老年自我忽視在農村老年人社會支持與健康促進生活方式間的中介效應分析

易子涵,孫子科技木,李 茜,張海茹,鞠 梅,羅 琳

我國高度重視老年人的健康問題,《國務院關于實施健康中國行動的意見》中明確提出老年人是健康促進行動的重要人群[1]。Pender教授將健康促進生活方式(health-promoting lifestyles,HPL)定義為為維持或促進自身的健康,達到自我實現和滿足采取的任何行為活動,包括營養、體育鍛煉、健康責任、人際關系、壓力管理和精神成長[2]。研究顯示,提高HPL水平可以有效延緩與衰老相關的疾病和殘疾,限制疾病的惡化并緩解病人心理問題,減輕慢性病病人的癥狀,維持或改善健康,預防疾病,提高其生活質量[3]。

農村老年人健康促進面臨巨大挑戰。首先,我國城鄉老齡化倒置,農村老年人基數大[4]。其次,大多數農村老年人的文化水平普遍低于城市老年人,對于健康相關知識的認知、理解存在困難。此外,農村青年人的流動使空巢老年人數量增加,農村空巢老年人心理問題突出[5]。一項Meta分析顯示,我國西部地區老年人的HPL水平低于中部地區[6]。因此,亟需關注西部地區農村老年人的HPL。

社會支持是一種有益于健康的社會因素和可利用的外部資源。已被證明是一種重要的緩沖系統,它能反映個體和社會聯系的質量和密切程度[7]。大量研究表明,社會支持與HPL密切相關[8]。自我忽視的風險與脆弱性模型提出,社會支持是老年人自我忽視[9]的重要外源性影響因素。老年自我忽視(elder self-neglect,ESN)是指老年人不能維持社會和文化上可接受的自我照顧標準,可能對他們自己的健康和幸福造成嚴重后果,甚至可能對他們的社區造成嚴重后果[10]。ESN對老年人的健康非常不利,可導致老年人生活質量下降[11]、醫療依從性下降[12]、自殺意念[13]的風險增加。本研究團隊前期研究發現ESN是農村老年慢性病病人的獨立危險因素[14]。由此可見,社會支持和ESN可能直接影響老年人的HPL,但社會支持與ESN和HPL之間的作用機制尚不清楚。本研究將以四川省農村老年人為研究對象,探討ESN在社會支持與HPL之間的中介作用,旨在為社會支持與HPL之間的中介作用提供理論依據。

1 對象與方法

1.1 研究對象

1.2 調查工具

1.2.1 一般資料調查表

一般資料調查表內容包括年齡、性別、文化程度、宗教信仰、經濟來源、是否獨居、是否喪偶、是否參與隔代撫育。

1.2.2 社會支持量表

采用肖水源[15]編制的社會支持量表,主要用來測量被調查者的社會支持水平。該量表包括主觀支持、客觀支持、支持利用度3個維度,共10個條目。總分越高,表示社會支持水平越高。該量表在國內廣泛運用,適合我國農村老年群體的調查。本研究中該量表Cronbach′s α系數為0.707。

1.2.3 農村老年人自我忽視量表

采用趙媛媛[16]編制的農村老年人自我忽視量表,主要測量農村老年人自我忽視水平,包含醫療、衛生、情感、安全、社會交往5個維度共14個條目,采用Likert 4級評分(0～3分),總分越高表示農村老年人自我忽視水平越嚴重。分為自我忽視(在5個維度中至少有3個維度得分≥3分);可疑自我忽視(得分1～3分,或5個維度的得分都≤2分,或至多有2個維度得分為3分);無自我忽視(得分為0分)。本研究中該量表Cronbach′s α系數為0.873。

1.2.4 健康促進生活方式修訂版調查量表

(1)保障當事人權益之需。經再審改判的民事案件，因對方當事人死亡或注銷等原因而無法執行回轉或因法院消極立案、審理錯失最佳執行期導致當事人合法利益受損的情形在司法實務中并不罕見，但因法律救濟的大門至今一直緊閉著，最終勝訴的當事人只能“贏了官司輸了金錢”。當事人不免會產生如此疑問：因法院的錯誤造成我的損失就該自己承擔嗎？法院就沒有責任嗎？[4]發出這樣疑問的人也許法律知識知道得不多，但卻讓司法難以回應。很多被錯判的民事案件的當事人還向法院交納了高額的訴訟費用，收了錢的法院卻未將案件判好，并因此造成當事人合法權益嚴重受損。這不僅與現代權責平衡原則相悖，也與我國“司法為民”的根本宗旨不符。

采用曹文君等[17]在健康促進生活方式量表-Ⅱ(HPLP-Ⅱ)的基礎上修改的健康促進生活方式修訂版調查量表,主要用于測量被調查者健康促進生活方式水平。該量表包括營養、體育運動、健康責任、人際關系、壓力管理、自我實現6個維度,共40個條目。采用Likert 4級評分法(1～4分),得分越高表示健康促進生活方式水平越高。本研究中該量表Cronbach′s α系數為0.931。

