引用本文： 侯小鳳, 馬秀程, 楊翠, 簡娜, 鄢茂, 甘錢姣, 唐效偉, 吳冬梅. 精神分裂癥患者抑郁與生活質量之間的關系 —一個鏈式中介模型. 華西醫學, 2023, 38(2): 240-245. doi: 10.7507/1002-0179.202208020 復制
生活質量作為個體全方面的綜合體現，可有效反映患者當前的生活及健康狀態，有研究表明，相較于健康群體，精神分裂癥患者由于住院時間長、住院次數多等導致其社會、職業方面功能性缺陷，生活質量更差[1]。隨著醫療模式的轉變，對住院精神分裂癥患者的治療不單單僅限于對精神癥狀的控制，更需要提高其生活質量水平[2]。生活質量的影響因素涉及多方面。Wang 等[3]研究表明，抑郁作為評估心理健康的重要結局指標之一，可能會降低生活質量。精神分裂癥患者睡眠質量受到疾病復發、心理抑郁等多種因素影響，與患者病情發展及預后有直接關系[4]，而睡眠質量對生活質量有重大影響，Wang 等[5]對中國農村住院精神分裂癥患者睡眠和生活質量研究發現，睡眠質量較差的精神分裂癥患者其生活質量更差。此外，衰弱與精神分裂癥患者的心血管疾病、認知障礙等多種不良結局密切相關，可以直接導致個體維持良好生活質量的能力下降[6-7]。有研究已經證實抑郁既是衰弱的危險因素也是不良結局[8]，而衰弱人群生理、心理等多方面狀況較差，常伴有疲乏、低體力活動等癥狀，導致其生活質量大大降低[9]。同時，既往研究證實睡眠質量與衰弱也存在顯著的相關性[10]，二者作為生活質量的決定性因素，在抑郁對生活質量的關系之間可能存在影響作用。因此，本研究旨在探討精神分裂癥患者抑郁、睡眠質量、衰弱與生活質量的關系，闡明其內在影響機制，為降低精神分裂癥患者抑郁情緒、提高生活質量提供理論依據。現報告如下。
1 資料與方法
1.1 調查對象
采用方便抽樣法，選取 2022 年 3 月—7 月成都市 4 所二級及以上精神專科醫院的住院精神分裂癥患者進行問卷調查。納入標準（全部滿足）：① 年齡≥18 歲者；② 研究對象均符合國際疾病分類（ICD-10）精神分裂癥的診斷標準者[11]；③ 研究對象由精神科醫生評定，目前處于疾病的緩解期，且陽性與陰性癥狀量表總分<60 分，病情穩定能配合本研究；④ 自愿簽署知情同意書。排除標準（滿足任意一條）：① 同時存在其他嚴重軀體疾病不能配合評估者；② 同時存在精神發育遲滯、抑郁癥等其他診斷明確的精神障礙。本研究已通過成都市第四人民醫院倫理委員會審批，審查編號為［2022］倫審字（04）號。
1.2 調查工具
本研究采用自制的一般人口學及疾病相關情況問卷、抑郁自評量表（Self-rating Depression Scale, SDS）、匹茲堡睡眠質量指數（Pittsburgh Sleep Quality Index, PSQI）、Fried 身體表型衰弱量表（Fried Frailty Phenotype, FFP）、精神分裂癥生活質量量表（Schizophrenia Quality of Life Scale, SQLS）同時對研究對象進行問卷調查。
1.2.1 一般人口學資料及疾病相關情況
采用自制人口學資料及疾病相關資料問卷，包括年齡（分為<45 歲和≥45 歲，參考文獻[12]進行年齡分層）、性別、是否為獨生子女（是/否）、文化程度（分為小學及以下、初中、高中或中專和大專及以上）、精神分裂癥病程（分為<5 年、≥5 年且<10 年、≥10 年）、有無精神障礙家族史（有/無）、聯合用藥情況（1 種、2 種、3 種及以上）等。
1.2.2 抑郁
采用 SDS[13]評估。SDS 包括 20 個條目，每個項目采用 4 級評分，20 個條目得分相加即總粗分，總粗分×1.25 后取整數部分即為標準分。標準分越高，抑郁程度越嚴重，當標準分≥53 分時，說明患者存在抑郁狀態，其中 53～62 分為輕度抑郁，63～72 分為中度抑郁，73 分以上為重度抑郁[14]。該量表的 Cronbach α系數為 0.784，信效度良好[15]。
