陳 敏，周蘇梅，邵世蓉，劉天衡，杜予楊

（1.德陽市人民醫(yī)院，四川 德陽 618000；2.成都大學(xué)附屬醫(yī)院，四川 成都 610000；3.四川省人民醫(yī)院，四川 成都 610000）

腦卒中是一種以血管堵塞或突然破裂為特征的神經(jīng)系統(tǒng)疾病[1]，是全球死亡和殘疾的首要原因之一[2]，是重要的公共衛(wèi)生問題[3]?！度蚣膊∝?fù)擔(dān)報告》指出，我國是目前腦卒中發(fā)病率最高的國家，并且呈年輕化趨勢，給家庭和社會帶來了沉重的負(fù)擔(dān)[4]。盡管近年來腦卒中的治愈率逐漸上升，但是腦卒中幸存者仍會遺留肢體及精神認(rèn)知障礙，其中50%～70%的患者在腦卒中幸存下來后會產(chǎn)生心理障礙，其主要癥狀表現(xiàn)為抑郁、焦慮、暴怒或者記憶力下降、注意力減退、失語等[5]。心理健康問題嚴(yán)重影響患者康復(fù)進(jìn)程及生活質(zhì)量。應(yīng)對方式是指個人應(yīng)用的認(rèn)知—行為方式，以管理壓力狀況的需求[6]。醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式是指患者處理疾病時采取的一系列認(rèn)知和行為策略，是心理應(yīng)激和身心健康中重要的中介變量，良好的應(yīng)對策略有助于患者更好地參與康復(fù)治療，加快康復(fù)進(jìn)程，提高生活質(zhì)量[7]。醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式被認(rèn)為是消除患者情感障礙的重要心理資源，但是研究發(fā)現(xiàn)[8]，腦卒中幸存者在面臨自身這一突發(fā)事件時的應(yīng)對方式并不樂觀，隨之發(fā)生焦慮、抑郁等心理健康癥狀。研究表明[9-10]，患者參與康復(fù)治療的自主性和流動性是高質(zhì)量及有效康復(fù)的關(guān)鍵組成部分與影響康復(fù)結(jié)局的重要因素。但是，對腦卒中患者的康復(fù)參與度與他們的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式之間的關(guān)聯(lián)及與心理健康之間的影響機(jī)制尚未進(jìn)行廣泛研究。因此，本研究旨在了解腦卒中幸存者的心理健康水平、康復(fù)參與度及醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式的現(xiàn)狀，并探討腦卒中幸存者康復(fù)參與度與心理健康狀況的關(guān)系及醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在以上二者之間的中介作用。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用便利抽樣法，選取四川省5 所三級甲等綜合醫(yī)院神經(jīng)內(nèi)、外科及康復(fù)科2022 年1—6 月住院的腦卒中患者479 例為研究對象，對其進(jìn)行問卷調(diào)查。對于文化程度較低或者閱讀困難患者，由研究人員采用口頭提問方式進(jìn)行調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）符合《中國腦血管疾病分類2015》的診斷標(biāo)準(zhǔn)[11]，經(jīng)顱腦CT或MRI 確診為腦卒中患者[12]；（2）年齡≥18 歲；（3）神志清楚，能進(jìn)行正常溝通；（4）患者知情同意，自愿參加本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）認(rèn)知或交流障礙患者；（2）合并癌癥、重要器官功能衰竭者；（3）失語癥患者和過去已知的重大心理障礙患者（抑郁癥、精神分裂癥、創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙等）；（4）藥物和酒精成癮或戒斷患者。本研究已通過德陽市人民醫(yī)院醫(yī)學(xué)倫理委員會審批（審批號：2022-04-056-K01）。

采用橫斷面研究設(shè)計樣本量估算方法[13]，將樣本量擴(kuò)大變量數(shù)的5～10 倍。所需樣本量計算公式：n=[維度數(shù)×（5～10）]×[1+（10%～20%）]，本研究的觀測變量有31 個，考慮到10%～20%的樣本流失，樣本量選取范圍為171～372，本研究最終確定發(fā)放問卷500 份，回收有效問卷479 份，有效問卷回收率95.8%。

