家庭健康與慢性病控制:健康素養、健康行為與基層服務信任度的中介作用

李浩淼,吳一波,孫菊,姚強

(1 武漢大學 政治與公共管理學院,湖北 武漢 430072;2 北京大學 公共衛生學院,北京 100191)

1 引言

黨的二十大提出,要“堅持預防為主,加強重大慢性病健康管理,提高基層防病治病和健康管理能力”(1)習近平.高舉中國特色社會主義偉大旗幟,為全面建設社會主義現代化國家而團結奮斗——在中國共產黨第二十次全國代表大會上的報告(2022年10月16日)[N].人民日報,2022-10-26(01).。中國作為最大的發展中國家,擁有數量龐大的慢性非傳染性疾病(以下簡稱“慢病”)患者和死于慢病的病例。在過去的20年里,中國的慢病負擔以驚人的速度增長,其發病率、致殘率、致死率持續走高,據統計,慢病導致的疾病負擔占總疾病負擔的近70%,導致的死亡占我國總死亡人數的86.6%,為我國衛生資源帶來沉重負擔(健康界,2021)。步入“公共衛生3.0”階段,慢病管理更加強調醫療衛生體系與社區伙伴及其他政府部門合作,改善影響健康的社會決定因素(DeSalvo et al.,2016)。其中,家庭的作用日益凸顯,它既是服務的重要戰略“合作伙伴”,也是健康的社會決定因素之一,這為以家庭為中心提升慢病控制水平提供了新的思路?！凹彝ソ】怠弊鳛橐粋€相對較新的綜合性概念,或許可以作為發揮家庭在慢病控制中作用的著力點,而它是如何發揮作用的,亦將成為本研究的重點。

家庭作為構成社會的基本單元,是個體身心發展的重要場所,亦是聯結個體與社會的樞紐。家庭在社會中的功能、地位,既關系到社會的發展,又關乎個體在社會中的角色。家庭成員可以在生命的各個階段以其他社會子系統無法做到的方式互相支持,因此家庭在健康促進方面具有無與倫比的影響力(Robinson et al.,2017)。有研究指出,家庭為慢病、殘疾和衰弱的家庭成員提供護理所產生的經濟價值,比醫療衛生系統的貢獻要大2到6倍(Arno et al.,1999;Collins et al.,2019)。正因如此,國內外有越來越多的學者呼吁,要以家庭為中心開展健康促進和疾病護理(Barnes et al.,2020;劉繼同,2022)?！凹彝ソ】怠边@一概念逐漸在學界引起重視。所謂“家庭健康”,是指“家庭單位層面的一種資源,由每個家庭成員的健康、能力、行為、性格和成員的互動以及家庭的生理、社會、情感、經濟和醫療資源的交叉發展而來”(Weiss-Laxer et al.,2020;李浩淼等,2022)。家庭健康不是個體健康的簡單組合,而是既涵蓋了家庭成員內部行為、思想的互動,又包含其與外部環境支持的交互,既有家庭內部資源的共享,也有外部資源的獲取(Crandall et al.,2020)。

對于慢病控制而言,家庭健康所涵蓋的家庭內部成員行為、思想的互動以及內部資源共享,或許可以轉化為健康行為的交互、健康理念的傳達和必要的家庭支持,而家庭與外部環境的交互與健康資源獲取、服務利用、社會支持等息息相關(Crandall et al.,2020;Psihogios et al.,2019)。因此,家庭健康與慢病控制水平之間很可能存在緊密聯系,這在很大程度上影響在“公共衛生3.0”時代,家庭應該扮演怎樣的戰略伙伴角色。然而,目前國內研究對家庭健康涉及較少,家庭健康是否能影響慢病控制水平?如何影響控制水平?這些問題尚不明晰。在此背景下,本研究深入探析家庭健康與慢病控制水平的關系,并分析二者之間可能的作用路徑,以期在健康中國戰略指導下,為我國進一步優化慢病多主體協同治理模式,提升治理效率,改善慢病管理效果和人群健康提供參考依據。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 概念發展

“家庭健康”的概念源于美國。美國在實施各類公共衛生及健康促進舉措過程中,常常會考慮到家庭對于個體及社會健康的作用,但鮮有一個綜合性指標,從公共衛生和全人群的角度,能將與家庭相關、影響健康的各種要素全盤考慮,測量家庭的健康水平,這也使得與家庭和健康關系的研究存在諸多局限,如只考慮了家庭部分維度(如家庭結構、家庭關系、社會經濟地位等),在不同文化背景差異下難以推廣等。

