郭亞娟，劉麗爽，霍娟娟，張慧，王擁軍

（1.首都醫(yī)科大學附屬北京康復醫(yī)院 神經(jīng)康復中心，北京100144；2.首都醫(yī)科大學附屬北京天壇醫(yī)院 神經(jīng)內(nèi)科，北京100070）

腦卒中經(jīng)常發(fā)生于老年人群中，致死率、致殘率極高， 將近70%的患者會出現(xiàn)嚴重的肢體功能障礙，可對其身心產(chǎn)生嚴重影響[1-2]。 常紅等[3]調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，46.70%的腦卒中患者存在創(chuàng)傷后應激障礙（posttraumatic stress disorder，PTSD）。 PTSD 指的是個體在身心健康遭受強烈打擊后， 精神上出現(xiàn)短暫的意識障礙[4]。 自我憐憫（self-compassion）指個體對自身困難時期接納與理解的自我調(diào)節(jié)及適應行為。研究指出， 抑郁癥與精神分裂癥患者通過自我憐憫能提高對自身生理疾病和心理困境接納水平， 提升其共情能力，從而降低其心理創(chuàng)傷及焦慮、抑郁等負性情緒[5-6]。 快感缺失（anhedonia）指的是個體因疾病或創(chuàng)傷而出現(xiàn)生理感官或社會生活體驗感的下降[7]，包括軀體與社會兩方面的缺失， 屬于PTSD 典型臨床癥狀表型之一。 曹倖等[8]通過建立闖入、回避、負性情緒、快感缺失、外化行為、焦慮性喚起和精神痛苦性喚起的7 維臨床模型， 證明快感缺失能夠作為正向預測因素激化PTSD， 得出快感缺失水平與PTSD 程度存在正相關性。 報道稱，腦卒中可致患者出現(xiàn)肢體功能、吞咽功能和語音功能障礙等并發(fā)癥，會使患者軀體快感下降，社交生活受到限制，從而造成其出現(xiàn)快感缺失[9]。方文梅等[10]在廣泛性焦慮障礙患者自我憐憫與快感缺失之間存在相關性。基于此，本研究選取185 例在我院治療的腦卒中老年患者作為研究對象， 通過分析快感缺失在腦卒中老年患者自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙之間的關系， 為腦卒中老年患者的心理護理提供借鑒，現(xiàn)將成果報道如下。

1 研究對象

便利抽樣方法選取本院2017 年1 月—2018 年4 月收治腦卒中老年患者185 例作為受訪對象。 納入標準：（1）患者年齡>60 歲，腦卒中患者經(jīng)臨床診斷確診， 符合第四屆全國腦血管病會議制定的診斷標準；（2）病情穩(wěn)定，意識清楚者，簡易智力狀態(tài)檢查量表（MMSE）得分為正?；蜉p度認知障礙，小學（受教育年限≤6 年）>20 分， 中學或以上（受教育年限＞6 年）>24 分，具有基本語言交流能力；（3）知情同意，自愿參與本研究。排除標準：（1）既往有精神疾病或存在嚴重認知功能障礙、失語癥、并伴有心、肝、腎等重要臟器疾病者；（2）病情嚴重轉入ICU、出院或死亡者；（3）近期2 個月有服用精神類治療藥物史者。

2 方法

2.1 調(diào)查工具

2.1.1 基本情況問卷 本研究小組通過查閱資料自行設計問卷調(diào)查受訪腦卒中老年患者基本情況，包括性別、年齡、文化程度等。

2.1.2 中文版修訂軀體快感缺失量表（Chinese Version of Revised Physical Anhedonia Scale，RPAS-C）修訂軀體快感缺失量表（RPAS）由Chapman 等[11]基于Rado 和Meehl 快感缺失理論編制，能夠評估陰性分裂型人格特征。 后由趙菁等[12]進行中文翻譯和重測得到中文版修改PAS 即RPAS-C，其量表內(nèi)部一致性信度即Conbach α 系數(shù)為0.862， 重測信度為0.943，包括61 個條目，每個條目采取“是或否”形式作答，其中與標準答案“相符=1 分，不符=0 分”，總分為0～61 分，得分越高，軀體快感缺失程度越明顯。 本研究中量表的Cronbach α 系數(shù)為0.854。

