護理授權門診改善社區(qū)糖前期患者臨床轉歸的效果驗證及工作優(yōu)化研究

劉曉玲，褚麗萍，李穗芳，武春梅，沈潔，王萍麗，張蓓蓓，張琴

（上海市松江區(qū)車墩鎮(zhèn)社區(qū)衛(wèi)生服務中心，上海 201611）

0 引言

慢病管理中，諸多干預均達不到理想效果，患者不良健康生活方式普遍存在，無效臨床干預動作時有發(fā)生。有學者提出，授權理論有望提高患者的自我管理行為，例如李冬靜基于自我效能理論的護理干預對老年糖尿病病人飲食自我管理行為產生長期影響[1]。授權理論在慢病管理中的應用是指讓患者積極參與、掌握充分疾病相關知識、了解慢病管理各個干預手段的意義和在與護理人員開放式的溝通環(huán)境下自由傾吐表達疑惑和擔憂，從而有針對性地得到解決方案[2]。

本研究所在機構——上海市松江區(qū)車墩鎮(zhèn)社區(qū)衛(wèi)生服務中心，為上海市首批由護理團隊親自擔綱做實做深慢病管理的基層醫(yī)療機構。單位護理團隊設有專門的慢病護理門診，并探索出一套基于授權理論的糖尿病前期患者護理門診教育服務方式，以期通過護理授權門診，降低轄區(qū)內糖尿病前期患者轉歸為糖尿病的發(fā)生率。同時，基于三年余慢病護理門診臨床經驗，形成了一套慢病管理的工作機制，即在以授權教育為核心的干預中，加入了社會支持等影響因素進行測量，以期發(fā)現各種可以調動和挖掘的、加速患者自我管理行為形成的因素，豐富健康管理的手段，因此，本研究首先擬驗證基于授權理論的糖尿病護理門診的干預效果。其次，檢驗前述臨床實踐中初步形成的假設，從而優(yōu)化基層慢病管理工作方案，提高慢病管理效果、效率和投入產出。

1 研究對象及方法

1.1 研究對象

本次研究對象為2018 年上海市松江區(qū)車墩鎮(zhèn)社區(qū)衛(wèi)生服務中心華陽村居與車墩村居兩個村居委的糖尿病前期患者，采取整群抽樣方法，招募200 名符合納入排除標準的患者進入本次研究，樣本量按照降低7%轉歸率、兩組平行對照試驗、失訪率為15%進行計算，最終為200 例，并同時滿足結構方程分析所要求的最小樣本量。

納入標準為：①年齡為20～80 歲；②年度糖高危篩查有空腹血糖受損（IFG）和糖耐量受損（IGT）的社區(qū)居民，也可同時患有其他慢性病；③居住在本研究所在社區(qū)；④自愿參加者。

排除標準：①有精神異常的病人；②患有腫瘤，且近半年內接受過化療或放療者；③容易失訪者及就既往社區(qū)管理數據被判斷為依從性較差者；④伴有嚴重軀體功能損害的腦卒中病人；⑤嚴重視聽障礙者；⑥行動不便不能至社區(qū)參與門診干預的患者；不同意納入本研究。

1.2 干預方案

車墩村居因地理位置上離本機構更近，更利于干預方案的依從和實施，其糖尿病前期患者被納入干預組，華陽村委則被納入對照組。

車墩干預組：通過糖尿病健康教育護理門診，根據患者自我管理的能力、社會家庭支持系統(tǒng)，對糖尿病前期人群基于授權理論在護理門診進行干預，干預形式包括個體化一對一教育、小組式同伴教育、大課堂集體教育、社區(qū)志愿者情境教育等模式，干預周期以初始授權能力高低進行個性化定制，以期提高糖尿病前期人群向正常狀態(tài)轉歸，減慢糖尿病發(fā)展進程，形成社區(qū)慢病專科護理門診新模式。干預方案內涵示意圖如圖1。

圖1 基于授權理論的糖尿病前期患者護理門診教育服務模式

華陽對照組：對照組則僅參與上述的大課堂集體教育（各類科普活動）。

1.3 研究數據

研究數據采集時間為2018 年8 月以及2020 年8月，項目組采集200 名患者上述信息，基本信息和量表工具部分采用訪問代填的方法采集，由本研究所在機構的糖尿病專病護士進行數據采集。生理生化指標則抽取血清樣本送本研究所在機構的檢驗科進行化驗檢測并提報檢測結果。

1.3.1 基本信息調查表

由項目組基于文獻回顧自行編制的調查問卷。調查問卷的主要內容包括：患者的個人基本信息（如性別、年齡、學歷、文化水平、家庭月收入、居住情況、個人慢病史、家族慢病史、配偶是否患糖尿病、糖尿病臨床癥狀積分）。