Sharon Denham最早提出了“家庭健康”的概念,指的是“個體之間的互動和過程,這些個體認定為家庭內部成員,并共同生活在同一個家庭生態位中,該生態位受到具有潛在影響健康的復雜背景系統的動態影響”,包含功能(如家庭關系、成員交互)、環境(如家庭社會經濟地位)和結構(家庭日常生活方式)三個維度,其目標是為了建立一種以家庭為中心的護理模式(Denham,2003),使用場景較為有限,而且更多面向家庭內部,排除了不居住在同一家庭但可能對家庭產生重要影響的直系親屬(Weiss-Laxer et al.,2020)。

美國婦幼健康測量資源網絡(Maternal and Child Health Measurement Resource Network,MCH-MRN)意識到,需要在常規健康調查與健康績效評價中,對家庭進行更全面和可操作的測量,因此開展了“家庭健康”項目,目標在于提供一個有效可行的“家庭健康”概念,并篩選出應優先關注的要素(Bethell et al.,2018)。MCH-MRN團隊通過德爾菲法,明確界定了“家庭健康”的概念,并確定了家庭健康的31個指標和6個關鍵維度(Weiss-Laxer et al.,2020)。

為了構建更為穩定的,能在各個國家都能使用的家庭健康測量方法, Crandall 等在Denham與MCH-MRN家庭健康模型基礎上,通過結構方程模型、探索性及驗證性因子分析,構建了測量家庭健康的長量表和短量表(a short form of the family health scale,FHS-SF),為家庭健康水平的測量奠定了重要基礎(Crandall et al.,2020)。國內王飛等對該短量表進行翻譯,構建了中文簡化版家庭健康量表,并證明該量表在中國具有良好的信效度,可用于評價中國居民的家庭健康水平(Wang et al.,2022)。在此基礎上,本研究團隊首次以中文形式,梳理介紹了“家庭健康”的概念內涵、測量維度,并測量了我國家庭健康的整體水平,評價了我國家庭健康的分布以及在不同家庭特征下的異質性(李浩淼等,2022)。

2.2 概念辨析

在“家庭健康”之前,學者們更關注“家庭系統”、“家庭功能”等概念。家庭系統(family system)是經驗家庭治療首先提出來的重要概念(張志學,1990),認為家庭是一個穩定的系統,具有自身的規則體系、結構形態和交流模式(劉婷婷,2017),家庭成員交互作用時所產生的有形和無形規則構成了比較穩定的家庭結構,家庭成員間也形成特定的交往模式。同時,家庭系統具有開放性,家庭不斷與家庭外系統發生交互作用,家庭亞系統(夫妻、父母、親子等)之間也不斷發生交互作用(李曉莉,2004)。家庭功能的概念,目前國內外主要有兩種觀點,一種是以Shek為代表,認為家庭功能是指家庭成員間的情感聯系、家庭規則、家庭溝通及應對外部事件的有效性,通過家庭成員之間的關系結構、反應敏感性、交往質量和家庭親密度、適應性等特征來反映家庭功能的高低(Demidenko et al.,2018;Shek,2002;劉曦等,2011);另一種是以 Skinner 等為代表,認為家庭功能是促進家庭成員生理、心理和社會等方面健康發展所需要完成的任務,如家庭能夠滿足個體發展的物質需要,促進家庭成員健康發展和處理突發事件的能力等(Steinhauer et al.,1984;程良瑩等,2020)。

家庭系統在一定程度上,構成了家庭健康的結構要素,家庭健康同樣強調家庭的系統性,但家庭系統更強調家庭運行過程中的各種規則、模式與特征,測量較為困難,而且與健康的關系不直觀。家庭功能更關注家庭內部的和諧、支持度及外部適應性,是家庭健康的功能要素,但家庭健康的覆蓋面更廣。家庭功能在社會學研究中使用更廣泛,但在公共衛生尤其是與健康相關的研究中存在局限性。這是因為家庭在個體健康發展中的作用機制極其復雜。首先,個體的健康與家庭系統成員之間的復雜行為系統有關(Galovan et al.,2017),例如在不同家庭系統中特有的生活方式(Jones &Fiese,2014);其次,需要考慮健康的雙向影響,例如一個家庭成員的健康可能影響和塑造另一個家庭成員的健康;另外,家庭是“家族”的子系統,尤其在中國,家族中不同家庭子系統之間,也呈現復雜的人情關系,且互相依賴、互相影響;此外,Bronfenbrenner和Morris為家庭系統模型添加了生態敏感性,強調家庭在更廣泛的社會經濟和地緣政治環境下運作,家庭外部的資源或需求可能與影響家庭功能的資源和需求相互作用(Crandall et al.,2020;戴蒙等,2009)。以上要素很難通過家庭功能來體現,而家庭健康既包含了內部成員的關系、交往、支持等,也突出了家庭與外部社會子系統之間的交流與互動,尤其是強調了對外部社會支持和健康資源的獲取情況,因此,家庭健康的內涵比家庭功能更豐富更深刻,也更適用于健康領域的研究。