1.3 質量控制

在調查開始前進行調查人員的招募、培訓和考核,調查人員經模擬調查考核過關后才可正式調查。在調查過程中,調查人員采用統一的指導語進行解釋,不使用暗示性語言。在調查完成后當場核對問卷有無漏填、錯填,問卷結果采用EpiData 3.1軟件雙人錄入,并查對雙人錄入的數據。

1.4 統計學方法

2 結果

2.1 農村老年人一般資料

本次調查了1 486名農村老年人,年齡為(70.53±6.86)歲,女性有799人(53.8%),大多數(85.46%)農村老年人文化程度為小學及以下,僅26.65%的農村老年人經濟來源為個人,50.74%的農村老年人參與了隔代撫育。詳見表1。

表1 農村老年人一般資料(n=1 486)

2.2 農村老年人社會支持、ESN與HPL現狀

所調查農村老年人社會支持總分為(39.91±7.73)分,3個維度得分分別為主觀支持(22.20±4.63)分,客觀支持(10.22±2.87)分,支持利用度(7.50±2.32)分。農村老年人ESN總分為8(4,12)分,篩查為有ESN的占24.8%;農村老年人HPL得分為(94.78±18.29)分,各維度得分最高的為人際關系(14.67±3.28)分,得分最低的為體育運動(13.68±4.50)分。

2.3 農村老年人HPL的影響因素分析

2.3.1 農村老年人HPL的單因素分析

農村老年人HPL的單因素分析結果顯示,年齡、文化程度、宗教信仰、經濟來源、是否獨居、是否喪偶、是否參與隔代撫育是農村老年人HPL的相關因素(P<0.05)。詳見表2。

表2 不同人口學特征農村老年人HPL得分比較(n=1 486) 單位:分

2.3.2 農村老年人社會支持、ESN與HPL的相關性分析

研究結果顯示,所調查農村老年人的社會支持與ESN呈負相關(r=-0.347,P<0.001);ESN與HPL呈負相關(r=-0.516,P<0.001);社會支持與HPL呈正相關(r=0.451,P<0.001)。

2.3.3 農村老年人HPL的多因素分析

將農村老年人的HPL得分作為因變量,將單因素分析中有統計學意義的7個變量和相關性分析中有統計學意義的變量作為自變量,進行多元線性回歸分析。自變量賦值方式見表3。結果顯示,社會支持、ESN、年齡、文化程度、經濟來源、是否獨居、是否喪偶是農村老年人HPL的影響因素(P<0.05),見表4。

表3 自變量賦值方式

表4 HPL的分層多元線性回歸分析

2.4 ESN在農村老年人社會支持與HPL間的中介效應探索

2.4.1 回歸分析

采用溫忠麟等[18]提出的中介效應檢驗程序,通過進行回歸的方法去探索ESN的中介作用。首先將HPL作為因變量,社會支持作為自變量進入方程第1步;然后將ESN作為因變量,社會支持作為自變量進入方程第2步;最后將HPL作為因變量,社會支持、ESN作為自變量進入方程第3步。研究結果顯示,不存在掩蔽效應(ab>0,c′>0)。逐步回歸分析顯示,社會支持可正向預測HPL(β=0.442,P<0.001);社會支持可負向預測ESN(β=-0.339,P<0.001);社會支持(β=0.327,P<0.001)與ESN(β=-0.339,P<0.001)可預測農村老年人HPL,見表5。以上結果說明ESN在社會支持與HPL之間可能存在中介效應,需進一步進行中介效應檢驗。

表5 農村老年人社會支持、ESN、HPL的回歸分析結果

2.4.2 中介效應檢驗

通過AMOS 23.0軟件建立結構方程模型,進一步檢驗ESN的中介作用。模型修正采用的方法主要為增加指標殘差之間的相關,得到最終模型,見圖1。此時修正后模型適配度結果顯示,卡方自由度比(χ2/df)=9.031,標準化均方根殘差(SRMR)=0.051(<0.08),近似誤差均方根(RMSEA)=0.074(<0.08),增量擬合指數(IFI)=0.909、塔克-劉易斯指數(TLI)=0.885、比較擬合指數(CFI)=0.909。修正后的模型與原始模型比較差異有統計學意義(△χ2=54.444,P<0.001),說明模型可接受。總效應、中介效應、間接效應的95%CI均不包含0,說明P<0.05,具有統計學意義(見表6)。研究結果表明,ESN在社會支持與HPL間具有中介作用,標準化間接效應量為0.188,標準化總效應為0.622,間接效應占總效應的30.23%。