1.3.2 觀察的結果變量

（1）心理層面：①應對疾病的信心程度：糖尿病自我效能量表（DSES）。

糖尿病自我效能量表（C-DMSES）：量表包括20個條目[3]，0～10 表示毫無自信～完全自信，得分越高代表其自我效能越強，Cronbach’sα 系數取值范圍為0.611～0.947，因子分析4 個公因子能解釋量表全部內容的70.38%。

（2）心理與社會行為之間的中介變量：①糖尿病授權簡化量表（DES-SF）中文版。

糖尿病授權評分表DAWN 簡化版（DES-SF）：量表包含5 個條目[4]，采用Likert 6 級計分法，每個問題包括6 個選項，分值分別為1～6，1 分→“從未”，6 分→“總是”，所得分數求和，總分為5～30 分，得分越高代表其授權能力越強，Cronbach’s α 系數為0.804，內容效度為0.925。

（3）社會層面：①社會行為：糖尿病自我管理行為量表（SDSCA）；②影響因素：社會支持。

糖尿病自我管理行為量表（SDSCA）：量表包括11個條目[5],涉及飲食(4個項目)、鍛煉(2個項目)、血糖監(jiān)測(2 個項目)、足部護理(2 個項目) 和吸煙狀態(tài)(1 個項目)5 個方面，測量糖尿病患者在過去1 周內的一般性自我管理行為。總分為0～77 分，得分越高代表其自我管理水平越強，Cronbach’s α 為0.62,主成分分析提取因子8 個累計貢獻率為0.92。

社會支持評定量表（SSRS）：量表包含5個條目[6]，1～6 表示完全不同意～完全同意。包括有足夠多朋友幫我應付慢性病，需要幫助時有足夠多的朋友可以依靠，有充分機會和理解的人討論健康問題，家人或朋友照顧我時感覺良好，生病時加入和親戚能理解感受，得分越高代表其社會支持越強，Cronbach’sα 系數為0.708，內容效度用各維度因子分與總分的相關系數表示在0.559～0.885 之間。

（4）生物學層面：糖化血紅蛋白、空腹血糖、餐后2h 血糖、總膽固醇、甘油三酯、高密度脂蛋白、低密度脂蛋白。

生化指標檢查結果由車墩鎮(zhèn)社區(qū)衛(wèi)生服務中心采集標本化驗后得到。

1.4 統(tǒng)計學分析

數據分析在SPSS 25.0 和AMOS 24.0 中進行。基線分析中對滿足正態(tài)性假設的數值型變量，采用獨立樣本t檢驗；對不滿足正態(tài)性假設的數值型變量，采用Kruskal-Wallis 秩和檢驗；對分類數據，采用χ2檢驗。基線不齊的情況下，采用傾向性得分配對來進行樣本篩選。均值差異性分析中對數值型變量采用獨立t檢驗或秩和檢驗。以P<0.05 為具有統(tǒng)計學意義。進一步，通過構建結構方程模型，探究授權能力、自我管理行為、臨床指標三者的變化值之間的關系。

2 結果

2.1 研究對象基本信息

參與本次研究的車墩社區(qū)衛(wèi)生服務中心轄區(qū)居民共200 人，入組時填寫一般資料調查表共計200 份，有效填寫率為100%。2 年后再次收集結局變量，由于部分研究對象失訪，最終干預組91 人，對照組85 人。

研究對象的基本信息如表1 所示。

表1 調查對象基本信息調查表

由于干預組、對照組入組時（2018 年）的空腹靜脈血糖和餐后2h 血糖存在顯著差異（P<0.05），為使后續(xù)干預結果組間有可比性，采用傾向性得分配對將基線進行對齊處理。將表1 中所有基線指標納入考慮，進行傾向性得分配對處理，最終得到30對基線可比（P值均大于0.05，見表2）的糖前期患者。

表2 校準后的基線分析結果

2.2 授權門診干預效果評價

2.2.1 兩組糖前期患者2 年中臨床生化指標的變化

如表3 所示，干預后兩組間糖化血紅蛋白測量值和餐后2h 血糖測量值有顯著差異（P血紅=0.0016，P餐后=0.0448）,且干預組平均值低于對照組；而空腹靜脈血糖無顯著性差異。

表3 基于傾向性得分匹配所得樣本的干預組和對照組臨床生化指標組內和組間差異性分析

組內前后比較上，干預組在糖化血紅蛋白測量值上呈現逐年下降趨勢，對照組也有一定的下降；干預組在空腹靜脈血糖和餐后2h 血糖測量值上，均出現干預一年后測量值顯著下降，但繼續(xù)干預一年后再復測，測量值反倒出現上升，且與初始值相比，空腹靜脈血糖已無顯著性差異，餐后2h 血糖尚有顯著性差異，對照組除了糖化血紅蛋白上測量值有所下降，空腹靜脈血糖和餐后2h 血糖均較干預前有所 上升。

