日常生活能力、抑郁狀況對農村老年人積極老齡化影響的路徑分析

付雪連，曾春艷，張勰，譚小燕，陳羽保

湘潭醫衛職業技術學院護理學院，湖南 湘潭 411104

積極老齡化是指人在老年時能使健康、參與和保障的機會盡可能獲得最佳,以提高老年人的生活質量[1]。它是基于積極心理學觀念，將老年人放在主動地位，鼓勵健康的老年人參與到自身健康的維護，提倡已患病的老年人發揮主觀能動性，盡量保存自身的功能，力所能及地參與家庭、社會等各項事務中。由于其所倡導的積極主動的老年觀，積極老齡化不僅成為了上層政治框架，而且也成為了全球老年人追求的目標[2]。然而，由于農村老年人健康意識相對較弱，經濟狀況相對落后，醫療衛生資源相對短缺，他們的身心健康狀況較城市老年人要差[3]，積極老齡化在農村的實現顯得尤為重要。了解農村老年人積極老齡化的現狀，探討農村老年人積極老齡化的影響因素，對實現積極老齡化有一定的指導作用。

以往文獻研究積極老齡化影響因素時，大多探討其直接影響因素[4-6]，而對其間接影響因素少有研究。本研究提出以下四點假設：日常生活能力對積極老齡化有直接或間接效應;抑郁狀況對積極老齡化有直接和間接效應;日常生活能力和抑郁兩者之間又會相互影響;自評經濟，慢性病數量則為調節因素，對積極老齡化產生中介作用。如能通過研究驗證以上假設，有助于基層衛生工作者采取針對性的措施，幫助提升農村老年人的積極老齡化水平，從而提升農村老年人的生活質量。

1 對象與方法

1.1 調查對象

本研究采用橫斷面調查，根據農村老年人養老狀況滿意度為36.67%的相關數據[7]，根據公式n=(Zα/2)2×P (1-P)/δ2，取α=0.05，Zα/2=1.96，δ≈10%P，P≈37%，計算得樣本量為654例。考慮到樣本流失，增加20%的樣本，樣本量至少為785例。根據2018年湘潭縣養老服務業相關數據統計表：湘潭縣共有17個鄉鎮(易俗河、云湖橋、石潭、白石、烏石、射埠、青山橋、分水鄉、河口、錦石鄉、譚家山、茶恩寺、花石、排頭鄉、石鼓、中路鋪、楊嘉橋)，根據2017年農民人均年收入進行經濟分層，人均年收入在15 000元以上的為經濟狀況較好，包含易俗河、云湖橋、石潭、白石、烏石、射埠；人均年收入在12 000～15 000元為經濟狀況中等，包含青山橋、分水鄉、河口、錦石鄉、譚家山、茶恩寺；人均年收入在12 000元以下為經濟狀況較差，包括花石、排頭鄉、石鼓、中路鋪、楊嘉橋。采用隨機數的方法，在各不同的經濟狀況層抽取1個鄉鎮作為代表，抽取了石潭(經濟狀況較好)、分水鄉(經濟狀況中等)、中路鋪(經濟狀況較差)作為調查鄉鎮，每個鄉鎮通過抓鬮的方法抽取3個村作為調查村，最終選擇聯盟村、八角村、正街居委會、分水村、灣頭村、石橋村、柱塘村、柳橋村、永紅村等9個村的老年人作為調查對象。結合每個村老年人口比例，計算每個村的樣本數量，在各村通過便利抽樣的方法，入戶進行調查。納入標準為：① 有當地正式戶口者或戶口不在當地，但在當地居住一年以上者；② 調查時，年齡已滿60周歲；神清合作，能進行有效溝通，老年人及其家屬都愿意配合；③ 居家老年人。排除標準為：① 調查時正在醫院、療養院、養老院等機構進行治療及療養的老年人；② 戶口雖在本地，但已經搬遷到外地居住超過6月者。

