自我效能在慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞與運動依從性的中介效應

孫姝怡，孫國珍，高敏，于甜棲，劉沈馨雨，湯志杰 ，盧靜

（1.南京醫(yī)科大學 護理學院，江蘇 南京 211166；2.南京醫(yī)科大學第一附屬醫(yī)院 心血管內(nèi)科，江蘇 南京 210029）

根據(jù)2019 年中國心力衰竭流行病學全國調(diào)查結果，我國35 歲以上居民心力衰竭患病率為1.3%，估計現(xiàn)患病人數(shù)約890 萬[1]，患者常受活動耐力下降、氣喘等癥狀困擾，且普遍存在憂慮、哀傷等負面情緒[2]。 運動康復對改善慢性心力衰竭患者心功能、促進心理健康以及降低住院率、 病死率等具有重要作用[3]，已被國內(nèi)外指南列為I 級推薦[4-5]。 然而，目前慢性心力衰竭患者的運動依從性較差， 運動康復現(xiàn)狀不容樂觀[6]。 由于慢性病患者長期面臨諸多生理、心理挑戰(zhàn)，心理資源持續(xù)消耗，可出現(xiàn)慢性自我損耗，即自我調(diào)節(jié)疲勞[7]，造成患者自我管理、健康促進行為水平下降[8]。 現(xiàn)有研究顯示，自我調(diào)節(jié)疲勞可負向影響患者身體活動參與度[9]、飲食依從水平[10]，自我效能可正向影響患者運動依從水平[11]。 兩者均可預測運動行為且并非獨立存在， 自我調(diào)節(jié)疲勞對自我效能存在負向作用[12]。 據(jù)此，本研究推測慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞可直接或者通過自我效能間接影響運動依從性。目前，慢性心力衰竭患者運動依從性研究主要為質(zhì)性或量性影響因素分析[13-14]，尚無研究探索自我調(diào)節(jié)疲勞、 自我效能與運動依從性之間的關系。 本研究旨在探討慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞和自我效能對運動依從性的影響， 以及自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運動依從性之間的中介效應， 為慢性心力衰竭患者運動依從性的干預提供一定的指導。

1 對象和方法

1.1 研究對象 采用便利抽樣法，選取2022 年7—11 月在南京市某三級甲等醫(yī)院心血管內(nèi)科住院的慢性心力衰竭患者作為研究對象。 納入標準：（1）根據(jù)《中國心力衰竭診斷和治療指南2018》[4]診斷為慢性心力衰竭；（2）紐約心臟病協(xié)會（New York Heart Association, NYHA）心功能I～III 級；（3）年齡≥18 周歲；（4）意識清楚，語言表達能力正常。排除標準：（1）認知功能障礙或患有精神疾??；（2）合并其他嚴重軀體疾病如惡性腫瘤、嚴重感染、肝腎衰竭的終末期患者；（3）有運動康復禁忌證者。

本研究通過便利抽樣法抽取50 例CHF 患者進行預調(diào)查，自我調(diào)節(jié)疲勞與自我效能、運動依從性之間的相關系數(shù)分別為-0.379 和-0.249， 自我效能與運動依從性之間的相關系數(shù)為0.350。 采用Kenny[15]編制的MedPower 應用程序估算樣本量， 統(tǒng)計功效取0.8，計算得樣本量至少需要116 例，考慮20%的失訪率，估算需要樣本140 例，實際納入267 例。 本研究已通過南京醫(yī)科大學第一附屬醫(yī)院倫理委員會審查（2022-SRFA-353）。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制， 包括性別、年齡、婚姻狀態(tài)、文化程度、家庭平均月收入、運動習慣（0 次/周、＜3 次/周和≥3 次/周）、睡眠情況（正常、失眠、嗜睡和其他）及NYHA 心功能分級。

1.2.2 自我調(diào)節(jié)疲勞量表 （Self-Regulatory Fatigue Scale，SRF-S） 由Nes 等[16]于2013 年編制，王利剛等[17]于2015 年漢化，用于評估慢病人群，Cronbach α系數(shù)為0.84。 該量表包括認知、情緒和行為3 個維度，各維度分別有6 個、5 個、5 個條目。采用Likert 5級評分法（1 分=非常不同意，5 分=非常同意），總分越高，表明受試者的自我調(diào)節(jié)疲勞程度越高。本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.786。