1.2.3 睡眠質量
采用 PSQI[16]評估。PSQI 中的計分項目為 18 個自評條目，均采用 0～3 分 4 級評分法，由 7 個因子構成，分別為：睡眠質量、入睡時間、睡眠時間、睡眠效率、睡眠障礙、催眠藥物、日間功能障礙，累積各因子成分得分為 PSQI 量表的總分，總分范圍為 0～21 分，得分越高，表示睡眠質量越差。PSQI 的重測信度為 0.994，分半信度系數為 0.824，Cronbach α系數為 0.845[17]。
1.2.4 衰弱
采用 FFP[18]評估，包括意外體重下降、疲乏、行走速度、握力及低體力活動共 5 項內容，有任何一項表現計 1 分，總分為 5 分，0 分評定為無衰弱，1～2 分評定為衰弱前期，≥ 3 分評定為衰弱。
1.2.5 生活質量
采用 SQLS[19]評估。該量表包含 30 個條目，由心理社會（15 個條目）、動機/精力（7 個條目）、癥狀/不良反應（8 個條目）3 個分量表組成，每個量表分數范圍 0～100 分。每個條目均采用 Likert 5 級評分法，得分越高表明患者的生活質量越差。該量表重測信度為 0.87，內部一致性 Cronbach α系數為 0.70～0.92[20]。
1.3 調查方法
調查問卷采取一對一現場調查的形式，現場回收，問卷開頭寫清提示語和填寫方式，使研究對象充分理解問卷的意義、熟悉問卷的結構以及測量器械的正確使用方式，問卷由研究對象自行填寫，對于填寫過程中產生的疑問，采用一致性語言進行回答，降低偏倚。
1.4 統計學方法
使用 SPSS 26.0 統計學軟件對數據進行分析。計數資料采用頻數、百分比進行描述。正態分布的計量資料采用均數±標準差表示，采用獨立樣本 t 檢驗和單因素方差分析對不同患者生活質量得分進行比較。采用 Pearson 相關分析了解患者 SDS、PSQI、FFP 和 SQLS 兩兩變量之間的相關性。采用 Harman 單因子檢驗本研究是否存在明顯的共同方法偏差。采用共線性診斷檢驗變量之間是否存在嚴重的共線性問題。參考文獻[21]以單因素分析中 P<0.05 的因素作為控制變量，采用 Hayes（2015）開發的 PROCESS 宏程序中的模型 6 進行鏈式中介效應分析，采用偏差校正 Bootstrap 95% 置信區間對中介效應進行檢驗，置信區間不包含 0，說明有統計學意義。雙側檢驗水準α=0.05。
2 結果
2.1 研究對象基本情況
本研究共發放問卷 604 份，對無效問卷進行剔除后，剩下 594 份有效問卷，有效回收率為 98.3%。在 594 例調查對象中，男 373 例（62.8%），女 221 例（37.2%）；年齡 19～80 歲，平均（48.8±12.5）歲。對精神分裂癥患者生活質量影響因素進行單因素分析顯示，除有無精神障礙家族史外（P<0.05），其余指標比較，差異均無統計學意義（P>0.05）。患者一般情況和生活質量水平見表1。
表1
患者一般情況及與生活質量影響因素的單因素分析（n=594）
2.2 共同方法偏差檢驗
本研究采用 Harman 單因子檢驗對共同方法偏差進行分析。在該檢驗中同時將抑郁、睡眠質量、衰弱和生活質量量表的所有條目進行未旋轉的主成分因素分析，結果表明，特征根大于 1 的因子有 21 個，且第一個因子的變異解釋率為 16.71%（低于 40%），說明本研究不存在明顯的共同方法偏差。
2.3 SDS、PSQI、FFP 與 SQLS 的描述統計和相關性分析
