葛 爽，翟清華，李鑫靜，秦 庚

1鄭州大學(xué)醫(yī)學(xué)科學(xué)院，河南鄭州，450000；2鄭州大學(xué)第二附屬醫(yī)院，河南鄭州，450000

隨著醫(yī)學(xué)模式的轉(zhuǎn)變，醫(yī)患共同決策(shared decision making，SDM)的理念越來越受到重視。研究發(fā)現(xiàn)患者參與決策可直接影響患者的就醫(yī)過程、護(hù)理體驗及治療效果，進(jìn)而影響患者生活質(zhì)量及就醫(yī)滿意度[1-2]。決策沖突是指個體對需要制定的決策持不確定狀態(tài)，是影響醫(yī)患共享決策的主要因素[3]。結(jié)直腸癌是消化系統(tǒng)中發(fā)病率居首位的惡性腫瘤。早期多無明顯癥狀，被發(fā)現(xiàn)時往往已是中晚期。然而結(jié)直腸癌患者在就醫(yī)過程中，由于腔鏡、開腹、放化療等治療手段的多樣化、并發(fā)癥和遠(yuǎn)期療效的不確定性、腸造口等手術(shù)方式帶來的生理改變及心理影響，導(dǎo)致決策過程更加復(fù)雜[4]，結(jié)直腸癌患者在決策中更顯困難和被動，從而造成不良醫(yī)療結(jié)局。健康素養(yǎng)是指個體獲取、理解、應(yīng)用健康信息，從而促進(jìn)健康狀態(tài)的能力[5]。研究表明健康素養(yǎng)是患者參與醫(yī)療保健的重要前提[6]。健康素養(yǎng)高的患者在治療決策中能與醫(yī)療保健專業(yè)人員有更好的溝通，決策沖突較低。參與能力是患者根據(jù)自我知識技能等做出有效決策促進(jìn)自身健康的能力[7]。對健康信息的理解和使用能力是患者在決策過程中參與能力的重要組成因素，患者健康素養(yǎng)越高，其參與能力也較強(qiáng)[8]。參與態(tài)度在心理學(xué)領(lǐng)域中是指個體對參與客觀事件所持的心理傾向和行為傾向，參與能力是積極參與醫(yī)療問題的前提，患者積極的參與態(tài)度會緩解決策沖突的發(fā)生[9-10]。然而目前研究較少關(guān)注健康素養(yǎng)和參與能力、參與態(tài)度協(xié)同降低決策沖突的作用機(jī)制。因此，本研究通過結(jié)構(gòu)方程模型探討患者參與能力和參與態(tài)度在健康素養(yǎng)與決策沖突間的中介作用，為構(gòu)建減輕結(jié)直腸癌患者決策沖突的干預(yù)方案提供參考。

1 資料來源與方法

1.1 研究對象

于2020年8月-2021年5月，采用整群抽樣方法，在鄭州市某三甲醫(yī)院抽取腫瘤內(nèi)科、消化內(nèi)科和普外科住院的結(jié)直腸癌患者進(jìn)行問卷調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：①病理確診為結(jié)直腸癌[11]；②年齡≥18歲；③能閱讀并理解問卷；④知情同意。排除標(biāo)準(zhǔn)：①存在認(rèn)知障礙、精神疾??；②合并其他系統(tǒng)嚴(yán)重疾病的患者。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表。由研究者自行設(shè)計，包括年齡、性別、文化程度等人口學(xué)資料及疾病相關(guān)資料。

1.2.2 全面健康素養(yǎng)測量量表(all aspects of health literacy scale, AAHLS)。由Chinn等人編制[12]，共11個條目，包括使用書面健康信息的能力、與健康照護(hù)提供者的溝通能力、健康信息的評價和應(yīng)用能力3個維度。采用3級計分法，從1分“幾乎不”到3分“經(jīng)常”，量表總分范圍為11-33分，得分越高表明患者健康素養(yǎng)越高。量表的Cronbach's alpha為0.811。

1.2.3 患者參與能力量表 (patients participation competence scale, PPCS) 。由劉琪等人編制[13]，共31個條目，包括信息獲取、自主決策、溝通、情緒管理4個維度。采用Likert 5級計分法，從1分“非常不同意”到5分“完全同意”，量表總分范圍為31-155分，得分越高則代表患者參與能力越強(qiáng)。量表的Cronbach's alpha為0.913。

