1、目的:
　　以信息—?jiǎng)訖C(jī)—行為技能模型為理論框架，探討家庭照護(hù)者對(duì)慢性心衰患者自我護(hù)理貢獻(xiàn)的影響因素，為提高患者自護(hù)能力和家庭生活質(zhì)量提供依據(jù)。
　　方法:
　　2015年12月至2016年6月，抽取某三甲教學(xué)醫(yī)院243名慢性心衰患者的家庭照護(hù)者進(jìn)行問卷調(diào)查。資料收集工具包括患者及其家庭照護(hù)者的一般資料問卷、心衰自護(hù)貢獻(xiàn)量表、心衰知識(shí)測(cè)試量表、社會(huì)支持評(píng)定量表和照護(hù)能力測(cè)量表。數(shù)據(jù)經(jīng)整理后應(yīng)用SPSS20.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分

2、析。
　　結(jié)果:
　　1.家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)維持和心衰自護(hù)管理的貢獻(xiàn)平均得分分別為52.40±9.96和55.61±16.29。
　　2.患者及其家庭照護(hù)者一般資料特征與家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)貢獻(xiàn)的關(guān)系
　　(1)文化水平為初中及以下、務(wù)農(nóng)、病程為6個(gè)月及以下患者的家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)維持的貢獻(xiàn)得分低于文化水平為高中或?qū)？?、從事腦力勞動(dòng)或退休、病程為36個(gè)月及以上患者的家庭照護(hù)者（均P＜0.05）;有配偶、文化水

3、平為初中及以下、務(wù)農(nóng)、病程為12個(gè)月及以下患者的家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)管理的貢獻(xiàn)得分低于無配偶、文化水平為高中或?qū)？?、退休、病程?6個(gè)月及以上患者的家庭照護(hù)者(均P＜0.05)。
　　(2)在職（務(wù)農(nóng)、其它體力勞動(dòng)、腦力勞動(dòng)）、居住地為農(nóng)村、家庭人均月收入1000元以下的家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)維持的貢獻(xiàn)得分低于退休、居住地為城鎮(zhèn)、家庭人均月收入1000元以上的家庭照護(hù)者（均P＜0.05）;文化水平為初中及以下、務(wù)農(nóng)、居住地為農(nóng)村、家

4、庭人均月收入1000元以下的家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)管理的貢獻(xiàn)得分低于文化水平為本科及以上、退休或從事腦力勞動(dòng)或其他體力勞動(dòng)、居住地為城鎮(zhèn)、家庭人均月收入5000元以上的家庭照護(hù)者(均P＜0.05)。
　　3.家庭照護(hù)者的心衰知識(shí)、心衰自護(hù)貢獻(xiàn)信心、社會(huì)支持和照護(hù)能力與心衰自護(hù)貢獻(xiàn)的相關(guān)性
　　(1)家庭照護(hù)者的心衰知識(shí)得分（4.70±2.11）與心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)和心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)均呈正相關(guān)(r=0.221，P＜0.01;r=0

5、.410，P＜0.01)。
　　(2)家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)貢獻(xiàn)的信心得分(55.26±16.32)與心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)和心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)均呈正相關(guān)(r=0.263，P＜0.01;r=0.469，P＜0.01)。
　　(3)家庭照護(hù)者的社會(huì)支持總分（41.84±6.70）與心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)和心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)得分均呈正相關(guān)(r=0.140，P＜0.05;r=0.281，P＜0.01)。其中客觀支持得分（11.05±1.96）與心衰

6、自護(hù)管理貢獻(xiàn)呈正相關(guān)(r=0.236，P＜0.01);主觀支持得分（24.00±4.42）與心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)呈正相關(guān)(r=0.188，P＜0.01);社會(huì)支持利用度得分（6.79±2.31）與心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)和心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)均呈正相關(guān)(r=0.190，P＜0.01;r=0.264，P＜0.01)。
　　(4)家庭照護(hù)者的照護(hù)能力總分（5.03±4.65）與心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)和心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)均呈負(fù)相關(guān)(r=-0.202，P＜0.0

7、1;r=-0.311，P＜0.01)。其中適應(yīng)照護(hù)角色能力得分（1.03±1.15）與心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)和心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)均呈負(fù)相關(guān)(r=-0.260，P＜0.01;r=-0.346，P＜0.01);應(yīng)變需要及提供協(xié)助能力得分（0.59±4.42）與心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)均呈負(fù)相關(guān)(r=-0.188，P＜0.01);處理個(gè)人情緒能力得分(0.68±1.38)與心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)均呈負(fù)相關(guān)(r=-0.246，P＜0.01);評(píng)估家人及社區(qū)資源能力得

8、分（0.95±1.25）與心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)和心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)均呈負(fù)相關(guān)(r=-0.135，P＜0.05;r=-0.235，P＜0.01);調(diào)整生活以滿足照護(hù)需求能力得分（1.79±1.93）與心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)和心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)均呈負(fù)相關(guān)(r=-0.156，P＜0.05;r=-0.188，P＜0.01)。
　　4.家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)貢獻(xiàn)的相關(guān)因素
　　(1)經(jīng)多元回歸分析后，家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)的相關(guān)變量為:患者的文

9、化水平為高中或?qū)？疲ǔ踔屑耙韵聻閷?duì)照）、家庭照護(hù)者居住在城鎮(zhèn)（農(nóng)村為對(duì)照）、心衰自護(hù)貢獻(xiàn)信心和社會(huì)支持利用度。4個(gè)變量共解釋家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)18.6％的變異量（調(diào)整R2=0.186）。
　　(2)經(jīng)多元回歸分析后，家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)的相關(guān)變量為:家庭照護(hù)者的心衰知識(shí)、心衰自護(hù)貢獻(xiàn)信心、客觀社會(huì)支持、適應(yīng)照護(hù)角色能力和調(diào)整生活以滿足照護(hù)需求能力。5個(gè)變量共解釋家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)38.8％的變異量（調(diào)整

10、R2=0.388）。
　　5.適應(yīng)照護(hù)角色能力和評(píng)估家人及社區(qū)資源能力的中介效應(yīng)Baron和Kenny逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法分析結(jié)果顯示，家庭照護(hù)者的心衰知識(shí)、心衰自護(hù)貢獻(xiàn)信心與心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)的關(guān)系均被適應(yīng)照護(hù)角色能力部分中介（均P＜0.05）;家庭照護(hù)者的客觀社會(huì)支持與心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)的關(guān)系被適應(yīng)照護(hù)角色能力和評(píng)估家人及社區(qū)資源能力部分中介(均P＜0.05)。
　　結(jié)論:
　　1.患者和家庭照護(hù)者一般狀況不同使家庭照護(hù)

11、者對(duì)心衰自護(hù)的貢獻(xiàn)存在差異。臨床護(hù)理人員應(yīng)該注重提高文化水平低、農(nóng)村、家庭經(jīng)濟(jì)水平較差、病程較短的心衰患者家庭對(duì)心衰自護(hù)的貢獻(xiàn)水平。
　　2.家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)維持貢獻(xiàn)的影響因素為心衰自護(hù)貢獻(xiàn)信心、社會(huì)支持利用度、患者的文化水平和家庭照護(hù)者的居住地。
　　3.家庭照護(hù)者對(duì)心衰自護(hù)管理貢獻(xiàn)的影響因素為心衰知識(shí)、心衰自護(hù)貢獻(xiàn)信心、客觀社會(huì)支持、適應(yīng)照護(hù)角色能力和調(diào)整生活以滿足照護(hù)需求能力。
　　4.家庭照護(hù)者的心衰知識(shí)、