594 例精神分裂癥患者 SDS 總分為（36.75±8.31）分，PSQI 總分為（8.20±3.13）分，FFP 總分為（1.07±0.97）分，SQLS 總分為（29.56±13.72）分。對精神分裂癥患者的 SDS、PSQI、FFP 和 SQLS 評分進行 Pearson 相關分析，結果表明，SDS 評分與 PSQI 評分呈正相關（r=0.367，P<0.001）、與 FFP 評分呈正相關（r=0.290，P<0.001）、與 SQLS 評分呈正相關（r=0.635，P<0.001）；PSQI 評分與 FFP 評分呈正相關（r=0.294，P<0.001），與 SQLS 評分呈正相關（r=0.402，P<0.001）；FFP 評分與 SQLS 評分呈正相關（r=0.327，P<0.001）。
2.4 睡眠質量和衰弱的中介效應檢驗
共線性檢驗結果顯示容差為 0.827、0.829、0.875，均大于 0.100，方差膨脹因子為 1.209、1.206、1.143，均小于 10，表明變量之間不存在嚴重的共線性問題，可以進一步做鏈式中介檢驗。考慮到生活質量影響因素的單因素分析結果有統計學意義的變量可能會影響檢驗結果，將精神障礙家族史作為協變量，以抑郁情緒作為自變量，睡眠質量、衰弱作為中介變量，生活質量作為因變量進行鏈式中介效應分析，變量賦值情況見表2。
表2
變量賦值情況
回歸分析結果顯示（表3），SDS 對 PSQI［標準化偏回歸系數（β’）=0.365，P<0.001］和 FFP（β’=0.211，P<0.001）具有直接正向預測作用；PSQI 對 FFP（β’=0.220，P<0.001）具有直接正向預測作用；當 SDS、PSQI 和 FFP 同時預測 SQLS 時，SDS、PSQI 和 FFP 均對 SQLS 有顯著正向預測作用（β’=0.537、0.163、0.124，P<0.001）。
表3
PSQI、FFP 對 SDS 和 SQLS 間的中介效應分析
中介效應進行進一步檢驗結果（表4）表明，PSQI 和 FFP 的獨立中介作用以及 PSQI-FFP 的鏈式中介作用均顯著。總中介效應值占總效應的 15.119%。總中介效應由以下 3 條路徑產生的間接效應組成：通過 SDS→PSQI→SQLS 的路徑形成的間接效應 1 即 Ind1，占總效應的 9.410%；通過 SDS→FFP→SQLS 的路徑形成的間接效應 2 即 Ind2，占總效應的 4.141%；通過 SDS→PSQI→FFP→SQLS 的路徑形成的間接效應 3 即 Ind3，占總效應的 1.568%。模型 6 中的兩兩比較不同路徑的間接效應是否存有顯著差異，結果表明，Ind3 與 Ind1、Ind2 之間存在顯著差異，Ind1 與 Ind2 之間差異無統計學意義。精神分裂癥患者 SDS 作用于 SQLS 的具體路徑如圖1 所示。
表4
中介效應分析 Bootstrap 檢驗結果
圖1
鏈式中介作用圖
***
3 討論
3.1 抑郁對生活質量的影響
本研究結果表明，抑郁可以直接影響精神分裂癥患者的生活質量，抑郁程度越嚴重，生活質量越差，與既往研究[3]結果一致。Guo 等[22]研究發現精神分裂癥患者負性情緒越重，越封閉自我，抗拒社會交往，越難以融入社會，精神癥狀越持久，主觀生活質量感越低。精神分裂癥患者在癥狀控制進入穩定期后，對自身病情、處境的了解加深，擔憂疾病復發，導致心理情緒不穩定，容易產生焦慮、抑郁等負性情緒[23]，部分患者長期住院，遠離家人和朋友，從而產生孤獨感，增加抑郁情緒發生的風險[24]，降低患者生活質量，不利于患者病情恢復。
3.2 睡眠質量的中介作用
本研究中介分析結果顯示，睡眠質量在抑郁與生活質量的關系之間發揮中介作用。抑郁情緒作為影響精神分裂癥患者心理健康的重要危險因素，會導致睡眠質量降低[25]。睡眠質量好壞是精神分裂癥患者預后和復發的重要預測因子[26]，良好的睡眠質量可提高患者身體機能，更有利于疾病恢復。馬斯洛需求層次理論認為歸屬和愛的需要是人類 5 大基本需求之一，與心理健康和自我滿足密切相關[27]，精神分裂癥患者長期住院，脫離社會，這一需求得不到滿足，則會導致生活質量降低。生活質量是與身心健康相關的重要影響因素，睡眠質量較好對生活質量具有緩沖作用，對疾病預后有重大意義。
