美国公共卫生杂志。2002年8月；92(8): 1305–1311.
家庭疾病的影响：护士健康研究中非正式护理和心理健康状况的纵向评估
，科学博士， 医学博士、公共卫生博士， 、医学博士、博士， 医学博士、公共卫生博士， ，博士，和，科学博士
卡罗琳·卡努西奥
卡罗琳·卡努西奥（Carolyn C.Cannuscio）、卡马拉·琼斯（Camara Jones）、川端一郎（Ichiro Kawachi）和丽莎·伯克曼（Lisa Berkman）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院卫生与社会行为系工作。卡罗琳·坎努西奥还在宾夕法尼亚州蓝钟市默克研究实验室流行病学系工作，埃里克·里姆（Eric Rimm）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院流行病学系工作。卡马拉·琼斯（Camara Jones）也在佐治亚州亚特兰大市疾病控制与预防中心工作。格雷厄姆·科尔迪茨（Graham A.Colditz）和埃里克·瑞姆（Eric-Rimm）也在马萨诸塞诸塞州波斯顿市哈佛医学院布莱厄姆女子医院Channing实验室工作。Eric Rimm也在马萨诸塞州波士顿哈佛公共卫生学院营养系工作。
卡马拉·琼斯
卡罗琳·卡努西奥（Carolyn C.Cannuscio）、卡马拉·琼斯（Camara Jones）、川端一郎（Ichiro Kawachi）和丽莎·伯克曼（Lisa Berkman）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院卫生与社会行为系工作。卡罗琳·坎努西奥还在宾夕法尼亚州蓝钟市默克研究实验室流行病学系工作，埃里克·里姆（Eric Rimm）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院流行病学系工作。卡马拉·琼斯（Camara Jones）也在佐治亚州亚特兰大市疾病控制与预防中心工作。格雷厄姆·科尔迪茨（Graham A.Colditz）和埃里克·瑞姆（Eric-Rimm）也在马萨诸塞诸塞州波斯顿市哈佛医学院布莱厄姆女子医院Channing实验室工作。Eric Rimm还在马萨诸塞州波士顿哈佛公共卫生学院营养系工作。
伊奇罗·卡瓦奇
卡罗琳·卡努西奥（Carolyn C.Cannuscio）、卡马拉·琼斯（Camara Jones）、川端一郎（Ichiro Kawachi）和丽莎·伯克曼（Lisa Berkman）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院卫生与社会行为系工作。卡罗琳·坎努西奥还在宾夕法尼亚州蓝钟市默克研究实验室流行病学系工作，埃里克·里姆（Eric Rimm）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院流行病学系工作。卡马拉·琼斯（Camara Jones）也在佐治亚州亚特兰大市疾病控制与预防中心工作。格雷厄姆·科尔迪茨（Graham A.Colditz）和埃里克·瑞姆（Eric-Rimm）也在马萨诸塞诸塞州波斯顿市哈佛医学院布莱厄姆女子医院Channing实验室工作。埃里克·里姆（Eric Rimm）还在马萨诸塞州波士顿哈佛公共卫生学院营养系工作。
格雷厄姆·科尔迪茨
卡罗琳·卡努西奥（Carolyn C.Cannuscio）、卡马拉·琼斯（Camara Jones）、川端一郎（Ichiro Kawachi）和丽莎·伯克曼（Lisa Berkman）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院卫生与社会行为系工作。卡罗琳·坎努西奥还在宾夕法尼亚州蓝钟市默克研究实验室流行病学系工作，埃里克·里姆（Eric Rimm）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院流行病学系工作。卡马拉·琼斯（Camara Jones）也在佐治亚州亚特兰大市疾病控制与预防中心工作。格雷厄姆·科尔迪茨（Graham A.Colditz）和埃里克·瑞姆（Eric-Rimm）也在马萨诸塞诸塞州波斯顿市哈佛医学院布莱厄姆女子医院Channing实验室工作。Eric Rimm还在马萨诸塞州波士顿哈佛公共卫生学院营养系工作。
