康復(fù)自我效能在老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應(yīng)

吳巧娣 ，周靜 ，王碩

（1.石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院，新疆 石河子 832000；2.石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院第一附屬醫(yī)院 護理部，新疆 石河子 832000）

腦卒中是我國成人致死、致殘的首位病因，以老年人發(fā)病為主[1]。 大部分幸存的患者康復(fù)期除留有肢體功能障礙外，還伴有抑郁、疲勞等。 卒中后疲勞指在生理、情感和認(rèn)知功能相互作用下，軀體和心理活動中產(chǎn)生的精力不足、乏力倦怠、厭惡等一種持續(xù)性、病態(tài)的主觀感受，休息后不能緩解，可發(fā)生于卒中早期或慢性卒中階段， 是卒中后常見且長期存在的并發(fā)癥[2]，總體發(fā)生率為 25%～85%[3]。 卒中后疲勞影響了患者的神經(jīng)功能恢復(fù)和生活質(zhì)量[4]，增加了其死亡風(fēng)險[5]。 卒中后抑郁是以情緒低落、思維遲緩、興趣減退、睡眠障礙等為主要表現(xiàn)的一種繼發(fā)性抑郁癥狀，在卒中后的任何時間內(nèi)都有可能發(fā)生，影響著約1/3 的卒中幸存者[6]。 有研究表明，卒中后抑郁是卒中后疲勞的獨立危險因素， 既能影響卒中患者的身體疲勞又能影響其精神疲勞[7]。 而康復(fù)自我效能是卒中患者康復(fù)鍛煉的能力表現(xiàn)和自我管理的自信心，與卒中后疲勞呈負(fù)相關(guān)，即康復(fù)自我效能水平越低，患者卒中后疲勞的程度越高[8]。 此外，卒中后抑郁對康復(fù)自我效能也有顯著的負(fù)面預(yù)測作用[9]。但目前尚未見卒中后抑郁、 康復(fù)自我效能與卒中后疲勞間作用機制的報道。本研究以老年腦卒中康復(fù)期患者為研究對象，調(diào)查其卒中后疲勞、康復(fù)自我效能、卒中后抑郁的現(xiàn)狀，分析康復(fù)自我效能在卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介作用， 以期為老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞的干預(yù)提供一定的參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采取便利抽樣法， 選取2019 年12月—2020 年7 月在石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院第一附屬醫(yī)院、石河子市人民醫(yī)院神經(jīng)內(nèi)科、神經(jīng)外科、康復(fù)心理科、 老干科病房診療的老年腦卒中康復(fù)期患者作為研究對象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥60 歲；（2）符合中華醫(yī)學(xué)會神經(jīng)病學(xué)分會修訂的 《中國腦血管疾病分類2015》[10]中的腦卒中診斷標(biāo)準(zhǔn)，并經(jīng)腦CT 或MRI確診為腦卒中；（3）處于卒中康復(fù)期（即正式開始康復(fù)治療的階段，距最近1 次卒中發(fā)病≥2 周）[11]，意識清楚、病情穩(wěn)定；（4）能進行語言或書面有效溝通。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）日常生活活動重度依賴者；（2）視力、聽力、認(rèn)知功能障礙；（3）合并其他嚴(yán)重的軀體性疾病、惡性腫瘤或嚴(yán)重的中樞神經(jīng)系統(tǒng)、 循環(huán)系統(tǒng)疾病；（4）卒中發(fā)病前已確診為抑郁癥。

查閱文獻得知腦卒中患者卒中后疲勞的發(fā)生率為25%～85%[3]，根據(jù)橫斷面研究的樣本量計算公式：其中 P0=0.25～0.85；U1-α/2=1.96；d=0.05，計算樣本量為196～289；考慮到無應(yīng)答偏倚等問題，再增加20%的樣本量為236～347 例，本研究最終納入360 例樣本。本研究已通過石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院第一附屬醫(yī)院醫(yī)學(xué)倫理委員會審核（KJ2020-005-02），并獲得參與者的知情同意。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制， 包括年齡、性別、文化程度、婚姻狀況、腦卒中類型、腦卒中病程（年）。

