心理資本在輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能與社會參與的中介效應(yīng)

焦雨晨，嵇艷，孟瑤，許麗娟

（1.南京醫(yī)科大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，江蘇 南京 211166；2.麗水學(xué)院 醫(yī)學(xué)院，浙江 麗水 323000）

輕度認(rèn)知障礙（mild cognitive impairment, MCI）是介于正常老化與癡呆間的早期認(rèn)知功能損傷狀態(tài)。 目前，我國老年人中度、輕度認(rèn)知障礙的患病率已達(dá)到15.54%[1]。 社會參與是指從事有意義的活動和社會互動，并擁有社會聯(lián)系的行為[2]。 既往研究證實(shí)， 社會參與能夠有效降低輕度認(rèn)知障礙的患病風(fēng)險、促進(jìn)認(rèn)知功能維持、緩解認(rèn)知功能惡化[3-4]。 然而有研究表明， 約1/3 被調(diào)查的輕度認(rèn)知障礙患者基本沒有社會參與[5]。 家庭系統(tǒng)理論指出，個體是家庭系統(tǒng)的一部分，家庭會影響個體情緒及交往行為[6]。家庭功能是家庭滿足生存需要、 適應(yīng)社會環(huán)境與改變的功能，是反映家庭系統(tǒng)運(yùn)作狀況的重要指標(biāo)[7]。家庭功能可正向影響患者的社會參與， 這在老年人群中已被證實(shí)[8]。 同時，家庭功能通過家庭映射過程對個體心理狀態(tài)產(chǎn)生影響，從而間接影響個體行為[9]。心理資本是個體發(fā)展中逐漸形成的積極心理狀態(tài)和心理儲備[10]，家庭功能可影響心理資本[11]，此外，在中風(fēng)、尿失禁等患病人群中，心理資本可以正向影響患者的社會參與[12-13]。 目前，輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能的相關(guān)研究較少， 僅有研究指出患者家庭功能可影響其抑郁情緒與疾病應(yīng)對[14-15]。 本研究旨在建立家庭功能、心理資本和社會參與的中介模型，探索心理資本在家庭功能和社會參與間的中介作用，以期為從家庭和積極心理學(xué)視角提高輕度認(rèn)知障礙患者社會參與提供一定的參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采用便利抽樣法，選取2021 年5—12 月在南京醫(yī)科大學(xué)附屬腦科醫(yī)院記憶門診就診的輕度認(rèn)知障礙患者作為研究對象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）符合2018 年中國癡呆與認(rèn)知障礙診治指南中輕度認(rèn)知障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn)[16]，由神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)生、神經(jīng)心理測量室的心理咨詢師共同確定患者資格。（2）有基本的溝通能力，愿意并能夠配合調(diào)查。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）患有嚴(yán)重軀體疾病、軀體殘疾或精神疾病。 （2）已參加其他研究項(xiàng)目。

2020 年10 月—2021 年4 月使用輕度認(rèn)知障礙患者社會參與問卷對175 例患者進(jìn)行預(yù)調(diào)查， 患者社會參與總均分的標(biāo)準(zhǔn)差為9.81。 根據(jù)橫斷面研究樣本量估算公式n=（Z1-α/2S/δ）2計(jì)算樣本量[17]。 取容許誤差δ=2，α=0.05，得n=92；考慮無應(yīng)答偏倚等，增加20%樣本量，最后確定樣本量至少為110 例。本研究最終納入199 例樣本。 研究通過南京醫(yī)科大學(xué)倫理委員會審查[（2021）662 號]。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查問卷 自行編制，包括性別、年齡、婚姻狀態(tài)、文化程度、居住地、居住情況、子女?dāng)?shù)、家庭人均月收入、自述記憶力下降時間、患慢性病個數(shù)。

1.2.2 家庭功能評定量表 （Family Assessment Device，F(xiàn)AD） 由Epstein 等[18]于1983 年編制，用于評估12 歲以上個體的家庭功能， 量表及各維度的Cronbach α 系數(shù)為0.83～0.90。 李榮風(fēng)等[19]于2013年進(jìn)行翻譯及跨文化調(diào)適， 用于評估我國普通兒童家庭的功能狀態(tài)， 量表的Cronbach α 系數(shù)為0.91。該量表包括7 個維度，共60 個條目，分別是問題解決（6 個條目）、溝通（9 個條目）、角色（11 個條目）、情感反應(yīng)（6 個條目）、情感介入（7 個條目）、行為控制 （9 個條目） 和總的功能 （12 個條目）。 均采用Likert 4 級評分， 按很像我家～完全不像我家依次賦值為1～4 分，部分條目反向計(jì)分。計(jì)算量表?xiàng)l目均分作為最終得分，得分越高，說明受試者的家庭功能越差。 本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.826。

