血液透析患者飲食治療態度的現狀及影響因素分析

李家琳 于涵 董歡 付麗 王雪 宋晶晶

（1.中國人民武裝警察部隊后勤學院，天津 300309；2.天津醫科大學第二醫院；3.天津醫科大學護理學院）

血液透析（Hemodialysis，HD）是目前臨床治療終末期腎臟疾病（End-Stage Renal Disease,ESRD）最安全、見效最快的腎臟替代療法。然而，HD 僅部分改善患者癥狀，無法恢復其正常生理狀態。近些年，限磷、限鉀、低鹽及低蛋白飲食等輔助療法已成為護理研究熱點[1-4]。現有研究主要探討飲食治療的依從性[5]、自我管理[6]、自我效能[7]等行為結局改變，而鮮有研究涉及飲食治療態度等行為過程改變。目前已知情感、認知、行為意向及文化影響飲食治療態度[8]，而依從行為與治療態度存在相關性[9-10]。文獻報道影響依從性的因素[11]可能間接影響態度，而缺少其直接影響因素的探討。行為的過程改變影響并決定著行為的結局改變，分析HD 患者飲食治療態度十分必要。態度結構一致性理論指出，情感、認知及總體態度之間相互影響[12]。本研究基于該理論，旨在了解HD 患者飲食治療態度的現狀，并分析其影響因素，為后期臨床干預制定有針對性的措施提供依據。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用便利抽樣的方法，選取2019 年3 月至4 月在天津市某三級甲等醫院腎臟病血液凈化中心門診進行HD 的285 例患者作為研究對象。納入標準：①參考2017 年慢性腎臟病（CKD）篩查診斷及防治指南[13]，確診為CKD 且接受HD 的患者；②年齡≥18歲；③透析時間≥3 個月，透析頻率≥2 次/周；④智力正常，語言表達和接受理解能力正常，能獨立或在調查者協助下完成本研究者。排除標準：①嚴重精神病病史者；②同時患有腫瘤，近半年內接受放療、化療者。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調查表

自行編制HD 患者一般資料調查表，包括年齡、透析齡、性別、婚姻狀況、文化程度、職業、家庭人均月收入、主要照顧者、負責備餐者、吸煙、飲酒、透析間期體質量增長百分比（IDWG/DW）、尿量、病因、合并癥、服用降磷藥、服用鈣劑及近1 個月化驗指標（血紅蛋白、血磷、血鉀及血鈣）。

1.2.2 HD 患者飲食治療態度量表（the Attitude Scale for the Dietary Therapy of HD Patients，ASDTH）

量表由ONBE 等[8]研制，研究者進行漢化[14]。中文版ASDTH 包括13 個條目，3 個維度：認知影響的行為意向（6 個條目）、飲食文化影響的行為意向（4 個條目）及飲食改變的消極影響（3 個條目）。其內容效度指數為0.83～1.00，Cronbach's α 系數為0.815～0.849，重測信度為0.765～0.838。該量表采用Likert 4 級評分法，選項為 “非常不同意”“不同意”“同意”“非常同意”，并分別賦值1～4 分，總分為13～52 分。分數越高提示HD 患者的飲食治療態度越好。根據其總分的第25、75 百分位數[15]，13～36 分定義為飲食治療態度較差，37～43 分定義為飲食治療態度適中，44～52 分定義為飲食治療態度較好。

1.2.3 正性負性情緒量表（the Positive and Negative Affect Schedule，PANAS）

量表由WATSON 等[16]研制，黃麗等[17]引進。中文版PANAS 包括20 個代表情緒的形容詞，2 個分量表，即正性情緒（Positive Affect，PA）（10 個形容詞）和負性情緒（Negative Affect，NA）（10 個形容詞）。其Cronbach's α 系數為0.82～0.85，重測信度為0.47，效標關聯效度為0.65。該量表采用Likert 5 級評分法，選項為“幾乎沒有”“比較少”“中等程度”“比較多”“極其多”，并分別賦值1～5 分，PA 與NA 均為10～50 分。PA 與NA 分數越高提示HD 患者的正向與負向情緒越高。

1.2.4 疾病感知問卷簡化版（Brief Illness Perception Questionnaire，BIPQ）

問卷由BROADBENT 等[18]研制，梅雅琪等[19]引進。中文版BIPQ 包括9 個條目，即影響、時程、個人控制、治療控制、癥狀鑒別、關注、理解、情緒反應及病因。其Cronbach's α 系數為0.77，折半信度為0.81，效標關聯效度為-0.671，各條目與總量表間的相關系數為0.306～0.832。該量表前8 個條目采用0～10 級的11 點Likert 評分法，總分為0～80 分；第9個條目為開放性問題，由受測者列出3 個自認為最重要的致病因素。分數越高提示HD 患者感知疾病的危害越嚴重。