3.3 衰弱的中介作用
此外，本研究還發現，衰弱在抑郁與生活質量的關系之間發揮中介作用。研究表明抑郁嚴重程度與衰弱顯著相關，抑郁情緒可導致活動減少、社交回避[28]；同時，精神分裂癥患者長期使用抗精神病藥物可能引起運動不協調等不良事件[29]，進一步減少活動次數和活動時間，增加衰弱發生。抑郁情緒內化的過程促使衰弱發生，從而降低自我價值和減少社會交往，生活質量降低。精神分裂癥與加速衰老的生理指標相關，如端粒長度變短、炎癥和氧化應激的生物標志物增多[30]，因而這類人群更容易受到社會心理壓力和負性情緒的影響，個體感受快樂的能力減弱，生活質量下降。
3.4 睡眠質量和衰弱的鏈式中介作用
最后，睡眠質量和衰弱在抑郁和生活質量之間發揮鏈式中介作用。研究發現睡眠作為一種重要的生理現象，可以有助于個體抵抗精神病癥狀和不良情緒，促進軀體康復，睡眠質量較好的個體發生衰弱及衰弱前期的風險較低[31]。對于精神分裂癥患者而言，適應疾病、克服疾病帶來的不良事件與治療疾病、控制癥狀同等重要。減緩衰弱、改善睡眠質量對疾病的康復具有重要意義，能夠有效緩沖抑郁等不良情緒對個體的不利影響[32]，提升個體生活質量。
綜上所述，精神分裂癥患者的生活質量不僅是抑郁、精神癥狀的表征，更是一種具有臨床意義的綜合指標。生活質量作為個體生理、心理和社會 3 個方面的綜合體現，在精神分裂癥患者中普遍較低，研究者應給予更多關注。同時在評估精神分裂癥患者生活質量時，可通過改善睡眠狀況和衰弱情況的干預措施減輕抑郁情緒，從而提高生活質量，促進疾病恢復，改善預后。本研究只討論睡眠質量、衰弱對抑郁與生活質量間關系的影響，未來需要進一步探討病恥感、自尊等其他心理學變量的影響機制。
利益沖突：所有作者聲明不存在利益沖突。
生活質量作為個體全方面的綜合體現，可有效反映患者當前的生活及健康狀態，有研究表明，相較于健康群體，精神分裂癥患者由于住院時間長、住院次數多等導致其社會、職業方面功能性缺陷，生活質量更差[1]。隨著醫療模式的轉變，對住院精神分裂癥患者的治療不單單僅限于對精神癥狀的控制，更需要提高其生活質量水平[2]。生活質量的影響因素涉及多方面。Wang 等[3]研究表明，抑郁作為評估心理健康的重要結局指標之一，可能會降低生活質量。精神分裂癥患者睡眠質量受到疾病復發、心理抑郁等多種因素影響，與患者病情發展及預后有直接關系[4]，而睡眠質量對生活質量有重大影響，Wang 等[5]對中國農村住院精神分裂癥患者睡眠和生活質量研究發現，睡眠質量較差的精神分裂癥患者其生活質量更差。此外，衰弱與精神分裂癥患者的心血管疾病、認知障礙等多種不良結局密切相關，可以直接導致個體維持良好生活質量的能力下降[6-7]。有研究已經證實抑郁既是衰弱的危險因素也是不良結局[8]，而衰弱人群生理、心理等多方面狀況較差，常伴有疲乏、低體力活動等癥狀，導致其生活質量大大降低[9]。同時，既往研究證實睡眠質量與衰弱也存在顯著的相關性[10]，二者作為生活質量的決定性因素，在抑郁對生活質量的關系之間可能存在影響作用。因此，本研究旨在探討精神分裂癥患者抑郁、睡眠質量、衰弱與生活質量的關系，闡明其內在影響機制，為降低精神分裂癥患者抑郁情緒、提高生活質量提供理論依據。現報告如下。
1 資料與方法
1.1 調查對象
