基于主體?客體互倚模型分析居家失能老人及照顧者照護(hù)能力與心理彈性的關(guān)系

孟佳樂 孔韻怡 沈夢(mèng)圓 王安妮

Relationship between self?care ability and mental resilience of home disabled elders and their caregivers： based on actor?partner interdependence model

MENG Jiale， KONG Yunyi， SHEN Mengyuan， WANG An'ni

School of Nursing， Fudan University， Shanghai 200032 China

Corresponding Author? WANG An'ni， E?mail： wanganni1990@163.com

Abstract? Objective：To explore the relationship between self?care ability and mental resilience of elderly people with home disability and their caregivers based on the actor?partner interdependence model.Methods：The home?disabled elders and their family caregivers were investigated by using a general demographic data questionnaire， Self?care Ability Assessment Scale （ASAS?R?C）， Family Care Ability Scale（FCTI?25）， and Mental Resilience Scale （CD?RISC?10）. Based on the actor?partner interdependence model， the relationship between the self?care ability and mental resilience of home?disabled elders and their caregivers was analyzed.Results：The total score of the self-care ability of the home?disabled elders was （51.76±7.75）， and the total score of caregivers' care ability was （39.70±7.19）.The difference was significant （t=-13.722，P<0.05）.The total score of mental resilience of the home-disabled elders was （34.59±7.19）， and that of the caregivers was （37.79±5.92），and the difference between them was significant （t=-5.036，P<0.05）.The self?care ability of the home?disabled elders and the care ability of their caregivers were positively correlated with their own and their partner's mental resilience scores （r=0.287?0.571，P<0.05）.The self?care ability of the home disabled elders and their caregivers can positively affect their mental resilience （β＝0.528，0.228，P<0.01），which suggested that the actor effect was significant. The mental resilience of disabled elderly was only affected by their self-care ability（β=0.109，P>0.05）， while the mental resilience of caregivers was affected by both their self?care ability and the self?care ability of disabled elderly（β=0.196，P<0.05），it suggested that only caregivers' partner?effect was significant.Conclusion：The self?care ability of the elderly with home disability and their caregivers' caring ability interact with their mental resilience. The mental resilience of the elderly is only affected by their caring ability， but the mental resilience of the caregivers is affected by themselves and their partners. Medical staff can regard disabled elderly people and caregivers as a common unit to develop a dual training strategy of caring ability， encourage disabled elderly people to participate more in their care work， start from practical problems in daily life，guide caregivers to better adapt to the role of caregivers， to improve their mental resilience in dealing with long?term care.

Keywords??? disabled elderly； caregivers； self-care ability； care ability； mental resilience； actor-partner interdependence model

摘要? 目的：基于主體?客體互倚模型探討居家失能老人自我照護(hù)能力及其照顧者照護(hù)能力與心理彈性的關(guān)系。方法：采取一般資料問卷、自我護(hù)理能力評(píng)估量表（ASAS?R?C）、家屬照護(hù)能力量表（FCTI?25）、心理彈性量表（CD?RISC?10）對(duì)214名居家失能老人及其家庭照顧者進(jìn)行調(diào)查?；谥黧w?客體互倚模型分析居家失能老人自我護(hù)理能力及其照顧者照護(hù)能力與心理彈性的關(guān)系。結(jié)果：居家失能老人自我護(hù)理能力總分為（51.76±7.75）分，照顧者照護(hù)能力總分為（39.70±7.19）分，兩者比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=-13.722，P<0.05）。居家失能老人心理彈性總分為（34.59±7.19）分，照顧者心理彈性總分為（37.79±5.92）分，兩者比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=-5.036，P<0.05）。 居家失能老人自我護(hù)理能力及其照顧者照護(hù)能力與自身及對(duì)方的心理彈性得分均呈正相關(guān)（r值為0.287～0.571，P<0.05）。居家失能老人自我護(hù)理能力及其照顧者照護(hù)能力都能夠正向影響自身的心理彈性（β值為0.528，0.228，P<0.05），即主體效應(yīng)顯著。失能老人的心理彈性不受照顧者照護(hù)能力的影響（β=0.109，P>0.05），而照顧者心理彈性還受失能老人自我護(hù)理能力影響（β=0.196，P<0.05），即只有照顧者的客體效應(yīng)顯著。結(jié)論：居家失能老人自我護(hù)理能力及其照顧者照護(hù)能力與心理彈性存在交互影響，居家失能老人心理彈性僅受自身照護(hù)能力的影響，但照顧者心理彈性受到自身和對(duì)方的影響。醫(yī)護(hù)人員可將失能老人和照顧者視為一個(gè)共同單元，制訂二元成對(duì)的照護(hù)能力培訓(xùn)策略，鼓勵(lì)失能老人多參與到自己的照護(hù)工作中，從日常生活中的實(shí)際問題入手，指導(dǎo)照顧者更好地適應(yīng)照顧者角色，從而提升二者應(yīng)對(duì)長(zhǎng)期照護(hù)時(shí)的心理彈性。