1.2.3 自我效能量表 （General Self-Efficacy Scale，GSES） 由Schwarzer 等[18]于1997 年編制，王才康等[19]于2001 年漢化修訂，在大學生中檢驗，Cronbach α系數(shù)為0.87。 該量表為單維度10 個條目， 采用Likert 4 級評分法 （1 分=完全不正確，4 分=完全正確），總分越高，受試者的自我效能水平越高。本研究正式調(diào)查中該量表的Cronbach α 系數(shù)為0.925。

1.2.4 慢性心力衰竭患者運動依從性量表 由高敏等[20]于2023 年編制，Cronbach α 系數(shù)為0.905，內(nèi)容效度為0.93。 量表包括2 個維度，處方依從（5 個條目） 和監(jiān)測依從 （6 個條目）， 共11 個條目。 采用Likert 5 級評分法（1 分=從不，5 分=總是），總分11～55 分，得分越高，表示慢性心力衰竭患者的運動依從性越高。

1.3 資料收集方法 由經(jīng)過統(tǒng)一培訓的2 名研究者發(fā)放問卷。 調(diào)查前，向受試者解釋本研究的目的，獲得其知情同意后，發(fā)放問卷由其自行填寫。對于年齡較大、文化程度較低等自行填寫困難者，研究者逐條詢問并根據(jù)患者口述答案如實代填。完成后，當場回收問卷并檢查有無缺項、 漏項。 共發(fā)放問卷273份，剔除有明顯規(guī)律、相似條目回答不一致的問卷，回收有效問卷267 份，有效回收率為97.8%。

1.4 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 25.0 分析數(shù)據(jù)。 服從正態(tài)分布的計量資料采用均數(shù)±標準差描述，計數(shù)資料采用頻數(shù)與構成比描述。 采用Pearson 相關性分析檢驗慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能、運動依從性的相關性。 采用Harman 單因素檢驗中的探索性因素分析方法進行共同方法偏差檢驗。 采用SPSS PROCESS 組件中的模型4 構建自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運動依從性之間的中介效應模型， 運用Bootstrap 方法， 重復取樣5 000 次， 設置95%置信區(qū)間。 檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 一般資料 267 例慢性心力衰竭患者， 年齡為19～79（60.16±13.24）歲；多為男性，176 例（65.9%）；已婚居多，241 例（90.3%）；文化程度：小學及以下95例（35.6%）， 初中73 例（27.3%），中?；蚋咧?2 例（23.2%），大專及以上37 例（13.9%）；家庭人均月收入：＜2 000 元100 例（37.4%），2 000～4 000 元87 例（32.6%），＞4 000 元80 例（30.0%）；運動習慣：0 次/周96 例（36.0%），＜3 次/周86 例（32.2%），≥3 次/周85 例（31.8%）；睡眠情況：正常146 例（54.7%），失眠108 例（40.5%），嗜睡13 例（4.9%）；心功能分級：I 級3 例 （1.1%），II 級114 例 （42.7%），III 級150 例（56.2%）。

2.2 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運動依從性得分情況 本研究慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞總分為（44.31±8.23）分，自我效能總分為（23.90±6.66）分，運動依從性總分為（29.44±11.59）分；各維度得分及條目均分見表1。

表1 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運動依從性得分情況（n=267，±S，分）

表1 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運動依從性得分情況（n=267，±S，分）

項目自我調(diào)節(jié)疲勞總分認知情緒行為自我效能運動依從總分處方依從監(jiān)測依從條目數(shù)16 6 5 5 1 0 11 5 6理論得分范圍16～80 6～30 5～25 5～25 10～40 11～55 5～25 6～30得分44.31±8.23 18.81±3.07 13.27±3.83 12.22±3.31 23.90±6.66 29.44±11.59 14.46±5.50 14.97±6.52條目均分2.77±1.20 3.13±1.07 2.65±1.11 2.04±1.30 2.77±1.20 2.68±1.22 2.89±1.18 2.50±1.22