1.2.2 簡版老年抑郁量表 （Geriatric Depression Scale-15,GDS-15） 由 Sheikh 等[12]于 1986 年在 30個條目老年抑郁量表的基礎(chǔ)上簡化而來， 用于老年人卒中后抑郁癥狀的篩查，量表Cronbach α 系數(shù)為0.793。2013 年，唐丹[13]對該量表進行了漢化，將其應(yīng)用于中國城鄉(xiāng)老年人，量表Cronbach α 系數(shù)為0.793。該量表為單維度量表，共15 個條目，各條目均為“是”（1 分）和“否”（0 分）2 個選項。 總分為 0～15 分，得分越高代表抑郁程度越嚴(yán)重；≥5 分表示有卒中后抑郁[14]。 本研究中該量表的 Cronbach α 系數(shù)為 0.860。

1.2.3 腦卒中康復(fù)自我效能量表(Stroke Self-efficacy Questionnaire,SSEQ) 由 Jones 等[15]于 2008 年編制，用于測量腦卒中恢復(fù)期患者功能表現(xiàn)和自我管理的信心水平， 包括日常生活活動效能與自我管理效能2 個維度，共 13 個條目。 2015 年，李鴻艷等[16]對其進行漢化、修訂，將其應(yīng)用于首發(fā)腦卒中患者，量表總Cronbach α 系數(shù)為 0.969， 各維度的 Cronbach α 系數(shù)分別為0.974、0.942。 該中文版量表包括日常生活活動效能（6 個條目）及自我管理效能（5 個條目），共2 個維度 11 個條目。 均采用 Likert 10 級評分，從非常沒信心至非常有信心分別賦值1～10 分。 為便于分析比較， 本研究將量表得分換算為標(biāo)準(zhǔn)分=(量表實際得分/該量表的可能最高分)×100， 標(biāo)準(zhǔn)分范圍為0～100 分，得分越高表明受試對象的康復(fù)自我效能水平越高。 本研究中該量表總Cronbach α 系數(shù)為0.919。

1.2.4 疲勞嚴(yán)重程度量表 (Fatigue Severity Scale,FSS) 由Krupp 等[17]于1989 年編制，用于評估多發(fā)性硬化癥和系統(tǒng)性紅斑狼瘡患者的疲勞程度。 該量表為單維度，共9 個條目，均采用Likert 7 級評分，從非常不同意至非常同意分別賦值1～7 分。 總分9～63分，該量表臨界值為總分36 分或所有條目均分4 分，得分大于臨界值被定義為病理性疲勞[17]。2007 年，吳春薇等[18]將其漢化，并用于評估腦卒中患者卒中后疲勞，量表 Cronbach α 系數(shù)為 0.932。 2017 年，Nadarajah等[19]將其應(yīng)用于腦卒中患者，驗證了其具有良好的重測信度及內(nèi)部一致性（ICC 值及Cronbach α 系數(shù)均為0.930），證實以總分36 分或所有條目均分4 分為臨界值區(qū)分卒中后疲勞與否仍敏感， 是一種可靠而有效的卒中后疲勞的評估工具。 本研究中該量表的Cronbach α 系數(shù)為 0.939。

1.3 資料收集方法 本研究采用問卷調(diào)查法，由經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn)的調(diào)查人員發(fā)放紙質(zhì)問卷。首先，調(diào)查者采用統(tǒng)一指導(dǎo)語向受試對象解釋研究目的、意義等，征得其知情同意后發(fā)放問卷，由其自行填寫。對無書寫或閱讀能力的患者，調(diào)查者逐一閱讀條目，并根據(jù)其回答當(dāng)場客觀填寫、記錄。問卷填寫完成后當(dāng)場回收、 核查， 缺失或填錯由調(diào)查者再次詢問核對后補填、修改，再次確定無誤后收回。共發(fā)放問卷360 份，回收有效問卷350 份，有效回收率為97.2%。