2.1.3 中文版修訂社會快感缺失量表（Chinese Version of Revised Social Anhedonia Scale，RSAS-C）修訂社會快感缺失量表（RSAS）由Chapman 等基于Meehl 快感缺失理論編制，后由馬玉婷等[13]進行中文翻譯和重測得到中文版修改SAS 即RSAS-C， 其量表內(nèi)部一致性信度即Conbach α 系數(shù)為0.804，重測信度為0.916，包括40 個條目，每個條目采取“是或否”形式作答，其中與標準答案“相符=1 分，不符=0分”，總分為0～40 分，得分越高，社會快感缺失程度越明顯。 本研究中量表的Cronbach α 系數(shù)為0.814。

2.1.4 中文修訂版自我憐憫量表 （Chinese Version of Revised Social Self-compassion Scale，RSCS-C） 原版量表由Neff[14]于2003 年基于自我憐憫理論編制，后由井凱等[15]進行中文翻譯和修訂得到中文修訂版RSCS，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.685，包括自我友善（5 個條目）、自我批判（5 個條目）、普遍人性（4個條目）、孤立感（4 個條目）、正念（4 個條目）和過度沉浸（4 個條目）6 個維度，共26 個條目，每個條目選擇李克特5 級計分，1～5 分依次代表從 “非常不符合”到“非常符合”，總分26～130 分，得分越高，受訪者自我憐憫水平越高。 本研究中量表的Cronbach α系數(shù)為0.721。

2.1.5 創(chuàng)傷后應激障礙測評表第5 版（Posttraumatic Stress Disorder Checklist-5，PCL-5） PCL-5 對應2013年頒布的《精神障礙診斷和統(tǒng)計手冊 （第五版）》中（Diagnostic and Statistical Manual for Mental Disorders 5th Edition，DSM-5）中PTSD 的診斷標準編制[16]，包括4 個維度：再體驗、回避、認知以及情緒的負性改變，共20 個自評條目。 每個條目采用李克特5 級計分，0～4 分依次表示從“完全沒有”到“非常嚴重”的程度，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.940，總分為0～80 分，得分越高，受訪者的創(chuàng)傷后應激障礙程度越高。 本研究中量表的Cronbach α 系數(shù)為0.922。

2.2 調(diào)查方法 調(diào)查開始前，組織調(diào)查小組，由科室護士長為小組長，6 名護士為組員（本文作者和科室5 名護士，職稱2 名主管護師，4 名護師），確定調(diào)查對象和調(diào)查方法， 全部小組成員接受1 周培訓學習，掌握量表的使用方法。調(diào)查時間為本研究立項后第2 個月，調(diào)查時間2017 年2 月—2018 年6 月，選擇腦卒中患者出院后首周， 采取電話預約后登門拜訪進行調(diào)查。調(diào)查開始時，6 名小組成員分為A、B、C組， 每組2 人， 同時對本研究入選對象進行調(diào)查，2周內(nèi)調(diào)查6 例患者， 每組負責2 例患者。 調(diào)查開始時，先對患者進行MMSE 評分，即小學（受教育年限≤6 年）>20 分， 中學或以上（受教育年限＞6 年）>24 分為標準判斷達到輕度認知障礙以上水平開始調(diào)查，采取一對一半結構訪談方式完成調(diào)查。 鑒于腦卒中患者軀體對長時間調(diào)查的耐受和倫理的考慮，調(diào)查4 個量表或問卷分2 次完成，1 次2 個問卷，每份問卷填寫時間保持3～9 min，每份問卷填寫后休息5 min 后開始下一份問卷。 調(diào)查由2 名護士完成，征得患者和家屬或監(jiān)護人同意后開始調(diào)查，1 名護士向受訪者講解調(diào)查目的、過程，另1 名護士向患者讀出問卷中問題和選項，回答后，護士進行相應問題勾選，問卷填寫結束后當場收回。 同時由2 名護士分別檢查問卷，不記錄填寫者姓名，計算量表得分率：得分率=實際得分/總分×100%。