1.2 研究工具

（1）一般資料問卷。問卷自行設(shè)計，主要包括患者的社會人口學(xué)特征：年齡、性別、婚姻狀況、文化程度、職業(yè)、收入水平、醫(yī)療保險等；疾病相關(guān)特征：卒中相關(guān)危險因素（吸煙、飲酒等）、家庭卒中史、是否初診腦卒中、是否進(jìn)行手術(shù)治療等。（2）醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式問卷（MCMQ）。問卷由Feifel 等[14]于1987 年編制，在2000 年沈曉紅等[15]將其漢化修訂為中文版，廣泛用于評定各類疾病患者對于特定疾病的應(yīng)對方式。問卷包括面對、回避、屈服3 個維度20 個條目，采用1～4 級評分，有8 個條目反向計分，各條目得分之和即為該維度得分，得分越高表示患者越傾向于用此種方式應(yīng)對該疾病。修訂后問卷各維度Cronbach′s α 系數(shù)分別為0.768、0.810、0.806，問卷內(nèi)部一致性較好。本研究中各維度Cronbach′s α 系數(shù)分別為0.939、0.927、0.902。（3）癥狀自評量表（Symptom Checklist-90，SCL-90）。由Derogatis等[16]于1973年編制，又稱90 項癥狀清單，于1984 年引入我國，之后因其簡便、靈活、癥狀內(nèi)容豐富而在評估不同人群的心理健康中得到廣泛應(yīng)用，被證實有較好的信效度[17-18]。該量表包含90 個項目，采用5 點計分（1 表示“無”，2 表示“輕度”，3 表示“中度”，4 表示“較重”，5 表示“嚴(yán)重”），要求受測者對項目所描述癥狀的程度進(jìn)行評定（最近一周的實際感覺），總分介于90～450 分，總分越高提示個體的心理健康水平越低。量表各癥狀效度系數(shù)為0.77～0.99。本研究中各維度Cronbach′s α 系數(shù)為0.871～0.934。（4）匹茲堡康復(fù)參與量表（the Pittsburgh Rehabilitation Participation Scale，PRPS）。由美國匹茲堡大學(xué)教授Lenze 等[19]研究設(shè)計，于2014 年由侯永輝等[20]漢化，用于評價患者康復(fù)參與主動性。采用6 級評分，從1 分（無）到6 分（出色），4 分及以上為高水平的參與度，<4 分為低水平的參與度。PRPS 在腦卒中后康復(fù)、脊髓損傷后康復(fù)等患者中運用，評估患者康復(fù)參與的能力，具有較好的預(yù)測信效度，Cronbach′s α 系數(shù)為0.926。

1.3 調(diào)查方法

在正式調(diào)查前所有研究人員經(jīng)統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)培訓(xùn)后進(jìn)行研究對象招募和數(shù)據(jù)收集。采用問卷星面對面收集資料，調(diào)查者需向研究對象介紹調(diào)查的目的、方法、內(nèi)容以及問卷填寫注意事項等，在患者同意后由其本人簽署知情同意書完成調(diào)查問卷。原則上，問卷由患者本人完成，若患者本人由于身體虛弱、視力欠佳或者無法讀寫等而無法填寫問卷時，由調(diào)查者協(xié)助逐條朗讀并客觀記錄患者的真實答案。問卷填寫完畢后，由調(diào)查員和患者當(dāng)場檢查、核對確認(rèn)無明顯錯誤、無缺漏項后回收。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法

本研究采用EpiData 3.1 軟件進(jìn)行雙人雙錄入，采用SPSS 22.0 軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，計數(shù)資料采用率或百分比（%）表示；計量資料均符合正態(tài)分布，采用（±s）表示；采用Pearson 積差相關(guān)分析了解醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式、心理健康與康復(fù)參與度之間的相關(guān)性；采用AMOS23 軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行中介效應(yīng)分析，并用Boopstrap 進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 腦卒中幸存者一般資料情況

研究對象中，男性311 人（64.93%），女性168 人（35.07%）；年齡在28～86 周歲之間，平均年齡（57.96±13.35）歲。其中79.96%的患者為初診腦卒中患者，大部分患者（52.40%）由配偶承擔(dān)照護(hù)工作，具體見表1。

表1 腦卒中幸存者一般資料情況Table 1 Stroke survivors' General information

2.2 腦卒中幸存者心理健康狀況

本次研究中，有97 人SCL-90 總分超過160 分，陽性檢出率為20.25%（97/479），其中軀體化、人際關(guān)系敏感、抑郁、焦慮4個因子條目均分最高，分別為（3.23±0.83）分、（3.23±0.85）分、（3.23±0.80）分、（3.27±0.86）分，均高于全國常模水平。

2.3 共同方法偏差的檢驗

本研究采用Harman 單因子檢驗法[21]進(jìn)行共同方法偏差的檢驗，對本項目的所有因子進(jìn)行探索性因素分析，結(jié)果顯示：共提取13 個特征根大于1 的因子，第一個公因子解釋的總變異量為25.89%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題，解釋程度較好，可以進(jìn)行中介效應(yīng)分析。