1.4 數(shù)據(jù)處理 采用Epidata 3.1 雙人雙錄入資料，采用SPSS 25.0 分析數(shù)據(jù)。 計數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述； 計量資料符合正態(tài)分布采用描述，不符合正態(tài)分布采用M（P25，P75）描述；卒中后抑郁與康復(fù)自我效能、卒中后疲勞的相關(guān)性采用Spearman相關(guān)性分析檢驗， 康復(fù)自我效能與卒中后疲勞的相關(guān)性采用Pearson 相關(guān)性分析檢驗。 為避免因數(shù)據(jù)的性質(zhì)、量綱不同而對研究結(jié)果造成影響，首先將卒中后抑郁總分、康復(fù)自我效能標(biāo)準(zhǔn)分卒中后疲勞條目均分減去其各自的平均數(shù)后再除以其標(biāo)準(zhǔn)差得到標(biāo)準(zhǔn)化后的各組數(shù)據(jù)后（此時各組數(shù)據(jù)的平均數(shù)均為0，標(biāo)準(zhǔn)差均為1）[20]，再以年齡、性別、文化程度、婚姻狀況、腦卒中類型、腦卒中病程為控制變量，采用SPSS宏程序Process 進行多元線性回歸及中介效應(yīng)分析，采用Bootstrap 方法檢驗中介效應(yīng)， 重復(fù)取樣5 000次，計算95%的置信區(qū)間。 檢驗水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 350 例老年腦卒中康復(fù)期患者，年齡（72.31±8.26）歲；其中男性 188 例（53.7%），女性 162例（46.3%）；文化程度：小學(xué)及以下 183 例（52.3%），初中 85 例（24.3%），中專/高中 49 例（14.0%），大專及以上 33 例（9.4%）；257 例（73.4%）為已婚；腦卒中類型：缺血性 278 例（79.4%），出血性 72 例（20.6%）；腦卒中病程為3.00（0.00,8.00）年，病程最長為28 年。

2.2 本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞、康復(fù)自我效能、卒中后抑郁得分情況 本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞條目均分為（3.94±1.83）分，其中180 例（51.4%）有卒中后疲勞；康復(fù)自我效能標(biāo)準(zhǔn)分為（77.08±21.29）分，各維度得分分別為：日常生活活動效能（43.19±13.79）分，自我管理效能（33.89±10.36）分；卒中后抑郁總分為 2.00（0.00, 5.00）分，其中93 例（26.6%）有卒中后抑郁。

2.3 本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞與康復(fù)自我效能、卒中后抑郁的相關(guān)性分析 Pearson 相關(guān)性分析結(jié)果顯示，本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞條目均分與康復(fù)自我效能標(biāo)準(zhǔn)分及其各維度得分均呈負(fù)相關(guān)（r=-0.566，-0.488，0.513；均P＜0.01）；Spearman 相關(guān)性分析結(jié)果顯示，本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞條目均分與卒中后抑郁總分呈正相關(guān)（r=0.513，P＜0.01），見表 1。

表1 本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞與康復(fù)自我效能、卒中后抑郁的相關(guān)性分析（n=350，r）

2.4 康復(fù)自我效能在老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應(yīng)

2.4.1 共同方法偏差檢驗 采用Harman 單因子檢驗對共同方法偏差進行診斷， 將本研究3 個量表的全部條目進行未旋轉(zhuǎn)因子分析，顯示共有6 個因子特征值＞1， 且第1 個因子解釋的變異量為35.2%，＜40%的臨界值[21]，說明本研究不存在共同方法偏差，可進一步分析。