2.3 統(tǒng)計學方法 采用Epidata 3.1 中文版雙人錄入數(shù)據(jù)； 采用SPSS 24.0 以及AMOS 24.0 進行數(shù)據(jù)分析。 計數(shù)資料采取頻數(shù)（n）和百分比（%）描述，正態(tài)檢驗選擇Kolmogorov-Smirnov 檢驗，正態(tài)分布計量資料采用描述， 非正態(tài)分布檢驗選擇M1/2 位（M1/4位，M3/4 位）描述。 采用Pearson 或Spearman 相關分析統(tǒng)計量之間的相關性；多元線性回歸和結構方程模型進行中介效應驗證及分析。 檢驗水準α=0.05。

3 結果

3.1 腦卒中老年患者一般資料 本研究共使用185份問卷，漏訪11 例，得到174 份有效問卷，有效問卷率94.0%。174 例腦卒中老年患者中，男95 例（54.6%），女79 例（45.4%）；年齡：60～65 歲34 例（19.5%），>65～70 歲35 例（20.1%），>70～75 歲48 例（27.6%），>75～80 歲39 例（22.4%），>80 歲18 例（10.3%）；文化程度：小學53 例（30.5%），初中58 例（33.3%），高中及以上42 例（24.1%），大專及以上21 例（12.1%）；發(fā)病后是否有配偶同?。菏?02 例（58.6%），否（與配偶分居、離婚、喪偶或未婚）72 例（41.4%）；發(fā)病后是否有子女同?。菏?14 例（65.5%），否60 例（34.5%）；發(fā)病前是否有穩(wěn)定職業(yè)：是86 例（49.4%），否88 例（50.6%）；居住地：農(nóng)村78（44.8%），城市96 例（55.2%）；家庭人月均收入：2 000～2 999 元/月36 例（20.7%），3 000～3 999 元/月77 例（44.2%），4 000～4 999 元/月44 例（25.3%），5 000 元～/月17 例（9.8%）。

3.2 各指標得分及相關性分析結果 經(jīng)Kolmogorov-Smirnov 檢驗，各變量描述性統(tǒng)計P>0.05，符合正態(tài)分布， 腦卒中老年患者軀體快感缺失（44.29±3.24）分，社會快感缺失（28.57±3.13）分，自我憐憫（84.29±6.45）分，創(chuàng)傷后應激障礙（60.74±6.23）分。 Pearson相關性分析表明：腦卒中老年患者軀體快感缺失、社會快感缺失與自我憐憫之間呈一定負相關（r=-0.452、-0.415，P<0.01）， 與創(chuàng)傷后應激障礙之間呈一定正相關（r=0.411、0.382，P<0.01），自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙之間呈一定負相關（r=-0.415，P<0.01）。

3.3 軀體快感缺失、社會快感缺失在自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙之間中介效應的驗證 由相關性分析可得， 軀體快感缺失與社會快感缺失之間相關性無統(tǒng)計學意義（r=0.188，P>0.05），所以假設軀體快感缺失與社會快感缺失在自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙之間呈多重中介效應， 根據(jù)多重中介效應驗證方法分3 步驗證[17]，第1 步：以自我憐憫為自變量，創(chuàng)傷后應激障礙為應變量， 得到老年腦卒中損傷患者自我憐憫能反向預測創(chuàng)傷后應激障礙（β=-0.504，t=9.530，P<0.001）；第2 步：以自我憐憫為自變量，分別以軀體快感缺失與社會快感缺失為應變量， 可得腦卒中老年患者自我憐憫能反向預測軀體快感缺失與社會快感缺失（β=-0.200，t=6.645，P<0.001）和反芻思維（β=-0.197，t=5.983，P<0.01）；第3 步：以自我憐憫、軀體快感缺失與社會快感缺失為自變量， 創(chuàng)傷后應激障礙為應變量，可得軀體快感缺失（β=0.322，t=2.683，P=0.008）和社會快感缺失（β=0.299，t=2.498，P=0.013）作為中介變量引入回歸方程，能影響自我憐憫對創(chuàng)傷后應激障礙的反向預測作用（β=-0.375，t=6.237，P<0.001）。

