Abstract
目的
失能老人与其照顾者相互影响，改善照顾者负担对失能老人及其照顾者具有重要意义。本研究旨在探讨照顾者照护能力和心理弹性在失能老人抑郁对照顾者负担影响机制中的多重中介作用。
方法
采用一般资料问卷、患者健康问卷、家庭照顾者照护能力量表、照顾者心理弹性量表、照顾者负担量表对5个地区共246对居家失能老人及其家庭照顾者进行问卷调查，构建并检验多重中介模型。
结果
单因素分析结果显示：男性失能老人的照顾者的负担比女性高；失能老人自理程度越低，其照顾者的负担越重(均P<0.05)。相关分析结果显示：失能老人抑郁与照顾者负担显著正相关(P<0.01)；照顾者照护能力与照顾者心理弹性显著正相关(P<0.01)，两者均与照顾者负担显著负相关(均P<0.01)。照顾者照护能力和心理弹性在失能老人抑郁和照顾者负担间的多重中介效应显著，且照顾者照护能力和心理弹性的中介效应分别占总效应的68.9%和26.2%。
结论
失能老人抑郁可通过影响照顾者照护能力和照顾者心理弹性间接影响照顾者负担。针对失能老人家庭需要同时关注老人及其照顾者，可以通过赋能照顾者的照护能力和心理弹性，减轻照护负担、改善二元身心健康。
Keywords: 失能老人, 抑郁, 照顾者, 照护能力, 心理弹性, 照顾负担
Abstract
Objective
The interaction between elderly people with disabilities and their caregivers and the improvement of caregiver burden is important for elderly people with disabilities and their caregivers. This study aims to explore the multiple mediating roles of caregiver’s caring ability and resilience in depression in the elderly people with disabilities on caregiver burden.
Methods
A total of 246 elderly people with disabilities at home and their family caregivers from 5 regions were investigated by questionnaires, including the General Information Questionnaire, the Patient Health Questionnaire, the Family Caregiver Task Inventory, the Resilience Scale， and the Caregiver Burden Interview. A multiple mediation model was constructed and tested.
Results
Univariate analysis showed that the caregiver burden of disabled elderly men is higher than that of women; the lower the level of self-care of disabled elderly individuals, the greater the burden on their caregivers (both P<0.05). Correlation analysis showed that depression of the disabled elderly people was positively correlated with the caregiver burden (P<0.01). Caregiver’s caring ability was positively correlated with caregiver’s resilience (P<0.01), and both were negatively correlated with caregiver burden (both P<0.01). The multiple mediating effects of caregiver caring capacity and resilience between depression of the disabled elderly people and caregiver burden were significant, with the mediating effects of caregiver caring capacity and resilience accounting for 68.9% and 26.2% of the total effect, respectively.
Conclusion
Depression in the elderly people with disabilities can indirectly affect caregiver burden through the caregiver’s caring ability and resilience. Families of older people with disabilities need to focus on both the elderly and their caregivers. It is possible to reduce the caregiver burden and improve the physical and mental health of the dyads by empowering the caregiver’s caring ability and resilience.