2.4.2 老年腦卒中康復(fù)期患者的卒中后抑郁、康復(fù)自我效能與卒中后疲勞間的多元線性回歸分析 采用Hayes[22]編制的SPSS 宏程序中的Model 4 對老年腦卒中康復(fù)期患者的卒中后抑郁、 康復(fù)自我效能與卒中后疲勞間的關(guān)系進行多元線性回歸及中介效應(yīng)分析。 第1 步，以卒中后疲勞為因變量，卒中后抑郁為自變量進行線性回歸分析，結(jié)果顯示，卒中后抑郁對卒中后疲勞有直接正向效應(yīng) （β=0.516，P＜0.01）；第2 步，以康復(fù)自我效能為因變量，卒中后抑郁為自變量進行線性回歸分析，結(jié)果顯示，卒中后抑郁對康復(fù)自我效能有直接負(fù)向效應(yīng)（β=-0.542，P＜0.01）；第3 步，以卒中后疲勞為因變量，卒中后抑郁、康復(fù)自我效能為自變量進行線性回歸分析，結(jié)果顯示，將康復(fù)自我效能引入回歸方程后， 卒中后抑郁對卒中后疲勞的回歸系數(shù)變?。é?0.310），但直接正向效應(yīng)仍顯著（P＜0.01），表明康復(fù)自我效能在卒中后抑郁與卒中后疲勞間起部分中介效應(yīng)。 見表2。

表2 老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后抑郁、康復(fù)自我效能與卒中后疲勞間的線性回歸分析

2.4.3 康復(fù)自我效能在老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應(yīng)檢驗 進一步采用Bootstrap 法進行區(qū)間估計，結(jié)果顯示，卒中后抑郁對卒中后疲勞的直接效應(yīng)及康復(fù)自我效能在卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應(yīng)95%CI 均不包含0，表明卒中后抑郁不僅能直接影響卒中后疲勞，而且可通過康復(fù)自我效能的中介作用間接影響卒中后疲勞，其直接效應(yīng)值為0.310，中介效應(yīng)值為0.206，分別占總效應(yīng)的60.1%、39.9%，見表3。 中介效應(yīng)模型見圖1。

圖1 康復(fù)自我效能在老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介作用

表3 康復(fù)自我效能在老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間的中介效應(yīng)

3 討論

3.1 本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞檢出率為51.4%，康復(fù)自我效能處于中等略高水平，抑郁癥狀檢出率為26.6% 本研究結(jié)果顯示， 本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞條目均分為 （3.94±1.83）分，51.4%的患者存在卒中后疲勞，與既往研究[3]結(jié)果（卒中后疲勞發(fā)生率，25%～85%）相比，處于中等偏高水平。究其原因，本組老年腦卒中康復(fù)期患者的年齡較大，為（72.31±8.26）歲，機體不可避免地發(fā)生退行性病變，營養(yǎng)吸收能力變差，能量儲備降低，進而極易出現(xiàn)身體上的疲勞[23]；同時，腦卒中引起的神經(jīng)功能受損極易使患者出現(xiàn)活動受限、睡眠質(zhì)量差等，進而加重患者精神上的疲勞[7]；此外，腦卒中康復(fù)是一個漫長的過程， 患者極易因此產(chǎn)生焦慮等負(fù)面心理， 而負(fù)性心理因素是卒中患者持續(xù)疲勞的驅(qū)動力之一[24]。 故本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞檢出率仍處于中等偏高水平。

本研究結(jié)果顯示， 老年腦卒中康復(fù)期患者的康復(fù)自我效能標(biāo)準(zhǔn)分為（77.08±21.29）分，與量表標(biāo)準(zhǔn)分的中間值55.00 分相比，處于中等偏高水平，與梁莉莉等[25]對170 例中青年腦卒中患者的調(diào)查結(jié)果不同，其康復(fù)自我效能得分為（78.59±27.71）分。 究其原因， 康復(fù)期的治療和鍛煉使得患者的神經(jīng)功能逐漸恢復(fù)，康復(fù)的自信心與急性期相比有所提升，但同時就本組老年腦卒中患者而言， 卒中病程較長（中間值為3 年，最長為28 年），而隨著病程的延長給患者帶來的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)也逐漸加重， 身體相關(guān)的其他健康問題逐漸增多， 使得患者康復(fù)的信念有所削減；此外，隨著年齡的增加，患者的記憶力及理解能力下降，同時，本組患者整體文化程度較低（76.6%為初中及以下學(xué)歷），使得其對疾病預(yù)防、治療知識的理解和掌握不足，健康素養(yǎng)較低，其對自身健康管理能力的信心也會受到負(fù)面影響[8]。故本組老年腦卒中康復(fù)期患者的康復(fù)自我效能水平仍有待提高。