關(guān)鍵詞? 失能老人；照顧者；自我護(hù)理能力；照護(hù)能力；心理彈性；主體?客體互倚模型

doi：10.12102/j.issn.1009-6493.2024.09.007

失能老人是指 60 歲以上，因年邁、傷病等原因，在吃飯、穿衣、洗澡、如廁、控制大小便、室內(nèi)活動(dòng)等日常行為活動(dòng)中必須有他人幫助或者完全依靠他人幫助才能進(jìn)行的老人^[1]。隨著我國人口老齡化的程度加重，失能老人群體數(shù)量也相應(yīng)增加。目前，失能老人人數(shù)龐大，全國失能、半失能老年人約 4 063 萬人，占老年人口的18.3%^[1]。而在我國，90%的失能老人采取居家照護(hù)的形式，大部分居家照護(hù)是由家庭照顧者承擔(dān)，因多為其家庭成員，故稱之為家庭照顧者。心理彈性是個(gè)體面對(duì)生活逆境、創(chuàng)傷、悲劇、威脅或其他重大壓力時(shí)的一種良好適應(yīng)能力^[2]，有利于個(gè)人的健康和積極適應(yīng)^[3]。研究顯示，失能老人及其主要照顧者心理彈性較差^[4?5]，且失能老人心理彈性與生活質(zhì)量存在正相關(guān)，說明心理彈性在保持失能老人良好的生活質(zhì)量中發(fā)揮重要作用^[4]。照護(hù)能力是指照顧者能夠?yàn)椴∪颂峁椭?、照顧和護(hù)理，尤其是照顧者具備疾病專業(yè)知識(shí)、相關(guān)照護(hù)技能及尋求社會(huì)支持的能力，會(huì)受到自身社會(huì)、文化背景等因素影響^[6]。在失能老人和照顧者的關(guān)系中，老人自我護(hù)理能力和照顧者的照護(hù)能力的提高能減輕照顧者的照護(hù)負(fù)擔(dān)，與心理彈性有正向關(guān)聯(lián)^[4]。目前，大多數(shù)研究是基于個(gè)體水平的單向影響，尚未見到基于失能老人及其照顧者成對(duì)關(guān)系視角下的失能老人自我護(hù)理能力、照顧者照護(hù)能力與二者心理彈性的交互影響。Kenny等^[7]提出主體?客體互倚模型（actor?partner interdependence model，APIM），認(rèn)為具有親密關(guān)系的二元個(gè)體之間存在著較強(qiáng)的人際互動(dòng)，個(gè)體的情感、認(rèn)知或行為等可能會(huì)對(duì)對(duì)方的健康結(jié)局產(chǎn)生影響。因此，本研究運(yùn)用主體?客體互倚模型探討居家失能老人自我護(hù)理能力及其照顧者照護(hù)能力與對(duì)方心理彈性的交互影響，以期為臨床與社區(qū)的二元賦能干預(yù)提供參考和依據(jù)。