1.2.3 積極心理資本問卷 （Positive Psychological Capital Questionnaire，PPQ） 由張闊[20]等于2009 年編制，包括包含4 個維度，共26 個條目，分別為自我效能（7 個條目）、韌性（7 個條目）、希望（6 個條目）和樂觀（6 個條目）。 均采用Likert 7 級評分法，從完全不符合～完全符合分別賦值1～7 分。 該量表最終得分為所有條目均分，得分越高，說明受試對象的心理資本越好。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.931。

1.2.4 輕度認(rèn)知障礙患者社會參與問卷 目前，測量社會參與多使用普適性工具或未經(jīng)信效度檢驗(yàn)的自編問卷或簡單問題[21-22]，不適合輕度認(rèn)知障礙患者應(yīng)用。 本研究使用自編的輕度認(rèn)知障礙患者社會參與問卷評估其社會參與。問卷遵循界定概念、預(yù)設(shè)維度、設(shè)計(jì)條目3 個步驟形成。 首先，經(jīng)文獻(xiàn)綜述界定社會參與的廣義概念。其次，借鑒“參與”六級水平分類框架[23]，根據(jù)社會參與的不同水平和目的，將分類框架劃分為不同社會參與類型， 作為量表的預(yù)設(shè)維度。 然后，選擇信效度良好、應(yīng)用廣泛的社會參與相關(guān)量表[24-26]，基于預(yù)設(shè)維度篩選條目補(bǔ)充問卷。同時，圍繞社會參與內(nèi)容， 對6 例輕度認(rèn)知障礙患者進(jìn)行訪談，得到照料孫輩、旅游休閑、參加老年大學(xué)、參加社團(tuán)活動、從事報酬性工作等主題，補(bǔ)充問卷?xiàng)l目。另外，在PubMed、CINAHL、Web of Science、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫內(nèi)，檢索輕度認(rèn)知障礙患者社會參與相關(guān)文獻(xiàn)，補(bǔ)充如參與宗教活動等條目[27]。 最后經(jīng)小組討論后整合形成該問卷。

2020 年10 月—2021 年4 月， 使用該問卷在175例輕度認(rèn)知障礙患者中進(jìn)行初步驗(yàn)證， 患者納入及排除標(biāo)準(zhǔn)同正式調(diào)查。 邀請5 名專家包括2 名神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)生、1 名神經(jīng)內(nèi)科護(hù)士、1 名社區(qū)護(hù)士及1 名心理咨詢師對問卷題項(xiàng)表達(dá)與設(shè)計(jì)、 形成過程及參考資料進(jìn)行審查以評估內(nèi)容效度， 經(jīng)專家完善問卷題項(xiàng)表達(dá)后， 條目內(nèi)容效度指數(shù)為0.800～1.000，問卷內(nèi)容效度指數(shù)為0.941，表明問卷內(nèi)容效度良好[28]。探索性因子分析中， 提取特征值＞1 的公因子5 個，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)66.663%；因子1 、因子5 均涵蓋社會參與中的文化娛樂活動， 合并形成文化娛樂類活動維度（6 個條目）；因子2 涉及社會參與中的志愿服務(wù)活動與經(jīng)濟(jì)政治類活動，形成志愿服務(wù)與經(jīng)濟(jì)政治類活動維度（5 個條目）；因子3 和因子4 均涉及社會參與中的日常生活活動，將兩者合并為日常生活活動維度（6 個條目）。 采用AMOS 21.0 對2021 年5—12 月正式調(diào)查樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，采用最大似然法對模型進(jìn)行擬合，結(jié)果顯示，相對卡方值為1.945，絕對擬合優(yōu)度指數(shù)為0.912，比較擬合指數(shù)為0.910，遞增擬合指數(shù)為0.915，近似誤差均方根為0.069，將上述模型擬合值對照參考標(biāo)準(zhǔn)，均在模型尚可接受的標(biāo)準(zhǔn)范圍內(nèi)[29]。 問卷Cronbach α系數(shù)為0.806，分半信度為0.608。 最終，形成包含3個維度、17 個條目的輕度認(rèn)知障礙患者社會參與問卷。 采用Likert 5 級評分，按從未參與～總是參與分別賦值1～5 分，計(jì)算所有條目均分，得分越高，則受試者的社會參與狀況越佳。