2.3 家庭健康與慢病控制水平

目前,國內外鮮有研究探索家庭健康對慢病控制水平的影響。但從家庭視角,探索其與慢病管理效果或控制水平關系的研究已較為豐富,主要集中在以下方面:

一是家庭參與的慢病管理模式及效果評價。諸多慢病不能根治,只能控制,慢病管理通常遵循疾病診療管理、基層醫療衛生機構健康管理和患者的自我管理三條路徑(楊蕭含等,2023),而越來越多的研究強調要建立“醫院-社區-家庭”聯動的慢病管理模式(方玲、劉汝茜,2022;朱璇、陳愛云,2023)。以家庭為中心或者家庭參與的慢病管理模式,可以改善慢病患者軀體、心理健康及生活質量,可以有效降低再入院率等(Guo et al.,2019;Shahriari et al.,2013;白艷艷等,2022)。溫海波、Boonyathee S等發現,藥物降壓聯合以家庭為單位的社區高血壓社會化管理模式,能有效提高患者的血壓達標率、控制率,改善其心理狀態(Boonyathee et al.,2021;溫海波等,2015)。

二是家庭作用于慢病控制水平的路徑。在疾病診療方面,家庭成員可以通過交流、監督等,改善患者的遵醫行為,如用藥依從性(Psihogios et al.,2019;胡亞娟等,2022)、復診依從性(呂靖、劉海青,2022)等。家庭功能與自我管理行為顯著相關(裴瑩瑩、王秀紅,2022;錢淑英、徐艷,2018),而自我管理是慢病管理的終端,可與衛生機構、社區等形成管理閉環,改善管理效果(朱璇、陳愛云,2023)。家庭功能與慢病患者健康素養、健康行為(積極運動、不吸煙、不飲酒、健康體檢等)顯著相關,進而影響管理水平(Lopes et al.,2020;梁麗霞等,2020;云青萍等,2019)。在家庭環境下,引導患有慢病的家庭成員改善其健康行為是家庭的一項基本功能(云青萍等,2019)。由此可見,健康素養、健康行為可能是家庭作用于慢病控制水平的重要中介因素。另外,在慢病管理中,基層醫療衛生機構承擔著“守門人”的作用,其常規慢病診療服務、基本公共衛生服務和家庭醫生簽約服務,成為當前基層慢病管理的主要抓手(王曼菲等,2022),與慢病控制水平息息相關(蘆煒等,2016)。要構建多主體聯動的慢病管理模式,必須首先建立起家庭與基層醫療衛生機構的合作關系。而這種合作的建立,直觀體現是家庭或者個體對基層慢病管理服務的信任度(張錦丹等,2022)。而家庭健康是否影響信任度,并進一步影響慢病控制水平,目前研究甚少。

三是影響慢病控制水平及潛在路徑的家庭因素。例如,家庭親密度與家庭適應性可以通過家庭成員的健康提示對慢病患者的健康行為產生正向作用,并改善患者健康(云青萍等,2019)。家庭親密度高、家庭適應性好的家庭,患者獲得的家庭支持尤其是情感支持、物質支持越多,其生活質量也較好(張瑞紅等,2015)。家庭收入、社會經濟地位等,不僅與慢病管理效果有關,也與健康素養、健康行為、基層慢病管理服務的認知、認可度有關(李宛霖等,2021;李智賢等,2022)。

2.4 研究假設

縱觀國內外研究,家庭在慢病管理中的作用日益凸顯,以家庭為單位,聯合醫療機構、社區等多主體開展慢病管理,往往可以取得較好的效果,提升慢病控制水平。因此,本研究首先提出假設:

H1:家庭健康(X)與慢病控制水平(Y)呈正相關。

家庭作用于慢病控制水平的路徑,主要可能是通過對健康素養和健康行為的塑造,而與慢病控制水平相關的健康行為主要有吸煙、飲酒、運動、久坐等,鑒于此,本研究提出如下假設:

H2-H6:健康素養(M1)、不吸煙(M2)、不飲酒(M3)、積極運動(M4)、不久坐(M5)分別在家庭健康(X)與慢病控制水平(Y)之間的正相關關系中發揮正向中介效應。

此外,為了建立家庭與基層醫療衛生機構在慢病管理中的協同關系,需要提升患者對基層醫療衛生機構慢病管理服務的信任度,盡管當前研究不足,但本研究將簽約服務接受度和基層慢病管理服務認可度作為中介變量,進一步提出假設:

H7-H8:患者對簽約服務的接受度(M6)、患者對基層慢病管理服務的認可度(M7),也可以在家庭健康(X)與慢病控制水平(Y)之間的正相關關系中發揮正向中介效應。本研究假設匯總如上圖1所示。

圖1 研究假設

3 數據與模型

3.1 數據來源

本研究數據來源于2022年6-8月在全國范圍內開展的一項橫斷面調查研究,覆蓋我國大陸地區34個省份,共計148個城市。在城市、區縣、社區均為等概率抽樣,在社區層面為配額抽樣,由調查員進行一對一、面對面調查。數據具有良好的樣本代表性和數據質量,已通過倫理審查(JK WH-2022-02;2022-K050),研究方案(protocol)已于2022年9月發表(Wang et al.,2022)。調查針對個體進行,被訪者要求12歲以上,能獨立或在調查員幫助下理解相關問題,愿意配合且無認知功能障礙。調查問題主要包括居民的社會人口學特征、家庭特征、健康行為及素養、患病情況、生理及心理健康狀況等。配額后,共獲得調查樣本21916份。本研究將患有1種或多種慢病且年齡在18歲以上的人群納入分析,在排除有嚴重邏輯錯誤的問卷后,最終納入分析樣本人群共計4819人,平均年齡為56.8歲,其中男性2492人,女性2327人。

3.2 變量選擇

3.2.1 被解釋變量

本研究從健康相關生命質量和自感慢病控制程度兩個維度來考察慢病控制水平。健康相關生命質量使用歐洲五維五水平健康量表(EQ-5D-5L)進行測量,量表包含EQ-5D健康描述系統和EQ-5D視覺模擬量表(Visual Analogue Scale,VAS)兩部分。EQ-5D健康描述系統包含5個維度,分別是行動能力、自我照顧能力、日?；顒幽芰?、疼痛或不舒服以及焦慮或抑郁,每個維度包含5個水平:沒有任何困難、輕微困難、中度困難、嚴重困難、極度困難或不能。EQ-5D采用基于我國人群構建的效用值積分體系將原始數據轉換為健康效用值。EQ-VAS系統是一個20cm的垂直線,底端為0分,表示“最差的健康狀態”,頂端為100分,表示“最好的健康狀態”。健康效用值和EQ-VAS均可用于反映健康相關生命質量,健康效用值反映群體水平,EQ-VAS則聚焦個體水平,而且EQ-VAS更具敏感性,健康效用值更具穩定性(郭夢寒等,2021;姚強等,2018),因此二者均作為被解釋變量納入本文分析。自感慢病控制程度為主觀題,由被訪者回答“您感覺您能在多大程度上控制您的疾病”,答案為0-10分,分數越高,代表控制程度越高。

3.2.2 解釋變量

本研究核心解釋變量為家庭健康,由中文版FHS-SF進行測量,包含“家庭社會/情感健康”“家庭健康生活方式”“家庭健康資源”“家庭外部社會支持”四個維度以及十個條目,如圖2所示。受試者針對每個條目在“非常不同意”“有些不同意”“既不同意也不反對”“有些同意”“非常同意”五個選項中進行選擇,針對除“家庭健康資源”外的三個維度(7個條目)依次賦值為1-5(“非常不同意”=1),而“家庭健康資源”的3個條目進行反向賦值(“非常同意”=1)。家庭健康評分范圍為10-50分,分數越高,代表家庭健康水平越高。

圖2 家庭健康測量維度

3.2.3 中介變量

依據前文研究假設,本文主要納入健康素養、健康行為和基層慢病管理服務信任度三個維度的中介變量:

健康素養采用國際引進的精簡版健康素養量表(HLS-SF)進行測量,包含9個條目,評分范圍是9-36分,評分越高,健康素養越高(麥劍榮等,2022)。

健康行為納入與慢病控制水平相關性較高的吸煙、飲酒、運動、久坐四類行為進行分析。吸煙行為包括吸煙、已戒煙和不吸煙三類;飲酒行為類似。運動行為在調查中包含劇烈運動、中等強度運動和輕度運動(走路超過十分鐘),本研究依次納入分析。根據患者每周參與三類運動的頻次,分別將其分為三組,即0=“從不”,1=“偶爾”(每周1-3天),2=“經?；蛎刻臁?每周4-7天)。久坐行為由被訪者最近一周每天一般坐的時間獲得,根據既往研究,將久坐行為分為4組,1=“7個小時以上”,2=“5-7小時”,3=“3-5小時”,4=“3小時以內”(Lei et al.,2021)。