Keywords: disabled elderly, depression, caregiver, caring ability, resilience, caregiver burden
随着人口老龄化的快速发展，失能老人的数量也迅速增加[1]。失能老人指因年老、疾病、伤残等原因导致人体的某些功能部分或全部丧失，正常的活动能力受到限制或缺失的60岁及以上的人群[1-2]。据第7次全国人口普查结果显示：中国16.6%的60岁及以上老人处于失能状态[3]。依据目前发展态势，预计到2030年和2050年，中国失能老人将分别达到6 168万和9 750万[4]。
受中国传统孝道文化以及老年人意愿的影响，居家养老是失能老人更能接受的模式[5]。此时，家庭照顾者不可避免地承担起照顾失能老人居家养老的重任。由于要长期兼顾照护、就医、工作等多个方面，家庭照顾者通常会承受高水平的照顾负担、经济压力以及应对工作和护理任务的困难[5, 6]。照顾者负担是指照顾者因照顾家庭成员或所爱的人而感受到的多方面压力水平，它会随时间推移而动态变化，并给照顾者和被照顾者带来消极影响[7]。此外，失能老人由于日常活动能力受限，容易产生内疚、焦虑、抑郁等负面影响[8]。研究[9]表明老年人的身体残疾与抑郁直接相关。失能老人抑郁的不良后果是多方面的，不仅影响老人的生活质量和身体状况，增加自杀倾向等[10]，也增加了照顾者的照护负担。与一般的失能老人相比，经历抑郁的失能老人会导致更高的照顾者负担[11]。
照护能力是指家庭照顾者充分利用相关医疗和社会资源为老人提供服务的能力[12]。良好的照护能力不仅有利于改善老人的健康状况和生活质量，还能调节照顾者的工作效率和身心健康[13]。研究[14]显示家庭照顾者的照护能力较高会降低其照顾负担。心理弹性指个体在遭受重大压力或困难时能迅速恢复和适应的动态过程[15]。具有高弹性的照顾者即使在经历高护理需求的情况下也会承受较低的负担[16]。失能老人主要照顾者的心理弹性水平越高，照顾负担越低[17]。因此，照顾者照护能力和心理弹性可能是失能老人抑郁与照顾者负担之间关键变量的关联。
二元是指两个保持着重要社会关系的个体，如妻子和丈夫或父亲和女儿[18]。本研究中的二元指失能老人及其家庭照顾者。以往研究较少去深入了解失能老人对照顾者的影响，以及从二元视角去探索不同变量之间可能的中介作用，可能忽视家庭成员在照顾失能老人时积极应对可能发挥的作用。因此，本研究旨在探讨照顾者照护能力和心理弹性在失能老人抑郁对照顾者负担影响机制中的多重中介作用，为居家失能老人照顾者负担的干预措施提供依据。
1. 对象与方法
1.1. 对象及样本量
采用便利抽样法，于2021年7月至2022年3月选取上海市、安徽省、四川省、贵州省、甘肃省等5个地区的居家失能老人及其家庭照顾者作为研究对象。失能老人纳入标准：1)年龄≥60岁；2)满足《长期护理失能等级评估标准(试行)》[2]轻度及以上失能老人的标准；3)以居家照护为主；4)理解能力正常，无精神疾病或认知障碍；5)了解研究目的，并自愿参与本研究。排除标准：1)严重躯体疾病、极度衰弱等无法参加研究者；2)无法用语言进行交流者。家庭照顾者纳入标准：1)年龄≥18岁；2)任何亲属、伴侣、朋友或邻居，承担失能老人的主要照顾任务且照顾时间最长者[19]；3)具备正常的沟通和理解能力；4)了解研究目的，并自愿参与本研究。排除标准：1)有精神或认知障碍者；2)提供照护是为了获得经济报酬。
本研究采用路径分析探讨变量之间的关系，样本量需满足结构方程模型的要求，即样本量大小应达到估计参数的10~20倍[20]。在本研究中，多重中介模型包含失能老人抑郁、照顾者照护能力、照顾者心理弹性和照顾者负担4个已知参数及回归系数等22个待估计参数。本研究共收集246例失能老人照顾者的资料，样本量大于220例，满足统计学要求。
1.2. 研究工具
1.2.1. 一般资料问卷
自行设计，内容包括居家失能老人及其家庭照顾者的社会人口学相关信息，如年龄、性别、婚姻状况、老人自理程度等。
1.2.2. 患者健康问卷
患者健康问卷(Patient Health Questionnaire-2，PHQ-2)是简短的抑郁筛查的有效工具[21]，用以测评失能老人抑郁情绪。该问卷由2个问题组成，采用Likert 4级评分法，从“完全不会”到“几乎每天”，分别计为0~3分，总分0~6，得分≥3提示有抑郁可能。PHQ-2已在中国农村老年人抑郁筛查中得到应用，克龙巴赫α系数为0.76[22]。本研究中该问卷克龙巴赫α系数为0.84。