3.4 結構方程模型驗證和預測路徑分析 為驗證軀體快感缺失、 社會快感缺失在自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙之間的多重中介效應結構方程模型， 以自我憐憫為預測變量， 軀體快感缺失和社會快感缺失為中介變量， 創(chuàng)傷后應激障礙為效應變量建立中介效應結構方程模型，見圖1。

圖1 結構方程模型標準化路徑圖

采取Bootstrap 法驗證模型（采樣數(shù)n=2 000）[16]，得到模型修正后χ2/df=4.74，RMSEA=0.067，TIL=0.972，CFI=0.977，GFI=0.987， 根據(jù)擬合指數(shù)模型標準：2<χ2/df<5、RMSEA<0.08，TIL>0.90，CFI>0.90，GFI>0.90，可得模型路徑擬合度較好。 通過路徑分析，腦卒中老年患者自我憐憫對創(chuàng)傷后應激障礙的直接效應為-0.439，總效應為-0.590，間接效應為-0.151，占總效應25.59%，軀體快感缺失中介效應為-0.082，占總效應的13.89%；社會快感缺失的中介效應為-0.069，占總效應的11.69%，由于各路徑95%CI 均不包含0，各路徑中介效應顯著，見表1。

表1 軀體快感缺失、社會快感缺失在自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙之間中介效應結構方程模型中各路徑分析

4 討論

4.1 腦卒中老年患者自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙相關性分析 本組腦卒中老年患者自我憐憫（84.29±6.45）分，處于中等水平，與陶澤琳等[18]調(diào)查結果一致。 本組患者創(chuàng)傷后應激障礙（60.74±6.23）分，與董立煥等[19]認為“在腦卒中患者存在較明顯PTSD”觀點相符。 本研究相關性分析結果表明，腦卒中老年患者自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙呈一定負相關（P<0.01），通過結構方程模型經(jīng)Bootstrap 法分析結果顯示：患者自我憐憫對創(chuàng)傷后應激障礙的直接效應為-0.439，這說明腦卒中老年患者的自我憐憫水平越低，其創(chuàng)傷后應激障礙水平則越高，自我憐憫對創(chuàng)傷后應激障礙起反向作用。這主要是因為腦卒中老年患者多存在吞咽困難障礙以及偏癱等臨床表現(xiàn)，使得患者的生活自理能力下降，焦慮、恐懼等負性情緒出現(xiàn)， 同時患者智力也會受到影響，思維遲緩，不能以正常人的思維考慮問題，從而出現(xiàn)嚴重的心理、認知障礙[20]。 以往的研究表明：個體出現(xiàn)一定的焦慮水平，使得患者更加封閉自我，陷入嚴重的自我批判，并且無法接納現(xiàn)在的自己，從而進入惡性循環(huán)影響其疾病恢復，降低個體的自我憐憫水平，從而導致創(chuàng)傷后應激障礙水平的提高。 因此對于腦卒中老年患者的心理問題應予以重視，鼓勵其宣泄心中的負面情緒，必要時可進行專業(yè)的心理咨詢，避免患者自閉情況加重，導致嚴重的心理創(chuàng)傷。