丽莎·伯克曼
卡罗琳·卡努西奥（Carolyn C.Cannuscio）、卡马拉·琼斯（Camara Jones）、川端一郎（Ichiro Kawachi）和丽莎·伯克曼（Lisa Berkman）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院卫生与社会行为系工作。卡罗琳·坎努西奥还在宾夕法尼亚州蓝钟市默克研究实验室流行病学系工作，埃里克·里姆（Eric Rimm）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院流行病学系工作。卡马拉·琼斯（Camara Jones）也在佐治亚州亚特兰大市疾病控制与预防中心工作。格雷厄姆·科尔迪茨（Graham A.Colditz）和埃里克·瑞姆（Eric-Rimm）也在马萨诸塞诸塞州波斯顿市哈佛医学院布莱厄姆女子医院Channing实验室工作。Eric Rimm还在马萨诸塞州波士顿哈佛公共卫生学院营养系工作。
埃里克·里默
卡罗琳·卡努西奥（Carolyn C.Cannuscio）、卡马拉·琼斯（Camara Jones）、川端一郎（Ichiro Kawachi）和丽莎·伯克曼（Lisa Berkman）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院卫生与社会行为系工作。卡罗琳·坎努西奥还在宾夕法尼亚州蓝钟市默克研究实验室流行病学系工作，埃里克·里姆（Eric Rimm）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院流行病学系工作。卡马拉·琼斯（Camara Jones）也在佐治亚州亚特兰大市疾病控制与预防中心工作。格雷厄姆·科尔迪茨（Graham A.Colditz）和埃里克·瑞姆（Eric-Rimm）也在马萨诸塞诸塞州波斯顿市哈佛医学院布莱厄姆女子医院Channing实验室工作。埃里克·里姆（Eric Rimm）还在马萨诸塞州波士顿哈佛公共卫生学院营养系工作。
卡罗琳·卡努西奥（Carolyn C.Cannuscio）、卡马拉·琼斯（Camara Jones）、川端一郎（Ichiro Kawachi）和丽莎·伯克曼（Lisa Berkman）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院卫生与社会行为系工作。卡罗琳·坎努西奥还在宾夕法尼亚州蓝钟市默克研究实验室流行病学系工作，埃里克·里姆（Eric Rimm）在马萨诸塞州波士顿市哈佛公共卫生学院流行病学系工作。卡马拉·琼斯（Camara Jones）也在佐治亚州亚特兰大市疾病控制与预防中心工作。格雷厄姆·科尔迪茨（Graham A.Colditz）和埃里克·瑞姆（Eric-Rimm）也在马萨诸塞诸塞州波斯顿市哈佛医学院布莱厄姆女子医院Channing实验室工作。埃里克·里姆（Eric Rimm）还在马萨诸塞州波士顿哈佛公共卫生学院营养系工作。
摘要
0目标。这项研究调查了美国2200多万家庭中对残疾或生病家庭成员的照顾与心理健康变化之间的关系。
方法。我们使用36份医疗结果研究短表评估了37742名护士健康研究参与者4年来的心理健康变化。
结果。每周为残疾配偶提供36小时或更长时间护理的女性出现抑郁或焦虑症状的可能性几乎是非护理者的6倍（多变量比值比[or]=5.6；95%置信区间[CI]=3.8，8.3）。照顾残疾或生病的父母（每周≥36小时）与抑郁或焦虑症状的显著升高相关（多变量or=2.0；95%CI=0.9，4.3）。
结论。在这一人群中，护理与抑郁或焦虑症状的风险增加有关。