2.3 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運動依從性的相關性分析 Pearson 相關性分析結果顯示，本研究慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞總分與自我效能總分呈負相關 （r=-0.533，P＜0.001），與運動依從性總分呈負相關 （r=-0.405，P＜0.001），自我效能總分與運動依從性總分呈正相關（r=0.455，P＜0.001），見表2。

表2 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運動依從性的相關性分析（n=267）

2.4 自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運動依從性的中介效應

2.4.1 共同方法偏差檢驗 采取Harman 單因素檢驗進行共同方法偏差檢驗。 結果顯示，特征根＞1 的因素共6 個， 其中第1 個因素解釋的累積變量為35.54%，＜40%的臨界值[21]，說明本研究不存在嚴重共同方法偏差問題。

2.4.2 自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運動依從性的中介效應 運用SPSS PROCESS 組件中的模型4，采用Bootstrap 法重復抽取5 000 次。 結果顯示：慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞對運動依從性的直接效應為-0.319，占總效應的56.0%，自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞和運動依從性間的間接效應值為-0.431×0.583=-0.251，占總效應的44.0%，95%CI（-0.393～-0.127），不包含0， 說明在自我效能在慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞與運動依從性間的中介效應顯著。 見圖1、表3。

圖1 慢性心力衰竭患者自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞和運動依從性之間的中介作用路徑

表3 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞、自我效能和運動依從性的中介效應表（n=267）

3 討論

3.1 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞處于較高水平，自我效能處于中等偏低水平，運動依從性處于較低水平 本研究結果顯示， 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞總分為（44.31±8.23）分，遠高于在一般健康人群中測量結果（36.5±8.9）分[17]。 究其原因，慢性心力衰竭患者在忍受生理痛苦折磨的同時， 還需要消耗心理資源改變飲食習慣、 堅持體育鍛煉、 戒煙戒酒，并在疾病反復發(fā)作時調(diào)節(jié)不良情緒。這些疾病帶來的負擔與挑戰(zhàn)均為心理損耗源， 是預測自我調(diào)節(jié)疲勞發(fā)生的重要因素[22]。 此外，本組慢性心力衰竭患者有三分之一以上存在失眠問題。睡眠是預防、緩解自我調(diào)節(jié)疲勞的有效手段[23]。 患者由于夜間陣發(fā)性呼吸困難等癥狀入睡困難，加之心理因素影響，睡眠質(zhì)量不佳，心理資源無法及時恢復，自我調(diào)節(jié)疲勞程度進一步加劇。

本研究結果顯示， 慢性心力衰竭患者自我效能總分為（23.90±6.66）分，與量表條目賦值中間值3 分相比，處于中等偏低水平，略低于杜培娟等[24]研究結果。 自我效能受家庭收入、文化程度、負性情緒等多種因素影響。本研究納入患者以小學及以下為主，文化程度較低?；颊邔膊〖跋嚓P知識認知不足，缺乏控制或緩解疾病癥狀的信心。 慢性心力衰竭患者需終生服藥并定期復查，承受著長期的醫(yī)藥費用負擔。本研究納入患者人均月收入以＜2 000 元為主，此類患者受經(jīng)濟限制， 只能被迫選擇費用較低的藥物或進行保守治療，喪失疾病掌控感。經(jīng)濟壓力還可引發(fā)抑郁、焦慮等負面情緒。 隨著疾病進展，患者愈發(fā)感到無力，對自身能力產(chǎn)生懷疑，應對疾病的信心受到打擊，自我效能感下降。

本研究結果顯示， 慢性心力衰竭患者運動依從性總分為（29.44±11.59）分，與量表條目賦值中間值3 分相比，處于較低水平；略低于于甜棲等[25]研究結果，可能與研究人群差異有關。 有研究表明，制定精準性、個體化的運動處方，并重視患者運動結果反饋是促進患者的運動康復的關鍵措施[14]。 本研究僅給予慢性心力衰竭患者運動處方， 并未進行個性化設計，可能存在運動處方指導不充分、太抽象的問題?；颊邎?zhí)行困難，處方依從維度得分也更低。 其次，本研究患者未進行居家隨訪管理， 缺乏醫(yī)護人員的鼓勵、提醒，獲取、感知的正向反饋不足，難以堅持運動。 此外，本研究納入患者運動習慣多為0 次每周，患者既往運動習慣少，對運動缺乏興趣。若沒有來自醫(yī)護人員的要求、監(jiān)督，不會主動參與運動，運動的維持也更為困難。

