社區老年人醫養結合養老需求分析中引入安德森行為模型的效果觀察

虞亞蔚,顧玉慧,張學梅,金 燕,朱 琳,楊佳靈

南通大學附屬醫院,江蘇 226001

隨著我國人口老齡化問題的深化,老年人的安全感、幸福感已成為人們關心的問題[1]。調查顯示,截至2019年底,我國65歲以上老年人口達1.76億,占總人口的12.6%,其中失能老年人數為4 000萬人以上[2]。老年人對于康復、醫療及生活照料等存在極大需求,目前國內養老服務行業發展較為遲緩,如何有效改進養老服務,提高老年人生活質量具有重要意義[3]。醫養結合模式作為一種新型養老服務模式,遵循有病治病、無病療養的原則,將醫療與養老有效結合,充分利用社區現有醫療及養老資源進行整合,盡可能利用社會資源為老年人提供專業、系統的醫療服務[4]。安德森行為模型可較好地解釋影響衛生服務利用的因素。目前,該模型已被廣泛用于養老、衛生服務等領域[5]。本研究對南通市某社區老年人醫養結合養老需求的影響因素進行分析,并創建安德森行為模型,旨在為相關養老服務政策的制定提供依據。

1 對象與方法

1.1 研究對象

抽取2022年1月—12月在南通市某社區居住的老年人900人為研究對象。按照是否有醫養結合養老需求分為有需求組(638人)、無需求組(262人)。納入標準:年齡≥60歲;在本社區居住時間>6個月;具有正常溝通能力;能夠配合完成問卷調查;對此次調查知情同意。

1.2 方法

1.2.1 調查工具

1.2.1.1 基礎資料調查表

采用基礎資料調查表對調查對象的年齡、學歷、婚姻狀況等資料進行調查。

1.2.1.2 醫養結合調查表

根據國家衛生健康委出臺的《醫養結合機構服務指南(試行)》及《醫養結合機構管理指南(試行)》等相關法規及指南,由課題小組成員及養老管理專家共同討論編制醫養結合調查表,包括生活照料、醫療護理、健康管理、心理慰藉、設施安全5個維度,共20個條目,總分為0～100分,0～60分為“不了解”,61～80分為“有點了解”,81～100分為“非常了解”。該量表Cronbach′s α系數為0.884,重測信度為0.896。

1.2.1.3 衰弱綜合評估量表

共4個維度,總分0～97分,20分以下為“無衰弱,20～40分為“輕度衰弱”,>40～50分為“中度衰弱”,>50～97分為“重度衰弱”[6]。該量表Cronbach′s α系數為0.867,重測信度為0.883。

1.2.1.4 抑郁自評量表

共20個條目,每個條目計1～4分,抑郁嚴重指數=總分×1.25/80。其中抑郁嚴重指數在0.50以下為“無抑郁”,0.50～0.59為“輕度抑郁”,0.60～0.70為“中度抑郁”,0.70以上為“重度抑郁”[7]。該量表Cronbach′s α系數為0.904,重測信度為0.941。

1.2.1.5 社會支持評定量表

共3個維度,10個條目,總分<33分為“低社會支持”,33～45分為“一般社會支持”,>45分為“高社會支持”[8]。該量表Cronbach′s α系數為0.947,重測信度為0.939。

1.2.2 調查方法

采用現場調查方式,調查對象知情同意后,實施一對一問卷調查,所有調查人員均經培訓且使用統一指導用語,向被調查者詳細講述調查目的、方法、意義等,并囑其自行填寫。對無法自行填寫者可通過口述、調查人員代為填寫的方式完成調查。所有調查問卷均當場發放,填寫完當場回收,有效回收率為100%。收集到的資料妥善整理與保存,在錄入數據前反復核對,確保數據準確與完整,并由另1人再次核對。

1.2.3 統計學方法

采用SPSS 22.0進行統計分析,定性資料采用例數、百分比(%)描述,行χ2檢驗或Fisher精確概率法,等級資料采用秩和檢驗,對社區老年人醫養結合需求的影響因素進行單因素分析,創建安德森行為模型,將傾向性因素納入模型1,將傾向性因素及使能因素納入模型2,將傾向性因素、使能因素及需求性因素納入模型3,采用Hosmer-Lemeshow檢驗模型預測概率與擬合程度,將社區老年人醫養結合需求單因素分析中差異有統計學意義的項目納入模型3,進行二元Logistic回歸分析,P<0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 社區老年人醫養結合養老需求影響因素的單因素分析(見表1)