1.2 調查工具

1.2.1 一般情況調查 采用自制的一般情況調查問卷，包括性別、年齡、文化程度、平均月收入、自經濟狀況、居住方式、慢性病數量等。

1.2.2 日常生活能力評定 采用日常生活能力量表(Activity of Daily Living Scale,ADL)[8]。由軀體生活自理量表(Physical Self-maintenance Scale,PSMS)和工具性日常生活活動量表(Instrumental Activities of Daily Living Scale IADL)組成。ADL主要是用于評定被試者的日常生活能力，該量表包括兩部分內容：一是軀體生活自理量表，本研究中Cronbach’ɑ系數為0.925，共分六項：上廁所、進食、穿衣、梳洗、行走和洗澡；二是工具性日常生活能力量表，共八項：打電話、購物、備餐、做家務、洗衣、使用交通工具、服藥和處理自己的錢財，本研究中Cronbach’ɑ系數為0.860。本量表采用4級評分：自己完全可以做計1分；有些困難計2分；需要幫助計3分；根本沒辦法做計4分。評定結果：采用總分進行分析。總分等于14分，為完全正常；大于14分有不同程度的功能下降。最高為56分。本研究中該量表的Cronbach’ɑ系數為0.918。

1.2.3 老年人抑郁狀況評定 采用楊兵等翻譯的中文版老年人抑郁量表(DIA-S)[9]，量表一共包含10個條目，得分范圍為0分(無抑郁癥狀)-10分(嚴重抑郁癥狀)。計分方式為Likert2級評分法，“是”計1分，“否”計0分(條目1、2、4、5、6、8、9)；條目3、7、10計分與之相反。得分≤2分表示無抑郁，得分≥3分為患有抑郁。本研究中該量表的Cronbach’ɑ系數為0.787。

1.2.4 積極老齡化狀況評定 采用南昌大學胡敏等編制的老年人積極老齡化測評問卷[10]，本研究中問卷的總體Cronbach’s a系數為0.862，內容效度和結構效度都較好；積極老齡化的測評包括身體活力、生活滿意、家庭支持、積極參與4個維度，21個條目，采用5級評分法，從“完全不符合”到“完全符合”依次計分為1～5分，中位數為3。條目得分小于等于1分，則表示較低；得分大于2分小于3分則為中等偏下；得分大于3分小于4分則為中等偏上，得分大于4分則為較高。總分為21～105分，得分≤42表示積極老齡化水平較低，得分為42～63之間表示積極老齡化水平處于中等偏下水平，得分為63～84之間表示積極老齡化水平處于中等偏上水平；得分>84表示積極老齡化水平較高(為方便調查員和老年人的理解，將1.2.7.8.10.12改為反向計分)。

1.3 資料收集方法

集中培訓調查員，征得調查對象及其當時在家的各家屬同意后，簽訂知情同意書，請家屬回避，采用調查員對老年人進行詢問并記錄的方式進行調查。所有問卷當場收回并核實。本研究最終共發放問卷945份，其中10份問卷無效，共回收有效問卷935份，有效回收率為98.9%。

1.4 統計學方法

雙人核對錄入數據，采用SPSS 19.0和AMOS24.0 軟件進行統計學分析。計數資料采用頻數、百分比描述；計量資料符合正態分布，采用均數與標準差進行描述。不同積極老齡化水平老年人的基本特征的統計學比較采用卡方檢驗，若列聯表格子的期望值<5，則采用Fisher’s確切概率法檢驗。日常生活能力、抑郁狀況與自評經濟狀況和慢病數量對積極老齡化的影響采用路徑分析。

2 結果

2.1 農村老年人的積極老齡化狀況

農村老年人積極老齡化量表總得分為(72.81±13.63)分。4個維度得分分別為：身體活力(19.66±5.89)分；生活滿意(25.92±5.46)分、家庭支持(13.20±2.83)分；積極參與(14.03±4.74)分。