2.4 腦卒中幸存者康復(fù)參與度、心理健康狀況與醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式的相關(guān)性分析

結(jié)果顯示：患者康復(fù)參與度與SCL-90 各因子呈負(fù)相關(guān)，即康復(fù)參與度與軀體化、強(qiáng)迫癥狀、人際關(guān)系敏感、抑郁、焦慮、敵對、恐怖、偏執(zhí)、精神病性、其他呈負(fù)相關(guān)（r1=-0.285，r2=-0.330，r3=-0.268，r4=-0.283，r5=-0.238，r6=-0.318，r7=-0.267，r8=-0.303，r9=-0.316，r10=-0.328，均P＜0.01），康復(fù)參與度與醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式中面對呈正相關(guān)（r=0.404，P＜0.01），與回避呈負(fù)相關(guān)（r=-0.403，P＜0.01），與屈服呈負(fù)相關(guān)（r=-0.446，P＜0.01），見表2。

表2 腦卒中幸存者康復(fù)參與度、心理健康狀況、醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式的相關(guān)性分析（r）Table 2 Correlation analysis on participation of rehabilitation,psychological health status and medical coping modes among stroke survivors （r）

2.5 腦卒中幸存者醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介作用

2.5.1 面對的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介效應(yīng)檢驗 在相關(guān)性分析的基礎(chǔ)之上，根據(jù)溫忠麟等[22]提出的中介效應(yīng)檢驗方法，進(jìn)一步驗證面對的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在腦卒中幸存者康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介效應(yīng)。應(yīng)用極大似然法得到的模型擬合參數(shù)，卡方自由度比（χ2/df）為1.395，小于2；近似誤差均方根（RMSEA）為0.029；擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）為0.958，調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）為0.946，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）為0.956，比較擬合指數(shù)（CFI）為0.987，增量擬合指數(shù)（IFI）為0.987，Tucker-Lewis 指數(shù)（TLI）為0.985，均大于0.9[23]，說明模型對于該項目數(shù)據(jù)具有較好的擬合效果。各變量之間的路徑系數(shù)分析結(jié)果顯示：康復(fù)參與度對面對具有顯著正向影響（β=0.417，P<0.05），面對對心理健康癥狀具有顯著負(fù)向影響（β=-0.177，P<0.05），康復(fù)參與度對心理健康癥狀具有顯著負(fù)向影響（β=-0.380，P<0.05）。面對的中介效應(yīng)為-0.074，Bootstrap 置信區(qū)間為-0.120～-0.032，區(qū)間內(nèi)不含0，表明中介效應(yīng)顯著。見圖1、表3、表4。

圖1 面對的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介效應(yīng)模型Figure 1 The mediating role model of medical coping modes faced between participation of rehabilitation and psychological health status

表3 面對、康復(fù)參與度、心理健康癥狀之間路徑系數(shù)分析Table 3 Path coefficient analysis between facing,participation of rehabilitation and psychological health symptoms

表4 面對的中介效應(yīng)Table 4 The mediation role they are facing

2.5.2 回避的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介效應(yīng)檢驗 建立以康復(fù)參與度為自變量（X）、心理健康狀況為因變量（Y）、回避為中介變量（M）的結(jié)構(gòu)方程模型?？ǚ阶杂啥缺龋é?/df）為1.462，小于2；近似誤差均方根（RMSEA）為0.031；擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）為0.985，調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）為0.946，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）為0.946，比較擬合指數(shù)（CFI）為0.985，增量擬合指數(shù)（IFI）為0.985，Tucker-Lewis 指數(shù)（TLI）為0.983，均大于0.9[23]，說明模型擬合程度較好?；乇堋⒖祻?fù)參與度、心理健康癥狀之間的路徑系數(shù)分析結(jié)果顯示：康復(fù)參與度對回避具有顯著負(fù)向影響（β=-0.410，P<0.05），回避對心理健康癥狀具有顯著正向影響（β=0.283，P<0.05），康復(fù)參與度對心理健康癥狀具有顯著負(fù)向影響（β=-0.338，P<0.05）?；乇艿闹薪樾?yīng)為-0.116，Bootstrap 置信區(qū)間為-0.162～-0.077，區(qū)間內(nèi)不含0，表明中介效應(yīng)顯著。見圖2、表5、表6。

圖2 回避的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介效應(yīng)模型Figure 2 The mediating role model of avoidance medical coping modes between participation of rehabilitation and psychological health status