1.3 調(diào)查方法 本研究采用問卷調(diào)查法，2 名研究者經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化培訓(xùn)并已熟練掌握問卷調(diào)研技巧。 數(shù)據(jù)收集前， 課題組針對患者在填寫問卷中可能出現(xiàn)的問題進(jìn)行討論，并制定統(tǒng)一指導(dǎo)語言。采用統(tǒng)一指導(dǎo)語向受試對象說明本研究目的和意義， 并征得其知情同意后，發(fā)放問卷并指導(dǎo)其逐一填寫問卷。填寫問卷時，研究者全程在場，對患者疑問及時進(jìn)行解答；針對部分文化程度較低、視力輕度受損的患者，采用一對一問答的形式， 由研究人員完整復(fù)述調(diào)查問題和選項(xiàng)后提問患者， 得到患者明確答復(fù)后逐項(xiàng)填寫一般資料及評估問卷， 以確保題項(xiàng)選擇反映患者的真實(shí)意愿。完成問卷填寫后，當(dāng)場收回、核查，若發(fā)現(xiàn)缺項(xiàng)，及時囑患者補(bǔ)充完整，再次核查無誤后收回。共發(fā)放問卷210 份，回收有效問卷199 份，有效回收率94.8%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 23.0 分析數(shù)據(jù)， 正態(tài)分布的計(jì)量資料用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述，計(jì)數(shù)資料用頻數(shù)、構(gòu)成比描述。 輕度認(rèn)知障礙患者的家庭功能、心理資本、 社會參與之間的關(guān)系采用Pearson 相關(guān)分析。 采用Process 4.0 中的模型4 分析心理資本在家庭功能與社會參與間的中介效應(yīng)，采用Bootstrap 方法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，重復(fù)取樣5 000 次，計(jì)算95%置信區(qū)間。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn) 由于問卷調(diào)查法可能會出現(xiàn)共同方法偏差， 因此， 本研究對數(shù)據(jù)進(jìn)行Harman單因素檢驗(yàn)，共提取出特征根＞1 的因子19 個，最大因子方差解釋率為30.99%（＜40%）[30]，故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 一般資料 199 例輕度認(rèn)知障礙患者， 年齡為42～81（65.40±8.50）歲，其中，男113 例（56.8%），女86 例（43.2%）；多為已婚，187 例（94.0%）；文化程度：小學(xué)及以下30 例 （15.0%）， 初高中或中專117 例（58.8%），大專及以上52 例（26.1%）；居住地以城市居多，153 例（76.9%）；多與配偶同住，127 例（63.8%）；多為初診，157 例（78.9%）；子女?dāng)?shù)：無子女4 例（2.0%），有1 名子/女113 例（56.8%），有2 名以上子/女82 例（41.2%）；家庭人均月收入：≤3000 元35 例（17.6%），＞3 000 元164 例（82.4%）；自述記憶力下降時間：≤6 個月28 例（14.1%），＞6～12 個月73 例（36.7%），＞12～18 個月31 例 （15.6%），＞18～＜24 個月34 例（17.1%），≥24 個月33 例（16.6%）；患慢性病種類：0種51 例（25.6%），1 種76 例（38.2%），2 種及以上72例（36.2%）。

2.3 本組輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能、心理資本及社會參與得分情況 本組輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能、心理資本和社會參與的總均分分別為（2.39±0.36）分、（4.40±1.08）分、（2.45±0.59）分，各維度得分見表1。