基層慢病管理服務信任度包含兩個中介變量,一是簽約服務接受度,由被訪者回答“對家庭醫生簽約服務的態度”(0-100分,評分越高越認可);二是基層慢病管理服務認可度,由被訪者回答“基層醫療衛生機構(包括社區衛生中心、鄉村衛生院、村衛生室、診所)能讓您輕易獲得慢性病的預防和醫療服務”(1=“完全不正確”,2=“有些正確”,3=“大體正確”,4=“完全正確”)。

3.2.4 控制變量

本文加入個人特征、家庭特征和社會特征作為控制變量,盡可能減少遺漏變量偏誤。個人特征包括年齡、性別、民族、職業狀況、戶口類型、居住地址、教育水平、補貼享受情況、身體質量指數(BMI)和過去24小時用藥情況。家庭特征包括家庭類型、家庭收入、婚姻狀況和子女數量。社會特征包括基本醫療保險覆蓋情況和自評社會地位。變量設置及描述情況如表1所示。

表1 變量設置及數據統計

3.3 模型設定

首先,本研究以健康相關生命質量(分別由健康效用值和VAS進行測量)、自感慢病控制程度為被解釋變量,使用家庭健康為核心解釋變量,加入個人特征、家庭特征、社會特征作為控制變量,建立普通最小二乘法(OLS)回歸模型作為基準回歸模型,分析家庭健康對慢病控制水平的影響,其函數關系式如下:

y0=α+βx+δcov+

(1)

式中y0為被解釋變量,x為家庭健康值,cov為控制變量(個人、家庭和社會特征),為常數項,若β>0,說明家庭健康水平對慢病控制水平有正向作用,反之說明有負向作用。

在此基礎上,依次加入中介變量M(式2),觀察β的變化情況,如果β’值相較于加入中介變量前的系數β顯著降低,說明中介效應可能存在。

y0=α+β′x+μM+δcov+

(2)

為了分析家庭健康影響慢病控制水平的中介機制,我們首先使用Sobel檢驗,觀察各個中介變量的中介效應是否顯著。然后,使用KHB分解法,對中介效應進行測度和分解。KHB 模型由Karlson、Holm、Breen所創并發展而來,其簡要思想為在線性模型中可通過直接比較系數來將總效應分解為直接效應和間接效應(Karlson et al.,2012)。該模型將系數的變化分解為標尺效應和混雜效應,前者表示增加變量后由于總方差變化而產生的系數變化,后者表示增加的中介變量對核心自變量的影響(夏翠翠和李建新,2018),也就是計算式(1)中β和式(2)中β′的差分系數(β-β′),若差分系數為正,表明產生了中介效應,若差分系數為負,表明中介變量產生了抑制效應(樊敏杰,2021)。另外,KHB方法可適用于有多維中介變量同時存在的情形,即可以在式2中同時納入所有中介變量,且可以比較不同中介變量中介效應的大小(葉金珍,2018)。

為了檢驗家庭健康各個維度作用于慢病控制水平的機制,本文針對FHS-SF中家庭健康的四個測量維度,分別重復OLS回歸、Sobel檢驗和KHB分解,觀察各子維度是否對慢病控制水平產生影響,以及影響的路徑如何。

本文采用兩種方式進行穩健性分析,一是由于自感慢病控制程度范圍為0-10分,可能分布較為集中,因此,在KHB模型中,將OLS模型替換為廣義線性模型,使模型對數據分布的要求更低。二是由于癌癥患者本身疾病帶來的痛苦程度更為嚴重,可能會帶來一定的偏倚,因此,在剔除癌癥患者后,重復KHB模型,觀察結果是否與剔除前一致。本研究實證分析主要采用Stata 17.0軟件進行。

4 實證分析

4.1 家庭健康對慢病控制水平的影響

如表2所示,在加入中介變量前,家庭健康與健康效用、EQ-VAS、自感慢病控制程度均呈顯著正相關(P<0.001)。加入中介變量后,家庭健康對各個被解釋變量的效應仍然顯著,驗證了研究假設H1,但各回歸系數有不同程度的減小,如對健康效應的β值由0.004降為0.002,對EQ-VAS的β值由0.993降為0.718,對自感慢病控制程度的β值由0.039降為0.018,說明這些變量的中介效應可能存在,且決定系數R2增大,說明模型擬合效果提升。