1990年，美国有3100多万65岁以上的人。预计到2040年，美国老年人口将超过7500万，届时五分之一的美国人将年满65岁或65岁以上。1人口老龄化以及随之而来的慢性病和残疾的流行，已经对家庭角色和责任产生了深远的影响。据估计，美国有2200多万户家庭照顾残疾或生病的家庭成员。2亲戚和朋友是70%需要长期护理的美国人的唯一援助来源。三预计60%以上的妇女将在其一生中的某个时候向残疾人或生病的家庭成员提供这种非正式护理。4,5
1980年，Zarit及其同事6将照顾确定为负担或角色紧张的来源，随后的几项研究表明，照顾者的抑郁症状发生率升高。7–13研究人员将非正式护理与睡眠障碍、，14血压升高，15胰岛素水平升高，16内分泌功能改变，17疫苗反应受损，18对治疗方案的依从性较差。19舒尔茨和海滩20发表了一项纵向研究的结果，在该研究中，报告角色紧张的照料者的死亡率也上升了63%。目前的研究是在一个大型社区队列中进行的，通过提供有关护理和心理健康的纵向数据，对现有文献进行了补充。
本研究的主要目的是利用1992年和1996年的数据，研究照顾残疾或生病配偶与抑郁或焦虑症状发作之间的关系。其次，我们调查了照顾残疾或生病的父母与抑郁或焦虑症状发作之间的关系。这项研究是在1992年基线时没有高水平抑郁或焦虑症状的女性队列中进行的。
方法
样品
这项研究是对护理责任和心理健康的纵向分析，基于1992年和1996年护士健康研究问卷调查对象的数据。1976年，护士健康研究队列的参与者年龄为30至55岁，1996年为50至75岁。最初的队列包括登记时居住在11个州中1个州的已婚护士。其他地方有人口的详细描述。21
最初的护士健康研究人群包括121700名护士。在死亡、随访和无应答后，104 064名参与者返回了1992年的健康和疾病状况调查。在这些女性中，75 453人完成了关于社会变量的附加部分，该部分包含在第一封发给队列的邮件中，但没有在随后试图从研究参与者处获取最新信息的过程中。这些被调查者在主要慢性病患病率和吸烟等健康行为方面与较大样本相似。
1996年的调查再次提出了有关社会角色的问题。只有参与者在1992年和1996年提供了关于健康和疾病状况以及社会变量（包括护理责任）的完整信息，他们才能被纳入当前分析。为了保守估计护理对心理健康的影响，我们将分析集局限于相对健康或健康的人群。1976年至1996年间被诊断患有癌症、心脏病或中风的女性，或1992年有高度抑郁或焦虑症状的女性，均被排除在分析之外。
为了对作为抑郁或焦虑症状预测因素的配偶护理进行纵向分析，我们进一步将样本限制在1992年和1996年结婚的女性（n=37742）。在两个调查期间，这些妇女都有资格成为配偶的看护人。为了评估父母照顾与抑郁或焦虑症状之间的关系，我们检查了1996年随访期间至少有一位在世父母的已婚或未婚参与者子集（n=17755）。
护理接触测量
在护士健康研究问卷中，参与者自我报告了他们通常每周花费在提供护理上的小时数。该问题的框架如下：“在你的工作之外，你是否为以下任何人提供定期护理？”调查询问了参与者对残疾或生病配偶、残疾或生病父母以及残疾或生病其他人（未指明）、子女或孙子女的护理。由于在调查问题中没有具体定义“护理”，因此未评估非正式护理援助的类型（即洗澡、穿衣、交通、家务、文书工作）。
除非另有说明，看护和非正式护理指照顾残疾或生病的配偶，这是本文的重点。照顾残疾或生病的父母，称为父母照顾，被描述为一个比较点。
与护理相关的压力和奖励评估
通过两个问题对与护理相关的压力和回报进行了全球评估：（1）“你认为为上述个人提供护理有多大压力？”和（2）“你觉得为上述人员提供护理有多少回报？”对于这两个问题，多项选择题的答案包括：不适用；一点也不；只是一点点；适度；极端；而且不知道。回答“不适用”和“不知道”的参与者被排除在调查压力和奖励作为心理健康状况独立预测因素的分析之外。否则，当对与护理相关的压力和报酬的感知作为协变量进行分析时，“不适用”和“不知道”的回答被视为缺失值。
心理健康结果
在1992年和1996年，我们使用5项心理健康问卷测量了参与者的心理健康状况，这是36项医疗结果研究-项目简短健康调查中8项健康相关生活质量量表中的一项。5项心理健康量表的粗略分数从5分到30分不等，并转换为0分到100分。22转换后的分数可以被视为一个连续变量，在这种情况下，分数越高（或正变化分数）表示整体心理健康状况越好（或改善）。该量表也可以两分，得分低于52分的参与者可能满足抑郁症和相关疾病的临床诊断标准。由于5项心理健康量表并不是一种临床诊断工具，得分较低（<52）的女性被归类为有抑郁或焦虑症状，而不是抑郁本身。