表1 本組輕度認(rèn)知障礙患者的家庭功能、心理資本及社會參與得分情況（n=199，±S，分）

表1 本組輕度認(rèn)知障礙患者的家庭功能、心理資本及社會參與得分情況（n=199，±S，分）

項(xiàng)目家庭功能問題解決溝通角色情感反應(yīng)情感介入行為控制總的功能心理資本自我效能韌性希望樂觀社會參與日常生活活動文化娛樂類活動志愿服務(wù)與政治經(jīng)濟(jì)類活動條目數(shù)60 691 16791 2 26 77661 7665得分范圍60～240 6～24 9～36 11～44 6～24 7～28 9～36 12～48 26～182 7～49 7～49 6～42 6～42 17～85 6～30 6～30 5～25得分143.19±21.37 14.34±2.44 21.19±3.49 26.83±4.40 14.73±1.56 17.23±3.03 21.46±3.22 27.41±5.09 114.47±28.10 30.32±9.25 28.96±8.79 26.02±6.28 29.17±6.83 41.60±10.03 20.78±4.45 12.43±4.28 8.39±4.46條目均分2.39±0.36 2.39±0.41 2.35±0.39 2.44±0.40 2.46±0.45 2.46±0.43 2.38±0.36 2.28±0.42 4.40±1.08 4.33±1.32 4.14±1.26 4.34±1.05 4.86±1.14 2.45±0.59 3.46±0.74 2.07±0.71 1.68±0.89

2.4 本組輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能、心理資本及社會參與的相關(guān)性分析 Pearson 相關(guān)分析結(jié)果顯示，輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能與心理資本所有條目均分呈負(fù)相關(guān)（r=-0.672，P＜0.01）、家庭功能與社會參與所有條目均分呈負(fù)相關(guān)（r=-0.624，P＜0.01），心理資本與社會參與總均分呈正相關(guān) （r=0.587，P＜0.01）。 見表2。

表2 輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能、心理資本及社會參與相關(guān)性分析（n=199，r）

2.5 心理資本在輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能與社會參與間的中介效應(yīng)檢驗(yàn) 以社會參與為因變量，家庭功能為自變量，心理資本為中介變量，建立中介效應(yīng)模型，見圖1。 將變量標(biāo)準(zhǔn)化處理后，采用Process 4.0 中的模型4 檢驗(yàn)心理資本在輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能和社會參與間的中介效應(yīng)。 結(jié)果顯示，家庭功能對社會參與有負(fù)向預(yù)測作用（β=-0.293，P＜0.001）；加入中介變量心理資本后，家庭功能對社會參與仍有直接預(yù)測作用（β=-0.197，P＜0.001）。 家庭功能對心理資本有負(fù)向預(yù)測作用（β=-0.884，P＜0.001）；心理資本對社會參與有正向預(yù)測作用（β=0.109，P＜0.001）。見表3。

圖1 心理資本在輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能和社會參與間的中介效應(yīng)模型

表3 輕度認(rèn)知障礙患者中介模型擬合指標(biāo)（n=199）

采用Bootstrap 檢驗(yàn)， 隨機(jī)抽樣5 000 次計(jì)算95%CI，結(jié)果見表4。 心理資本的中介效應(yīng)為-0.096，95%CI 為-0.149～-0.029， 家庭功能的直接效應(yīng)為-0.197，95%CI 為-0.320～-0.076，表明家庭功能不僅能夠直接負(fù)向預(yù)測輕度認(rèn)知障礙患者的社會參與水平，還能通過心理資本間接預(yù)測其社會參與，中介效應(yīng)值為-0.096， 直接效應(yīng)和中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的67.24%、32.76%。

表4 心理資本在家庭功能和社會參與間的中介效應(yīng)

3 討論

3.1 本組輕度認(rèn)知障礙患者的社會參與處于中等偏低水平，心理資本及家庭功能處于中等水平 本組輕度認(rèn)知障礙患者的社會參與所有條目均分為（2.45±0.59）分，與量表?xiàng)l目賦值中間值3 分相比，處于中等偏低水平。究其原因，本組輕度認(rèn)知障礙患者多為老年人，面臨退休或已退休，社交網(wǎng)絡(luò)較工作狀態(tài)時相對縮窄、社會資源與支持也相對減少，限制了其社會參與[5]；同時，本組大多輕度認(rèn)知障礙患者自述記憶力下降時間超過12 個月，長期的疾病狀態(tài)與認(rèn)知功能下降可能會使患者出現(xiàn)一些不良情緒和負(fù)面感受如焦慮、壓力、社會孤立感等，也會影響患者的社會參與。

