社區(qū)老年人居家不出現(xiàn)狀及影響因素調(diào)查分析

李佳祺，趙 彤，楊 琨，邢鳳梅

（1. 華北理工大學護理與康復學院，河北 唐山 063210；2. 華北理工大學臨床醫(yī)學院，河北 唐山 063210）

居家不出（housebound）指排除需要絕對臥床或醫(yī)學外出禁忌因素外，長時間呆在家里，每周外出（指有目的走出家門且與外界人員進行溝通的活動,包括被幫助的外出；排除因倒垃圾和去院子、門口、樓道口張望的外出）≤1次，持續(xù)時間＞6個月的狀態(tài)[1]。隨著人口老齡化的快速發(fā)展，老年人居家不出發(fā)生率也不斷增加[2]。由居家不出導致的老年人失能、癡呆將嚴重影響老年人的生存質量[3]。家庭功能和社會支持是老年人可直接利用的外部資源，當二者發(fā)生紊亂，不僅難以滿足居家不出老年人日常生活需求和情感需要，久而久之還會損害老年人整體健康狀況[4]。因此，本研究以唐山市社區(qū)老年人為研究對象，通過探討家庭功能、社會支持對社區(qū)老年人居家不出的影響，旨在為制訂有針對性的干預措施提供參考。

1 對象與方法

1.1 對象2019年2—9月，采用抽簽法先在唐山市7個行政區(qū)中隨機抽取1 個，再在該行政區(qū)中通過抽簽法隨機抽取2 個社區(qū)，選取這2 個社區(qū)內(nèi)所有60 歲及以上的老年人作為調(diào)查對象。納入標準：①社區(qū)居住≥1年；②知情同意。排除標準：①合并嚴重軀體疾病者；②嚴重視力、聽力、言語、認知功能障礙者；③既往有精神疾病史者。一般認為，多因素分析的樣本量應是所研究因素數(shù)量的5～10 倍，本研究涉及預估影響因素87 個，因此樣本量至少為435 例，考慮到10% 的樣本流失率，計算所需樣本量至少為484例。

1.2 方法

1.2.1 調(diào)查工具①一般資料調(diào)查表：由研究者自行設計。調(diào)查內(nèi)容包括年齡、性別、月收入、文化程度、婚姻狀況、慢性病數(shù)量、長期用藥（用藥＞6 個月）情況、吸煙狀況、飲酒狀況、使用助行器及與子女同住情況等。②家庭功能量表（Family Assessment Device,FAD）：由Epstein-Lubow等[5]編制，用于評估家庭基本功能。FAD包括7個維度，共60個條目。各條目均采用Likert 4級評分,量表總分為60～240 分。60～120 分代表家庭功能良好，121～180 分代表家庭功能一般，181～240 分代 表 家 庭 功 能 差[6]。 該 量 表Cronbach’s α 系 數(shù) 為0.794[7]。③領悟社會支持量表（Perceived Social Sup?port Scale,PSSS）：由Zimet 等[8]編制、汪向東等[9]翻譯修訂用于評估個體感受到的社會資源支持程度。PSSS包括家庭支持、朋友支持和其他支持3個維度，共12個條目。各條目均采用Likert 7級評分，量表總分為12～84分。12～36分為低支持狀態(tài)，37～60分為中間支持狀態(tài)，61～84分為高支持狀態(tài)[9]。該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.95。④居家不出量表：由王素冬等[10]修訂，用于評估老年人的居家狀態(tài)。該量表包括2 個分量表，第1個分量表用于評估老年人是否存在居家不出，共4個條目；第2 個分量表用于評估老年人居家不出原因，包括軀體、精神因素，環(huán)境因素，心理、社會因素及日常生活活動的困難點4 個維度，共24 個條目。本研究采用分量表1。外出頻率選擇每周1 次或不外出的屬于居家不出。分量表1的Cronbach’s α系數(shù)為0.743[10]。

1.2.2 調(diào)查方法由經(jīng)過統(tǒng)一培訓的2 名調(diào)查員采用統(tǒng)一指導語向老年人解釋本次調(diào)查的目的、方法、意義及填寫注意事項。在征得老年人同意后，調(diào)查員向老年人現(xiàn)場發(fā)放問卷，由其自行填寫；對不能自行填寫問卷者，由調(diào)查員根據(jù)老年人的回答代替其填寫；填完后及時回收問卷。調(diào)查員當場核對、檢查問卷完整性。本次調(diào)查共發(fā)放問卷869 份，回收有效問卷836 份，有效回收率為96.20%。