1.2.3. 家庭照顾者照护能力量表
家庭照顾者照护能力量表(Family Caregiver Task Inventory，FCTI-25)由Clark与Rakowski[23]编制，已被翻译和修订成多种版本。本研究采用的是Lee等[24]修订的中文版量表，克龙巴赫α系数为0.93，用以测评照顾者的照护能力。该量表包括5个维度、25个条目，分别为顺应照顾者角色、应变需要及提供协助、管控个人情绪、评价家人与社区资源、协调生活以满足照顾需求。采用Likert 3级评分法，从“不困难”到“非常困难”，分别计为0~2分，总分0~50，得分越高，表明受试者的照顾困难越多，综合照顾能力越不足。本研究中该量表的克龙巴赫α系数为0.87。
1.2.4. 心理弹性量表
心理弹性量表(Connor-Davidson Resilience Scale，CD-RISC)-10由Campbell-Sills等[25]在完整版CD-RISC的基础上提取修订，克龙巴赫α系数为0.85，用以测评照顾者心理弹性。采用Likert 5级评分法，“从不”到“几乎总是”，分别计为0~4分，总分0~40，评分越高表示心理弹性水平越高。本研究采用王丽等[26]翻译并汉化后的CD-RISC-10，本研究中该量表的克龙巴赫α系数为0.90。
1.2.5. 照顾者负担量表
照顾者负担量表(Zarit Caregiver Burden Interview，ZBI-12)由Bédard等[27]在完整版的基础上简化修订，包括个人负担和责任负担2个维度，该量表的克龙巴赫α系数为0.88，用以测评照顾者负担。采用Likert 5级评分法，从“没有”到“总是”，分别为0~4分。总分0~48，总分越高，照顾者负担越重。本研究中该量表的克龙巴赫α系数为0.87。
1.3. 资料收集方法
本研究已通过复旦大学护理学院伦理委员会审批(审批号：IRB#TYSQ20200427)，获得失能老人及其家庭照顾者的知情同意后发放问卷。由经过统一培训的5名调查员(上海市、安徽省、四川省、贵州省、甘肃省各1名)现场发放并回收问卷。正常情况下采用自填式，但在研究对象读写能力较弱无法自行填写时，调查员用中性、不加评判的态度逐一阅读题目，研究对象口头回答，由调查员代为填写。问卷回收后，研究者依次检查问卷内容及完整性，并剔除不符合逻辑的问卷。共发放255份问卷，收回246份有效问卷，有效回收率为96.47%。
采用程序控制问卷调查可能会导致的共同方法偏差[28]。本研究采取的程序控制措施包括确保研究对象的匿名性、部分问卷条目使用反向计分等。为进一步提高研究的严谨性，还采用统计控制的方法。
1.4. 统计学处理
双人录入数据，采用SPSS 26.0和AMOS 24.0软件进行数据分析。采用Harman单因素法检验共同方法偏差。符合正态分布的计量资料以均数±标准差( ±s)描述，计数资料采用例数(%)描述。采用t检验或单因素方差分析探索照顾者负担在人口学变量上的差异。正态分布资料的相关性分析采用Pearson相关分析，非正态分布资料采用Spearman相关分析。基于相关分析结果，根据温忠麟等[29]提出的中介效应层次检验流程进行结构方程模型分析，运用AMOS软件，以失能老人抑郁为自变量，照顾者负担为因变量，照顾者照护能力和心理弹性为中介变量进行验证性检验。具体步骤如下：第一步，检验失能老人抑郁对照顾者负担的总效应；第二步，加入照顾者照护能力和心理弹性作为中介变量，以及把对照顾者负担有统计学意义的人口学变量作为控制变量增加其对照顾者负担路径。模型评价拟合指数的选择参照王阳等[30]的研究。采用偏差校正非参数百分位Bootstrap法重复抽样2 000次对中介效应进行检验。P<0.05为差异有统计学意义。
2. 结 果
2.1. 共同方法偏差的控制和检验
Harman单因素检验结果显示：特征值大于1的因子共12个，最大特征值为10.289，首因子方差解释率21%(小于40%)，表明本研究的数据不存在严重的共同方法偏差问题。
2.2. 失能老人抑郁和照顾者照护能力、心理弹性与照顾负担得分
失能老人抑郁和照顾者照护能力、心理弹性与照顾负担及各维度得分见表1。其中，有抑郁可能 (≥3分)的老人占比为82.9%。
表1.