表5 回避、康復(fù)參與度、心理健康癥狀之間路徑系數(shù)分析Table 5 Path coefficient analysis between avoidance, participation of rehabilitation, and psychological health symptoms

表6 回避的中介效應(yīng)Table 6 The mediating role of avoidance

2.5.3 屈服的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介效應(yīng)檢驗 根據(jù)中介效應(yīng)檢驗程序，建立以康復(fù)參與度為自變量（X）、心理健康狀況為因變量（Y）、屈服為中介變量（M）的結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行檢驗?？ǚ阶杂啥缺龋é?/df）為1.594，小于2；近似誤差均方根（RMSEA）為0.035；擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）為0.960，調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）為0.947，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）為0.952，比較擬合指數(shù)（CFI）為0.981，增量擬合指數(shù)（IFI）為0.982，Tucker-Lewis 指數(shù)（TLI）為0.978，均大于0.9[23]，說明模型擬合程度較好。屈服、康復(fù)參與度、心理健康癥狀之間的路徑系數(shù)分析結(jié)果顯示：康復(fù)參與度對屈服具有顯著負(fù)向影響（β=-0.463，P<0.05），屈服對心理健康癥狀具有顯著正向影響（β=0.296，P<0.05），康復(fù)參與度對心理健康癥狀具有顯著負(fù)向影響（β=-0.317，P<0.05）。屈服的中介效應(yīng)為-0.137，Bootstrap置信區(qū)間為-0.188～-0.092，區(qū)間內(nèi)不含0，表明中介效應(yīng)顯著。見圖3、表7、表8。

圖3 屈服的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介效應(yīng)模型Figure 3 The mediating role model of yielding medical coping modes between participation of rehabilitation and psychological health status

表7 屈服、康復(fù)參與度、心理健康癥狀之間路徑系數(shù)分析Table 7 Path coefficient analysis among yield, participation of rehabilitation, and psychological health symptoms

表8 屈服的中介效應(yīng)Table 8 The mediating role of yield

2.5.4 醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介效應(yīng)檢驗 根據(jù)本研究的假設(shè)，以康復(fù)參與度為自變量、醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式為中介變量、心理健康狀況為因變量建立模型，路徑分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，康復(fù)參與度顯著負(fù)向預(yù)測心理健康癥狀（β=-0.233，P<0.05），康復(fù)參與度顯著正向預(yù)測應(yīng)對方式（β=0.561，P<0.05），應(yīng)對方式顯著負(fù)向預(yù)測心理健康癥狀（β=-0.394，P<0.05）。因此，醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間起中介作用，見圖4。

圖4 醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間的中介效應(yīng)模型Figure 4 The mediating role model of medical coping modes between participation of rehabilitation and psychological health status

3 討論

3.1 腦卒中幸存者心理健康狀況不容樂觀，心理問題凸顯

由于世界范圍內(nèi)的疾病譜、人口結(jié)構(gòu)及社會人口因素等的變化，腦卒中的患病率逐年上升。腦卒中發(fā)病急驟，康復(fù)過程漫長，給腦卒中幸存者帶來了不同程度的心理問題。本研究的結(jié)果顯示，腦卒中幸存者中有20.25%（97/479）被檢出存在心理問題。在這些心理問題中，軀體化、抑郁、焦慮、人際關(guān)系敏感4 個因子條目均分最高，超過了全國常模水平[24]。研究發(fā)現(xiàn)，入組患者中的59.92%為中青年（≤59 歲），并且79.96%為初診腦卒中患者。年輕人在家庭和社會中扮演著重要角色，一旦發(fā)生腦卒中，自理能力受限，角色轉(zhuǎn)變，心理問題就凸顯出來[25]。盡管腦卒中的治愈率隨著醫(yī)療水平的提高而不斷提高，但仍會導(dǎo)致患者各種程度的神經(jīng)功能障礙，這會降低患者的身體舒適度、自我效能感及康復(fù)訓(xùn)練的信心和依從性，進(jìn)而導(dǎo)致焦慮和抑郁等心理問題[26]。因此，在康復(fù)期間我們需要積極引導(dǎo)腦卒中幸存者采取正確的方式來應(yīng)對腦卒中引起的應(yīng)激源，從而改善患者的心理健康狀況，提高康復(fù)參與度、身心健康水平和生活質(zhì)量，讓他們早日回歸家庭和社會。

3.2 腦卒中幸存者康復(fù)參與度與心理健康狀況呈負(fù)相關(guān)，與醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式中的面對呈正相關(guān)