这一5项量表已被验证为幸福感或心理健康状况的全球衡量标准。22,235项心理健康量表在基于标准的效度测试中表现良好，得分较低的受试者更经常需要住院和门诊精神病治疗，并表现出自杀意念。22此外，五项心理健康量表检测临床抑郁症的敏感性和特异性较高。24Berwick和同事们，24采用受试者操作特征曲线分析，发现心理健康量表是一种可行的筛查工具，用于识别临床抑郁症，曲线下面积较大（0.892）。
统计分析
为了评估女性配偶照顾责任的变化，将其作为精神健康状况的决定因素，我们创建了指标变量来代表4个接触类别。这些类别专门指的是配偶护理，分别是（1）1992年无护理，1996年无护理（非护理者），（2）1992年没有护理，但1996年有护理（新护理者）、（3）1992年有护理但1996年没有护理（前护理者）和（4）1992年和1996年都有护理（持续护理者）。对于这些组中的每一组，我们首先描述了关键变量的年龄调整分布，然后描述了女性总体心理健康状况随时间的变化，如5项心理健康量表变化得分所示（变化得分=1996年得分-1992年得分）。阴性的5项心理健康量表变化分数表明随访期间的心理健康状况下降，阳性的5项精神健康量表改变分数表明心理健康状况改善。1996年，5项心理健康问卷得分降至52分以下的女性被归类为有抑郁或焦虑症状的新患者。
在评估每个护理接触类别中5项心理健康量表变化分数的粗略分布后，我们使用线性回归和逻辑回归来比较新的、以前的、继续的和非护理者的心理健康状况，同时调整潜在的混杂因素。在线性模型中，我们将5项心理健康量表变化分数作为一项持续的结果测量，在逻辑模型中，将结果分为52分，以估计新的、以前的和继续照顾者与非照顾者相比出现抑郁或焦虑症状的比值比（OR）。在基线检查时没有抑郁或焦虑症状且报告没有配偶护理责任的女性子集中，我们使用线性回归和逻辑回归来进一步描述新的护理责任与心理健康变化或抑郁或焦虑症发作之间的关系。
我们的最终模型控制了已知或怀疑与护理、抑郁或焦虑症状或两者相关的因素。这些因素包括年龄、1996年的其他照顾责任（父母残疾或生病；其他未明确健康状况的残疾人或病人、儿童或孙子女）、1996年就业、吸烟（1992年和1996年）、慢性病（风湿性关节炎或糖尿病）、，1992年的社会联系水平（由Berkman–Syme社交网络指数衡量25)以及教育水平。我们的最终模型还控制了基线心理健康状态。这种分析方法解决了这样一个问题：“在随访期间，如果一个新的护理者（例如）的初始心理健康状态相同，那么他们是否会像非护理者一样经历同样的心理健康变化（或出现抑郁或焦虑症状的可能性）？”
因为对压力和回报的感知被认为是配偶照顾与抑郁或焦虑症状之间因果关系的因素，所以这些因素不包括在最终的多变量模型中。然而，我们也在1996年提供配偶护理的所有女性组成的子集中测试了与护理相关的压力和奖励与抑郁或焦虑症状之间的独立关联。在该组中，我们使用logistic回归估计了不同压力和报酬水平的女性在1996年出现抑郁和焦虑症状的相对几率。我们控制了1996年的所有护理责任、基线心理健康状况和社会关系基线水平、1992年和1996年的吸烟情况、教育基线水平、基线慢性病和1996年就业情况。
为了评估照顾残疾或患病父母对心理健康的影响，我们对1996年报告至少有一位在世父母的女性（已婚或未婚）重复了上述分析。当与比较相关时，文本中描述了这些分析的结果。
结果
表1总结了协变量的年龄调整分布。该表显示了1992年根据抑郁或焦虑症状的检测结果排除之前和之后，每个护理接触类别中的女性人数。1992年至1996年间停止护理的女性比同龄人更有可能在1992年出现抑郁或焦虑症状。在排除了基线时有抑郁或焦虑症状的女性以及年龄调整后，在研究期间任何时候报告有配偶护理责任的女性在1996年出现症状的可能性大约是无配偶护理责任者的2倍。因此，在研究期间没有为残疾或生病配偶提供护理的女性在1996年的5项心理健康量表平均得分（81.3）高于承担新的（77.0）、继续的（77.5）或以前的（78.9）配偶护理责任的女性，或心理健康状况更好。这些差异的统计意义后来在多元模型中进行了探讨。