1? 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

本研究于2021年7月—2022年2月采取便利抽樣法，在上海、安徽、甘肅等地區(qū)選取城市、城鎮(zhèn)、農(nóng)村的居家失能老人和照顧者。居家失能老人納入標(biāo)準(zhǔn)：年齡≥60歲；據(jù)《長(zhǎng)期護(hù)理失能等級(jí)評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)（試行）》評(píng)估為輕度及以上的失能老人；以居家照護(hù)為主；理解能力正常，無精神疾病或認(rèn)知障礙；知情同意。居家失能老年人排除標(biāo)準(zhǔn)：嚴(yán)重軀體疾病、極度衰弱等無法參加研究者。照顧者納入標(biāo)準(zhǔn)：年齡≥18歲；與病人為親屬關(guān)系，承擔(dān)主要照護(hù)，若同時(shí)有幾名照顧者，則選擇照顧時(shí)間最長(zhǎng)者；照顧時(shí)間>1個(gè)月；理解能力正常，無精神疾病或認(rèn)知障礙；知情同意。排除需要付費(fèi)照護(hù)者。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料問卷

由調(diào)查者自行編制，主要包括性別、年齡、婚姻狀況、文化程度等。

1.2.2 自我護(hù)理能力評(píng)估量表（ASAS?R?C）

由Evers等^[8]研制自我護(hù)理能力評(píng)估量表（ASAS），經(jīng)Sousa等^[9]修正，形成結(jié)構(gòu)穩(wěn)定、維度清晰的ASAS?R量表，后被郭麗娜等^[10]漢化為ASAS?R?C，包括一般性自我護(hù)理能力、發(fā)展性自理能力和健康欠佳時(shí)自我護(hù)理能力３個(gè)維度，包括15個(gè)條目，條目4、條目11、條目14和條目15為反向評(píng)分，采用 Likert5級(jí)評(píng)分法，總分15～75分，分值越高，表示自我護(hù)理能力越強(qiáng)^[10]。

1.2.3 家屬照護(hù)能力量表（FCTI?25）

由美國學(xué)者Clark與Rakowski等于1983年編制而成，旨在幫助老年人的家庭照顧者提高其照顧技能，針對(duì)老年慢性病的家庭照顧者制定。本研究采用Lee等^[11]修訂的中文版家庭照顧者照顧能力測(cè)量表，包括適應(yīng)照顧角色（5個(gè)條目）、應(yīng)變以提供協(xié)助（5個(gè)條目）、處理個(gè)人情緒（5個(gè)條目）、評(píng)估家人與社區(qū)資源（5個(gè)條目）、調(diào)整生活滿足照顧需求（5 個(gè)條目），共25個(gè)條目。所有條目均采用Likert 3級(jí)評(píng)分， “不困難”計(jì)0分。為了方便研究，在不影響結(jié)果的前提下，本研究在數(shù)據(jù)分析時(shí)對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行反向計(jì)分，即“非常困難”計(jì)0分，“不困難”計(jì)2分，即得分越高家屬照護(hù)能力越好。

1.2.4 心理彈性量表（CD?RISC?10）

由 Connor等^[12]于 2003年編制，用于評(píng)估個(gè)體適應(yīng)逆境狀態(tài)的積極能力，量表總 Cronbach's α 系數(shù)為 0.89。 后經(jīng)Yu等^[13]漢化，量表已在我國癌癥病人及其配偶的心理彈性中得到廣泛使用及驗(yàn)證^[14?15]。量表包括堅(jiān)韌（13個(gè)條目）、自強(qiáng)（8個(gè)條目）及樂觀（4個(gè)條目），共 25 個(gè)條目。 所有條目均采用 Likert 5 級(jí)評(píng)分，“從不”計(jì)0分，“一直如此”計(jì) 4 分。 總分 0～100 分，得分越高表明心理彈性水平越高。

