王 妙,潘生強
(無錫太湖學(xué)院 健康與護理學(xué)院,江蘇 無錫 214000)
第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示,我國65歲及以上的老年人口占總?cè)丝跀?shù)的13.50%[1]。我國已逐漸進入人口老齡化階段,失能老人的數(shù)量將迎來增長期,預(yù)計到2030年,我國失能和半失能老人的數(shù)量將達7611萬人,到2050年,將達1.2億人[2]。失能人口數(shù)量的增長導(dǎo)致長期照護的需求增長。從全國數(shù)據(jù)看來,目前失能老人仍以居家照護為主,占比高達85.10%,農(nóng)村地區(qū)甚至達到92.70%[3]。家庭照護具有一定的便捷性,能夠滿足老人的家庭歸屬感,且成本較低,但家庭照護不僅要求照護者具有相關(guān)的護理專業(yè)技能,也要求其投入大量時間和情緒成本,會給家庭照護者帶來經(jīng)濟與心理的雙重壓力[4]。
以無錫市市區(qū)長期失能老人的家屬為研究對象,采用基本情況調(diào)查表、SAS焦慮自測量表進行問卷調(diào)查,共發(fā)放問卷350份,有效回收問卷350份,回收率100%。SAS焦慮自測量表用于測評有焦慮癥狀的個體的主觀感受,作為衡量焦慮狀態(tài)輕重程度及其在治療中焦慮程度變化的依據(jù)。評分不受年齡、性別、經(jīng)濟狀況等因素的影響,對焦慮評定的分界值為50分,分數(shù)越高,代表焦慮傾向越明顯。49分以下為正常,50~59為輕度,60~69分為中度,69分以上為重度。采用SPSS 18.0軟件進行統(tǒng)計學(xué)分析,計量資料采用t檢驗,計數(shù)資料采用χ2檢驗。分析人口學(xué)變量上的差異,了解失能老人家屬在長期照顧過程中是否會產(chǎn)生高于常模的焦慮情緒,利用相關(guān)性分析及回歸分析研究其焦慮的影響因素,以便后期進行建議和干預(yù)。
在需要照護的失能老人中,重度失能者占41.71%,肢體失能者占82.57%,失能時間超過一年的占90.57%,配偶照顧的占52.29%,詳見表1。
以家屬性別及失能類型為自變量,使用t檢驗進行數(shù)據(jù)處理。其中,以失能類型為自變量的兩組數(shù)據(jù)間t值為1.297,P值為0.196(>0.05),無顯著性差異,不作為影響因素研究。以家屬性別為自變量的兩組數(shù)據(jù)間t值為-6.318,P<0.05,具有顯著性差異,且男性得分(55.97±11.014)低于女性得分(62.95±9.628),表明長期失能老人家屬為男性的焦慮程度低于女性。
以失能程度、失能時間、家屬身份及家庭經(jīng)濟條件為自變量,使用單因素方差檢驗進行數(shù)據(jù)處理。其中,以家屬身份為自變量,家屬身份為配偶時,焦慮程度與其他家屬身份具有顯著性差異(P<0.05),當家屬身份為父母、子女和其他時,焦慮程度無顯著性差異(P>0.05),可見,在照護長期失能老人過程中,家屬身份為配偶的焦慮程度最嚴重。以失能程度為自變量,各因素間差異顯著(P<0.05),老人重度失能時家屬的焦慮程度最嚴重。以失能時間為自變量,各因素間差異顯著(P<0.05),老人失能時間大于10年的家屬焦慮程度最嚴重。以家庭經(jīng)濟條件為自變量,各因素間差異顯著(P<0.05),家庭年收入小于5萬元的長期失能老人家屬的焦慮程度最嚴重。詳見表2。

表2 長期失能老人家屬SAS焦慮自測量表結(jié)果的單因素分析
以單因素分析中有統(tǒng)計學(xué)意義的4個變量(失能程度、失能時間、家屬身份、家庭經(jīng)濟條件)為自變量,家屬SAS焦慮自測量表的得分為因變量進行相關(guān)性分析及回歸分析。其中,對單因素分析中家屬身份進行兩兩比較,僅在家屬關(guān)系為配偶時與其他因素有顯著差異,具有統(tǒng)計學(xué)意義,其他3個因素均無顯著差異,故僅分析另外3個變量。結(jié)果顯示,失能老人的失能程度、失能時間與家庭經(jīng)濟條件均為影響家屬焦慮程度的因素(P<0.05),失能老人的失能程度、失能時間與家屬SAS焦慮自測量表得分呈正相關(guān),失能老人失能程度越重,失能時間越長,家屬的焦慮程度越重。失能老人的家庭經(jīng)濟條件與其家屬的焦慮程度呈負相關(guān),家庭經(jīng)濟條件越差,家屬的焦慮程度越重。詳見表3、表4。

