老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)現(xiàn)狀及影響因素

胡宇帆，陳 璐，鄧 悅，張遠(yuǎn)星，何 磊，季翠玲

1.南京中醫(yī)藥大學(xué)護(hù)理學(xué)院，江蘇 210023；2.南京中醫(yī)藥大學(xué)鼓樓臨床醫(yī)學(xué)院；3.南京大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬鼓樓醫(yī)院

電子健康素養(yǎng)（eHealth literacy）是指?jìng)€(gè)體在電子信息資源中獲取、理解和評(píng)價(jià)健康信息，并利用這些信息解決健康問(wèn)題的能力[1]。我國(guó)第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，60 歲以上老年人口為2.64 億人，超1.8 億老年人患慢性病，患1 種及以上慢性病比例為75%[2]。老齡化與數(shù)字化成為國(guó)際社會(huì)發(fā)展主流趨勢(shì)[3]，積極老齡化是應(yīng)對(duì)全球人口老齡化挑戰(zhàn)的首要政策，智慧養(yǎng)老成為未來(lái)養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展大方向[4]。研究顯示，我國(guó)老年人電子健康素養(yǎng)合格率為11.1%，患有慢性病的老年人合格率為8.6%[5]，且影響電子健康素養(yǎng)各因素間的作用路徑尚不清晰，信息獲取綜合模型（comprehensive modle of information seeking，CMIS）[6]認(rèn)為在數(shù)字環(huán)境下，完備的外界支持可提升人們的信息管理效能，改善電子健康素養(yǎng)，現(xiàn)有研究大多討論兩兩之間的關(guān)系[7-8]，缺乏三者之間的關(guān)系與機(jī)制研究。故本研究依據(jù)該理論旨在探討家庭關(guān)懷指數(shù)與信息自我效能對(duì)電子健康素養(yǎng)的影響路徑，嘗試從新的角度為構(gòu)建老年慢性病病人健康教育管理策略提供理論依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

采用便利抽樣法，選擇2022 年3 月—8 月在南京鼓樓醫(yī)院住院的老年慢性病病人為研究對(duì)象。本研究問(wèn)卷包括一般資料9 項(xiàng)、3 種量表共5 個(gè)維度，根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型樣本量應(yīng)為觀測(cè)變量個(gè)數(shù)10～15 倍計(jì)算原則，本研究共14 個(gè)觀察變量，考慮15%失訪率，確定樣本量至少為161 例。納入標(biāo)準(zhǔn)：1）符合國(guó)際疾病分類（International Classification of Diseases 10，ICD-10）中慢性病診斷標(biāo)準(zhǔn)[9]；2）有電子通信設(shè)備使用習(xí)慣；3）年齡≥60 歲；4）意識(shí)清楚，格拉斯哥評(píng)分（GCS）為15分；5）簽署知情同意書(shū)。排除標(biāo)準(zhǔn)：1）伴有認(rèn)知、語(yǔ)言障礙者；2）同期參與其他研究者。本研究已獲得南京大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬鼓樓醫(yī)院倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（批準(zhǔn)號(hào)：2021-381-01）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表

包括性別、年齡、家庭月收入、居住地址、居住方式、婚姻狀況、付費(fèi)方式、文化程度以及主動(dòng)查找健康信息頻率。

1.2.2 電子健康素養(yǎng)量表（eHealth Literacy Scale)

該量表由Norman 等[1]開(kāi)發(fā)，我國(guó)學(xué)者郭帥軍等[10]漢化，用于評(píng)估個(gè)體判斷、決策及應(yīng)用網(wǎng)絡(luò)健康信息的能力。量表分為網(wǎng)絡(luò)健康信息與服務(wù)的應(yīng)用能力、評(píng)判能力和決策能力3 個(gè)維度，共8 個(gè)條目。每個(gè)條目以1～5 分計(jì)分，總分為8～40 分，＞32 分為合格，得分越高則電子健康素養(yǎng)越高，本研究中該量表Cronbach's α系數(shù)為0.932。