1.2.3 統(tǒng)計學方法采用SPSS 23.0 統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)分析。符合正態(tài)分布的計量資料采用均數(shù)±標準差表示，組間比價采用t檢驗；計數(shù)資料采用例數(shù)、構成比表示，組間比較采用卡方檢驗或連續(xù)性校正卡方檢驗；居家不出相關影響因素分析采用多因素logistic 回歸分析；均以P＜0.05視為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 居家不出與非居家不出兩組老年人一般資料比較被調(diào)查的836 例老年人年齡60～97 歲，平均年齡（74.63±6.71）歲，一般資料具體見表1。其中，居家不出老年人129 例（15.43%），非居家不出老年人707 例（84.57%）；兩組老年人的年齡、性別、月收入、文化程度、婚姻狀況、慢性病數(shù)量、長期用藥情況、飲酒狀況及與子女居住情況比較，差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05），見表1。

表1 居家不出與非居家不出兩組老年人一般資料比較 [n(%)]

2.2 居家不出與非居家不出兩組老年人社會支持、家庭功能比較被調(diào)查的836 例老年人家庭功能平均得分（158.95±21.01）分，社會支持平均得分（61.67±11.61）分。居家不出與非居家不出兩組老年人社會支持、家庭功能得分及各維度得分差異均有統(tǒng)計學意義(P＜0.05)，見表2。

表2 居家不出與非居家不出兩組老年人社會支持、家庭功能比較 (分，±s)

表2 居家不出與非居家不出兩組老年人社會支持、家庭功能比較 (分，±s)

注：①連續(xù)性校正卡方檢驗

項目社會支持[n(%)]低中高家庭功能問題解決溝通角色情感反應情感介入行為控制總的功能居家不出（n=129）9（75.00）82（24.48）38（7.77）174.71±11.35 17.37±2.17 25.51±3.56 32.54±4.08 17.73±2.64 20.25±3.23 27.11±3.72 34.20±4.22非居家不出（n=707）3（25.00）253（75.52）451（92.23）151.70±13.79 14.47±2.80 22.32±3.36 28.56±4.010 15.66±2.83 17.34±3.46 22.97±3.41 29.37±3.84 χ2/t值65.818①-17.195-12.871-9.460-9.791-7.438-5.609-12.062-11.665 P值＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001

2.3 老年人居家不出影響因素的回歸分析以是否居家不出為因變量，以單因素分析有統(tǒng)計學意義的變量為自變量進行多因素logistic 回歸分析。自變量賦值方法見表3。結果顯示，年齡、性別、文化程度、月收入、婚姻狀況、慢性病數(shù)量、家庭功能、社會支持均為老年人居家不出的影響因素（P＜0.05），見表4。

表3 自變量賦值方法

表4 老年人居家不出影響因素的回歸分析

3 討論

3.1 社區(qū)老年人居家不出問題嚴重隨著年齡的增長，社區(qū)老年人的失能程度與認知功能障礙成為影響老年人生存質量的重要因素。為應對人口老齡化加快導致的一系列消極局面，“老年人居家不出”成為越來越多學者關注的熱門話題。本研究結果顯示，社區(qū)老年人居家不出的發(fā)生率為15.4%。與以往研究[2]結果相近。提示社區(qū)老年人居家不出發(fā)生率較高。老年人居家不出會給其認知功能、活動能力、社會交往造成不同程度的損害，不僅會給老年人自身生理方面和心理方面帶來極大的影響、降低生活質量，還會給老年人家庭、社會增加一定的經(jīng)濟、醫(yī)療負擔。因此，相關部門應分別針對各項原因制訂相關干預,有效預防老年人居家不出的發(fā)生。