模型变量及其维度得分(n=246， ±s)
Table 1 Model variables and its dimension scores (n=246, ±s)
| 项目 | 得分范围 | 得分 |
|---|---|---|
| 失能老人的患者健康问卷 | 2~6 | 4.12±1.33 |
| 照顾者照护能力 | 24~49 | 34.56±5.74 |
| 顺应照护者角色 | 5~10 | 7.05±1.56 |
| 应变需要及提供协助 | 5~10 | 6.54±1.48 |
| 管控个人情绪 | 5~10 | 7.07±1.69 |
| 评价家人及社区资源 | 5~10 | 6.49±1.33 |
| 协调生活以满足照护需要 | 4~10 | 7.41±1.60 |
| 照顾者心理弹性 | 20~40 | 36.00±4.57 |
| 照顾者负担 | 12~45 | 25.36±7.16 |
| 个人负担 | 8~35 | 16.67±6.44 |
| 责任负担 | 3~12 | 8.68±1.86 |
2.3. 照顾者负担的得分现况及单因素分析
单因素分析结果显示：男性失能老人照顾者的负担得分比女性高；失能老人自理程度越低其照顾者的负担得分越高(均P<0.05，表2)。
表2.
照顾者负担的得分现况及单因素检验(n=246)
Table 2 Current status and univariate analysis of caregiver burden (n=246)
| 变量 | n | 照顾者负担得分 | t/F | P | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 失能老人 | 年龄/岁 | <75 | 124 | 24.95±7.31 | -0.90 | 0.37 |
| ≥75 | 122 | 25.77±7.01 | ||||
| 性别 | 男 | 118 | 26.62±7.78 | 2.66 | 0.01 | |
| 女 | 128 | 24.20±6.35 | ||||
| 自理程度 | 轻度依赖 | 146 | 24.07±6.70 | 7.18 | <0.001 | |
| 中度依赖 | 65 | 26.49±6.94 | ||||
| 重度依赖 | 35 | 28.63±8.19 | ||||
| 照顾者 | 年龄/岁 | <60 | 140 | 25.70±7.05 | 0.86 | 0.39 |
| ≥60 | 106 | 24.91±7.31 | ||||
| 性别 | 男 | 122 | 24.57±6.42 | -1.71 | 0.09 | |
| 女 | 124 | 26.13±7.77 | ||||
| 婚姻状况 | 已婚 | 219 | 25.20±7.17 | -1.01 | 0.32 | |
| 其他* | 27 | 26.67±7.09 | ||||
| 文化程度 | 文盲 | 48 | 24.81±7.05 | 0.59 | 0.67 | |
| 小学 | 63 | 25.25±7.65 | ||||
| 初中 | 51 | 25.45±5.58 | ||||
| 高中/中专 | 26 | 24.96±6.64 | ||||
| 大专及以上 | 58 | 26.02±8.28 | ||||
| 调查地区 | 东部(上海市) | 77 | 25.45±7.96 | 0.40 | 0.67 | |
| 中部(安徽省) | 118 | 24.99±6.84 | ||||
| 西部† | 51 | 26.06±6.70 | ||||
| 居住地 | 大型城市 | 81 | 25.65±7.95 | 0.22 | 0.81 | |
| 普通县市 | 39 | 25.69±8.27 | ||||
| 农村 | 126 | 25.06±6.26 | ||||
| 与失能老人关系 | 配偶 | 91 | 24.38±6.99 | 1.89 | 0.13 | |
| 老年人父母 | 2 | 34.00±5.66 | ||||
| 老年人子女 | 122 | 25.92±7.10 | ||||
| 其他 | 11 | 24.55±8.57 | ||||
| 月收入/元 | 3 000以下 | 114 | 25.72±7.05 | 0.40 | 0.76 | |
| 3 000~<6 000 | 70 | 25.20±6.70 | ||||
| 6 000~<1万 | 36 | 24.28±7.52 | ||||
| 1万及以上 | 26 | 25.69±8.50 | ||||
| 平均每天照顾时长/h | 24 | 22 | 26.14±8.95 | 0.42 | 0.79 | |
| 12~<24 | 46 | 24.39±7.49 | ||||
| 8~<12 | 56 | 25.54±6.52 | ||||
| 4~<8 | 42 | 26.14±6.16 | ||||
| <4 | 80 | 25.16±7.45 |
*未婚、离婚/分居和丧偶；†四川省、贵州省和甘肃省。
2.4. 失能老人抑郁、照顾者照护能力和心理弹性与照顾者负担的相关性分析
Pearson相关分析显示：失能老人抑郁、照顾者照护能力和心理弹性与照顾者负担之间均存在相关性(均P<0.01，表3)。
表3.