本研究結(jié)果顯示， 老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后抑郁總分為 2.00（0.00，5.00）分，26.6%的患者存在卒中后抑郁，與陳艷黎等[26]的研究相比，發(fā)生率略高， 其結(jié)果顯示521 例社區(qū)中老年腦卒中患者中，24%的患者存在卒中后抑郁。 究其原因，卒中后抑郁的發(fā)生受到生物學(xué)、心理社會學(xué)等多種因素的作用。就本組患者而言，患者平均年齡較大，機體各系統(tǒng)結(jié)構(gòu)、功能逐漸衰退，較易出現(xiàn)肌力、平衡能力下降，記憶力、視力、聽力減退等，導(dǎo)致其自我護理能力降低，身體恢復(fù)力及預(yù)后較差， 以致其無法有效承受卒中后帶來的身體、生活上的改變及經(jīng)濟負(fù)擔(dān)，功能依賴性增加，抑郁的發(fā)生率較高[14]；同時，老年人普遍存在孤獨、 無用失落感， 且不善于有效表達和控制情緒，進而敏感多疑，逃避社交，提高了其發(fā)生卒中后抑郁的風(fēng)險。

3.2 本組老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后疲勞與康復(fù)自我效能呈負(fù)相關(guān)，與卒中后抑郁呈正相關(guān) 本研究結(jié)果顯示，老年腦卒中康復(fù)期患者的卒中后疲勞條目均分與康復(fù)自我效能標(biāo)準(zhǔn)分呈負(fù)相關(guān)（r=-0.566，P＜0.01），即老年腦卒中康復(fù)期患者的康復(fù)自我效能水平越高，其卒中后疲勞程度越輕；與杜彤帥[8]的研究結(jié)果相似。究其原因，康復(fù)自我效能水平高的老年腦卒中康復(fù)期患者， 治療的依從性和功能鍛煉的積極性更高，使得其神經(jīng)功能恢復(fù)情況更可觀，而研究表明， 腦卒中患者的認(rèn)知、 行為等神經(jīng)功能情況越好，其疲勞的產(chǎn)生越少[27]；此外，康復(fù)自我效能水平高的老年腦卒中康復(fù)期患者能夠改變自身對疾病的感知，提高心理適應(yīng)水平，其生活更加樂觀，對活動受限、 自理能力下降等一系列問題的應(yīng)對方式更加積極，睡眠質(zhì)量更好、負(fù)性情緒更少[28]，因此機體可感知到的疲勞也相應(yīng)較少。

本研究結(jié)果顯示， 老年腦卒中康復(fù)期患者的卒中后疲勞條目均分與卒中后抑郁總分呈正相關(guān)（r= 0.513, P＜0.01），即老年腦卒中康復(fù)期患者的卒中后的抑郁癥狀越嚴(yán)重，其卒中后疲勞程度越嚴(yán)重，與既往研究[29]的結(jié)果一致。 究其原因，卒中后抑郁癥狀較重的老年腦卒中康復(fù)期患者， 其日常生活活動動機更低，甚至厭倦活動，康復(fù)鍛煉和治療的積極性更差，進而阻礙其神經(jīng)功能的恢復(fù)甚至加重病情，從而增加軀體疲勞的產(chǎn)生；同時，卒中后抑郁癥狀加重引發(fā)的睡眠障礙、食欲下降等，使患者極易出現(xiàn)精神萎靡、營養(yǎng)缺乏、能量不足等，從而增加患者對疲勞的感知[7]。