1.2.3 信息自我效能量表（Information Self-Efficacy Scale）

該量表由Pavlou 等[11]編制，用于評(píng)估個(gè)體對(duì)其信息搜尋、比較與評(píng)價(jià)時(shí)的信心。量表共3 個(gè)條目，每個(gè)條目采用1～5 分評(píng)分法，總分為3～15 分，≥13 分為高水平效能，10～12 分為中等水平效能，＜10 分為低水平效能[12]。本研究中該量表Cronbach's α 系數(shù)為0.919。

1.2.4 家庭關(guān)懷度指數(shù)量表（Family APGAR Index）

該量表由我國(guó)張作記[13]進(jìn)行修訂。量表共5 個(gè)條目，采用Likert 3 級(jí)評(píng)分，總分為0～10 分，≥7 分為家庭關(guān)懷度良好，4～6 分為一般，≤3 分為差。本研究該量表Cronbach's α 系數(shù)為0.812。

1.3 資料收集及質(zhì)量控制

對(duì)研究人員進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)，嚴(yán)格按照納入及排除標(biāo)準(zhǔn)篩選研究對(duì)象。研究者向病人說(shuō)明本研究目的及意義，并告知資料嚴(yán)格保密；病人簽署知情同意書(shū)后，告知病人根據(jù)實(shí)際情況獨(dú)立填寫(xiě)，因疾病或其他原因無(wú)法填寫(xiě)時(shí)，研究者逐一詢問(wèn)病人并記錄。填寫(xiě)完成后研究者當(dāng)場(chǎng)回收問(wèn)卷并審核，數(shù)據(jù)雙人錄入，并隨機(jī)抽取10.0%的數(shù)據(jù)進(jìn)行復(fù)核。本研究共發(fā)放問(wèn)卷250份，排除15 份無(wú)效問(wèn)卷，最終回收有效問(wèn)卷235 份，有效回收率為94%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

使用Excel 建立數(shù)據(jù)庫(kù)，采用IBM SPSS 26.0 及AMOS 26.0 統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。定性資料采用頻數(shù)、百分比（%）進(jìn)行描述，符合正態(tài)分布的定量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（±s）進(jìn)行描述。采用t檢驗(yàn)、方差分析比較不同病人電子健康素養(yǎng)得分情況，多元線性回歸分析老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)的影響因素，Harman 單因素法檢驗(yàn)共同方法偏差，Pearson 相關(guān)分析探討變量之間的關(guān)系，根據(jù)相關(guān)分析結(jié)果構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，并應(yīng)用Bootstrap 法驗(yàn)證模型。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)得分情況

老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)量表得分為（22.11±8.59）分，合格率為14.04%，其中應(yīng)用能力、評(píng)判能力及決策能力得分分別為（15.25±5.98）分、（4.56±1.96）分、（2.30±1.02）分。

2.2 老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)影響因素的單因素分析（見(jiàn)表1）

表1 老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)影響因素的單因素分析（±s，n=235） 單位：分

表1 老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)影響因素的單因素分析（±s，n=235） 單位：分

項(xiàng)目性別分類P男女統(tǒng)計(jì)值t=2.395 0.017年齡F=0.633 0.930居住地址F=41.621＜0.001文化程度F=87.635＜0.001家庭月收入F=90.633＜0.001付費(fèi)方式t=0.215 0.358居住方式F=3.961 0.421婚姻狀況t=0.653 0.691每個(gè)月查找健康信息頻率F=132.201＜0.001家庭關(guān)懷度F=67.654＜0.001信息自我效能60～69 歲70～79 歲≥80 歲城市鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村小學(xué)及以下初中高中及以上＜3 000 元3 000～5 000 元＞5 000 元醫(yī)保自費(fèi)獨(dú)居夫妻同住子女同住在婚其他從不1～3 次4 次 或5 次＞5 次差一般良好低水平中等水平高水平例數(shù)132 103 148 65 22 74 58 103 102 87 46 103 93 39 213 22 24 164 47 209 26 71 112 41 11 11 124 100 151 74 10電子健康素養(yǎng)得分23.28±8.08 20.60±9.02 22.32±8.66 21.83±8.40 21.50±9.07 26.30±7.79 22.74±7.75 18.74±8.24 16.48±7.81 24.51±6.37 30.04±4.70 16.17±7.63 25.75±5.40 29.10±7.03 22.21±8.69 21.09±7.68 19.38±9.29 22.24±8.35 23.02±8.97 22.13±8.49 21.88±9.60 12.85±6.45 23.63±5.05 30.63±3.38 34.55±2.07 8.73±2.41 19.31±7.92 27.04±6.46 18.15±7.56 28.59±5.01 33.80±1.62 F=109.321＜0.001