① P<0.001。圖1 農村老年人ESN在社會支持與HPL間的中介模型

表6 農村老年人ESN在社會支持與HPL間的中介效應檢驗

3 討論

3.1 農村老年人ESN、社會支持、HPL現狀

所調查的1 486名農村老年人篩查為有ESN的占24.8%,略高于趙媛媛[16]的研究(26.7%)。農村老年人ESN總分為8(4,12)分,高于李杰[19]研究的安徽省馬鞍山市農村老年人ESN總分[4(1,7)分]。可能的原因是本次調查地點為國家西部農村地區,經濟水平較為落后。得分最高的維度為醫療自我忽視,與國內外研究[19-20]結果一致。可能的原因:1)老年人文化程度普遍偏低(小學及以下者占85.46%),缺乏醫療保健知識,所以對自身醫療健康關注度不強;2)所調查的老年人為所在農村地區,可能所在地區基層衛生服務數量不足及質量不高,造成老年人交通不便、主觀不愿就診。因此,提示基層衛生服務工作者應對農村老年人的ESN加強關注。

本研究結果顯示,農村老年人社會支持水平一般,總分為(39.91±7.73)分,高于李杰[19]研究的農村老年人社會支持得分水平(33.43±5.99)分,可能與地方對農村老年人的關注及支持增加有關。本研究結果顯示,農村老年人的HPL水平一般,總分為(94.78±18.29)分。HPL各維度得分排序與邵文娟[21]的研究結果類似。反映出所調查的農村老年人愿意與他人建立良好的人際關系。農村老年人體育運動維度得分最低可能的原因:1)隨著年齡增加,行動不便;2)軀體疾病伴身體不適,不愿意去或者不能去運動;運動相關知識缺乏,不會選擇適合自身的運動方式;3)農村地區老年人公共體育活動場所較少或者缺乏等。提示基層衛生服務工作者應加強對老年人的健身運動教育,講解適宜他們自身的運動;政府及相關部門應加強農村區域老年人運動、娛樂中心的建設。

3.2 農村老年人ESN與社會支持、HPL的相關性分析

本研究結果顯示,社會支持與HPL呈正相關,社會支持可以正向預測HPL。與國內外對不同特征老年人的研究結果相似。Oh[22]發現社會支持是韓國慢性病老年女性HPL最大的影響因素。欒偉等[23]發現城鄉社區社會支持是城鄉社區老年人HPL的影響因素。

本研究結果顯示,農村老年人社會支持與ESN呈負相關,社會支持可以負向預測ESN。國內外眾多學者提出社會支持是ESN的重要影響因素,是自我忽視概念框架的關鍵因素之一。Dyer等[24]提出的自我忽視風險脆弱模型中顯示社會支持是ESN的外源性影響因素。Iris等[25]提出了老年人自我忽視概念模型,缺乏社交、無人幫助是ESN在社會因素方面的重要影響因素。國內眾多研究采用工具測量老年人群自我忽視情況也均發現社會支持對ESN具有重要影響[23,26]。本研究結果顯示,ESN與HPL呈負相關,ESN可以負向預測HPL。ESN會導致老年人的自我護理能力下降,還可能面臨營養狀況改變的風險、未經治療的情況發生等。Burnett等[12]研究發現,有抑郁癥狀的自我忽視病人相比無抑郁癥狀的自我忽視病人更有可能有未經治療的情況(OR=4.84)。Smith等[27]研究發現,具有自我忽視的老年人面臨營養狀況改變的風險,尤其是葉酸、維生素D和抗氧化劑。因此,本研究推測ESN與HPL之間存在明顯的關系。有研究顯示,具有自我忽視的老年人會影響其自我護理能力。本研究結果符合預期假設。

3.3 農村老年人ESN在社會支持與HPL間的中介效應

本研究結果顯示,農村老年人ESN在社會支持與HPL間有部分中介作用。社會支持可以直接影響農村老年人的HPL,也可以通過ESN間接對HPL產生影響,提示農村老年人ESN在社會支持與HPL之間具有重要的中介作用。與鄭曉[28]基于結構方程模型探索的HPL部分作用機制相似(健康狀況在家庭支持系統和HPL間有中介作用)。提示農村衛生服務人員應該加強對農村老年人ESN的篩查,尤其對高齡、喪偶、文化水平低、經濟困難及鄰里關系差的老年群體;基層干部應組織提倡構建良好的鄰里關系、愛老護老的良好氛圍,不僅關注老年人的身體和心理狀態,還要關注所居住的自然環境和社會環境狀況;政府應投入更多的資金進行基層衛生老年專業服務人才培養及農村老年人活動中心建設。

4 小結

綜上所述,所調查農村老年人的ESN發生率較高;ESN在農村老年人的社會支持與HPL間起到部分中介作用。提示基層衛生服務人員應加強對農村老年人ESN的關注,以及對老年人社會、心理健康領域的評估,做好農村老年人ESN、社會心理健康狀況的篩查和評估工作,特別是對高齡、喪偶、獨居等特殊老年群體進行篩查和評估。本研究存在的主要局限是橫斷面研究設計,不能證明變量之間的因果關系;其次,本研究的測量方法為問卷調查,主觀測量問卷可能存在一定的報告偏倚。未來的研究將采取更為科學的抽樣方法,進一步細化研究人群,采用科學的抽樣方法和縱向研究設計,進一步探索變量之間的因果關系,為HPL干預提供充分的理論依據。