表2 家庭健康對慢病控制水平影響的OLS回歸分析

4.2 家庭健康對慢病控制水平的作用機制檢驗

Sobel檢驗結果(表3)顯示,家庭健康對慢病管理效果的主要作用路徑包括:(1)較高的健康素養與輕度運動行為,在家庭健康與健康效用、EQ-VAS和自感慢病控制程度的正相關關系中,均發揮了顯著的正向中介效應;(2)在健康行為方面,減少吸煙行為在家庭健康與健康效用的正相關關系中發揮了顯著的正向中介效應;減少久坐行為在家庭健康與健康效用、EQ-VAS的正相關關系中發揮了顯著的正向中介效應;(3)在基層慢病管理服務信任度方面,較高的簽約服務意愿和對基層醫療衛生機構慢病管理的認可度,在家庭健康與健康效用、EQ-VAS和自感慢病控制程度的正相關關系中,發揮了顯著的正向中介效應。(4)中等強度運動行為、劇烈運動行為和飲酒行為的中介效應不顯著,因此,后續分析不再納入這三個變量。

表3 家庭健康對慢病控制水平影響的中介效應Sobel檢驗

通過KHB分解模型,對家庭健康對健康效用、EQ-VAS和自感慢病控制程度的影響系數分別進行分解,以檢驗家庭健康是否通過健康素養、健康行為、服務信任度對慢病控制水平產生影響以及各組變量影響的大小(表4),基礎模型使用OLS回歸模型,并納入個人、家庭、社會三個維度的控制變量,表中“↓”代表OLS回歸系數顯著下降(P<0.1)的百分比,“↑”表示回歸系數顯著上升(P<0.1)的百分比,不帶“↓”或“↑”或表示中介效應不顯著。

結果顯示:(1)加入健康素養后,家庭健康對健康效用、VAS和自感慢病控制程度的影響均有較大幅度下降,分別為22.55%,13.05%和18.60%。(2)四類健康行為在家庭健康對不同被解釋變量的作用中,發揮的效應有所差異。加入吸煙行為,僅對健康效用的回歸系數有影響,下降4.47%;加入輕度運動行為,對家庭健康之于健康效用的回歸系數影響較為顯著,下降14.07%,對自評健康、自感慢病控制程度的回歸系數分別下降3.54%和6.59%;加入久坐行為,家庭健康對健康效用、VAS的影響系數略有下降,分別下降1.27%和0.47%。(3)兩類基層慢病管理服務信任度在家庭健康對慢病管理水平的作用中,均發揮顯著中介效應。加入簽約服務接受度,家庭健康對健康效用、EQ-VAS和自感慢病控制程度的影響系數分別下降1.05%、8.42%和21.38%;加入基層慢病管理服務認可度,家庭健康對健康效果、EQ-VAS和自感慢病控制程度的影響系數分別下降3.82%、0.66%和2.98%。(4)累積中介效應在健康效用、EQ-VAS、自感慢病控制程度中分別達到47.23%、26.42%和51.17%。

4.3 家庭健康不同測量維度對慢病控制水平的影響及作用機制

進一步分析家庭健康不同測量維度對慢病控制水平的影響,OLS回歸結果(表5)顯示,在控制中介變量前,家庭健康的四個子維度,即家庭社會/情感健康、家庭健康生活方式、家庭健康資源、家庭外部社會支持,對健康效用、EQ-VAS和自感慢病控制程度的影響具有高度一致性。在加入中介變量后,各影響系數有所下降,證明中介效應可能存在,而且“家庭外部社會支持”對“自感慢病控制程度”的影響不再顯著,證明其效應可能更多是由中介變量介導產生而非直接產生。

表5 家庭健康子維度對慢病管理效果影響的OLS回歸分析

Sobel中介檢驗結果(表6)顯示,健康素養在“家庭社會/情感健康→‘健康效用’、‘EQ-VAS’、‘自感慢病控制程度’”、“家庭健康生活方式→‘健康效用’、‘EQ-VAS’、‘自感慢病控制程度’”、“家庭外部社會支持→‘健康效用’、‘EQ-VAS’、‘自感慢病控制程度’”9條路徑中發揮顯著中介作用,而且KHB結果(表6)顯示,健康素養對各個效應系數的影響也較大,尤其是在“家庭外部社會支持→健康效用”和“家庭外部社會支持→自感慢病控制程度”兩條路徑中,分別達到了41.36%和48.8%。但是,健康素養在家庭健康資源對三個被解釋變量的影響中,使影響系數顯著增大,可能的原因在于家庭健康資源越豐富,健康素養水平本身也越高,作用于慢病管理效果的機制可能并不能區分孰先孰后,因此在控制這一變量后,回歸系數也會相應增大。

表6 家庭健康子維度對慢病控制水平影響的中介效應Sobel檢驗及KHB分解

在健康行為方面,輕度運動行為在家庭健康四個子維度對三個被解釋變量的影響中都發揮了顯著的中介效應;久坐行為僅在家庭健康資源對三個被解釋變量的影響中發揮中介作用。吸煙行為主要在“家庭社會/情感健康→健康效用”、“家庭健康生活方式→健康效用”、“家庭外部社會支持→健康效用”三條路徑中發揮中介作用。