3.3 康復(fù)自我效能在老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后抑郁與卒中后疲勞間起部分中介作用 本研究結(jié)果顯示， 老年腦卒中康復(fù)期患者的卒中后抑郁對卒中后疲勞有直接正向效應(yīng)（β=0.516，P＜0.01），康復(fù)自我效能在卒中后抑郁與卒中后疲勞間有部分中介作用（β=-0.381， P＜0.01）。 提示，卒中后抑郁不僅對老年腦卒中康復(fù)期患者的卒中疲勞具有直接正向預(yù)測作用，還能以康復(fù)自我效能為中介變量間接影響卒中后疲勞，中介效應(yīng)量為39.9%。 究其原因，（1）當(dāng)老年腦卒中康復(fù)期患者存在卒中后抑郁時，大多伴有食欲下降、悲觀多疑、精神不濟等，導(dǎo)致機體營養(yǎng)攝入不足、睡眠質(zhì)量下降及體力活動減少，從而增加了患者的軀體及精神疲勞[30]。 （2）康復(fù)自我效能在卒中后抑郁和卒中后疲勞之間起到部分中介作用?？祻?fù)自我效能對卒中后疲勞有直接負(fù)向效應(yīng)，還可作為卒中后抑郁影響卒中后疲勞的中介變量，即卒中后抑郁對卒中后疲勞的正向預(yù)測作用包括了康復(fù)自我效能的負(fù)向效應(yīng)。 腦卒中患者的抑郁程度與其日常生活活動效能水平密切負(fù)相關(guān)[31]，抑郁程度越嚴(yán)重的老年腦卒中康復(fù)期患者，日常生活活動效能越低；此外，卒中后抑郁越嚴(yán)重的老年腦卒中康復(fù)期患者，負(fù)性疾病感知水平越高，其自我管理效能越低[32]。而日常生活活動效能和自我管理效能是腦卒中康復(fù)自我效能的2 個主要維度，康復(fù)自我效能高的老年腦卒中康復(fù)期患者，日常生活活動更加積極，疾病自我管理的參與度更高，使得其神經(jīng)功能的恢復(fù)效果更好，精神狀態(tài)及生活質(zhì)量更佳，故患者能感知到的疲勞程度更輕。

建議醫(yī)務(wù)人員重視老年腦卒中康復(fù)期患者卒中后抑郁、康復(fù)自我效能、卒中后疲勞之間的作用，采取相應(yīng)的措施減輕患者的卒中后抑郁， 提高康復(fù)自我效能的負(fù)向效應(yīng)，從而減輕卒中后疲勞。機體功能的恢復(fù)可降低腦卒中康復(fù)期患者的抑郁程度，因此，建議鼓勵患者積極參與康復(fù)治療和鍛煉， 同時開展團體活動豐富老年卒中患者的社交活動以減少其孤獨感，并結(jié)合藥物、心理干預(yù)治療（如音樂療法、問題解決療法及認(rèn)知行為療法等）[33-34]以預(yù)防或緩解其卒中后抑郁，進而減輕卒中后疲勞的嚴(yán)重程度。 此外，康復(fù)自我效能的間接作用應(yīng)引起重視， 可定期組織開展經(jīng)驗分享或交流會， 建立老年卒中患者康復(fù)小組，實施適應(yīng)性舞蹈團體干預(yù)[35]等措施增強老年卒中患者康復(fù)鍛煉和自我管理的自信心； 同時康復(fù)期的老年卒中患者大多為居家療養(yǎng)， 此時應(yīng)充分利用其家庭支持，指導(dǎo)家屬協(xié)助患者開展家庭治療[36]，以綜合提高老年腦卒中康復(fù)期患者的康復(fù)自我效能感，緩解卒中后抑郁對卒中后疲勞的正向效應(yīng)，減輕患者的疲勞程度，進而提高其生存質(zhì)量，助力建設(shè)健康老齡化國家。

4 本研究的局限性

本研究的局限性在于僅選取了新疆地區(qū)的2 所醫(yī)院進行調(diào)查，一定程度上影響了樣本的代表性，未來可進行多地區(qū)并結(jié)合社區(qū)的大樣本調(diào)查， 使研究結(jié)果更加普適；此外，本研究為橫斷面研究，尚不能闡釋變量間的因果關(guān)系， 未來需要進行縱向研究進一步探索和驗證該模型。