1.2.4 患者參與態(tài)度量表 (patient involvement attitude scale)。由Arnetz等人編制[14]，量表共6個條目，旨在評估患者參與的態(tài)度。采用Likert 5級計分法，從1分“完全不同意”到5分“完全同意”，量表總分范圍為6-30分，得分越高表明患者參與態(tài)度越積極。量表的Cronbach's alpha為0.776。

1.2.5 中文版決策沖突量表(decisional conflict scale, DCS)。由O'Connor等人研制[15]，共16個條目，包括5個維度，分別是知情、價值澄清、支持、不確定感、有效決策。采用0-4分評分制，量表總分=各條目分總和/條目數(shù)×25，轉(zhuǎn)換后的總分<25分為不存在決策沖突；25-37.5分為中等水平?jīng)Q策沖突；>37.5分為較高水平?jīng)Q策沖突，總分越高代表決策沖突越大[16-17]。量表的Cronbach's alpha為0.886。

1.3 調(diào)查方法

采用問卷調(diào)查法，調(diào)查者為研究者本人，在開始調(diào)查前，由調(diào)查者使用統(tǒng)一的指導(dǎo)語向患者介紹研究目的和意義，在征得患者同意后發(fā)放調(diào)查問卷，問卷當(dāng)場收回并檢查，如有遺漏項，當(dāng)場補(bǔ)齊。共發(fā)放問卷240份，全部回收，其中有效問卷為226份，有效回收率為94.17%。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法

采用SPSS 26.0和AMOS 26.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入與分析。符合正態(tài)分布的計量資料采用均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差表示，不符合正態(tài)分布的計量資料采用中位數(shù)和四分位數(shù)表示，計數(shù)資料采用頻數(shù)和百分比表示；對符合正態(tài)分布的計量資料兩組間比較采用獨立樣本t檢驗，多組間比較采用單因素方差分析；對不符合正態(tài)分布的計量資料兩組間比較采用Mann-Whitney檢驗；等級資料采用Kruskal-Wallis檢驗。采用Harman單因素檢驗對本研究數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗，采用Pearson相關(guān)分析探討健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力和決策沖突的相關(guān)性。使用AMOS 26.0構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，采用Bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。以P<0.05表示差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1調(diào)查對象基本情況

本研究226名結(jié)直腸癌患者中，平均年齡為(58.37±11.42)歲；男性123人(54.4%)，女性103人(45.6%)；疾病診斷為結(jié)腸癌者127人(56.2%)，直腸癌者99人(43.8%)；家庭人均月收入<3000元的有49人(21.7%)，3000-5000元的有92人(40.7%)，>5000元的有85人(37.6%)；婚姻狀況為有配偶的有217人(96.9%)；居住地為農(nóng)村的有110人(48.7%)，城鎮(zhèn)的有116人(51.3%)。見表1。

2.2 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗對所有測量項目進(jìn)行未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的主成分分析，特征根大于1的公因子共15個，其中第1個因子方差解釋率為21.63%，小于40%的推薦臨界標(biāo)準(zhǔn)，故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差變異。

2.3 不同特征結(jié)直腸癌患者決策沖突的單因素分析

不同文化程度、職業(yè)、醫(yī)療保險類型、有無造口、疾病分期的結(jié)直腸癌患者決策沖突總分差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)，而性別、婚姻狀況、家庭人均月收入、居住地、疾病確診時長在結(jié)直腸癌患者決策沖突中差異沒有統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)。見表1。

表1 不同特征結(jié)直腸癌患者決策沖突的單因素分析

2.4 結(jié)直腸癌患者健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力和決策沖突的相關(guān)性分析

結(jié)直腸癌患者決策沖突總得分為(42.70±17.11)分，健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力得分分別為(24.40±2.10)分、(22.14±4.85)分、(107.03±14.26)分。健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力之間呈兩兩正相關(guān)(P<0.01)，均與決策沖突呈負(fù)相關(guān)(P<0.01)。見表2。