表1 社區老年人醫養結合養老需求影響因素的單因素分析 單位:人

2.2 安德森行為模型預測概率及擬合程度

創建安德森行為模型,將社區老年人醫養結合養老需求的影響因素分為傾向性因素(年齡、學歷、婚姻狀況)、使能因素(子女數量、居住方式、家庭可支配月收入、醫療保險情況、就醫方便程度、社會支持水平)及需求性因素(合并慢性病種類、養老滿意度、衰弱程度、抑郁程度、醫養結合認知水平),將傾向性因素納入模型1,將傾向性因素及使能因素納入模型2,將傾向性因素、使能因素及需求性因素納入模型3,經Hosmer-Lemeshow檢驗,模型2、模型3的-2對數似然值(-2LL)均較模型1小,Cox &Snell廣義決定系數(Cox &SnellR2)均較模型1大;模型3的-2LL較模型2小,Cox &SnellR2較模型2大,可見模型3對樣本擬合程度最優。將使能因素加入模型1,Nagelkerke廣義決定系數(NagelkerkeR2)明顯增長,將需求性因素加入模型2,NagelkerkeR2增長較低,模型3 NagelkerkeR2=0.644,可見模型3對社區老年人醫養結合養老需求解釋度最好,模型2次之,模型1最低。見表2。

表2 安德森行為模型預測概率及擬合程度

2.3 社區老年人醫養結合養老需求影響因素的二元Logistic回歸分析

以社區老年人醫養結合需求作為因變量(無=0,有=1),以單因素分析中差異有統計學意義的因素作為自變量,納入模型3二元Logistic回歸分析,自變量賦值情況見表3。經二元Logistic回歸分析,年齡、子女數量、就醫方便程度、合并慢性病種類、衰弱程度、社會支持水平、抑郁程度、醫養結合認知水平是社區老年人醫養結合養老需求的影響因素(P<0.05)。見表4。

表3 自變量賦值說明

表4 社區老年人醫養結合養老需求影響因素的二元Logistic回歸分析

3 討論

本研究中,社區老年人對于醫養結合有所了解的491人,占54.56%,對醫養結合養老有需求的638人,需求率為70.89%。表明本社區老年人對于醫養結合的認知程度整體較高,且具有較高醫養結合需求度。究其原因主要與該社區積極響應國家對于醫養結合號召,深入宣傳醫養結合意義等相關[9]。但有醫養結合需求的老年人群中對于醫養結合相關內容非常了解的僅有56人,占6.22%(56/900),可見對于提升社區廣大老年人醫養結合相關認知水平的工作仍需加大力度。

本研究通過建立安德森行為模型,將社區老年人醫養結合養老需求的影響因素分為傾向性因素、使能因素及需求性因素,且經二元Logistic回歸分析,年齡、子女數量、就醫方便程度、合并慢性病種類、衰弱程度、社會支持水平、抑郁程度、醫養結合認知水平是社區老年人醫養結合養老需求的影響因素(P<0.05)。結果表明,年齡是社區老年人醫養結合需求的傾向性因素,子女數量、就醫方便程度、社會支持水平是使能因素,合并慢性病種類、醫養結合認知水平、抑郁程度、衰弱程度為需求性因素。分析原因為:1)年齡。在社區老年人年齡增長的背景下,其機體健康問題日益明顯,過往傳統養老模式已無法有效解決問題。目前,國內經濟飛速發展、人民生活水平顯著提升的背景下,老年人對醫療、養老及生活服務的要求明顯提升,所以醫養結合的養老需求亦不斷提升[10-11]。2)子女數量。由于我國過往獨生子女政策背景下,“421”及空巢家庭數量明顯增加,社區內單個家庭需贍養的老年人數量明顯上升,老年人子女數量少,照顧者人數明顯減少,致使傳統養老模式無法滿足需求[12-13]。3)就醫方便程度。隨著老年人年齡的增加,其往返家與醫院的次數逐漸增多,就醫不方便會直接增加老年人的日常生活壓力,所以其更愿意選擇醫養結合的模式[14]。4)社會支持水平。社會支持水平較低的老年人,難以得到充足社會支持和幫助,其社會支持利用能力較低,使其主觀幸福感明顯下降,更希望得到較好的醫療養老服務[15]。5)慢性病情況、衰弱。老年人隨著機體器官功能的衰退,衰弱情況逐漸加重,存在多種疾病共存的情況,需長期服藥與就醫,更需要醫養結合模式提供系統化全方位服務[16]。6)抑郁程度。老年人受疾病、空巢家庭等因素的影響,較易出現抑郁,抑郁程度越重者,對醫養結合模式養老的需求程度越高[17]。7)醫養結合認知水平。老年人對于陌生事物及理念通常持有懷疑態度,對于醫養結合模式的不斷深入了解,認可度也會逐漸提升,使其對醫養結合模式的接受度明顯上升[18-20]。為解決上述問題,社區應進一步強化醫養結合宣傳力度,堅持進行健康養老的各項評估工作,充分優化社區養老資源配置,同時注重對老年人的心理輔導工作,為其提供優質服務。

綜上所述,社區老年人對醫養結合養老需求較高,年齡、子女數量、就醫方便程度、慢性病情況、衰弱程度、社會支持水平、抑郁程度、醫養結合認知水平均是其影響因素,應完善社區醫養結合養老服務網,以滿足老年人多層次醫養結合養老需求。