4.2 軀體快感缺失在腦卒中老年患者自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙中起到中介效應 本研究腦卒中老年患者軀體快感缺失、 社會快感缺失與自我憐憫呈一定負相關（P<0.01），與創(chuàng)傷后應激障礙之間呈一定正相關（P<0.01），而軀體快感缺失與社會快感缺失之間相關性無統(tǒng)計學意義（P>0.05），同時根據(jù)多重中介效應的分步線性回歸檢驗可得， 軀體快感缺失（β=0.322，t=2.683，P=0.008）和社會快感缺失（β=0.299，t=2.498，P=0.013）作為中介變量引入回歸方程， 能影響自我憐憫對創(chuàng)傷后應激障礙的反向預測作用（β=-0.375，t=6.237，P<0.001），進一步結構方程模型分析結果中顯示， 軀體快感缺失在腦卒中老年患者自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙中起到中介效應作用，效應值為-0.082，占總效應13.89%，可以看出自我憐憫水平越低的腦卒中老年患者， 軀體快感缺失越嚴重，從而創(chuàng)傷后應激障礙水平越高，這是因為腦卒中患者的自我憐憫水平影響著創(chuàng)傷后應激障礙，自我憐憫水平越低的腦卒中患者，當發(fā)生偏癱、便秘或是吞咽困難等肢體功能衰退癥狀， 或是由于長期的臥床使得患者四肢肌肉萎縮時， 腦卒中老年患者的軀體快感缺失水平會增高。 軀體快感缺失是指軀體對愉悅感的缺失， 它被認為是患者產(chǎn)生精神相關疾病的主要構成因素， 同時也是影響患者生活質量的預測因子[21]。 腦卒中老年患者在患病期間，疾病預后不確定感以及擔心疾病繼續(xù)進展時刻困擾著患者，并影響其應對創(chuàng)傷負面影響時的水平，從而導致創(chuàng)傷后應激障礙水平提高。

4.3 社會快感缺失在腦卒中老年患者自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙中起到中介效應 本研究結果中，社會快感缺失在腦卒中老年患者自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙中起到中介效應作用，效應值為-0.069，占總效應11.7%， 可見自我憐憫水平越低的腦卒中老年患者，社會快感缺失越嚴重，從而創(chuàng)傷后應激障礙水平越高。 當腦卒中老年患者出現(xiàn)廣泛性焦慮障礙時，自我憐憫水平相對較低，對自身疾病給家庭帶來的負擔而感到自責，缺乏自我理解能力、接納能力。并且在面對腦卒中帶來的心理痛苦時， 更多的是采用批判性的語言責備自己，從而損害社會功能，使得患者社會快感缺失水平提高。同時社會快感缺失能夠削弱患者體驗愉快感受時的能力， 出現(xiàn)焦慮、抑郁等負面心理，長期處于壓力之下，導致患者集體調(diào)節(jié)失衡，最終創(chuàng)傷后應激障礙水平提高[22]。 一般人在出現(xiàn)創(chuàng)傷后應激障礙，疾病緩解之后可較快恢復，但是對于腦卒中老年患者來說，年齡較大，自體恢復力弱，創(chuàng)傷后應激障礙可能長期存在，為防止此種現(xiàn)象出現(xiàn)，醫(yī)護人員應從調(diào)節(jié)患者社會快感方面著手，幫助患者積極回歸社會，提高與他人的溝通、交流水平。

5 結論與啟示

本研究結果顯示，腦卒中老年患者自我憐憫水平一般，創(chuàng)傷后應激障礙水平較高，同時軀體以及社會快感缺失在腦卒中老年患者自我憐憫與創(chuàng)傷后應激障礙中起著中介效應作用。醫(yī)護人員可對腦卒中老年患者采取積極干預措施提升其身心健康水平，比如正念療法、腦卒中綜合康復治療、運動想象療法或是設置心理咨詢室等，從而促進患者快感缺失水平以及創(chuàng)傷后應激障礙水平降低，自我憐憫水平提升。由于人力、物力限制，本研究僅對老年腦卒中群體進行調(diào)查，未來的研究中，可選擇不同年齡段的腦卒中患者進行研究、驗證，并進一步完善研究方法。