康復自我效能在老年腦卒中康復期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應

吳巧娣 ，周靜 ，王碩

（1.石河子大學醫學院，新疆 石河子 832000；2.石河子大學醫學院第一附屬醫院 護理部，新疆 石河子 832000）

腦卒中是我國成人致死、致殘的首位病因，以老年人發病為主[1]。 大部分幸存的患者康復期除留有肢體功能障礙外，還伴有抑郁、疲勞等。 卒中后疲勞指在生理、情感和認知功能相互作用下，軀體和心理活動中產生的精力不足、乏力倦怠、厭惡等一種持續性、病態的主觀感受，休息后不能緩解，可發生于卒中早期或慢性卒中階段， 是卒中后常見且長期存在的并發癥[2]，總體發生率為 25%～85%[3]。 卒中后疲勞影響了患者的神經功能恢復和生活質量[4]，增加了其死亡風險[5]。 卒中后抑郁是以情緒低落、思維遲緩、興趣減退、睡眠障礙等為主要表現的一種繼發性抑郁癥狀，在卒中后的任何時間內都有可能發生，影響著約1/3 的卒中幸存者[6]。 有研究表明，卒中后抑郁是卒中后疲勞的獨立危險因素， 既能影響卒中患者的身體疲勞又能影響其精神疲勞[7]。 而康復自我效能是卒中患者康復鍛煉的能力表現和自我管理的自信心，與卒中后疲勞呈負相關，即康復自我效能水平越低，患者卒中后疲勞的程度越高[8]。 此外，卒中后抑郁對康復自我效能也有顯著的負面預測作用[9]。但目前尚未見卒中后抑郁、 康復自我效能與卒中后疲勞間作用機制的報道。本研究以老年腦卒中康復期患者為研究對象，調查其卒中后疲勞、康復自我效能、卒中后抑郁的現狀，分析康復自我效能在卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介作用， 以期為老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞的干預提供一定的參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采取便利抽樣法， 選取2019 年12月—2020 年7 月在石河子大學醫學院第一附屬醫院、石河子市人民醫院神經內科、神經外科、康復心理科、 老干科病房診療的老年腦卒中康復期患者作為研究對象。 納入標準：（1）年齡≥60 歲；（2）符合中華醫學會神經病學分會修訂的 《中國腦血管疾病分類2015》[10]中的腦卒中診斷標準，并經腦CT 或MRI確診為腦卒中；（3）處于卒中康復期（即正式開始康復治療的階段，距最近1 次卒中發病≥2 周）[11]，意識清楚、病情穩定；（4）能進行語言或書面有效溝通。排除標準：（1）日常生活活動重度依賴者；（2）視力、聽力、認知功能障礙；（3）合并其他嚴重的軀體性疾病、惡性腫瘤或嚴重的中樞神經系統、 循環系統疾病；（4）卒中發病前已確診為抑郁癥。

查閱文獻得知腦卒中患者卒中后疲勞的發生率為25%～85%[3]，根據橫斷面研究的樣本量計算公式：其中 P0=0.25～0.85；U1-α/2=1.96；d=0.05，計算樣本量為196～289；考慮到無應答偏倚等問題，再增加20%的樣本量為236～347 例，本研究最終納入360 例樣本。本研究已通過石河子大學醫學院第一附屬醫院醫學倫理委員會審核（KJ2020-005-02），并獲得參與者的知情同意。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調查表 自行編制， 包括年齡、性別、文化程度、婚姻狀況、腦卒中類型、腦卒中病程（年）。

1.2.2 簡版老年抑郁量表 （Geriatric Depression Scale-15,GDS-15） 由 Sheikh 等[12]于 1986 年在 30個條目老年抑郁量表的基礎上簡化而來， 用于老年人卒中后抑郁癥狀的篩查，量表Cronbach α 系數為0.793。2013 年，唐丹[13]對該量表進行了漢化，將其應用于中國城鄉老年人，量表Cronbach α 系數為0.793。該量表為單維度量表，共15 個條目，各條目均為“是”（1 分）和“否”（0 分）2 個選項。 總分為 0～15 分，得分越高代表抑郁程度越嚴重；≥5 分表示有卒中后抑郁[14]。 本研究中該量表的 Cronbach α 系數為 0.860。