1.2.5 終末期腎臟病飲食知識問卷

問卷由張倩倩[20]研制，包括13 個條目，4 個部分，即飲食原則、飲食相關知識、食物種類選擇及飲食相關實驗指標知識。其Cronbach's α 系數為0.798，重測信度為0.866。各條目均為單項選擇題，回答正確得1 分，否則得0 分，總分為0～13 分。分數越高提示HD 患者的飲食知識水平越高。

1.2.6 社會支持評定量表（SocialSupportRating Scale，SSRS）

量表由肖水源[21]研制，包括10 個條目，3 個維度，即客觀支持（3 個條目）、主觀支持（4 個條目）及對支持的利用度（3 個條目）。其Cronbach's α 系數為0.89～0.94，重測信度為0.92。該量表第1～4、8～10個條目，選擇1～4 項，并分別賦值1～4 分；第5 個條目的A～E 項分別采用Likert 4 級評分法，選項為“無”“較少”“一般”“全力支持”，并分別賦值1～4 分；第6、7 個條目若“無任何來源”則計0 分，若回答“下列來源”則有幾個來源計幾分；總分為12～72 分。分數越高提示HD 患者的社會支持水平越高。

1.3 資料收集方法

研究者告知患者本研究的目的意義。通過查閱紙質及電子病歷，研究者本人填寫一般資料調查表的部分內容。其余內容由研究者采用統一的指導語介紹后，研究對象獨立填寫。對于問卷中表意不清的條目，研究者采用中性客觀的立場解釋；對于老年患者、文化程度較低或因疾病導致無法執筆答卷的患者，由研究者詢問患者及家屬后代為填寫。問卷填完后，立即檢查是否有錯填、漏填條目；待問卷合格后，方可收回。

1.4 統計學方法

應用Epidata 3.1 軟件進行雙人數據錄入與核對，采用SPSS 25.0 統計軟件進行分析，以P＜0.05 為差異有統計學意義。計數資料采用頻數、百分比進行描述；正態性檢驗（K-S Test）結果顯示，計量資料均為非正態分布，釆用中位數、四分位數進行描述。計量資料采用Spearman 秩相關；計數資料或等級資料采用Mann-Whitney U 秩和檢驗或Kruskal-Wallis H檢驗進行單因素分析。計量資料進行正態性轉換后，將單因素分析中具有統計學意義的因素設為自變量，中文版ASDTH 總分設為因變量，進行多元逐步回歸分析。

2 結果

2.1 HD 患者一般資料與飲食治療態度的關系

本研究共發放問卷300 份，回收問卷285 份，有效回收率為95.0%。285 例血液透析患者年齡59.0（49.0，65.0）歲，與飲食治療態度得分的相關系數為-0.017，P=0.774；透析齡42.0（18.0，90.0）個月與飲食治療態度得分的相關系數為-0.032，P=0.587。單因素分析結果顯示，不同性別、婚姻狀況、主要照顧者、負責備餐者、吸煙、飲酒、服用降磷藥及血紅蛋白的HD 患者飲食治療態度的差異有統計學意義（P＜0.05）。見表1。

表1 不同特征HD 患者飲食治療態度得分情況[M(P25,P75)]

2.2 HD 患者各量表得分與飲食治療態度的關系

HD 患者的飲食治療態度總分為40.0（37.0，43.0）分，飲食治療態度較差者67 例（23.5%），飲食治療態度適中者150 例（52.6%），飲食治療態度較好者68 例（23.9%）。相關性分析結果顯示，正性情緒、疾病感知、飲食知識及社會支持與HD 患者飲食治療態度相關（P＜0.05）。見表2。

表2 HD 患者各量表得分與飲食治療態度總分的相關性分析（n=285）

2.3 HD 患者飲食治療態度的多因素分析

將具有統計學意義的因素進行正態性轉換后設為自變量，中文版ASDTH 總分設為因變量。自變量賦值見表3。采用強迫法分層進入回歸方程[22]。多元逐步回歸分析顯示，社會支持、飲食知識、疾病感知、飲酒、男性及本人負責備餐為HD 患者飲食治療態度的影響因素（P＜0.05）。見表4。