表1
-护士健康研究I人群中已婚女性的特征：1992年至1996年因照顾残疾或生病配偶而产生的变化一
| 配偶护理： | 配偶护理： | 配偶护理： | 配偶护理： |
| 1992年第号，1996年第号 | 1992年是，1996年否 | 1992年是的，1996年是的 | 1992年没有，1996年有 |
| （非护理人员） | （前护理人员） | （持续护理者） | （新医务人员） |
| n、 基于1992年抑郁或焦虑症状的排除前 | 36 279 | 726 | 1000 | 1693 |
| 1992年因抑郁或焦虑症状排除在外，%（未调整） | 4.7 | 12.3 | 8.2 | 4.7 |
| 分析中包含的编号 | 34 573 | 638 | 918 | 1613 |
| 年龄，% | | | | |
| 50–54 | 19.8 | 15.5 | 8.9 | 8.5 |
| 55–59 | 23.5 | 17.7 | 13.6 | 13.6 |
| 60–64 | 23.1 | 24.5 | 20.7 | 19.2 |
| 65–69 | 18.4 | 19.9 | 23.2 | 23.1 |
| 70–75 | 15.2 | 22.4 | 33.6 | 35.6 |
| 1992年MHI-5平均得分 | 79.5 | 75.2 | 76 | 78.4 |
| 1996年MHI-5平均得分 | 81.3 | 78.9 | 77.5 | 77 |
| 1992年至1996年MHI-5评分的平均变化（相对于非资助者的变化） | +1.8 (0) | +3.7 (+1.9) | +1.6 (–0.2) | –1.4 (–3.2) |
| 抑郁或焦虑症状，1996年，% | 2.2 | 4.4 | 5 | 4.7 |
| 1996年在外工作，% | 50.6 | 56.1 | 51 | 51.8 |
| 当前吸烟者，1996年，% | 9.8 | 13.5 | 14.1 | 14.1 |
1992年至1996年心理健康的变化
为了描述4年研究期间心理健康的变化，我们首先描述了4组已婚女性的5项心理健康问卷得分的未调整分布：非照顾者、新照顾者、前照顾者和继续照顾者。正如预期的那样，1992年至1996年期间，新的照顾者比任何其他群体的妇女更有可能出现心理健康状况下降的情况。近一半（44%）的新照顾者的5项心理健康量表得分为负，或心理健康下降，而非照顾者为31%，继续照顾者为34%，前照顾者为27%。新照顾者（9%）比非照顾者（4%）、持续照顾者（5%）和前照顾者（5%。
相反，随着时间的推移，只有39%的新照顾者的心理健康得到改善（5项心理健康量表得分更高），而非照顾者为50%，继续照顾者为48%，前照顾者为58%。新的照顾者（1%）很少经历20分或20分以上的实质性改善，但在非照顾者（3%）、继续照顾者（4%）和前照顾者（7%）中更常见。1992年至1996年间，非照料者和持续照料者的心理健康状况发生了类似的变化。
多变量研究结果总结见表2，与上述未调整数据的观察结果一致。在不控制基线心理健康状态的多元线性模型中，我们发现在本研究过程中，没有照顾责任的女性（参照组）平均提高了1.9分。与年龄相关的心理健康改善相比，承担新护理责任的女性的心理健康状况有所下降（调整后的5项心理健康量表平均得分为-1.3）。控制基线心理健康状况后，非照顾者和前照顾者的平均变化为+2.5分，持续照顾者的变化为+0.3分；相比之下，1992年至1996年间，新的护理人员平均损失1.1分。
表2
-1992年至1996年期间配偶照顾状况变化与1996年抑郁或焦虑症状之间关系的心理健康得分平均变化（5项心理健康问卷[MHI-5]）和比值比（ORs）：1992年无抑郁或焦虑症女性的分析