本組輕度認(rèn)知障礙患者的心理資本所有條目均分為（4.40±1.08）分，與量表?xiàng)l目賦值中間值4 分相比，處于中等水平。 究其原因，本組大部分輕度認(rèn)知障礙患者為初診， 且輕度認(rèn)知障礙屬于認(rèn)知障礙疾病的早期階段，患者記憶力下降等臨床癥狀較輕，日常生活基本不受影響；同時，輕度認(rèn)知障礙人群在就診前普遍存在疾病歸因錯誤， 患者會將疾病歸因于正常衰老現(xiàn)象，從而將疾病癥狀合理化[31]，患者在心理上未意識到疾病的嚴(yán)重性， 疾病對心理資本水平的負(fù)面影響較??；此外，本組輕度認(rèn)知障礙患者大多與配偶同住，98.0%的患者擁有1 名以上子女，家庭成員的支持和陪伴也能對心理資本水平起正向作用[32]。

本研究結(jié)果顯示， 輕度認(rèn)知障礙患者的家庭功能總均分為（2.39±0.36）分，與量表?xiàng)l目賦值中位數(shù)2.5 分相比，處于中等水平，與楊秀坤等[33]研究結(jié)果不同。究其原因，家庭功能受到婚姻狀況、子女?dāng)?shù)、伴隨的其他慢性病、家庭人均月收入、病程、居住地、社會支持等多種因素的影響[34-35]。 就本組患者而言，患者大多居于城市，大部分家庭人均月收入＞3 000 元，患者更容易獲取醫(yī)療與社區(qū)服務(wù)資源， 能夠及時發(fā)現(xiàn)家庭問題并積極應(yīng)對， 而家庭良好的經(jīng)濟(jì)水平為靈活有效地處理家庭危機(jī)事件及家庭功能的正常發(fā)揮提供保障[36]。同時，本組患者多為已婚，40%以上的患者有2 名以上子女， 患者可以從配偶和子女處獲得幫助與情感支持，使得家庭關(guān)系更加緊密與和睦，但由于該疾病可能成為應(yīng)激事件對家庭產(chǎn)生威脅，在一定程度上影響家庭功能的發(fā)揮， 故本組輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能處于中等水平。

3.2 本組輕度認(rèn)知障礙患者的社會參與總均分與家庭功能呈負(fù)相關(guān)，與心理資本呈正相關(guān) Pearson相關(guān)性分析結(jié)果顯示， 本組輕度認(rèn)知障礙患者社會參與所有條目均分與家庭功能所有條目均分呈負(fù)相關(guān)（r=-0.624，P＜0.01），即輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能越好，其社會參與越佳。輕度認(rèn)知障礙作為一種疾病應(yīng)激源， 對患者身心和社會生活均會產(chǎn)生負(fù)面影響，患者會過于關(guān)注干擾生活的癥狀、過分擔(dān)心疾病進(jìn)展或是經(jīng)歷“癡呆污名”等情況，因而不愿社交，產(chǎn)生孤獨(dú)感和社交隔離[37-38]，而良好的家庭功能、情感支持及親密關(guān)系能夠改善輕度認(rèn)知障礙患者的負(fù)性情緒與社交隔離，進(jìn)而促進(jìn)患者更積極的應(yīng)對疾病，積極參與社會活動。

本組輕度認(rèn)知障礙患者社會參與總均分與心理資本所有條目均分呈正相關(guān)（r=0.587，P＜0.01），即輕度認(rèn)知障礙患者心理資本水平越高， 其社會參與越佳。心理資本是積極心理資源的累積，代表一種積極的心理傾向，能夠?qū)π袨楫a(chǎn)生積極影響[39]，能夠?qū)p度認(rèn)知障礙患者社會參與行為有積極的導(dǎo)向作用。積極心理資本包括自我效能、 希望與樂觀等心理儲備，能夠使患者積極地進(jìn)行自我調(diào)節(jié)、更加理性對待疾病，更有自信進(jìn)行社會參與。 此外，心理資本水平也可能通過個體適應(yīng)力影響患者心理壓力與負(fù)性情緒的累積，進(jìn)而影響患者的社會參與水平[40]。