表3 自變量賦值表

表4 HD 患者飲食治療態度影響因素的多元線性回歸分析（n=285）

3 討論

3.1 HD 患者的飲食治療態度有待提升

本研究結果顯示，HD 患者的飲食治療態度處于中等以上水平；飲食治療態度適中者居多；飲食治療態度較好與較差者比例相當。這與杜愛燕等[9]結論相悖。這可能與測量指標為主觀問卷評分，不同測量工具、研究者間存在測量誤差有關；也可能與單中心研究的樣本缺乏代表性有關。調查顯示，僅77.5%和62.1%的中國患者認為限制液體攝入和控制飲食非常重要[10]；而95.0%和92.1%的美國患者認為上述兩者非常重要，比例相對較高[23]。這可能與我國國情有關，我國的社會經濟地位和居民生活方式相較發達國家存在很大差異[24]。雖然多數患者目前提高了對疾病的重視，生活習慣得以改善，但是仍有部分患者飲食治療態度較差。因此，HD 患者的飲食治療態度有待進一步提升。

3.2 HD 患者飲食治療態度的影響因素分析

3.2.1 HD 患者的社會支持水平越高，飲食治療態度越好

本研究結果顯示，HD 患者的社會支持水平越高，飲食治療態度越好。這與AHRARI 等[25]結果一致。社會支持包括醫務人員、家屬和朋友的支持。KARA 等[26]認為，家屬是患者社會支持的重要提供者；家屬或朋友的支持是影響飲食和液體依從性的重要因素。提高患者社會支持的最佳途徑是健康教育。因此，醫護人員應同時對家屬及患者進行健康教育，可使家屬進一步指導和監督患者的飲食習慣。

3.2.2 HD 患者的飲食知識水平越高，飲食治療態度越好

本研究結果顯示，HD 患者的飲食知識水平越高，飲食治療態度越好。這與FORD 等[27]及LI 等[28]結論相似。目前，授權教育[29]、知信行健康教育[30]及品管圈活動[31]等不同模式健康教育有助于提高患者飲食知識水平，進而提高其飲食治療態度及依從性。此外，隨著同伴教育[32]、微信教育[33]或“互聯網+”[34]等新興教育模式不斷發展，家屬及患者還可從病友或媒體中獲取相關知識信息。因此，如何科學有效地開展不同形式的健康教育有待后期完善。

3.2.3 HD 患者感知疾病的危害越嚴重，飲食治療態度越好

本研究結果顯示，HD 患者感知疾病的危害越嚴重，飲食治療態度越好。這與齊永扎[35]結論相似。HD 僅部分改善患者癥狀，無法恢復其正常生理形態，導致其合并癥增多、生活質量及生存率下降。目前，多數患者考慮到疾病的危害性，從而改善不良的生活習慣。

3.2.4 飲酒、男性HD 患者的飲食治療態度較差

本研究結果顯示，男性患者的飲食治療態度較差，與SCHMID 等[36]及KHALIL 等[37]結論相似；飲酒患者的飲食治療態度較差，與SCHMID 等[36]結論相似。本研究亦表明，飲酒患者均為男性。這可能與男性患者在工作及生活中需要面對更多的社交場合有關；也可能與其本身低文化程度及不穩定的經濟基礎導致不良的生活習慣有關。由于ESRD 階段的腎臟代謝功能紊亂，飲酒患者體內酒精無法通過腎臟正常排出，導致各種合并癥的發生。因此，醫護人員及家屬應指導和監督男性尤其飲酒患者的生活習慣。

3.2.5 HD 患者本人負責備餐的飲食治療態度較差

本研究結果顯示，與家屬或他人負責備餐相比，HD 患者本人負責備餐的飲食治療態度較差。ONBE等[8]調查顯示，家屬負責備餐的比例最高（56.6%），本人負責備餐位居其次（38.7%）。這與本研究結果相似。家屬在負責患者日常飲食的同時起到積極監督其飲食習慣的作用。多數本人負責備餐者日常生活無人照料，生活質量無法保障。因此，醫護人員應多關注本人負責備餐的患者，并積極與其溝通改善患者的飲食治療態度。

4 結論

社會支持及飲食知識水平越高、感知疾病的危害越嚴重者，飲食治療態度較好；男性尤其飲酒者及本人負責備餐者，飲食治療態度較差。本研究的受試對象來自單中心，橫斷面研究的樣本可能會受時間的影響，便利抽樣的樣本例數相對較少，主觀問卷評分可能會高估或低估患者的測量指標。未來研究可采用多中心縱向研究，擴大樣本量，嚴格按照分層抽樣的方法，尋求更為精準客觀的臨床評價指標調查數據，針對不同患者及其家屬提供科學有效的個性化健康教育方案，改變不良生活習慣，幫助其學會自我管理，更好地控制鈣磷水平，從而恢復其部分生理狀態和社會功能。