1.3 資料收集

調(diào)查前研究員統(tǒng)一接受調(diào)查相關(guān)培訓(xùn)。問卷收集過程中，對(duì)于閱讀困難的受試者，調(diào)查員一對(duì)一轉(zhuǎn)述問卷?xiàng)l目，并如實(shí)記錄受試者答案；調(diào)查員對(duì)受試者不理解的條目進(jìn)行解釋，但不干預(yù)受試者的選擇。問卷采用現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放、現(xiàn)場(chǎng)回收的方式，共收回問卷220份，其中有效問卷214份，有效回收率為97.27%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

采用SPSS 26.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，正態(tài)分布的定量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（x±s）描述；定性資料采用頻數(shù)、百分比（%）描述；相關(guān)性分析采用Pearson相關(guān)分析。根據(jù)Kenny等^[7]的建議，采用AMOS 24.0進(jìn)行主體?客體互倚模型分析，通過Bootstrap法檢驗(yàn)失能老人自我護(hù)理能力和照顧者照護(hù)能力對(duì)心理彈性的影響。本研究共收集220份問卷，有效數(shù)據(jù)為214份，共建立214對(duì)（428行）數(shù)據(jù)，同時(shí)估計(jì)個(gè)體的主體效應(yīng)（個(gè)體的因變量受到自身自變量的作用）、客體效應(yīng)（個(gè)體的因變量受到特定客體自變量的作用）^[7]和k值^[16]（k值為客體效應(yīng)與主體效應(yīng)的比值）。檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2? 結(jié)果

2.1 居家失能老人及其照顧者的一般資料

214名居家失能老人年齡60～102（74.17±8.55）歲，多為女性；大部分人的婚姻狀況為已婚；失能老人大多與子女老伴一起居??；主要經(jīng)濟(jì)來源是子女和退休金/養(yǎng)老金；主要醫(yī)療保障類型為新型農(nóng)村合作醫(yī)療；文化程度主要為文盲。具體見表1。

214名照顧者年齡19～86（55.14±15.42）歲，多為男性，多與老人一起居住，多已婚和正在工作；居住地多為農(nóng)村和大型城市；照顧者與失能老人的關(guān)系多為配偶；照顧失能老人的月消費(fèi)100～7 000元；每周照顧時(shí)長(zhǎng)1～7（5.22±2.38）d。具體見表2。

2.2 居家失能老人自我護(hù)理能力及其照顧者照護(hù)能力與心理彈性的得分情況

居家失能老人自我護(hù)理能力總分為29～70（51.76±7.75）分，照顧者照護(hù)能力總分為11～50（39.70±7.19）分，處于中等水平。將二者得分標(biāo)準(zhǔn)化后，經(jīng)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)顯示，二者比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=-13.722，P<0.05）。居家失能老人心理彈性總分為15～50（34.59±7.19）分，照顧者心理彈性總分為20～50（37.79±5.92）分，經(jīng)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)顯示，二者比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=-5.036，P<0.05）。

2.3 居家失能老人自我護(hù)理能力與照顧者照護(hù)能力及其心理彈性的相關(guān)性

Pearson相關(guān)分析結(jié)果顯示，居家失能老人的自我護(hù)理能力總分與自身及照顧者的心理彈性總分均呈正相關(guān)（P<0.01）；照顧者照護(hù)能力總分與自身及失能老人的心理彈性總分均呈正相關(guān)（P<0.01）；失能老人自我護(hù)理能力總分與照顧者照護(hù)能力總分呈正相關(guān)（P<0.01）；失能老人的心理彈性總分與照顧者的心理彈性總分呈正相關(guān)（P<0.01）。具體見表3。