| n个 | 1992年至1996年MHI-5评分的平均变化，未根据基线心理健康进行调整一 | 根据基线心理健康调整后，1992年至1996年MHI-5评分的平均变化b | 1996年抑郁和焦虑症状的OR，调整基线心理健康状态后（95%CI）c（c） | 1996年抑郁和焦虑症状的OR，调整基线心理健康状态后（95%CI）d日 |
| 非配偶照料者 | 34 573 | +1.9 | +2.5 | 参考 | 参考 |
| 前配偶照料者 | 638 | +3.5* | +2.5 | 1.8 (1.1, 2.8) | 1.3 (0.8, 2.1) |
| 继续照顾配偶 | 918 | +1.0** | +0.3*** | 1.9 (1.2, 3.0) | 1.5 (1.0, 2.4) |
| 新的配偶照料者 | 1613 | –1.3*** | –1.1*** | 2.2 (1.7, 2.9) | 2.1 (1.6, 2.8) |
在不控制基线心理健康状态的逻辑模型中，在随访期间的任何时候为残疾配偶提供护理的女性（新的、继续的和以前的照顾者）的抑郁或焦虑症状似乎比非照顾者的抑郁或紧张症状高出约2倍（表2). 然而，1992年提供配偶护理的人群（前护理者和继续护理者）的基线5项心理健康问卷得分低于那些没有基线配偶护理责任的人群（新护理者和非护理者）。调整基线心理健康差异后，只有新的护理者在随访时抑郁或焦虑症状有统计学意义的升高（多变量or=2.1；95%置信区间[CI]=1.6，2.8）。1992年至1996年间，前照顾者的心理健康状况确实有所改善，这是通过线性模型进行评估的，该模型将5项心理健康问卷得分视为一个连续变量。尽管如此，如logistic模型所示，在随访中，前照顾者比非照顾者更有可能出现高水平的抑郁或焦虑症状。
在我们对新配偶照料者心理健康状况的进一步分析中（表3)，我们观察到抑郁或焦虑症状的发生率有明显的增加趋势，每周配偶护理时间承诺增加（β=0.34；P（P）趋势=<.001）。据报道，为残疾或患病配偶提供每周36小时或以上护理的女性在随访时出现抑郁或焦虑症状的可能性几乎是非护理者的6倍（多变量or=5.6；95%CI=3.8，8.3）。平均而言，这些提供大量配偶护理的人在5项心理健康调查中下降了5.1分。相比之下，其他研究人员注意到，最近被解雇或下岗的人平均损失3分。26当我们控制受访者对与护理相关的压力和回报的看法时，花更多时间照顾配偶与出现抑郁或焦虑症状的几率之间的联系减弱了，但仍然很强（or=3.8；95%CI=2.5，5.8）。
表3
-配偶照顾时间承诺与抑郁或焦虑症状相关性的比值比：1992年无抑郁和焦虑症状且无配偶照顾的女性的分析
| 1996年每周零小时护理 | 1996年，每周护理时间为1-8小时 | 1996年每周9至35小时的护理 | 1996年≥36周护理小时 | P（P）用于趋势 |
| n个 | 34 573 | 828 | 404 | 381 | |
| 年龄调整OR | 参考 | 1.3 (0.9, 2.1) | 1.8 (1.0, 3.1) | 5.4 (3.7, 7.9) | < .001 |
| 多元OR一 | 参考 | 1.2 (0.7, 1.9) | 1.5 (0.8, 2.9) | 5.6 (3.8, 8.3) | < .001 |
| 多元OR，控制压力和回报b | 参考 | 1.1 (0.7, 1.8) | 1.3 (0.7, 2.4) | 3.8 (2.5, 5.8) | < .001 |
| 五项心理健康量表得分的调整后平均变化c（c） | +2.5 | +0.9* | −1.3* | −5.1* | < .001 |
我们还观察到，照顾残疾或生病父母的时间越长，出现抑郁或焦虑症状的相对几率越高，两者之间的关系越密切，但这种关系不如照顾配偶的关系强（β=0.17；P（P）趋势=<.01；数据未显示）。每周为残疾或患病父母提供36小时或以上护理的女性患抑郁或焦虑症状的可能性是非护理者的2倍（or=2.0；95%CI=0.9，4.3）。当我们控制了感知到的压力和回报时，对父母的高度照顾与抑郁或焦虑症状之间的相关性降低到不显著（or=1.2；95%CI=0.5,2.7；P（P）趋势=>.5）。