1.2.3 腦卒中康復自我效能量表(Stroke Self-efficacy Questionnaire,SSEQ) 由 Jones 等[15]于 2008 年編制，用于測量腦卒中恢復期患者功能表現和自我管理的信心水平， 包括日常生活活動效能與自我管理效能2 個維度，共 13 個條目。 2015 年，李鴻艷等[16]對其進行漢化、修訂，將其應用于首發腦卒中患者，量表總Cronbach α 系數為 0.969， 各維度的 Cronbach α 系數分別為0.974、0.942。 該中文版量表包括日常生活活動效能（6 個條目）及自我管理效能（5 個條目），共2 個維度 11 個條目。 均采用 Likert 10 級評分，從非常沒信心至非常有信心分別賦值1～10 分。 為便于分析比較， 本研究將量表得分換算為標準分=(量表實際得分/該量表的可能最高分)×100， 標準分范圍為0～100 分，得分越高表明受試對象的康復自我效能水平越高。 本研究中該量表總Cronbach α 系數為0.919。

1.2.4 疲勞嚴重程度量表 (Fatigue Severity Scale,FSS) 由Krupp 等[17]于1989 年編制，用于評估多發性硬化癥和系統性紅斑狼瘡患者的疲勞程度。 該量表為單維度，共9 個條目，均采用Likert 7 級評分，從非常不同意至非常同意分別賦值1～7 分。 總分9～63分，該量表臨界值為總分36 分或所有條目均分4 分，得分大于臨界值被定義為病理性疲勞[17]。2007 年，吳春薇等[18]將其漢化，并用于評估腦卒中患者卒中后疲勞，量表 Cronbach α 系數為 0.932。 2017 年，Nadarajah等[19]將其應用于腦卒中患者，驗證了其具有良好的重測信度及內部一致性（ICC 值及Cronbach α 系數均為0.930），證實以總分36 分或所有條目均分4 分為臨界值區分卒中后疲勞與否仍敏感， 是一種可靠而有效的卒中后疲勞的評估工具。 本研究中該量表的Cronbach α 系數為 0.939。

1.3 資料收集方法 本研究采用問卷調查法，由經過統一培訓的調查人員發放紙質問卷。首先，調查者采用統一指導語向受試對象解釋研究目的、意義等，征得其知情同意后發放問卷，由其自行填寫。對無書寫或閱讀能力的患者，調查者逐一閱讀條目，并根據其回答當場客觀填寫、記錄。問卷填寫完成后當場回收、 核查， 缺失或填錯由調查者再次詢問核對后補填、修改，再次確定無誤后收回。共發放問卷360 份，回收有效問卷350 份，有效回收率為97.2%。

1.4 數據處理 采用Epidata 3.1 雙人雙錄入資料，采用SPSS 25.0 分析數據。 計數資料采用頻數、構成比描述； 計量資料符合正態分布采用描述，不符合正態分布采用M（P25，P75）描述；卒中后抑郁與康復自我效能、卒中后疲勞的相關性采用Spearman相關性分析檢驗， 康復自我效能與卒中后疲勞的相關性采用Pearson 相關性分析檢驗。 為避免因數據的性質、量綱不同而對研究結果造成影響，首先將卒中后抑郁總分、康復自我效能標準分卒中后疲勞條目均分減去其各自的平均數后再除以其標準差得到標準化后的各組數據后（此時各組數據的平均數均為0，標準差均為1）[20]，再以年齡、性別、文化程度、婚姻狀況、腦卒中類型、腦卒中病程為控制變量，采用SPSS宏程序Process 進行多元線性回歸及中介效應分析，采用Bootstrap 方法檢驗中介效應， 重復取樣5 000次，計算95%的置信區間。 檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 一般資料 350 例老年腦卒中康復期患者，年齡（72.31±8.26）歲；其中男性 188 例（53.7%），女性 162例（46.3%）；文化程度：小學及以下 183 例（52.3%），初中 85 例（24.3%），中專/高中 49 例（14.0%），大專及以上 33 例（9.4%）；257 例（73.4%）為已婚；腦卒中類型：缺血性 278 例（79.4%），出血性 72 例（20.6%）；腦卒中病程為3.00（0.00,8.00）年，病程最長為28 年。