表3 失能老人的失能程度、失能時間、家庭經(jīng)濟條件與其家屬焦慮程度的關(guān)系

表4 失能老人的失能程度、失能時間、家庭經(jīng)濟條件與其家屬SAS焦慮自測量表得分的回歸分析
長期失能老人家屬的焦慮情緒在性別上有顯著差異,女性平均得分(62.95±9.628)處于中度焦慮狀態(tài),男性平均得分(55.97±11.014)處于輕度焦慮狀態(tài)。可能的原因有二:①女性比較感性,對現(xiàn)狀的承受能力較差,對未知情況持悲觀心態(tài)。②女性體力較差,在照護失能老人時無法挪動或無法幫助其進行一些康復(fù)活動,心理上易產(chǎn)生無力感。
研究對象照護的普遍為60歲以上的長期失能老人,其父母健在且能承擔照護任務(wù)的情況較少。家屬身份為配偶的研究對象平均得分(61.85±9.252),大于其他家屬身份得分,處于中度焦慮狀態(tài)。可能的原因有三:①配偶每日與失能老人同吃同住,能直接感受到失能老人生理和心理上的痛苦,生活氛圍比較壓抑。②配偶年齡與失能老人相仿,身體素質(zhì)較差,無法完成一些繁重的護理任務(wù),且本身可能患有慢性疾病或長期睡眠質(zhì)量較差[5],導(dǎo)致其焦慮情緒日益加重。③失能老人能早日康復(fù)已成為其配偶的精神寄托[6],因此失能老人病情惡化會使其焦慮情緒隨之而生。
老人失能程度越高、失能時間越長,其家屬的焦慮程度越高,失能超過1年時,家屬焦慮程度會大幅增長,從輕度焦慮發(fā)展為中度焦慮。可能的原因有二:①老人失能程度越高,需要付出的照護成本就越多,中度失能老人,如偏癱患者吃飯、刷牙等活動能自理,重度失能老人大部分癱瘓在床,無法自主翻身、如廁等,照護他們的挑戰(zhàn)性較大,所以家屬易產(chǎn)生焦慮情緒。②當老人失能時間小于1年時,家屬尚未養(yǎng)成照護習慣,且對失能老人的康復(fù)抱有很大期盼。當老人失能超過1年時,家屬易產(chǎn)生疲勞感,心理上對失能老人康復(fù)的可能性失去信心,容易產(chǎn)生焦慮情緒。
家庭經(jīng)濟條件越差,家屬的焦慮程度越高。家庭年收入在10萬~20萬元和大于50萬元的,家屬的焦慮程度沒有顯著差異,家庭年收入低于10萬元的,家屬焦慮程度明顯較高。可能的原因有二:①經(jīng)濟條件好的家庭可滿足長期失能老人的藥物及專業(yè)護理需求,經(jīng)濟條件差的家庭需家屬親自承擔護理任務(wù),占用大量時間,還可能需挪用生活費購買藥物,極大地影響生活質(zhì)量,導(dǎo)致家屬產(chǎn)生焦慮情緒。②家庭經(jīng)濟條件好的家屬可更好地通過其他活動來放松心情,且對失能老人的身體狀況有比較良好的認知,所以焦慮程度會低于經(jīng)濟條件差的家屬。
對于中度及以上焦慮程度的家屬,應(yīng)積極尋求專業(yè)的心理咨詢支持,通過接受認知行為療法、接納與承諾療法等改善自身焦慮程度。認知行為療法能對家屬產(chǎn)生心理問題的原因與發(fā)展過程進行解釋和分析,與不合理信念進行辯證[7]。接納與承諾療法以功能情境和關(guān)系框架理論為基礎(chǔ),可緩解個體的心理應(yīng)激障礙水平[8]。在走訪過程中了解到,某位男性失能老人未失能時脾氣暴躁,因為腦梗失能導(dǎo)致偏癱且無法說話。其家屬焦慮于已經(jīng)照顧3年,還要這樣一直照顧下去。故其家屬需尋求心理幫助,改變認知緩解焦慮程度。
對于家庭成員眾多,由專人(配偶、子女或其他)照護失能老人的,家庭其他成員需密切關(guān)注照護者的情緒狀況,主動提供幫助,經(jīng)常詢問照護者心情,給予鼓勵。家庭成員可輪流承擔照護工作,或分工負責,如男性家屬負責給失能老人翻身、活動,女性家屬負責刷牙、洗臉等,防止出現(xiàn)家屬眾多卻忽視照護者感受,使其感到孤獨甚至憤怒,從而加劇其焦慮程度的情況。
失能老人及其照護者長期脫離正常社交,也會產(chǎn)生焦慮情緒。很多照護者無法與不同輩家屬傾訴情緒,其朋友可經(jīng)常與其交談,邀請其參加社交活動,密切關(guān)注其情緒狀態(tài),引導(dǎo)其傾訴煩惱。對于無兒無女的孤寡老人,社區(qū)應(yīng)多組織娛樂活動,動員其他低齡且身體素質(zhì)好的老人時常關(guān)照他們,構(gòu)建和諧的社區(qū)氛圍,降低長期失能老人家屬的焦慮風險。
關(guān)注長期失能老人家屬是否患有基礎(chǔ)疾病,可為其提供方便快捷的醫(yī)療條件,如在社區(qū)準備糖尿病藥物、低血糖藥物等。社區(qū)可為失能老人提供專業(yè)的醫(yī)療照護支持及充足的資源與人力支持,可定期派遣志愿者到失能老人家中幫助其洗澡、理發(fā)等。政府可為長期失能老人家屬提供社會保障,出臺長期護理保險政策等[9],以減輕長期失能老人家屬的焦慮程度。
很多長期失能老人家屬意識不到自己已經(jīng)被焦慮情緒困擾,或知道自己有心理問題卻不知如何解決。社區(qū)可定期開展相關(guān)講座,派發(fā)相關(guān)宣傳冊,使長期失能老人的家屬及時掌握相關(guān)信息,從而盡早解決甚至杜絕心理問題的產(chǎn)生。