在1996年提供配偶护理的所有女性中，我们使用逻辑回归评估了护理相关压力和报酬与抑郁或焦虑症状之间的独立关系（数据未显示在表中）。我们控制了配偶护理时间承诺、其他护理责任（1996年）、年龄、就业状况（1996年）、社会关系水平（1992年）、教育水平、慢性病（类风湿性关节炎和糖尿病）（以往）和吸烟（1992年和1996年）并发现与护理相关的压力水平与抑郁或焦虑症状密切相关(P（P）趋势=<.001）。与报告称护理工作完全没有压力的女性相比（16.8%），报告称护理压力极大的女性（14.1%）出现抑郁或焦虑症状的可能性约为女性的4倍（or=3.8；95%CI=2.8，5.0）。相比之下，报告高水平护理相关奖励的女性抑郁或焦虑症状的风险降低。与那些报告护理毫无益处的女性（3.4%）相比，那些报告护理非常有益的女性（42.9%）经历抑郁或焦虑症状的可能性要低50%（or=0.5；95%CI=0.4,0.7）。
我们还观察到，在1992年《护士健康研究》数据的横断面分析中，抑郁或焦虑症状在致力于配偶护理（≥36小时/周）且社会关系较少的女性中尤为常见。与没有照顾责任的社会融合女性相比，社会孤立的配偶照顾者患抑郁或焦虑症状的可能性约为12倍（or=11.8；95%CI=4.8，28.9）。在另一项分析中，我们比较了不同就业水平（兼职护理、全职护理、兼职其他职业、全职其他职业或未就业）的女性之间的护理-心理健康关联。护理时间承诺与抑郁或焦虑症状之间的关系在所有就业阶层中都是相似的；配偶护理和父母护理都是如此（数据未显示）。
讨论
在这项针对中老年女性的4年研究中，我们观察到，随着年龄的增长，那些没有提供非正式护理的女性的心理健康状况有所改善。22然而，在研究期间开始照顾配偶的女性的幸福感平均下降，而不是经历与年龄相关的改善。这一下降趋势在那些报告长期参与新的配偶照顾责任的女性中尤为明显。此外，时间承诺与抑郁或焦虑症状风险之间的关系可能不是线性的。我们观察到，每周提供36小时或以上配偶护理的女性的风险显著增加，这表明可能存在一个参与时间阈值，超过该阈值，心理健康受损的可能性会迅速增加。
我们还观察到，抑郁或焦虑症状在新护理人员中比在非护理人员中更常见，每周护理时间承诺越高，出现抑郁或焦虑症状的风险越高。尽管抑郁或焦虑症状在配偶照料者中更为明显，但提供配偶或父母照料者都是如此。控制对护理相关压力和报酬的感知，可以解释配偶护理时间承诺与抑郁或焦虑症状之间的一些关联，也可以解释父母时间承诺与抑郁症或焦虑症状的几乎所有关联。作为比较，我们评估了照顾儿童或孙子（健康或生病，未指定）与抑郁或焦虑症状之间的关系，我们观察到照顾儿童的时间与抑郁或紧张症状风险之间没有关联。照顾孙子的时间承诺与抑郁或焦虑症状风险的小幅度但具有统计学意义的降低相关（数据未显示）。
这项研究基于2个时间点的数据，这使我们排除了基线时有高度抑郁或焦虑症状的女性，并控制了基线时的心理健康状况。然而，我们的随访调查基本上是对先前健康女性的横断面检查，因为护理暴露测量和抑郁或焦虑症状的第二次评估是在1996年同时进行的。虽然1996年患有抑郁或焦虑症状的女性在研究期间出现了突发事件，但我们无法确定新报告的护理责任与新发现的抑郁或焦虑症之间的时间关联。此外，有心理困扰的人可能会系统性地过度报告他们的护理时间承诺，从而膨胀了护理时间与抑郁或焦虑症状之间的联系。未来的研究应该评估心理困扰调查对象的时间使用评估的有效性。
除了上述抽样中的潜在偏差外，护理责任的随机错误分类也可能影响我们的研究结果。护理暴露和心理健康结果都用简单的工具进行了评估，引入了测量误差的可能性以及暴露和结果之间关联的减弱。此外，由于“为残疾或生病的配偶提供护理”的说法可以由受访者自由解释，一些丈夫只有轻微受损的参与者可能报告说，他们提供的配偶护理水平较低（1-8小时），而其他类似参与的女性则选择标记为“0小时”对配偶的照顾。这种错误分类会削弱低水平护理与抑郁或焦虑症状之间的联系。相比之下，我们更有信心的是，报告护理水平较高（每周21–36小时或以上）的女性在提供护理方面确实与参考人群（每周0小时）不同。因此，在考虑到上述系统性和随机错误分类的可能性后，配偶护理与抑郁或焦虑症状之间的真正联系可能位于表3所示的最弱（or=1.2）和最强（or=5.6）点估计值之间的某个连续统中.