模型变量之间的相关性
Table 3 Correlation between model variables
| 变量 | 失能老人抑郁得分 | 照顾者照护能力得分 | 照顾者心理弹性得分 | 照顾者负担得分 |
|---|---|---|---|---|
| 失能老人抑郁得分 | 1 | |||
| 照顾者照护能力得分 | 0.37** | 1 | ||
| 照顾者心理弹性得分 | -0.23** | -0.39** | 1 | |
| 照顾者负担得分 | 0.21** | 0.39** | -0.33** | 1 |
**P<0.01。
2.5. 照顾者照护能力和心理弹性在失能老人抑郁与照顾者负担间的中介作用
结构方程模型分析的结果显示：失能老人抑郁对照顾者负担的模型属于饱和模型，失能老人抑郁能够显著正向预测照顾者负担(β=0.21，P<0.001)。加入照顾者照护能力和心理弹性作为中介变量，以及将“失能老人性别”、“失能老人自理程度”作为控制变量增加其对照顾者负担路径后分析发现：失能老人抑郁对照顾者负担的直接预测作用和失能老人性别对照顾者负担的路径不显著。根据节俭原则删除模型中不显著的路径。修正模型见图1，其各项模型拟合指数良好，卡方自由度比(χ2/df)为3.39，拟合优度指数(goodness of fit index，GFI)为0.93，近似误差均方根(root mean square error of approximation，RMSEA)为0.10，比较拟合指数(comparative fit index，CFI)为0.86，规范拟合指数(normed fit index，NFI)为0.82，塔克尔斯威斯指数(tucker-lewis index，TLI)为0.81。失能老人抑郁水平直接正向预测照顾者照护能力得分(β=0.40，P<0.001)和负向预测照顾者心理弹性(β=-0.23，P<0.001)；照顾者照护能力得分正向预测照顾者负担(β=0.47，P<0.001)；照顾者心理弹性负向预测照顾者负担(β=-0.31，P<0.01)。Bootstrap法结果显示：照顾者照护能力和心理弹性的多重中介效应显著，其中照顾者照护能力和心理弹性的中介效应分别占总效应的68.9%和26.2%(表4)。然而，照顾者照护能力和心理弹性的中介效应值之间的差异无统计学意义(P>0.05)。
图1.
照顾者照护能力和心理弹性的中介效应模型
Figure 1 Mediating effect model of caregiver caring ability and resilience
表4.