2.2 本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞、康復自我效能、卒中后抑郁得分情況 本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞條目均分為（3.94±1.83）分，其中180 例（51.4%）有卒中后疲勞；康復自我效能標準分為（77.08±21.29）分，各維度得分分別為：日常生活活動效能（43.19±13.79）分，自我管理效能（33.89±10.36）分；卒中后抑郁總分為 2.00（0.00, 5.00）分，其中93 例（26.6%）有卒中后抑郁。

2.3 本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞與康復自我效能、卒中后抑郁的相關性分析 Pearson 相關性分析結果顯示，本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞條目均分與康復自我效能標準分及其各維度得分均呈負相關（r=-0.566，-0.488，0.513；均P＜0.01）；Spearman 相關性分析結果顯示，本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞條目均分與卒中后抑郁總分呈正相關（r=0.513，P＜0.01），見表 1。

表1 本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞與康復自我效能、卒中后抑郁的相關性分析（n=350，r）

2.4 康復自我效能在老年腦卒中康復期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應

2.4.1 共同方法偏差檢驗 采用Harman 單因子檢驗對共同方法偏差進行診斷， 將本研究3 個量表的全部條目進行未旋轉因子分析，顯示共有6 個因子特征值＞1， 且第1 個因子解釋的變異量為35.2%，＜40%的臨界值[21]，說明本研究不存在共同方法偏差，可進一步分析。

2.4.2 老年腦卒中康復期患者的卒中后抑郁、康復自我效能與卒中后疲勞間的多元線性回歸分析 采用Hayes[22]編制的SPSS 宏程序中的Model 4 對老年腦卒中康復期患者的卒中后抑郁、 康復自我效能與卒中后疲勞間的關系進行多元線性回歸及中介效應分析。 第1 步，以卒中后疲勞為因變量，卒中后抑郁為自變量進行線性回歸分析，結果顯示，卒中后抑郁對卒中后疲勞有直接正向效應 （β=0.516，P＜0.01）；第2 步，以康復自我效能為因變量，卒中后抑郁為自變量進行線性回歸分析，結果顯示，卒中后抑郁對康復自我效能有直接負向效應（β=-0.542，P＜0.01）；第3 步，以卒中后疲勞為因變量，卒中后抑郁、康復自我效能為自變量進行線性回歸分析，結果顯示，將康復自我效能引入回歸方程后， 卒中后抑郁對卒中后疲勞的回歸系數變小（β=0.310），但直接正向效應仍顯著（P＜0.01），表明康復自我效能在卒中后抑郁與卒中后疲勞間起部分中介效應。 見表2。

表2 老年腦卒中康復期患者卒中后抑郁、康復自我效能與卒中后疲勞間的線性回歸分析

2.4.3 康復自我效能在老年腦卒中康復期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應檢驗 進一步采用Bootstrap 法進行區間估計，結果顯示，卒中后抑郁對卒中后疲勞的直接效應及康復自我效能在卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應95%CI 均不包含0，表明卒中后抑郁不僅能直接影響卒中后疲勞，而且可通過康復自我效能的中介作用間接影響卒中后疲勞，其直接效應值為0.310，中介效應值為0.206，分別占總效應的60.1%、39.9%，見表3。 中介效應模型見圖1。