本研究結(jié)果顯示，腦卒中幸存者康復(fù)參與度與心理健康狀況呈負(fù)相關(guān)（P＜0.01），康復(fù)參與度與醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式中的面對呈正相關(guān)（r=0.404，P＜0.01），與回避呈負(fù)相關(guān)（r=-0.403，P＜0.01），與屈服呈負(fù)相關(guān)（r=-0.446，P＜0.01）。腦卒中幸存者康復(fù)參與度越高，其SCL-90 總分越低，越能積極參與康復(fù)訓(xùn)練，越能積極面對卒中這一應(yīng)激事件。這與佟利[27]對腦卒中住院患者的研究及鄧翠玉等[28]對腦卒中患者室內(nèi)康復(fù)鍛煉的研究一致。腦卒中幸存者由于腦部神經(jīng)受損，多數(shù)會在感覺、運動、語言、認(rèn)知等方面出現(xiàn)不同程度的神經(jīng)功能障礙，腦卒中對神經(jīng)系統(tǒng)的損害多數(shù)是永久的，但是腦組織也存在神經(jīng)康復(fù)可塑性的窗口期，這期間的康復(fù)訓(xùn)練至關(guān)重要。重復(fù)、機(jī)械的康復(fù)訓(xùn)練以及卒中這一突發(fā)應(yīng)激事件容易使患者喪失參與的積極性，導(dǎo)致產(chǎn)生卒中后抑郁、焦慮等心理問題，影響其康復(fù)訓(xùn)練及功能恢復(fù)。

3.3 腦卒中幸存者醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康間起中介作用

患者對于突發(fā)疾病及自身所處環(huán)境的應(yīng)對方式至關(guān)重要，這種應(yīng)對方式在整個心理應(yīng)激過程中扮演著重要的中介角色。研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與心理健康狀況之間起著顯著的中介作用，也就是說，康復(fù)參與度可以通過醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式間接影響腦卒中幸存者的心理健康狀況。在康復(fù)參與度→積極面對→心理健康狀況的路徑中，積極面對方式對心理健康狀況有積極的影響，可以減少腦卒中幸存者的不良情緒和心理問題，提高心理健康水平，促進(jìn)積極的心理發(fā)展，從而改善病情預(yù)后和生活質(zhì)量。而在康復(fù)參與度→回避/屈服→心理健康狀況的路徑中，回避/屈服的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式會加重心理健康問題，這意味著患者的康復(fù)參與度較低，他們可能會回避或屈服于疾病的挑戰(zhàn)，并表現(xiàn)出抵觸或厭煩的行為，這對他們的心理健康產(chǎn)生了負(fù)面影響。

本研究揭示了醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在康復(fù)參與度與腦卒中幸存者心理健康狀況之間的中介作用機(jī)制?？祻?fù)參與度對心理健康狀況有負(fù)向影響，并且醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式在兩者之間的中介效應(yīng)顯著。醫(yī)護(hù)人員應(yīng)密切關(guān)注和評估患者的康復(fù)參與情況和心理健康狀況，以制定相應(yīng)的干預(yù)措施，根據(jù)影響心理健康狀況的路徑選擇合適的醫(yī)學(xué)應(yīng)對方式。為了提高腦卒中患者的康復(fù)參與度，提高他們的心理健康水平，改善卒中后的結(jié)局，我們提出以下3 點建議：（1）隨著科技的迅猛發(fā)展，康復(fù)訓(xùn)練方式越來越多樣化和智能化，醫(yī)護(hù)人員應(yīng)根據(jù)患者具體的神經(jīng)功能損傷程度和自愿程度靈活制定個性化的康復(fù)方案，避免機(jī)械重復(fù)的訓(xùn)練降低患者康復(fù)的積極性；（2）關(guān)注患者的心理健康水平，制定針對性的心理健康教育方案，以滿足患者的心理需求；（3）建立患者的支持系統(tǒng)，包括家庭角色、社會背景和地域文化等，為患者提供情感支持，滿足他們的心理需求?？傊?，患者更高的參與水平可以促使其心理健康水平的提高，預(yù)測和改善患者的康復(fù)結(jié)局，縮短住院時間和降低醫(yī)療成本，提高患者的生活質(zhì)量，使他們早日回歸家庭和社會。同時，本研究也存在一定的局限性，采用便利抽樣的方式，僅在四川省的部分醫(yī)院進(jìn)行了調(diào)查，因此結(jié)果可能存在選擇偏倚。今后的研究可以開展多中心、縱向的研究來進(jìn)一步探討相關(guān)的影響機(jī)制，為改善腦卒中患者的康復(fù)結(jié)局提供新的方向。