照顾者照护能力与心理弹性的中介效应检验
Table 4 Mediating effects of caregiver caring capacity and resilience
| 路径 | β | 95% CI |
|---|---|---|
| A→B→D | 0.58 | 0.27~0.99 |
| A→C→D | 0.22 | 0.04~0.58 |
| 间接效应 | 0.80 | 0.47~1.19 |
| M1-M2 | 0.36 | -0.12~0.87 |
A：失能老人心理弹性；B：照顾者照护能力；C：照顾者心理弹性；D：照顾者负担；M1-M2：两中介效应值的比较。
3. 讨 论
本研究中照顾者的照顾负担处于中等水平。在长期照护居家失能老人的过程中，照顾者负担普遍存在[31]。照顾者负担不仅会直接影响自身的身心健康和生活质量，也会间接影响失能老人[32]。因此不仅需要重视失能老人，也应该把整个家庭视为一个功能单元，包括失能老人和家庭照顾者[33]。
本研究显示失能老人抑郁筛查得分偏高，且82.9%的失能老人有抑郁可能，高于空巢老人抑郁的占比[34]，也高于中国健康影响因素跟踪调查中有抑郁倾向的失能老人比例[35]。这种差异可能与失能老人的复杂状态致心理健康不佳有关。照顾者的照护能力处于中等偏下水平，各维度能力由低到高依次是协调生活以满足照护需要、管控个人情绪、顺应照护者角色、应变需要及提供协助、评价家人及社区资源。这说明在照顾失能老人的过程中，照顾者较易利用家庭和社区资源，以及应变照护需求，但需要重点为照顾者提供协调生活与照护、管理情绪和角色适应的技能和知识。照顾者心理弹性处于较高水平，可以充分利用心理弹性优势，从积极心理学视角改善照顾者问题。
本研究结果显示：男性失能老人的照顾者负担高于女性失能老人。考虑到照顾者以老年人的子女和配偶为主，失能老人为男性时，照顾者会经历体能压力和中国传统社会中男性承担主要家庭责任的患者落差带来的影响，使得其照顾者的负担高。失能老人自理程度越低其照顾者的负担越重，这可能与老年人的失能程度有关[36]。当老年人的失能程度越严重时，其自理能力越低，从而增加了对照顾者的依赖，造成对照顾者认知技能和活动技能的高需求，给照顾者带来巨大压力。今后可结合居住地的医疗和社会保障系统为失能老人和照顾者提供支持。
失能老人抑郁可通过2条间接途径影响照顾者负担。1)失能老人抑郁作用于照顾者负担的效应有68.9%是通过照顾者照护能力所起的作用，即失能老人抑郁能通过照顾者照护能力间接影响照顾者负担。一方面，失能老人抑郁水平越高，照顾者需要花费更多的时间照顾老人[37]，使其学习和提升照护能力的时间相应减少，照护能力较低。另一方面，照顾者的照护能力较低，不仅影响失能老人和照顾者的身心健康，还可能会对二元关系、照护满意度带来消极影响[38]，增加了照顾者负担。然而，随着照顾时间的增加，照顾者在照护过程中不断积累经验和技能，其照护能力也会随之提高；此时，照顾者负担会有所缓解。2)失能老人抑郁作用于照顾者负担的效应有26.2%是通过照顾者心理弹性所起的作用，即照顾者心理弹性在失能老人抑郁与照顾者负担之间发挥中介作用。心理弹性指在面对压力源时，经过个体与环境相互作用的过程，实现机体的有效应对和积极适应[39]。在面对失能老人抑郁时，高心理弹性的照顾者能充分调动环境中的保护因素，并实现个体内部和外部因素的相互作用来适应失能老人抑郁；从而降低发生照顾负担的风险。此外，在照顾者不断适应的过程中，其心理弹性水平也随之提升，从而实现良性循环。鉴于照顾者照护能力和心理弹性这2个中介变量的重要性，在面对失能老人抑郁时，建议通过如为照顾者提供有关协调生活与照护、管理情绪和角色适应的知识和技能以及心理弹性干预来增强家庭照顾者的照护能力和心理弹性，以降低照顾者负担。
本研究从二元视角去探索失能老人抑郁对照顾者负担的影响以及不同中介变量的作用。结果表明失能老人抑郁可以通过照顾者照护能力和照顾者心理弹性间接影响照顾者负担。针对失能老人家庭需要同时关注老人及其照顾者，可以通过赋能照顾者的照护能力和心理弹性，减轻照护负担、改善二元身心健康。本研究尚存在一定不足：由于需收集二元数据，增加了样本量收集难度，而仅采用便利抽样。今后可扩大样本量，对失能老人和照顾者进行二元动态追踪，分析其二者身心适应的二元交互影响，从而为今后干预性研究提供研究基础。
基金资助
国家社会科学基金(20CSH016)。
This work was supported by the National Social Science Foundation of China (20CSH016).
利益冲突声明
作者声称无任何利益冲突。
作者贡献
熊脂瑶、张静平 数据收集、分析、解释，论文撰写；邹洁、高赛钰 数据收集、分析；王安妮 研究设计，技术支持，论文构思、审阅；钟其霞 数据收集。所有作者阅读并同意最终的文本。
原文网址
http://xbyxb.csu.edu.cn/xbwk/fileup/PDF/2023081243.pdf
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