抽樣5 000次，結(jié)果顯示：心理靈活性與睡眠質(zhì)量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)的95%CI均不包括0（P＜0.05），中介效應(yīng)顯著，說明焦慮在心理靈活性與睡眠質(zhì)量之間起部分中介效應(yīng)。焦慮的中介效應(yīng)值為0.343，占總效應(yīng)的67.52%。見表3。

圖1 MHD病人焦慮在心理靈活性與睡眠質(zhì)量間的中介效應(yīng)模型

表3 MHD病人焦慮在心理靈活性與睡眠質(zhì)量間的中介效應(yīng)分析

3 討論

3.1 MHD病人心理靈活性、焦慮與睡眠質(zhì)量狀況

本研究結(jié)果顯示，MHD病人AAQ-Ⅱ得分為（25.02±5.72）分，與張嶸之等[14]研究結(jié)果基本一致，但高于大學(xué)生群體心理靈活性得分[10]。表明MHD病人心理靈活性水平低于大學(xué)生群體。提示MHD病人心理靈活性較低，值得關(guān)注。分析原因可能是終末期腎病具有損害性、長期性及反復(fù)性的特質(zhì)，加之沉重的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)，使病人易于陷入消極應(yīng)對狀態(tài)，降低病人心理靈活性。MHD病人SAS總分為（47.68±8.95）分，焦慮發(fā)生率為40.3%，與劉曉芳等[15]研究結(jié)果接近，而焦慮發(fā)生率高于鄒楊等[16]研究結(jié)果（16.1%），低于陶承慧等[17]研究結(jié)果（71.1%）。原因可能是不同研究所采用的調(diào)查工具、評分標(biāo)準(zhǔn)不同以及人群地域分布不同。漫長而頻繁的透析以及治療帶來的各種身體不適和對日常生活的改變，給病人帶來了巨大的精神壓力，容易產(chǎn)生焦慮等負(fù)性情緒。目前，非藥物治療已成為MHD病人焦慮治療推薦治療措施，包括心理治療、補充和替代醫(yī)學(xué)療法、運動療法、靈性干預(yù)和社會支持性干預(yù)[18]。血液透析病人普遍存在以失眠為主的睡眠障礙[19]。本研究中MHD病人PSQI總分為（10.31±4.38）分，其中70.9%存在不同程度的睡眠障礙，與李九紅等[20]研究結(jié)果相類似。睡眠障礙可加快終末期腎臟病的進(jìn)展[21]，增加心血管危險事件的發(fā)生率與死亡率[22]。研究顯示，MHD病人睡眠質(zhì)量的影響因素很多，包括年齡、透析齡、透析不充分、每周透析總時間少、甲狀旁腺激素和鈣磷乘積增高、貧血、疾病負(fù)擔(dān)、營養(yǎng)狀況、不安腿綜合征、睡眠呼吸暫停綜合征[23]。

3.2 MHD病人心理靈活性、焦慮和睡眠質(zhì)量的關(guān)系 本研究結(jié)果顯示，MHD病人AAQ-Ⅱ總分與SAS總分呈正相關(guān)（r=0.485，P＜0.01），與以往的研究結(jié)果一致[24]。表明MHD病人心理靈活性越低，焦慮水平越高，再次證實了心理靈活性與焦慮水平密切相關(guān)。接納痛苦經(jīng)歷與情緒是改變的起點，認(rèn)知解離思維和想法是結(jié)束的終點，而心理靈活性過低者易于沉浸于負(fù)性情緒中[25]。既往研究證明，焦慮水平與睡眠質(zhì)量密切相關(guān)，焦慮水平越高，MHD病人睡眠質(zhì)量越差[26]。提示臨床醫(yī)護人員應(yīng)加強病人心理疏導(dǎo)，采取放松技術(shù)、適當(dāng)運動等方式緩解病人焦慮情緒，從而改善睡眠問題。本研究結(jié)果顯示，AAQ-Ⅱ總分與PSQI總分呈正相關(guān)（r=0.450，P＜0.01），與饒悅等[7]研究結(jié)果一致。說明心理靈活性越低，睡眠質(zhì)量越差。心理靈活性低的病人無法接納睡眠問題及其帶來的后果，想方設(shè)法去逃避或控制影響睡眠的各種問題，缺乏對當(dāng)下的覺察與體驗，喪失了對個人價值的追求方向，加重睡眠問題，形成惡性循環(huán)[25]。

3.3 MHD病人焦慮在心理靈活性與睡眠質(zhì)量間的中介效應(yīng) 本研究結(jié)果顯示，心理靈活性可直接影響MHD病人睡眠質(zhì)量，同時還可以通過焦慮間接影響睡眠質(zhì)量，焦慮的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的67.52%。因此，醫(yī)護人員需充分考慮心理靈活性對睡眠質(zhì)量的直接和間接影響，以改善MHD病人睡眠質(zhì)量。接納與正念是接納承諾療法核心內(nèi)容，采取接納承諾療法可使病人接納睡眠問題這一事實，不再采取無效措施，而是體驗當(dāng)下，樹立積極的生活目標(biāo)，可有效提高病人的心理靈活性，緩解焦慮情緒，改善睡眠[27-28]。

4 小結(jié)

MHD病人普遍存在睡眠質(zhì)量障礙，心理靈活性可直接影響MHD病人的睡眠質(zhì)量，且焦慮在心理靈活性對睡眠質(zhì)量的影響中起間接作用。因此，醫(yī)護人員應(yīng)采取積極應(yīng)對措施，改善MHD病人焦慮情緒，提升心理靈活性，改善其睡眠質(zhì)量，以提高病人的生活質(zhì)量。本研究雖然證實了MHD病人焦慮在心理靈活性與睡眠質(zhì)量的中介效應(yīng)，但可能還存在其他的中介變量，今后的研究可致力于尋求新的中介變量，以更加全面、系統(tǒng)地了解心理靈活性與睡眠質(zhì)量的關(guān)系。