2.4 居家失能老人自我護(hù)理能力與照顧者照護(hù)能力及其心理彈性的主體?客體互倚模型

參考相關(guān)文獻(xiàn)[16]和Pearson相關(guān)分析結(jié)果，以居家失能老人的自我護(hù)理能力和照顧者的照護(hù)能力為預(yù)測(cè)變量、失能老人和照顧者的心理彈性作為結(jié)果變量構(gòu)建主客體互倚模型。具體見圖1。該模型為飽和模型。采用重復(fù)抽樣5 000次的Bootstrap法進(jìn)行客體效應(yīng)與主體效應(yīng)的比值（k值）計(jì)算及95%置信區(qū)間（CI）估計(jì)。經(jīng)檢驗(yàn)，居家失能老人k=0.220，95%CI[-0.003，0.565]，0在置信區(qū)間內(nèi)，提示失能老人的成對(duì)模式為主體模式；照顧者k=0.794，95%CI[0.132，13.941]，1在置信區(qū)間內(nèi)，提示照顧者的成對(duì)模式為對(duì)偶模式。

為驗(yàn)證失能老人與照顧者的成對(duì)模式，限制k等于置信區(qū)間內(nèi)的特殊值（失能老人=0，照顧者=1）。模型變化不顯著，χ²=3.26，P=0.35，支持失能老人是主體模式，照顧者是對(duì)偶模式。在限制失能老人的k值與照顧者的k值相等時(shí)，模型的P<0.05，不可以接受，因此最終選擇限制失能老人k值為0、照顧者k值為1的模型^[17]。

結(jié)果表明，從主體效應(yīng)來看，失能老人自我護(hù)理能力和照顧者的照護(hù)能力對(duì)其自身的心理彈性均具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=0.528，β=0.228，均P<0.001）；從客體效應(yīng)看，失能老人的自我護(hù)理能力對(duì)照顧者的心理彈性有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=0.196，P<0.01），而照顧者照護(hù)能力對(duì)失能老人心理彈性的預(yù)測(cè)無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（β=0.109，P>0.05）。

3? 討論

3.1 居家失能老人和照顧者的護(hù)理能力和心理彈性水平

本研究顯示，居家失能老人心理彈性總分為（34.59±7.19）分，高于高琰^[18]研究報(bào)道的冠心病心絞痛病人經(jīng)皮冠狀動(dòng)介入（PCI）術(shù)后心理彈性評(píng)分[（27.03±3.92）分]，照顧者心理彈性總分為[（37.79±5.92）]分，高于宋平等^[4]研究報(bào)道的社區(qū)失能老人心理彈性總分[（21.63±3.03分）]，高于王維杰等^[19]研究報(bào)道的癲癇患兒父母心理彈性總分[（28.42±8.83）分]，高于袁慧等^[20]研究報(bào)道的老年癡呆病人家庭照顧者心理彈性評(píng)分[（24.83±7.58分）]。失能老人由于自我護(hù)理能力低，并且難以應(yīng)對(duì)疾病和家庭帶來的壓力，心理抗壓能力低，產(chǎn)生心理負(fù)擔(dān)、負(fù)面情緒及消極行為，從而影響失能老人的心理彈性水平。由于失能老人對(duì)照顧者的依賴程度強(qiáng)，而照顧者照護(hù)老人的同時(shí)需要平衡家庭和工作，導(dǎo)致照顧者的負(fù)擔(dān)重，心理壓力增強(qiáng)，產(chǎn)生消極應(yīng)對(duì)情緒，這可能是影響照顧者心理彈性水平的原因。