在基層慢病管理服務信任度方面,簽約服務接受度和對基層慢病管理服務認可度在家庭健康四個維度對三類慢病管理水平指標的作用中,均發揮顯著中介作用。尤其是簽約服務接受度在“家庭社會/情感健康→自感慢病控制程度”、“家庭健康生活方式→自感慢病控制程度”、“家庭外部社會支持→自感慢病控制程度”三條路徑中,作用效應分別達到21.19%、22.33%和33.32%。

綜合OLS結果和KHB分解結果,“家庭外部社會支持”對慢病管理效果的直接影響不明顯,而是通過中介變量對其產生影響,中介效應的貢獻度在健康效用、EQ-VAS和自感慢病控制程度中分別達到了65.82%、40.90%和94.95%。

4.4 穩健性檢驗

本文進行了兩組穩健性分析,結果如表7所示。首先,在KHB模型中,將OLS模型替換為廣義線性模型,使模型對數據分布的要求更低,其結果與OLS模型結果類似,在此不再贅述。二是在剔除癌癥患者后,重復KHB模型(基于OLS回歸),結果仍然與剔除前有較高的一致性,而且久坐行為的中介效應,在三個被解釋變量中都變得顯著,說明可能對于癌癥患者來說,久坐行為無論從心理還是生理上,都難以發生改變,家庭健康的作用也因此被限制,剔除癌癥患者則削弱了這一限制。穩健性檢驗結果證明了本文主要結果的可信度。

5 結果討論

家庭健康與慢病患者的健康相關生命質量(個體VAS及群體健康效用值)、自感慢病控制程度呈顯著正相關。既往研究也論證了家庭在預測慢病患者生命質量及慢病控制效果中的關鍵作用(Alhani et al.,2022;Brannon et al.,2022)。在以家庭為導向、“醫院-社區-家庭”協同的慢病管理模式中,家庭健康或許可以成為一個重要的作用點。而家庭健康對慢病控制水平的作用機制,可以用健康素養、健康行為和對基層慢病服務的信任度進行部分解釋。

首先,家庭健康覆蓋了家庭內部的信息與情感支持,也涉及外部的社會支持,而內部的信息與情感支持是最常見且最重要的社會支持種類。尤其是家庭中相對年輕的成員,不僅可以給中老年群體提供情感支持,也提供重要的健康信息來源,可以在重要的健康信息傳播中產生“反哺效應”(龔婉祺等,2021)。當家庭成員之間的情感度和支持度較高時,面對所解決的共同問題,會對健康信息的可靠性及準確性做出相應的判斷,以促進健康素養水平的提升(張微等,2022)。

其次,較高的家庭健康水平有助于營造、維持有益于健康的家庭環境,家庭內部的情感交流、生活方式和外部支持,可以促使家庭成員之間主動尋求與疾病相關的知識和技能,通過改變其認知和行為,促使個體健康行為方式的養成(鄭紅麗,2020),獲得較高的生活質量,以保持良好的健康狀態(趙頌賢等,2019)。本研究納入了吸煙、飲酒、運動和久坐行為進行中介分析,它們在家庭健康不同維度與慢病控制水平不同指標之間,發揮了一定的中介作用。值得關注的是,在不同強度的運動行為中,僅輕度運動行為的中介效應顯著。這可能是因為,中高強度的體育運動,在相對年輕的群體中更受歡迎,而慢病患病人群年齡相對較大,這些運動行為在慢病患者家庭成員或家庭環境的影響下可能不容易形成。

此外,簽約服務接受度和基層慢病管理服務認可度的顯著中介效應,為本研究提供了重要的政策視角。家庭醫生簽約服務作為一種有效融合社區衛生服務、患者、家庭資源的服務方式,在“雙向選擇”、規范服務的原則下,構建起一種“契約式”服務關系,可以為患者提供健康責任制管理服務(林玲等,2018)。近年來,簽約服務逐步向重點人群聚焦,效果逐漸凸顯,也證明了家庭醫生簽約服務不管是在提升慢病管理效果,還是在促進患者合理流動、開展分級診療、促進醫防融合式服務的形成方面,都具有十分重要的作用(單瑩等,2021;冉一凡等,2018)。本研究結果提示,在開展慢病患者家庭醫生簽約服務時,需要注重對整個家庭的特征進行綜合測評,制定更有家庭特色的個性化簽約履約方案,建立家庭的信任感,并協同家庭共同“履約”,行使健康維護功能,形成“健康維護共同體”。同時,簽約服務在家庭健康對疾病控制程度的影響中,影響力很大,這可能是因為,家庭醫生簽約服務為慢病患者提供更多管理上的協助,包括生活方式、用藥方面的指導與提醒等,使患者更有信心,也更有能力控制疾病進展(崔夢雨等,2019;李愛瓊等,2017)。另外,基層醫療衛生機構是開展基本公共衛生服務的核心主體,也是簽約服務團隊的核心成員。然而近年來其資源的流失、能力的削弱等困境,也致其逐步失去了大量居民的信任度(丁忠毅和譚雅丹,2019)。隨著醫共體、醫聯體的開展以及國家對基層衛生機構投入愈加重視,為基層服務功能的完善和能力的提升創造了利好環境(袁莎莎等,2017)。通過引導家庭良好環境的形成、彌補家庭功能的缺失以及為家庭提供必要的內外部社會支持資源,或許可以促進家庭與基層醫療衛生機構之間形成良好的配合和互動,提升慢病患者對基層慢病管理服務的依從度和協同度,需要逐步構建起“個體-家庭-社區-服務體系”共同參與的慢病治理模式。