2.2.2 兩組糖前期患者2 年內糖尿病發(fā)病率的結果

根據糖尿病診斷標準（一個隨機的靜脈血漿葡萄糖濃度≥11.1mmol/L 或空腹血糖濃度≥7.0mmol/L[全血≥6.1mmol/L]），對傾向性得分配對得到的樣本其2 年內的糖尿病發(fā)病率進行研究，本研究中干預組糖前期患者2 年內糖尿病發(fā)病率為17.86%，對照組糖前期患者2 年糖尿病發(fā)病率為12%。

2.3 授權理論機制研究

2.3.1 授權能力-自我管理行為-生化指標的授權理論機制

進一步嘗試構建結構方程模型（SEM）來研究授權能力是如何在糖尿病前期患者的自我管理行為形成和臨床生化指標改變上發(fā)揮作用的，建立的研究假設如圖2 所示，即患者的授權能力是通過直接介導患者自我管理行為的改變來實現臨床生化指標改變的。最終模型擬合的結果見圖3 和表3，參數估計結果中，模型擬合度良好，表明前述研究假設成立，但適配度一般，原因分析見表4，是受自我管理行為變化與臨床生化指標變化的之間的路徑系數不顯著的影響。

表4 結構方程模型潛在變量間非標準化系數估計結果

圖2 授權能力的變化、自我管理行為的變化、生化指標的變化關系的理論模型

圖3 結構方程模型參數估計結果

表3 結構方程模型適配度指數

2.3.2 其他常用工具的驗證

對目前本機構授權護理門診上常用的若干量表工具，包括自我效能評分、社會支持評分等，其在干預過程中的變化與價值進行分析，以判斷目前在考慮的影響因素是否確系對干預的成效有所影響，以為后續(xù)精簡、優(yōu)化工作流程提供理論依據。結果如下：干預組和對照組在自我效能、授權能力和自我管理行為上2 年內均有顯著提升，且干預組提升效果顯著優(yōu)于對照組，社會支持的變化無顯著性統(tǒng)計學意義（見表5）。初始狀態(tài)時（2018 年）自我效能與授權能力的相關性有顯著性差異，但一年后（2019 年）相關系數變異較大且無顯著性差異，也即自我效能得分高低對授權能力提升多少并無影響，但自我效能的變化值對授權能力的提升有顯著影響（見表6）。社會支持對自我管理行為并沒有顯著影響（見表7）。

表5 基于傾向性得分匹配樣本的干預組和對照組心理社會因素組內和組間差異性分析

表6 自我效能得分及其變化與授權能力提升的相關性分析

表7 社會支持與自我管理行為的相關性分析

3 討論

3.1 基于授權理論的護理門診干預方案可有效預防糖前期患者轉變?yōu)樘悄虿?/h3>

表3 結果顯示，兩組間比較，干預后干預組糖化血紅蛋白和餐后2h 血糖顯著低于對照組，空腹血糖雖低于對照組但差異不顯著。這表明，基于授權理論的護理門診干預優(yōu)于大課堂教育，有望有效地延緩糖前期患者轉歸為糖尿病進程。干預前后組內比較，對照組各項生化指標均有所改善，但差異不顯著，表明面向糖前期患者的大課堂健康教育也是有效的。干預組各項生化指標均有所改善且糖化血紅蛋白和餐后2h 血糖有顯著性差異，但需要注意的是，空腹和餐后2h血糖2019年測量值均低于2020年，這表明，基于授權理論的護理門診較之對照組有一定優(yōu)勢，但血糖測量值上的波動可能顯示，該干預方式的療程和周期需要進一步精心設計，過長的療程使干預效果出現倒退。

此外，盡管干預組在空腹血糖上較之對照組改善不顯著，但這可能與糖前期患者空腹血糖波動范圍較窄有關（整個取值區(qū)間為5.6～7.0mmol/L），在很小的可改變區(qū)間內，要觀察到顯著性差異，理論上就難以可行，更多的是需要關注改變背后的臨床意義，以及獲得該干預結果的投入產出比如何，來綜合評價該方案有效性，特別是綜合價值。

進一步查看發(fā)病率，本研究干預組和對照組2 年發(fā)病率分別為17.86%和12%，根據薛越等的研究顯示不干預情況下兩年中糖前期患者將有29.5%轉化為糖尿病，而進行嚴格的飲食及運動干預則2 年糖尿病發(fā)病率為13.1%[7]。可見，兩組糖前期患者的糖尿病2 年發(fā)病率均明顯低于糖前期患者糖尿病2 年自然發(fā)病率，這表明針對糖前期患者進行任何方式的干預均可有效降低糖前期轉變?yōu)樘悄虿〉陌l(fā)生率。盡管干預組的發(fā)病率似乎高于對照組，但這可能受到評估糖尿病時的并集準則的影響，因為總體而言，如表3 所示，干預組空腹和餐后2h 血糖的均值均低于對照組。