3.2 居家失能老人自我護(hù)理能力的提高對(duì)自身及其照顧者的心理彈性有促進(jìn)作用

本研究結(jié)果顯示，居家失能老人自我護(hù)理能力的提高對(duì)自身及其照顧者的心理彈性有促進(jìn)作用。失能老人自我護(hù)理能力水平越高，其自身的心理彈性水平越高，老人主動(dòng)學(xué)習(xí)和提高自我護(hù)理能力，積極應(yīng)對(duì)和調(diào)節(jié)情緒以及心理壓力，也減輕了自身心理負(fù)擔(dān)，從而對(duì)失能老人的心理彈性具有積極影響^[5]。同時(shí)失能老人通過提高自我護(hù)理能力，也為照顧者減輕照護(hù)壓力，照顧者也能夠利用空閑的時(shí)間學(xué)習(xí)及掌握照護(hù)知識(shí)和技能，以及有更多的社交時(shí)間，能夠獲得較多的社會(huì)支持，幫助照顧者緩解情緒壓力及減輕負(fù)擔(dān)^[21]。失能老人共同參與到家庭運(yùn)作中，促進(jìn)家庭關(guān)系和諧，能夠發(fā)揮家庭整體力量^[22]，減輕自身照護(hù)壓力，從而提升照顧者自身的心理彈性水平。

3.3 照顧者照護(hù)能力的提高僅對(duì)自身心理彈性有促進(jìn)作用

本研究結(jié)果顯示，照顧者照護(hù)能力的提高僅對(duì)自身的心理彈性有促進(jìn)作用，而未發(fā)現(xiàn)對(duì)居家失能老人心理彈性的促進(jìn)作用。雖有研究顯示，失能老人家庭照顧者的照護(hù)能力與老人生活質(zhì)量密切相關(guān)^[23]，但也暫無法解釋照顧者照護(hù)能力對(duì)失能老人心理彈性是否存在促進(jìn)作用。原因可能在于：居家失能老人的心理彈性的提高更多需要其自我效能的提高，而非外在第三方因素的影響。有研究結(jié)果顯示，失能老人表示不愿被別人照顧，希望盡量自己做力所能及的事^[24]。因此，失能老人通過其自身自我護(hù)理能力的提高，帶來了更高的自我效能感^[25]，從而對(duì)老人的心理彈性起到了積極影響。而照顧者通過照護(hù)能力的提高，增加其通過自身照護(hù)而改善失能老人生活質(zhì)量的信心，從而提高了其自身的心理彈性。此外，照顧者的照護(hù)能力的提高，減少了失能老人自我成長(zhǎng)的空間，使失能老人的自我護(hù)理能力無法得到提高，即補(bǔ)償效應(yīng)^[26]。因此，照顧者照護(hù)能力的提高并不一定帶來失能老人心理彈性的提高。

4? 小結(jié)與對(duì)策

本研究運(yùn)用主體?客體互倚模型分析居家失能老人自我護(hù)理能力及其照顧者照護(hù)能力與對(duì)方心理彈性的交互影響，發(fā)現(xiàn)照顧者照護(hù)能力的成對(duì)模式為對(duì)偶模式，失能老人自我護(hù)理能力的成對(duì)模式為主體模式。今后工作中建議將失能老人及其照顧者作為一個(gè)整體制定二元應(yīng)對(duì)策略，共同參與照顧和護(hù)理工作，充分利用家庭內(nèi)部資源，提高二者間的良性互動(dòng)，提升二者心理彈性。首先，可以通過社區(qū)醫(yī)護(hù)工作人員介入，強(qiáng)化失能老人及其照顧者良性關(guān)系，增加對(duì)二者的心理護(hù)理，鼓勵(lì)照顧者給予失能老人自我護(hù)理的時(shí)間與機(jī)會(huì)。其次，可以從失能老人日常生活中存在的實(shí)際問題入手，指導(dǎo)照顧者適應(yīng)照護(hù)者角色、處理個(gè)人情緒并調(diào)整生活以滿足照護(hù)需要，從而提升照顧者自身心理彈性，促進(jìn)家庭適應(yīng)。最后，社區(qū)醫(yī)護(hù)人員需要鼓勵(lì)失能老人多參與到自身的照護(hù)工作中，進(jìn)行相關(guān)培訓(xùn)，培養(yǎng)提升失能老人的自我護(hù)理能力，深化失能老人對(duì)疾病的認(rèn)識(shí)，提高失能老人的心理彈性，改善負(fù)性情緒，最終提高其生活質(zhì)量。

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（收稿日期：2023-04-14；修回日期：2024-01-31）

（本文編輯 崔曉芳）