采用方便抽樣法，選取 2022 年 3 月—7 月成都市 4 所二級及以上精神專科醫院的住院精神分裂癥患者進行問卷調查。納入標準（全部滿足）：① 年齡≥18 歲者；② 研究對象均符合國際疾病分類（ICD-10）精神分裂癥的診斷標準者[11]；③ 研究對象由精神科醫生評定，目前處于疾病的緩解期，且陽性與陰性癥狀量表總分<60 分，病情穩定能配合本研究；④ 自愿簽署知情同意書。排除標準（滿足任意一條）：① 同時存在其他嚴重軀體疾病不能配合評估者；② 同時存在精神發育遲滯、抑郁癥等其他診斷明確的精神障礙。本研究已通過成都市第四人民醫院倫理委員會審批，審查編號為［2022］倫審字（04）號。
1.2 調查工具
本研究采用自制的一般人口學及疾病相關情況問卷、抑郁自評量表（Self-rating Depression Scale, SDS）、匹茲堡睡眠質量指數（Pittsburgh Sleep Quality Index, PSQI）、Fried 身體表型衰弱量表（Fried Frailty Phenotype, FFP）、精神分裂癥生活質量量表（Schizophrenia Quality of Life Scale, SQLS）同時對研究對象進行問卷調查。
1.2.1 一般人口學資料及疾病相關情況
采用自制人口學資料及疾病相關資料問卷，包括年齡（分為<45 歲和≥45 歲，參考文獻[12]進行年齡分層）、性別、是否為獨生子女（是/否）、文化程度（分為小學及以下、初中、高中或中專和大專及以上）、精神分裂癥病程（分為<5 年、≥5 年且<10 年、≥10 年）、有無精神障礙家族史（有/無）、聯合用藥情況（1 種、2 種、3 種及以上）等。
1.2.2 抑郁
采用 SDS[13]評估。SDS 包括 20 個條目，每個項目采用 4 級評分，20 個條目得分相加即總粗分，總粗分×1.25 后取整數部分即為標準分。標準分越高，抑郁程度越嚴重，當標準分≥53 分時，說明患者存在抑郁狀態，其中 53～62 分為輕度抑郁，63～72 分為中度抑郁，73 分以上為重度抑郁[14]。該量表的 Cronbach α系數為 0.784，信效度良好[15]。
1.2.3 睡眠質量
采用 PSQI[16]評估。PSQI 中的計分項目為 18 個自評條目，均采用 0～3 分 4 級評分法，由 7 個因子構成，分別為：睡眠質量、入睡時間、睡眠時間、睡眠效率、睡眠障礙、催眠藥物、日間功能障礙，累積各因子成分得分為 PSQI 量表的總分，總分范圍為 0～21 分，得分越高，表示睡眠質量越差。PSQI 的重測信度為 0.994，分半信度系數為 0.824，Cronbach α系數為 0.845[17]。
1.2.4 衰弱
采用 FFP[18]評估，包括意外體重下降、疲乏、行走速度、握力及低體力活動共 5 項內容，有任何一項表現計 1 分，總分為 5 分，0 分評定為無衰弱，1～2 分評定為衰弱前期，≥ 3 分評定為衰弱。
1.2.5 生活質量
采用 SQLS[19]評估。該量表包含 30 個條目，由心理社會（15 個條目）、動機/精力（7 個條目）、癥狀/不良反應（8 個條目）3 個分量表組成，每個量表分數范圍 0～100 分。每個條目均采用 Likert 5 級評分法，得分越高表明患者的生活質量越差。該量表重測信度為 0.87，內部一致性 Cronbach α系數為 0.70～0.92[20]。
1.3 調查方法
調查問卷采取一對一現場調查的形式，現場回收，問卷開頭寫清提示語和填寫方式，使研究對象充分理解問卷的意義、熟悉問卷的結構以及測量器械的正確使用方式，問卷由研究對象自行填寫，對于填寫過程中產生的疑問，采用一致性語言進行回答，降低偏倚。
1.4 統計學方法