綜上所述，車墩社區(qū)采用的基于授權理論的護理門診干預著重于開展個體化一對一的教育、小組式同伴教育、大課堂集體教育、社區(qū)志愿者情境教育等模式，重在培養(yǎng)糖前期患者發(fā)現和發(fā)展其內在潛力的能力，讓其身處積極自我管理的環(huán)境。此種干預方式相比于僅進行常規(guī)健康教育的干預方案更有效果，本研究結果及眾多研究結果均證實了這一點[8,9]。

3.2 基于授權理論的護理門診干預方案對糖尿病前期患者降低其轉歸為糖尿病概率的作用機制

結果2.3.1 結構方程模型表明，授權能力、自我管理行為、臨床指標三者之間存在著遞進關系，闡明了干預方案對糖尿病前期患者降低其轉歸為糖尿病概率的作用機制，即基于授權理論的護理門診干預方案是通過提高糖尿病前期患者的授權能力，進而驅動其自我管理行為的出現或執(zhí)行，最終產生生物學指標的改善。結果2.3.2 表明，臨床上常考慮的社會支持變化并無統(tǒng)計學意義，這意味著社會支持，作為健康信念層面可能誘發(fā)行為改變的因素，其實是難以改變的惰性因素。表6 還進一步表明，自我效能的基礎水平并不影響授權能力的改變，即無論開始干預時自我效能水平如何，只要干預就會同時引起自我效能和授權能力的變化，這意味著自我效能僅代表對管理疾病的信心程度，是患者自身的一種特質，其變化的價值遠大于基礎得分。表7表明社會支持對最終自我管理行為改變并無貢獻。綜上可見，與“信”相關聯的社會支持因素、自我效能得分等，對于慢性疾病患者行為的改變，并無直接關聯，且僅有自我效能是隨著授權行為的出現和改變而有一定的變化。可見，亟需精簡不必要的工具和因素，以優(yōu)化日常工作流程，提高慢病管理干預效率。

有關糖尿病患者基于知信行理論的健康教育干預研究眾多，但其中的作用機制，相關研究結論并不完全一致，如李穗芳運用結構方程模型得出授權能力是自我效能與自我管理行為之間的中介變量，即若想通過自我效能改變自我管理行為，則必須提高授權能力。而倪志紅等認為是授權理論是通過提高患者自我效能從而提升自我管理行為[10]。本研究基于全科視角的生物-心理-社會模型，將終點放在生物層面生化指標改變時，眾多的心理和社會行為因素中，僅授權能力和自我管理行為被模型保留下來，指向生物學指標的改變。這表明，對于臨床工作者而言，設定實用性的終點，反向選擇工作中有效的靶點，至關重要。傳統(tǒng)的研究結果只是表明了指標可能潛在的價值，在自身開展的臨床工作中是否有顯著價值，投入產出如何，還需要結合實際情況，基于客觀的數據和分析結果進行取舍。

綜上，在以降低糖尿病患病率為目標的臨床干預中，授權能力為糖尿病前期患者管理過程中的重中之重。常用的自我效能評分、社會支持評分等工具，在生化指標改變的時間長河上并無多大意義。患者一時的感受也許是重要的，并可能影響到醫(yī)患關系，但只有切實的表達和參與，引發(fā)自身行為的改變，才是切實改善疾病預后的積極信號。

4 本研究的不足與改進

結果2.3 中自我管理行為的變化值到臨床指標的變化值的路徑系數不顯著，說明自我管理行為的變化引起臨床指標的改變沒有統(tǒng)計學意義。但是，根據其他研究顯示，自我管理行為與生化指標密切相關[11-12]。根據文獻檢索及資深臨床醫(yī)生的經驗積累，本研究中觀察不到臨床指標的顯著變化的原因可能是由于觀察對象為糖前期患者，其血糖變化本就相對穩(wěn)定，歐洲心臟病學會(ESC)官網更新的臨床指南提到其空腹血糖僅在5.6～7.0mmol/L 之間浮動，而本研究采用的血糖檢測技術無法敏感地監(jiān)測到細微的變化，因此可能存在偏差，在進一步研究中可改進。

此外，本研究在納入研究對象時，由于是真實世界的研究，僅關注了研究對象是否符合納入標準及長期跟蹤時的便利性，而未對研究的兩組進行嚴格的基礎情況基線配對，導致后期可納入療效比對分析的患者僅有30 對，且是通過傾向性得分配對實現，這無疑降低了本研究的效度，同時，本研究僅研究了車墩社區(qū)糖前期患者，并未考慮到不同社區(qū)不同人群結構的影響，下一步研究可在以上方面進行改進并做深入探討。