3.2 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞對運動依從性有直接預測作用 本研究結果顯示， 慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞與運動依從性之間存在直接效應（β=-0.319，P＜0.001），即慢性心力衰竭患者的自我調(diào)節(jié)疲勞程度越高，運動依從性水平越低，首次發(fā)現(xiàn)慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞可預測運動依從水平。 慢性心力衰竭患者運動依從性由行為啟動和行為維持兩部分構成[26]，均需要心理資源支撐。 當處于自我調(diào)節(jié)疲勞狀態(tài)時，有限的心理資源匱乏，個體無法調(diào)動足夠的心理資源來執(zhí)行自我控制行為，啟動運動行為的驅動力不足， 維持運動行為的意志力也削弱，運動依從性隨之下降。 此外，目前慢性心力衰竭患者對運動康復的科學性和重要性仍缺乏全面的認識。自我調(diào)節(jié)疲勞的個體傾向于風險回避，不愿嘗試不確定或預期收益不顯著的活動[27]，進一步抑制了患者運動行為的產(chǎn)生。 護理人員可嘗試使用自我控制訓練、行為訓練等方法提升患者心理資源儲量，或通過賦權、開展正念冥想等心理干預[28]，減緩患者自我調(diào)節(jié)疲勞程度，從而提升運動依從性。

3.3 慢性心力衰竭患者自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運動依從性之間存在部分中介作用 本研究結果顯示，慢性心力衰竭患者自我效能在自我調(diào)節(jié)疲勞與運動依從性起部分中介作用， 中介效應值為-0.251，中介效應占總效應的44.0%， 表明自我調(diào)節(jié)疲勞不僅能直接影響患者運動依從性， 還可通過自我效能間接影響患者運動依從性?；疾『?，個體經(jīng)歷社會角色轉變，自我概念發(fā)生改變，需要重新認識、評價自己。此過程容易出現(xiàn)自我能力認知偏差，導致自我概念紊亂[29]。 研究顯示，處于自我調(diào)節(jié)疲勞的個體趨于對未來做出消極評價[30]，患者對疾病預后更為悲觀，認為自己無力改變現(xiàn)狀， 對自己控制生命的能力缺乏信心。此外，自身成功經(jīng)驗是提高自我效能感的有效手段[31]。 自我調(diào)節(jié)疲勞的患者沒有精力也不愿進行新的嘗試，無法獲取成功經(jīng)驗和積極體驗。另有研究指出，自我調(diào)節(jié)疲勞可導致自我價值觀下降，患者逃避困難，待在舒適區(qū)中不愿改變，在長期與疾病抗爭的過程中逐漸喪失應對疾病的信心， 進而致使運動康復的意愿和行為下降[32]。

提示護理人員除了緩解慢性心力衰竭患者自我調(diào)節(jié)疲勞外， 還可以自我效能為切入點提升患者運動康復的積極性和持續(xù)性。 從自我效能理論框架中提高自我效能的4 個主要因素（直接經(jīng)驗、 間接經(jīng)驗、言語勸說、情緒喚醒）入手[30]。 一方面，充分發(fā)揮護理人員健康宣教的職能， 強調(diào)運動康復對于慢性心力衰竭患者的益處，促進患者參與運動康復，以積累成功的經(jīng)驗與信心； 另一方面， 在運動康復過程中，加強隨訪監(jiān)督，重視患者情緒喚醒水平，及時給予心理疏導和安慰。通過團體交流、微信群分享等方式促進同伴、榜樣啟動的作用[27]，在緩解自我調(diào)節(jié)疲勞的同時，也利于患者吸取替代性經(jīng)驗，增強自我效能感，提升患者運動依從性。

4 本研究的局限性

本研究僅在南京醫(yī)科大學第一附屬醫(yī)院展開調(diào)查， 樣本代表性有待提高。 本研究設計為橫斷面研究，變量間的因果關系尚不明晰，且僅探討了自我效能這一中介變量。未來可開展多中心研究，采用縱向研究設計，挖掘其他中介變量，進一步擴大樣本量驗證結果，提高研究結果可推廣性。