使用 SPSS 26.0 統計學軟件對數據進行分析。計數資料采用頻數、百分比進行描述。正態分布的計量資料采用均數±標準差表示，采用獨立樣本 t 檢驗和單因素方差分析對不同患者生活質量得分進行比較。采用 Pearson 相關分析了解患者 SDS、PSQI、FFP 和 SQLS 兩兩變量之間的相關性。采用 Harman 單因子檢驗本研究是否存在明顯的共同方法偏差。采用共線性診斷檢驗變量之間是否存在嚴重的共線性問題。參考文獻[21]以單因素分析中 P<0.05 的因素作為控制變量，采用 Hayes（2015）開發的 PROCESS 宏程序中的模型 6 進行鏈式中介效應分析，采用偏差校正 Bootstrap 95% 置信區間對中介效應進行檢驗，置信區間不包含 0，說明有統計學意義。雙側檢驗水準α=0.05。
2 結果
2.1 研究對象基本情況
本研究共發放問卷 604 份，對無效問卷進行剔除后，剩下 594 份有效問卷，有效回收率為 98.3%。在 594 例調查對象中，男 373 例（62.8%），女 221 例（37.2%）；年齡 19～80 歲，平均（48.8±12.5）歲。對精神分裂癥患者生活質量影響因素進行單因素分析顯示，除有無精神障礙家族史外（P<0.05），其余指標比較，差異均無統計學意義（P>0.05）。患者一般情況和生活質量水平見表1。
表1
患者一般情況及與生活質量影響因素的單因素分析（n=594）
2.2 共同方法偏差檢驗
本研究采用 Harman 單因子檢驗對共同方法偏差進行分析。在該檢驗中同時將抑郁、睡眠質量、衰弱和生活質量量表的所有條目進行未旋轉的主成分因素分析，結果表明，特征根大于 1 的因子有 21 個，且第一個因子的變異解釋率為 16.71%（低于 40%），說明本研究不存在明顯的共同方法偏差。
2.3 SDS、PSQI、FFP 與 SQLS 的描述統計和相關性分析
594 例精神分裂癥患者 SDS 總分為（36.75±8.31）分，PSQI 總分為（8.20±3.13）分，FFP 總分為（1.07±0.97）分，SQLS 總分為（29.56±13.72）分。對精神分裂癥患者的 SDS、PSQI、FFP 和 SQLS 評分進行 Pearson 相關分析，結果表明，SDS 評分與 PSQI 評分呈正相關（r=0.367，P<0.001）、與 FFP 評分呈正相關（r=0.290，P<0.001）、與 SQLS 評分呈正相關（r=0.635，P<0.001）；PSQI 評分與 FFP 評分呈正相關（r=0.294，P<0.001），與 SQLS 評分呈正相關（r=0.402，P<0.001）；FFP 評分與 SQLS 評分呈正相關（r=0.327，P<0.001）。
2.4 睡眠質量和衰弱的中介效應檢驗
共線性檢驗結果顯示容差為 0.827、0.829、0.875，均大于 0.100，方差膨脹因子為 1.209、1.206、1.143，均小于 10，表明變量之間不存在嚴重的共線性問題，可以進一步做鏈式中介檢驗。考慮到生活質量影響因素的單因素分析結果有統計學意義的變量可能會影響檢驗結果，將精神障礙家族史作為協變量，以抑郁情緒作為自變量，睡眠質量、衰弱作為中介變量，生活質量作為因變量進行鏈式中介效應分析，變量賦值情況見表2。
表2
變量賦值情況
回歸分析結果顯示（表3），SDS 對 PSQI［標準化偏回歸系數（β’）=0.365，P<0.001］和 FFP（β’=0.211，P<0.001）具有直接正向預測作用；PSQI 對 FFP（β’=0.220，P<0.001）具有直接正向預測作用；當 SDS、PSQI 和 FFP 同時預測 SQLS 時，SDS、PSQI 和 FFP 均對 SQLS 有顯著正向預測作用（β’=0.537、0.163、0.124，P<0.001）。
表3
PSQI、FFP 對 SDS 和 SQLS 間的中介效應分析