表2 健康素養(yǎng)、參與態(tài)度、參與能力和決策沖突的描述統(tǒng)計和相關(guān)性分析

2.5 參與態(tài)度、參與能力在健康素養(yǎng)與決策沖突之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析

相關(guān)分析結(jié)果顯示，變量間存在兩兩相關(guān)，滿足使用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗中介效應(yīng)的前提。以健康素養(yǎng)為自變量，決策沖突為因變量，參與態(tài)度和參與能力為中介變量建立假設(shè)模型，限定5000個樣本隨機(jī)抽樣，使用 Bootstrap 法檢驗中介效應(yīng)的顯著性，結(jié)果顯示參與能力和參與態(tài)度在健康素養(yǎng)對決策沖突的影響中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｒ姳?。結(jié)構(gòu)模型中各擬合指標(biāo)均良好：χ2/df=2.975，NFI=0.972，RFI=0.929，CFI=0.961，TLI=0.964，RMSEA(90%CI)為0.053(0.034，0.056)，P-value of the close-fit test 為0.184，SRMR=0.053。觀測變量在各潛變量上的標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷及各變量間的路徑系數(shù)均達(dá)到顯著水平。

表3 健康素養(yǎng)與決策沖突間的中介效應(yīng)檢驗

中介效應(yīng)檢驗顯示，健康素養(yǎng)能夠正向預(yù)測參與能力(β=0.45，P<0.001)，參與能力能夠正向預(yù)測參與態(tài)度(β=0.18，P<0.001)，參與態(tài)度能夠負(fù)向預(yù)測決策沖突(β=-0.35，P<0.001)，說明結(jié)直腸癌患者的健康素養(yǎng)水平越高，參與能力越強(qiáng)，進(jìn)而改善患者的參與態(tài)度，最終降低患者的決策沖突。見圖1。

圖1 健康素養(yǎng)和決策沖突的中介效應(yīng)模型

3 討論

3.1 結(jié)直腸癌患者決策沖突水平整體偏高

描述統(tǒng)計結(jié)果顯示，結(jié)直腸癌患者決策沖突總分為(42.70±17.11)分，高于晚期癌癥患者、房顫患者、冠心病患者決策沖突水平[18-20]?？赡苡捎诮Y(jié)直腸癌患者的治療手段具有多樣性，而不同治療方式往往風(fēng)險與收益并存，更容易面臨決策困境。且在我國文化背景下，家屬替代決策的情況也會導(dǎo)致患者在決策中處于被動地位[21]。由于對決策有較高心理壓力的內(nèi)源性因素和決策相關(guān)知識缺乏的外源性因素的共同作用，患者可能會面臨更強(qiáng)烈的不確定感，從而產(chǎn)生決策延遲。因此，醫(yī)務(wù)工作者可對患者參與決策提供相應(yīng)的專業(yè)知識與支持鼓勵，醫(yī)院可為患者參與醫(yī)療護(hù)理等決策提供適宜且安全的環(huán)境，與家庭共同組成支持的重要部分。此外，醫(yī)務(wù)人員也應(yīng)關(guān)注決策替代者在患者決策中的作用，促進(jìn)共享決策，同時制定本土化的預(yù)立醫(yī)療照護(hù)計劃。