圖1 康復自我效能在老年腦卒中康復期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介作用

表3 康復自我效能在老年腦卒中康復期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應

3 討論

3.1 本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞檢出率為51.4%，康復自我效能處于中等略高水平，抑郁癥狀檢出率為26.6% 本研究結果顯示， 本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞條目均分為 （3.94±1.83）分，51.4%的患者存在卒中后疲勞，與既往研究[3]結果（卒中后疲勞發生率，25%～85%）相比，處于中等偏高水平。究其原因，本組老年腦卒中康復期患者的年齡較大，為（72.31±8.26）歲，機體不可避免地發生退行性病變，營養吸收能力變差，能量儲備降低，進而極易出現身體上的疲勞[23]；同時，腦卒中引起的神經功能受損極易使患者出現活動受限、睡眠質量差等，進而加重患者精神上的疲勞[7]；此外，腦卒中康復是一個漫長的過程， 患者極易因此產生焦慮等負面心理， 而負性心理因素是卒中患者持續疲勞的驅動力之一[24]。 故本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞檢出率仍處于中等偏高水平。

本研究結果顯示， 老年腦卒中康復期患者的康復自我效能標準分為（77.08±21.29）分，與量表標準分的中間值55.00 分相比，處于中等偏高水平，與梁莉莉等[25]對170 例中青年腦卒中患者的調查結果不同，其康復自我效能得分為（78.59±27.71）分。 究其原因， 康復期的治療和鍛煉使得患者的神經功能逐漸恢復，康復的自信心與急性期相比有所提升，但同時就本組老年腦卒中患者而言， 卒中病程較長（中間值為3 年，最長為28 年），而隨著病程的延長給患者帶來的經濟負擔也逐漸加重， 身體相關的其他健康問題逐漸增多， 使得患者康復的信念有所削減；此外，隨著年齡的增加，患者的記憶力及理解能力下降，同時，本組患者整體文化程度較低（76.6%為初中及以下學歷），使得其對疾病預防、治療知識的理解和掌握不足，健康素養較低，其對自身健康管理能力的信心也會受到負面影響[8]。故本組老年腦卒中康復期患者的康復自我效能水平仍有待提高。

本研究結果顯示， 老年腦卒中康復期患者卒中后抑郁總分為 2.00（0.00，5.00）分，26.6%的患者存在卒中后抑郁，與陳艷黎等[26]的研究相比，發生率略高， 其結果顯示521 例社區中老年腦卒中患者中，24%的患者存在卒中后抑郁。 究其原因，卒中后抑郁的發生受到生物學、心理社會學等多種因素的作用。就本組患者而言，患者平均年齡較大，機體各系統結構、功能逐漸衰退，較易出現肌力、平衡能力下降，記憶力、視力、聽力減退等，導致其自我護理能力降低，身體恢復力及預后較差， 以致其無法有效承受卒中后帶來的身體、生活上的改變及經濟負擔，功能依賴性增加，抑郁的發生率較高[14]；同時，老年人普遍存在孤獨、 無用失落感， 且不善于有效表達和控制情緒，進而敏感多疑，逃避社交，提高了其發生卒中后抑郁的風險。

3.2 本組老年腦卒中康復期患者卒中后疲勞與康復自我效能呈負相關，與卒中后抑郁呈正相關 本研究結果顯示，老年腦卒中康復期患者的卒中后疲勞條目均分與康復自我效能標準分呈負相關（r=-0.566，P＜0.01），即老年腦卒中康復期患者的康復自我效能水平越高，其卒中后疲勞程度越輕；與杜彤帥[8]的研究結果相似。究其原因，康復自我效能水平高的老年腦卒中康復期患者， 治療的依從性和功能鍛煉的積極性更高，使得其神經功能恢復情況更可觀，而研究表明， 腦卒中患者的認知、 行為等神經功能情況越好，其疲勞的產生越少[27]；此外，康復自我效能水平高的老年腦卒中康復期患者能夠改變自身對疾病的感知，提高心理適應水平，其生活更加樂觀，對活動受限、 自理能力下降等一系列問題的應對方式更加積極，睡眠質量更好、負性情緒更少[28]，因此機體可感知到的疲勞也相應較少。