2.2 不同積極老齡化水平的老年人的特征分析

本研究共調查935名農村老年人，其中男性共477人，年齡60～69歲共437人,小學或以下教育程度共718人，月收入在500元以下共580人，患有2～3種慢性病共362人。不同性別、文化程度、平均月收入、自評經濟狀況、居住方式、患慢性病數量、日常生活能力情況、抑郁狀況的老年人的積極老齡化水平有所不同，見表1。

表1 不同積極老齡化水平的老年人的特征比較(n=935)

2.3 農村老年人日常生活能力、抑郁狀況得分情況

農村老年人日常生活能力量表得分范圍為(16.62±5.46)分，其中軀體能力維度得分為(6.6±1.98)分，工具性生活維度得分為(10.02±3.78)分；抑郁狀況得分為(1.48±2.09)分。

2.4 農村老年人日常生活能力、抑郁狀況及自評經濟狀況和慢病數對積極老齡化影響的路徑分析

本研究以積極老齡化問卷總得分、自評經濟狀況、慢病數為內生變量，以日常生活能力、抑郁狀況作為外生變量，采用極大似然法估計參數，進行路徑分析。根據修正指數以及相關文獻[11-12]，增加了自評經濟狀況和慢病數直接作用于積極老齡化的路徑。分析結果顯示，最終的模型擬合較好，χ2=1.532，P=0.465，適配度指數(GFI)=0.999，調整后適配度指數(AGFI)=0.995，規準適配指數(NFI)=0.998，比較適配指數(CFI)=1.000，均>0.90的標準[13]，漸進殘差均方和平方根(RMSEA)=0.000<0.05，MIN值=0.002，接近0.000，預設模型的AIC值、BCC值、BIC值、CAIC值、ECVI值均小于獨立模型的數值，也小于飽和模型的數值，表示整體模型的適配情形良好，提出的假設模型與實際數據可以適配。結果顯示，日常生活能力直接影響農村老年人的積極老齡化情況，同時日常生活能力又通過影響老年人所患慢性病數量作用于積極老齡化狀況。抑郁狀況可以直接影響積極老齡化，又可以通過作用于自評經濟，作用于積極老齡化；同時抑郁狀況通過影響老年人所患慢性病數量，也可以作用于積極老齡化。見表2、圖1。

表2 農村老年人日常生活能力、抑郁狀況、自評經濟狀況和慢病數量對積極老齡化影響的路徑分析(n=935)

圖1 積極老齡化影響因素的路徑分析

3 討論

3.1 農村老年人的積極老齡化水平有待提高

農村老年人積極老齡化總得分為(72.81±13.63)分，屬于中等偏上水平，與城市老人得分(77.60±11.59)相比[5]，得分相對較低。我國臺灣地區一項研究顯示由于城市的經濟、適老化建設、醫療資源相對優越，導致城鄉老年人的積極老齡化狀況存在差異[4]。生態理論的視角認為，環境與個體之間的交互作用是影響個體身心重要機制[14]，長期以來的城市化進程，導致空巢老人逐年增多，本調查中，有573(61%)人獨居或與老伴同住，子女未在身邊。這類老人常常會出現“生活困難、無人照料、孤獨寂寞”等一系列問題[15]，而這些問題直接影響老年人的身心狀況，加上農村養老保障相對較少、收入較低、適老環境建設薄弱、醫療衛生資源缺乏等多種問題，導致農村老年人積極老齡化難以實現。要改善農村老年人的狀況，在基層醫療、適老建設等方面需要加大投入。

3.2 農村老年人日常生活能力、抑郁狀況及自評經濟狀況和所患慢性病數量對積極老齡化影響的路徑分析

3.2.1 農村老年人日常生活能力對積極老齡化具有直接與間接影響 日常生活能力對積極老齡化有直接影響，日常生活能力的下降，直接導致老年人自理能力下降[16]，自理能力的下降對老年人的健康、社會參與都會產生消極的影響，從而難以實現積極老齡化。