2.3 老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)影響因素的多因素分析

以老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)得分為因變量，單因素分析中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的變量為自變量，進(jìn)行回歸分析，自變量賦值見(jiàn)表2，結(jié)果顯示，性別、居住地址、家庭月收入、每個(gè)月查找健康信息頻率、家庭關(guān)懷度及信息自我效能進(jìn)入回歸方程，可解釋老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)的70.1%。詳見(jiàn)表3。

表2 自變量賦值情況

表3 老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)影響因素的多元線性回歸分析結(jié)果

2.4 老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)與家庭關(guān)懷度、信 息自我效能的相關(guān)性（見(jiàn)表4）

表4 老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)與家庭關(guān)懷度、信息自我效能的相關(guān)性（r 值）

2.5 老年慢性病病人信息自我效能在家庭關(guān)懷度與電子健康素養(yǎng)間的中介作用

采用Harman 單因素法檢驗(yàn)共同方法偏差結(jié)果得出第1 公因子方差解釋率為29.66%，不存在明顯共同方法偏差。采用AMOS 26.0 建立以家庭關(guān)懷度為自變量，電子健康素養(yǎng)為因變量，信息自我效能為中介變量的中介效應(yīng)模型，見(jiàn)圖1。根據(jù)因子載荷量及修正指數(shù)對(duì)模型進(jìn)行修正，刪除因子載荷量小于0.6 的條目，結(jié)果提示模型擬合效果良好，見(jiàn)表5。模型顯示，家庭關(guān)懷度對(duì)信息自我效能和電子健康素養(yǎng)有直接正向預(yù)測(cè)作用（P＜0.01），信息自我效能在家庭關(guān)懷度與電子健康素養(yǎng)間起部分中介作用（P＜0.01），中介效應(yīng)（0.414）占總效應(yīng)（0.870）的47.59%，變量間相互效應(yīng)見(jiàn)表6。

圖1 老年慢性病病人信息自我效能在家庭關(guān)懷度與電子健康素養(yǎng)間的中介效應(yīng)模型

表5 模型整體擬合優(yōu)度指標(biāo)

表6 中介模型變量間作用效應(yīng)

3 討論

3.1 老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)現(xiàn)狀

本研究結(jié)果顯示，老年慢性病病人電子健康素養(yǎng)得分為（22.11±8.59）分，合格率為14.04%，略高于李少杰等[5]調(diào)查研究結(jié)果（11.1%）。原因可能與納入病人的類型及互聯(lián)網(wǎng)使用習(xí)慣存在一定差異有關(guān)。本研究結(jié)果還顯示，男性相對(duì)于女性電子健康素養(yǎng)水平更高，可能因?yàn)槲覈?guó)傳統(tǒng)文化中男性作為家庭經(jīng)濟(jì)支撐，具有更強(qiáng)的健康責(zé)任意識(shí)，對(duì)健康信息的需求更迫切。收入水平越高、居住地址越靠近城鎮(zhèn)的病人擁有更寬闊的健康信息獲取渠道[14-15]，對(duì)健康信息的檢索更加便利，更易獲得外界的網(wǎng)絡(luò)技術(shù)支持等。提示醫(yī)護(hù)人員應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注女性、農(nóng)村、低收入的老年慢性病病人對(duì)健康信息的需求與獲取渠道，以增加弱勢(shì)群體對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的使用。