最后,盡管家庭外部社會支持可能不會對慢病控制水平產生直接效應,但家庭健康水平更高及社會支持較好的慢病患者,有更充足的資源和途徑,可以獲得、應用更全面的健康信息,知道如何對疾病進行自我管理(Edwards et al.,2015),因此對于家庭健康素養提升、健康環境的塑造和健康行為的形成,也具有十分重要的意義。

6 結論與建議

本文探討了家庭健康對慢病控制水平的影響及其影響機制?！凹彝ソ】怠弊鳛橐粋€相對較新的概念,在國內應用較少,我們在前期研究中,較為詳盡地闡述了家庭健康與既往家庭功能、家庭系統等概念的差異及其優越性,本研究進一步證明了家庭健康作為衡量家庭內外部關系、資源的綜合性指標,對于國民健康戰略,尤其是基本公共衛生戰略的重大意義,這也是國內外為數不多的綜合探討家庭健康、健康素養、健康行為、服務信任度、慢病控制水平之間關系的研究。而且,我們進行了家庭健康子維度的分析,為本研究提供了更豐富的結論,有利于提出更多元的策略建議。

家庭健康水平的提升,有助于提升慢病患者的健康素養、改善其健康行為如減少吸煙、增強運動等,從而提升慢病控制水平。同時,我們期望通過開展家庭醫生簽約服務,來提供更精準、更個性化、更高效的慢病管理服務,而家庭健康是一個重要的干預維度,需要根據家庭特征,制定更具個性化的簽約履約方案。此外,基層醫療衛生機構是慢病管理的核心主體,尤其是農村基層醫療衛生機構面臨現實瓶頸,需要借助當前醫共體、信息化建設等利好形勢,逐步增強基層慢病管理能力,建立慢病患者的信任度。需要拓寬以往對家庭結構、家庭功能的關注視角,發揮家庭健康的作用,充分利用和強化家庭內部關系,并有針對性地彌補家庭功能上的空缺,增強家庭的外部支持,完善家庭社會網絡,以家庭為單位開展慢病管理,逐步建立起“個人-家庭-社區-服務體系”多方聯動的慢病協同管理模式,提升管理效能。

本研究認為,在健康中國建設戰略中,國家公共衛生服務關注的范圍應有一定的拓展,關注的重點向更大的家庭背景轉變勢在必行。尤其在中國,隨著城鎮化速度的加快和人口老齡化的不斷加深,越來越復雜的家庭結構和更廣泛的健康社會決定因素為健康戰略帶來了諸多挑戰,以家庭為中心的健康促進策略是可行的,但也需要全方位考慮家庭內部特征、家庭之于社會的特征等,并借助醫學技術的發展,因時因地制宜地制定更科學的健康促進和管理策略。在我國當前竭力提升人群健康公平的政治生態以及飛速增長的經濟實力下,通過完善以家庭為中心、以社會決定為基礎的健康促進政策,具備快速創造國民健康價值的潛力。

本研究存在如下缺陷:首先,因無法獲取受訪者生理、生化指標,本研究所選擇的慢病控制水平代理變量具有一定的主觀性,尤其是“自感疾病控制程度”可能更多反映患者自身控制疾病的信心,而非實際控制效果,因此需要在后續研究中對指標進行完善。然后,本研究為橫斷面研究,盡管我們通過中介分析探索了一些家庭健康作用于慢病控制水平可能的機制,但實際因果效應還需要通過前瞻性研究進行更深入的探索。最后,受調查限制,本研究僅收集了部分與家庭健康及慢病控制水平相關的行為因素,未來還需要探索更多可能的家庭健康作用路徑,為構建以家庭為中心、多方協同的慢病管理模式提供更豐富的參考和指導。