日常生活能力通過作用于慢性病數量，對積極老齡化產生負面影響，日常生活能力低下的老年人，身體活動進一步減少，更易患上各種慢性病[17]，慢性病的增多又導致日常生活能力的進一步下降，從而產生惡性循環，使農村老年人難以實現積極老齡化。基層醫療工作者在工作過程中應重點關注日常生活能力受損的老年人，需要采取一對一針對性指導和健康宣教，逐漸幫助老年人恢復相關功能，以預防老年人其他慢性病的發生，促進農村老年人的積極老齡化。

3.2.2 農村老年人抑郁狀況對積極老齡化具有直接和間接作用 抑郁是自殺的重要原因[18]，近年來農村老年人抑郁自殺不斷出現。抑郁對積極老齡化產生直接的負面效應，效應值的絕對值達0.32，相對較高。心理生物學理論認為，心理狀態對生理會產生相應的影響[19]，抑郁給老年人帶來的不僅是身體、心理的多重傷害，并嚴重損害老年人的社會功能，甚至結束自己的生命。

路徑分析發現抑郁還可以通過影響自評經濟狀況和慢性病數量對積極老化產生負向效應。抑郁的老年人由于無法參與社會勞動，自認為經濟狀況不好，加之心理問題的堆積常會引起生理問題，導致老年人身體疾病的進一步增多，老年人的健康無法得到保障。在農村衛生服務工作中，應加入對老年人的心理評估，對有心理問題的老年人可以建立專門的心理檔案，進行疏導和跟蹤，提醒相關家屬做好防護工作，防止老人做出過激行為。同時，基層衛生服務也需要加大心理健康的宣傳力度，通過多方面的干預保持和促進農村老年人的心理健康。

3.2.3 自評經濟狀況和慢性病數量對積極老齡化有直接作用 經濟基礎決定上層建筑，自評經濟狀況作為老年人進行日常生活和社會參與的前提條件，會顯著影響老年人追求豐富晚年生活的程度，自評經濟狀況較好的老年人能夠按照自己的意愿進行消費，有一定的滿足感，一般來說，在家庭中也有一定的自信和經濟地位，故其在營養保證、社會參與、醫療就診等方面都具有更多、更好的資源，其健康素養水平也較高。而自評經濟狀況較差的老年人在日常飲食、社會參與方面都會有所猶疑，其能所獲得的社會資源相對就會減少，這阻礙了老年人積極老齡化的步伐。由于我國退休制度尚未涉及農民[20]，農村老年人的收入來源大多依賴子女補貼，本研究中農村老年人人均月收入<500元者達62.0%，自評經濟狀況一般或不好者達85%，對于農村經濟狀況較差的老年人，基層醫療工作者要給以重視，由于經濟方面原因，老人會出現“有病不就醫”的情況；政府應加大醫療保障金的投入力度，讓每位農村老人能享受“夠用”的生活補助，減輕養老經濟負擔[21]。

調查顯示，農村老年人患一種或以上慢性病的人數達到741(79.2%)人，慢性病給老年人帶來了沉重的經濟負擔，也增加了消極情緒的增長，直接影響老年人的健康、社會參與等情況。

世界衛生組織研究報告顯示人類壽命的延長并未帶來健康壽命的延長[22]，慢性病的預防和控制仍然是全球研究的重點問題。近年來研究顯示慢性病的產生和個人社會因素密切相關[17]，基層醫療工作者應加大預防慢性病的宣傳，提高農村老年人的健康意識，積極控制慢性病的并發癥。

4 小結

農村老年人的積極老齡化處于中等偏上水平。日常生活能力、抑郁狀況、自評經濟狀況、慢病數目都是影響個體積極老齡化的重要因素。在今后的基層衛生工作中，對農村老年人的日常生活能力、抑郁狀況要加強評估，另外，要深入群眾中了解農村老年人的經濟狀況，建立健康檔案，有針對性地進行個性化指導，促進農村積極老齡化的實現。

利益沖突無