本研究結果顯示， 老年腦卒中康復期患者的卒中后疲勞條目均分與卒中后抑郁總分呈正相關（r= 0.513, P＜0.01），即老年腦卒中康復期患者的卒中后的抑郁癥狀越嚴重，其卒中后疲勞程度越嚴重，與既往研究[29]的結果一致。 究其原因，卒中后抑郁癥狀較重的老年腦卒中康復期患者， 其日常生活活動動機更低，甚至厭倦活動，康復鍛煉和治療的積極性更差，進而阻礙其神經功能的恢復甚至加重病情，從而增加軀體疲勞的產生；同時，卒中后抑郁癥狀加重引發的睡眠障礙、食欲下降等，使患者極易出現精神萎靡、營養缺乏、能量不足等，從而增加患者對疲勞的感知[7]。

3.3 康復自我效能在老年腦卒中康復期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間起部分中介作用 本研究結果顯示， 老年腦卒中康復期患者的卒中后抑郁對卒中后疲勞有直接正向效應（β=0.516，P＜0.01），康復自我效能在卒中后抑郁與卒中后疲勞間有部分中介作用（β=-0.381， P＜0.01）。 提示，卒中后抑郁不僅對老年腦卒中康復期患者的卒中疲勞具有直接正向預測作用，還能以康復自我效能為中介變量間接影響卒中后疲勞，中介效應量為39.9%。 究其原因，（1）當老年腦卒中康復期患者存在卒中后抑郁時，大多伴有食欲下降、悲觀多疑、精神不濟等，導致機體營養攝入不足、睡眠質量下降及體力活動減少，從而增加了患者的軀體及精神疲勞[30]。 （2）康復自我效能在卒中后抑郁和卒中后疲勞之間起到部分中介作用。康復自我效能對卒中后疲勞有直接負向效應，還可作為卒中后抑郁影響卒中后疲勞的中介變量，即卒中后抑郁對卒中后疲勞的正向預測作用包括了康復自我效能的負向效應。 腦卒中患者的抑郁程度與其日常生活活動效能水平密切負相關[31]，抑郁程度越嚴重的老年腦卒中康復期患者，日常生活活動效能越低；此外，卒中后抑郁越嚴重的老年腦卒中康復期患者，負性疾病感知水平越高，其自我管理效能越低[32]。而日常生活活動效能和自我管理效能是腦卒中康復自我效能的2 個主要維度，康復自我效能高的老年腦卒中康復期患者，日常生活活動更加積極，疾病自我管理的參與度更高，使得其神經功能的恢復效果更好，精神狀態及生活質量更佳，故患者能感知到的疲勞程度更輕。

建議醫務人員重視老年腦卒中康復期患者卒中后抑郁、康復自我效能、卒中后疲勞之間的作用，采取相應的措施減輕患者的卒中后抑郁， 提高康復自我效能的負向效應，從而減輕卒中后疲勞。機體功能的恢復可降低腦卒中康復期患者的抑郁程度，因此，建議鼓勵患者積極參與康復治療和鍛煉， 同時開展團體活動豐富老年卒中患者的社交活動以減少其孤獨感，并結合藥物、心理干預治療（如音樂療法、問題解決療法及認知行為療法等）[33-34]以預防或緩解其卒中后抑郁，進而減輕卒中后疲勞的嚴重程度。 此外，康復自我效能的間接作用應引起重視， 可定期組織開展經驗分享或交流會， 建立老年卒中患者康復小組，實施適應性舞蹈團體干預[35]等措施增強老年卒中患者康復鍛煉和自我管理的自信心； 同時康復期的老年卒中患者大多為居家療養， 此時應充分利用其家庭支持，指導家屬協助患者開展家庭治療[36]，以綜合提高老年腦卒中康復期患者的康復自我效能感，緩解卒中后抑郁對卒中后疲勞的正向效應，減輕患者的疲勞程度，進而提高其生存質量，助力建設健康老齡化國家。

4 本研究的局限性

本研究的局限性在于僅選取了新疆地區的2 所醫院進行調查，一定程度上影響了樣本的代表性，未來可進行多地區并結合社區的大樣本調查， 使研究結果更加普適；此外，本研究為橫斷面研究，尚不能闡釋變量間的因果關系， 未來需要進行縱向研究進一步探索和驗證該模型。