中介效應進行進一步檢驗結果（表4）表明，PSQI 和 FFP 的獨立中介作用以及 PSQI-FFP 的鏈式中介作用均顯著。總中介效應值占總效應的 15.119%。總中介效應由以下 3 條路徑產生的間接效應組成：通過 SDS→PSQI→SQLS 的路徑形成的間接效應 1 即 Ind1，占總效應的 9.410%；通過 SDS→FFP→SQLS 的路徑形成的間接效應 2 即 Ind2，占總效應的 4.141%；通過 SDS→PSQI→FFP→SQLS 的路徑形成的間接效應 3 即 Ind3，占總效應的 1.568%。模型 6 中的兩兩比較不同路徑的間接效應是否存有顯著差異，結果表明，Ind3 與 Ind1、Ind2 之間存在顯著差異，Ind1 與 Ind2 之間差異無統計學意義。精神分裂癥患者 SDS 作用于 SQLS 的具體路徑如圖1 所示。
表4
中介效應分析 Bootstrap 檢驗結果
圖1
鏈式中介作用圖
***
3 討論
3.1 抑郁對生活質量的影響
本研究結果表明，抑郁可以直接影響精神分裂癥患者的生活質量，抑郁程度越嚴重，生活質量越差，與既往研究[3]結果一致。Guo 等[22]研究發現精神分裂癥患者負性情緒越重，越封閉自我，抗拒社會交往，越難以融入社會，精神癥狀越持久，主觀生活質量感越低。精神分裂癥患者在癥狀控制進入穩定期后，對自身病情、處境的了解加深，擔憂疾病復發，導致心理情緒不穩定，容易產生焦慮、抑郁等負性情緒[23]，部分患者長期住院，遠離家人和朋友，從而產生孤獨感，增加抑郁情緒發生的風險[24]，降低患者生活質量，不利于患者病情恢復。
3.2 睡眠質量的中介作用
本研究中介分析結果顯示，睡眠質量在抑郁與生活質量的關系之間發揮中介作用。抑郁情緒作為影響精神分裂癥患者心理健康的重要危險因素，會導致睡眠質量降低[25]。睡眠質量好壞是精神分裂癥患者預后和復發的重要預測因子[26]，良好的睡眠質量可提高患者身體機能，更有利于疾病恢復。馬斯洛需求層次理論認為歸屬和愛的需要是人類 5 大基本需求之一，與心理健康和自我滿足密切相關[27]，精神分裂癥患者長期住院，脫離社會，這一需求得不到滿足，則會導致生活質量降低。生活質量是與身心健康相關的重要影響因素，睡眠質量較好對生活質量具有緩沖作用，對疾病預后有重大意義。
3.3 衰弱的中介作用
此外，本研究還發現，衰弱在抑郁與生活質量的關系之間發揮中介作用。研究表明抑郁嚴重程度與衰弱顯著相關，抑郁情緒可導致活動減少、社交回避[28]；同時，精神分裂癥患者長期使用抗精神病藥物可能引起運動不協調等不良事件[29]，進一步減少活動次數和活動時間，增加衰弱發生。抑郁情緒內化的過程促使衰弱發生，從而降低自我價值和減少社會交往，生活質量降低。精神分裂癥與加速衰老的生理指標相關，如端粒長度變短、炎癥和氧化應激的生物標志物增多[30]，因而這類人群更容易受到社會心理壓力和負性情緒的影響，個體感受快樂的能力減弱，生活質量下降。
3.4 睡眠質量和衰弱的鏈式中介作用
最后，睡眠質量和衰弱在抑郁和生活質量之間發揮鏈式中介作用。研究發現睡眠作為一種重要的生理現象，可以有助于個體抵抗精神病癥狀和不良情緒，促進軀體康復，睡眠質量較好的個體發生衰弱及衰弱前期的風險較低[31]。對于精神分裂癥患者而言，適應疾病、克服疾病帶來的不良事件與治療疾病、控制癥狀同等重要。減緩衰弱、改善睡眠質量對疾病的康復具有重要意義，能夠有效緩沖抑郁等不良情緒對個體的不利影響[32]，提升個體生活質量。
綜上所述，精神分裂癥患者的生活質量不僅是抑郁、精神癥狀的表征，更是一種具有臨床意義的綜合指標。生活質量作為個體生理、心理和社會 3 個方面的綜合體現，在精神分裂癥患者中普遍較低，研究者應給予更多關注。同時在評估精神分裂癥患者生活質量時，可通過改善睡眠狀況和衰弱情況的干預措施減輕抑郁情緒，從而提高生活質量，促進疾病恢復，改善預后。本研究只討論睡眠質量、衰弱對抑郁與生活質量間關系的影響，未來需要進一步探討病恥感、自尊等其他心理學變量的影響機制。
利益沖突：所有作者聲明不存在利益沖突。