3.3 心理資本在輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能和社會參與間有部分中介作用 本研究結(jié)果顯示， 心理資本在輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能和社會參與間具有部分中介作用，即心理資本（β=0.109，P＜0.001）對其社會參與有正向預(yù)測作用；此外，家庭功能還能通過心理資本對社會參與起間接預(yù)測作用（β=-0.096，P＜0.001），其中介效應(yīng)值為-0.096，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的32.76%。 究其原因，（1）輕度認(rèn)知障礙患者相較于正常人更加需要家庭成員的幫助和鼓勵[41]，家庭功能越好，則家庭關(guān)系越緊密，給予患者的情感支持越多，家庭解決問題、溝通交流的能力越強(qiáng)，能夠改善患者因疾病產(chǎn)生的孤獨(dú)感和社交隔離，提升患者社會參與自主性與自信心，從而積極應(yīng)對疾病帶來的變化，促進(jìn)社會參與。 （2）心理資本在輕度認(rèn)知障礙家庭功能和社會參與間起部分中介作用。 心理資本對社會參與有直接正向效應(yīng)，還可作為家庭功能影響社會參與的中介變量，即家庭功能對社會參與的正向預(yù)測作用包括了心理資本的正向效應(yīng)。 家庭是對個體心理發(fā)展起重要作用的微觀系統(tǒng)，若家庭功能良好，患者能夠在面臨疾病時利用家庭資源解決問題，通過角色分工和共同決策來應(yīng)對挑戰(zhàn)，通過互相支持保持積極樂觀的心態(tài)，而上述積極因素也正是心理資本的來源，因此，家庭功能與心理資本的獲得有密切聯(lián)系，輕度認(rèn)知障礙患者家庭功能越好，家庭成員在情感上聯(lián)結(jié)越緊密，個體越能受到家庭成員的積極影響與支持，越利于積累更高水平的心理資本[11]；而積極心理資本的累積被認(rèn)為是參與和保持社會活動的重要因素[42]，資源保存理論也提出個體有足夠的心理資源能夠緩解壓力，增強(qiáng)行為動力[43]，即為輕度認(rèn)知障礙患者提供積極心理資源的心理資本越高，患者就越能夠應(yīng)對疾病帶來的壓力及負(fù)面情緒帶來的消極影響，通過發(fā)揮內(nèi)在優(yōu)勢資源，減少社交恐懼，增強(qiáng)社會參與動力，更加積極地參與社會活動。

建議醫(yī)護(hù)人員重視輕度認(rèn)知障礙患者的社會參與狀況，從家庭功能、個體心理資本的角度提高患者社會參與水平，以期延緩患者認(rèn)知功能下降。應(yīng)用醫(yī)護(hù)人員介入的家庭健康對話干預(yù)促進(jìn)家庭成員相互傾聽、學(xué)習(xí)與反思，加強(qiáng)家庭成員間的溝通交流，提升情感支持水平，促進(jìn)良好家庭功能的建立[44]。 醫(yī)護(hù)人員可在臨床實(shí)踐中嘗試使用認(rèn)知行為療法、 生活回顧干預(yù)[45]等方式提升患者心理資本，也可基于心理資本干預(yù)模型設(shè)計(jì)適合輕度認(rèn)知障礙患者的心理干預(yù)方案，如啟發(fā)患者包容過去，珍惜現(xiàn)在并開發(fā)積極期望以樂觀的心態(tài)應(yīng)對疾病[46]，并借鑒團(tuán)體心理輔導(dǎo)，正念訓(xùn)練等方式[46]，以幫助患者累積更高水平的心理資本，從而提高社會參與。

4 本研究的局限性

本研究的局限性在于形成的輕度認(rèn)知障礙患者社會參與問卷需要在更大樣本量的人群中進(jìn)行驗(yàn)證，以求進(jìn)一步完善。本研究僅選取了江蘇南京地區(qū)的1 所專科性醫(yī)院展開調(diào)查研究， 樣本的代表性有待提升，未來可擴(kuò)大樣本量，在全國范圍內(nèi)多地域進(jìn)行調(diào)查，使研究結(jié)果更具推廣性。 此外，變量間的因果關(guān)系、內(nèi)在聯(lián)系與具體影響機(jī)制尚不明晰，未來還需開展縱向研究、包括質(zhì)性研究在內(nèi)的混合性研究進(jìn)一步探索。

[致謝]感謝南京醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院生物統(tǒng)計(jì)學(xué)系殷一博士對本研究數(shù)據(jù)處理與統(tǒng)計(jì)分析的指導(dǎo)與協(xié)助。