3.2 社區(qū)老年人居家不出的影響因素

3.2.1 家庭功能、配偶和社會支持家庭成員是與老年人生活最直接相關的社會主體，其對老年人的關懷程度能很好地反映家庭功能狀態(tài)。此次調(diào)查發(fā)現(xiàn)，與非居家不出組相比，居家不出組老年人家庭功能得分較高（P＜0.05）。提示居家不出老年人家庭功能狀態(tài)較差。這可能與居家不出老年人子女因面臨較大的工作和家庭壓力，疏忽對長輩的關懷有關。其次，家庭支持作為老年人體驗到的社會支持中最主要的基本單元，若家庭成員能給予老年人及時的幫助與照顧，將有效減少老年人居家不出的發(fā)生風險。本研究結果顯示，有配偶的老年人居家不出發(fā)生率低于無配偶者（P＜0.05）。這同以往研究[11]結果一致。配偶作為絕大多數(shù)老年人日常生活中最親密的對象，通過結伴的方式能增加老年人外出、參加娛樂活動和老年社團的幾率，有效提升老年人生活滿意度。表4 顯示，社會支持是社區(qū)老年人居家不出發(fā)生的重要影響因素（P＜0.05）。即社會支持越好，老年人居家不出的發(fā)生風險越低。這同趙淼[2]的研究結果一致。當前社會支持系統(tǒng)逐步改善，越來越多的外部資源被有效利用，不僅包括家庭的情感支持和物質保障，還包括便利的社區(qū)設施和和諧的人際交往。因此，為提高社區(qū)老年人生存滿意度，防止居家不出的發(fā)生，社區(qū)醫(yī)務人員可通過舉辦文娛活動和以“預防居家不出”為主題的健康宣教活動，并主動與老年人及其家庭成員進行有效溝通，鼓勵其踴躍參加社區(qū)活動，使家庭功能達到最優(yōu)化、社會支持系統(tǒng)的利用度達到最大化。

3.2.2 年齡、性別、慢性病本研究結果發(fā)現(xiàn)，60～69歲、70～79歲、≥80歲的老年人居家不出發(fā)生率依次為4.4%、12.4%、50.0%。表4 顯示，年齡是老年人居家不出的影響因素（P＜0.05）。研究顯示，老年人居家不出發(fā)生率隨年齡增長而增加[3]。隨著年齡的增長，機體器官和各組織機能不斷退化、軀體活動進一步受限甚至出現(xiàn)失能，進而影響老年人社會交往。本研究結果顯示，老年女性居家不出的發(fā)生率高于男性（P＜0.05）。這和Cohen-Mansfield 等[12]的研究結果一致，可能與女性長期把生活重心放在家庭、子女上，社會關系更簡單、社交活動更少有關。表4 顯示，慢性病數(shù)量也是老年人居家不出的影響因素。這與以往研究[13]結果一致。多數(shù)慢性病病程長、預后差，老年人身體健康水平降低，加之行動遲緩，更不愿外出參加社會活動。因此，社區(qū)醫(yī)務人員應重點關注高齡、女性、慢性病數(shù)量多的老年人，及時了解其身心健康情況，有效預防老年人居家不出的發(fā)生。

3.2.3 文化程度及月收入本研究結果發(fā)現(xiàn)，文化程度高、月收入高的老年人居家不出發(fā)生率較文化程度低、月收入低者低（P＜0.05）。與低文化程度老年人相比，文化程度高者能快速找到新方法使老年生活充實起來，并有較強的自我健康保健意識，能充分利用醫(yī)療信息資源有效預防居家不出[14]。老年人收入水平與其晚年生活質量密切相關[15]。高收入老年人具備為自身健康投資的客觀條件，能夠有效預防居家不出的發(fā)生。因此，在社會、政府的幫助下，社區(qū)工作者應對文化程度較低的老年人進行積極宣教，加大對生活相對困難的老年群體的扶持力度，了解老年人的需求并引導其外出。

4 小結

社區(qū)老年人居家不出問題較嚴重，影響因素較多，應對家庭功能和社會支持較薄弱的老年人給予針對性干預措施，如提供心理疏導、物質及精神等方面的支持，對有效促進老年人健康，降低居家不出發(fā)生率具有重要意義。本次研究受時間及地域限制僅分析了唐山市社區(qū)老年人居家不出的現(xiàn)狀及影響因素，建議后續(xù)研究重點關注家庭及社會對老年人的身心影響，通過大樣本、多中心調(diào)查，結合社區(qū)老年人居家不出的原因做進一步深入探討。