3.2 老年慢性病病人家庭關(guān)懷度、信息自我效能與電子健康素養(yǎng)的相關(guān)性

本研究結(jié)果顯示，家庭關(guān)懷度與信息自我效能對(duì)老年慢性病病人的電子健康素養(yǎng)有直接預(yù)測(cè)作用。與相關(guān)調(diào)查研究結(jié)果[16]一致。家庭、朋友和社會(huì)對(duì)于老年人在物質(zhì)經(jīng)濟(jì)、情感層面的支持關(guān)懷程度高，或當(dāng)老年人需要支持時(shí)，他們的高度參與均有利于提高老年人對(duì)數(shù)字資源的獲取與利用。良好的信息自我效能可以促進(jìn)個(gè)體準(zhǔn)確獲取健康信息行為的養(yǎng)成，有助于增進(jìn)個(gè)體健康信息搜尋、鑒別能力[17]。提示護(hù)理人員對(duì)老年病人進(jìn)行數(shù)字資源的健康教育時(shí)，應(yīng)強(qiáng)化病人對(duì)家庭關(guān)懷的積極感受，加強(qiáng)社會(huì)支持，提升互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)的可及性和有效性，以提升老年慢性病病人信息自我效能，激發(fā)老年人實(shí)踐科學(xué)、有效搜尋、鑒別數(shù)字健康信息行為。

3.3 老年慢性病病人信息自我效能在家庭關(guān)懷度與電子健康素養(yǎng)間的中介作用

本研究結(jié)果顯示，家庭關(guān)懷度既可對(duì)電子健康素養(yǎng)產(chǎn)生直接影響，也可通過(guò)信息自我效能的部分中介作用對(duì)其產(chǎn)生間接正向影響。家庭的關(guān)懷及幫助決定了老年病人在面對(duì)數(shù)字資源時(shí)的思考與行為，在提升電子健康素養(yǎng)的過(guò)程中起關(guān)鍵作用[18]。家庭關(guān)懷度較低的病人無(wú)法得到充分的外界網(wǎng)絡(luò)技術(shù)支持或支持受限，進(jìn)行數(shù)字健康信息相關(guān)活動(dòng)時(shí)動(dòng)力或信息較低，即信息自我效能較低；而較低的信息自我效能影響個(gè)體對(duì)數(shù)字健康資源獲取的準(zhǔn)確性，從而不利于電子健康素養(yǎng)的提升；相反，家庭關(guān)懷度較高的病人擁有充足的物質(zhì)經(jīng)濟(jì)、心理情感及網(wǎng)絡(luò)技術(shù)支持，利用信息技術(shù)完成數(shù)字健康資源獲取與利用更容易，即信息自我效能較高，而較高的信息自我效能促使病人積極獲取數(shù)字健康資源，并正確鑒別與應(yīng)用相關(guān)信息，從而促使電子健康素養(yǎng)水平的提升[19]。根據(jù)CMIS 模型，面對(duì)數(shù)字信息時(shí)，可通過(guò)提高個(gè)體代際支持及信息載體效用度，增加信息自我效能感，進(jìn)而使電子健康素養(yǎng)得到改善[6]。醫(yī)護(hù)人員應(yīng)加強(qiáng)對(duì)病人家庭關(guān)懷指數(shù)與電子健康素養(yǎng)的關(guān)注與評(píng)估，以家庭關(guān)懷度影響電子健康素養(yǎng)的路徑為依據(jù)，制定個(gè)性化、精細(xì)化的干預(yù)策略，從代際支持、醫(yī)院-社區(qū)-家庭聯(lián)動(dòng)等方面提升病人關(guān)懷度。未來(lái)可針對(duì)老年慢性病病人建立電子健康素養(yǎng)預(yù)警模型，以快速、準(zhǔn)確識(shí)別低水平電子健康素養(yǎng)人群，及時(shí)提供針對(duì)性干預(yù)護(hù)理。

4 小結(jié)

本研究為橫斷面研究，研究樣本量相對(duì)較少，今后還需進(jìn)一步開(kāi)展多中心、大樣本研究，納入更多相關(guān)變量進(jìn)行縱向研究，了解老齡化快速發(fā)展和數(shù)字社會(huì)交匯時(shí)代病人數(shù)字融入變化，尋找其他可能的作用機(jī)制，并對(duì)研究結(jié)果加以論證。