3.2 不同文化程度、職業(yè)、醫(yī)保類型、疾病分期和有無造口的結(jié)直腸癌患者的決策沖突存在差異

本研究發(fā)現(xiàn)文化程度較低的結(jié)直腸癌患者決策沖突較高，與胡恒瑜等的研究結(jié)果一致[22]，可能原因在于文化程度低的患者獲得信息的途徑有限，且缺乏足夠的決策相關(guān)知識及信息。職業(yè)為農(nóng)民的患者決策沖突高于事業(yè)單位職員、工人及其他職業(yè)患者，原因可能在于這一職業(yè)者的經(jīng)濟(jì)水平相對較低，疾病相關(guān)知識有限，且在相對閉塞的工作環(huán)境中獲得的社會支持有限，因此其知情、支持水平較低，不確定感更強(qiáng)，容易導(dǎo)致決策沖突。醫(yī)保類型為自費的患者決策沖突水平最高，可能與這類人群往往需要承擔(dān)更多經(jīng)濟(jì)方面的負(fù)擔(dān)，沒有更多的精力面對決策中的問題有關(guān)。疾病分期為III期的患者決策沖突水平最高，可能原因為結(jié)直腸癌處于III期的患者需要面對更為復(fù)雜的決策，不確定感更強(qiáng)，且仍對治療和疾病預(yù)后抱有較高的期待；而IV期的患者決策沖突最低，可能與晚期癌癥患者在生存質(zhì)量上有更多的需求[23]，缺少決策精力和能力有關(guān)。有造口的患者決策沖突更高，可能是由于造口手術(shù)對功能損害較大，嚴(yán)重影響患者的生活習(xí)慣、個人形象等，在決策時其要面對更大的壓力和負(fù)擔(dān)。因此在患者住院治療期間，醫(yī)護(hù)人員可根據(jù)結(jié)直腸癌患者的文化程度、職業(yè)、醫(yī)保類型、疾病分期、有無造口的差異，針對性制定健康教育和管理方案，有效降低患者的決策沖突。

3.3 參與態(tài)度和參與能力在結(jié)直腸癌患者健康素養(yǎng)和決策沖突之間起中介作用

研究顯示，結(jié)直腸癌患者的參與能力和參與態(tài)度在其健康素養(yǎng)和決策沖突之間起中介作用，即一方面健康素養(yǎng)直接影響決策沖突，另一方面分別通過參與能力和參與態(tài)度間接影響決策沖突。健康素養(yǎng)直接影響患者決策沖突，與李施霖等的研究結(jié)果一致[24]。健康素養(yǎng)是影響患者參與到醫(yī)療決策中的重要因素，較高的健康素養(yǎng)是患者做出合理決定的關(guān)鍵。同時，健康素養(yǎng)可通過參與能力間接影響決策沖突水平，研究證實健康素養(yǎng)水平較高的患者能夠熟練理解和掌握所需要的信息，并且具備對信息的處理、篩選和辨別能力，利用高質(zhì)量健康信息去解決在復(fù)雜決策參與過程中的不確定因素，幫助患者識別最優(yōu)選擇[25]。對決策相關(guān)信息的了解可降低患者決策時的緊張感，與專業(yè)人員關(guān)于決策內(nèi)容的溝通也進(jìn)一步減輕了患者做出決策的壓力[26]。此外，健康素養(yǎng)水平較低的患者由于健康知識有限，缺乏對決策相關(guān)內(nèi)容的理解能力，可能導(dǎo)致其參與決策的主動性降低。參與態(tài)度消極的患者面對醫(yī)護(hù)人員的建議較少提出質(zhì)疑，且在交流過程中也傾向于被動，這與Douma等的研究結(jié)論相似[27]。

本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在健康素養(yǎng)與決策沖突之間的關(guān)系模型中，參與能力和參與態(tài)度起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫@意味著健康素養(yǎng)依次通過參與能力和參與態(tài)度影響決策沖突水平。健康素養(yǎng)高的患者擁有更好地使用書面信息的能力，并能應(yīng)用健康知識與他人進(jìn)行相關(guān)溝通，在面對醫(yī)療決策時可應(yīng)用自己的健康相關(guān)知識，參與決策的過程更加順暢，進(jìn)一步促進(jìn)患者參與的積極態(tài)度，減少決策困境的發(fā)生。研究表明參與能力強(qiáng)的患者有更扎實的理論知識基礎(chǔ)，即使在遇到?jīng)Q策問題時也會選擇通過溝通交流去解決遇到的問題[28]，因此在參與決策時其更有信心，也更愿意去交流自己的想法。積極主動的參與是促成滿意決策的前提，在充分了解信息后做出符合患者意愿的決策也將進(jìn)一步促進(jìn)后續(xù)的醫(yī)療護(hù)理活動。醫(yī)務(wù)工作者可以從提高結(jié)直腸癌健康素養(yǎng)著手，提高其對健康信息的辨別、處理能力，促進(jìn)患者積極溝通和參與，進(jìn)而緩解患者決策沖突水平，提高患者就醫(yī)體驗和治療效果，增進(jìn)患者自我管理意識和就醫(yī)滿意度。