排除不健康的女性（即基线时抑郁或焦虑症状水平较高的女性）也可能导致系统性偏见。通过排除患有严重疾病或心理健康受损的女性，我们可能已经从分析中排除了那些最容易受到护理压力影响的女性。同样，护士是训练有素的专业护理人员，面对护理需求可能特别有弹性（尽管我们观察到目前从事护理工作的女性与其他职业的女性相比，护理对心理健康的影响没有差异）。因此，我们可能低估了提供护理与心理健康下降之间的真正联系。这些因素可能会限制我们研究结果的普遍性。
5项心理健康量表已被发现是衡量心理健康和幸福感的有效指标，在大量调查人群中使用是有效的。然而，这种简单的测量方法不适用于临床抑郁症或相关疾病的诊断。确定临床抑郁女性需要临床诊断工具，如诊断面谈表，其使用是一个劳动和资源密集型过程，在像护士健康研究人群这样的大样本中是不切实际的。
发现的临床和社会意义
医疗结果研究数据22表明5项心理健康量表得分较低与经历7项心理健康障碍的可能性增加有关，包括生活不满、抑郁症状、临床抑郁症诊断、自杀意念、门诊、专科或住院精神健康护理的使用。即使将得分最高（100）的参与者与得分接近人群平均值（80）的参与者进行比较，在5项心理健康问卷得分的整个范围内（0-100），也观察到生活满意度和卫生服务资源使用方面的重要差异。这种得分差异对应于被诊断为抑郁症的可能性增加了3倍以上，自杀意念增加了4倍，门诊精神卫生保健使用增加了3倍增。因此，正如我们在新的护理人员和那些对护理时间承诺高的护理人员中观察到的那样，任何5项心理健康量表分布向分数较低的转移都将导致心理健康受损和卫生服务使用的人口负担增加。
非正式护理时间承诺对抑郁或焦虑症状的预测作用
从历史上看，护理研究的一个基本原则是，与护理相关的任务是护理人员负担、压力或抑郁或焦虑症状的基本来源。我们的研究结果提供了证据，证明仅靠任务并不能决定照顾者的健康状况。在这项研究中，尽管照顾残疾配偶和照顾残疾父母应该涉及类似的任务，但同等的配偶和父母照顾时间承诺对抑郁或焦虑症状风险的影响并不相同。因此，我们的研究表明，任务负担可能只是导致护理人员心理痛苦的众多因素之一。未来的前瞻性、基于人群的调查应探讨护理关系的其他特征（例如义务、亲密、冲突、互惠、经济依赖），作为护理者身心健康的潜在决定因素。此外，《护士健康研究》中没有关于护理提供者和接受者的生活安排、护理持续时间、家庭收入和获得有偿支持来源的信息，所有这些都可能导致护理者的心理健康存在显著差异。
在每个护理类别（配偶护理、父母护理）中，较高的护理时间承诺与较高的抑郁或焦虑症状风险之间的关联也值得进一步调查。较高的时间参与度可能代表了几个影响护理者健康和幸福感的未测量变量。例如，每周护理时间的增加可能不仅是完成更多任务的标志，也可能是护理对象健康状况较差的标志，或者是护理者和护理对象之间更频繁的沟通或亲密接触的标志。这些因素可能会导致抑郁或焦虑症状的风险增加，而配偶和父母的照顾时间更长。为了告知成功的长期护理干预措施，未来的研究应探讨护理人员心理健康受损或成功应对的因素。例如，围绕亲人生病或即将死亡的悲伤可能是高度参与的护理人员痛苦的根本原因。在这种情况下，减少护理人员任务的干预措施（例如，临时护理）可能会忽视对应对损失的核心关注，从而无法预防或缓解护理人员的心理困扰。
结论
心理健康下降与身体疾病密切相关，抑郁或焦虑症状对身体、社会和角色损害的影响程度与医学结果研究中调查的8种常见慢性病相同。在其他研究中，抑郁症状还与缺血性心脏病发病风险增加、现有心血管疾病患者预后较差以及住院患者全因死亡率升高有关。27,28
与护理相关的不利健康影响可能对女性产生不成比例的影响，因为70%的非正规护理是由女性提供的，而大多数美国女性在一生中的某个时候都会提供非正规护理。5因此，如果我们的研究结果被复制并推广到这个社会的所有女性，可以预测，美国人口中的很大一部分会面临本文所述的风险。我们必须建立结构，不仅支持老年人和体弱者，而且还支持他们的照顾者。
致谢
这项研究得到了CA40356护士健康研究拨款的支持。
人类参与者保护
护士健康研究的人类受试者批准获得了Brigham&Women’s Hospital的批准。
笔记
卡努西奥写下了提案，进行了分析，并准备了手稿。C.Jones和L.Berkman编辑了手稿，并对提案和分析进行了指导和审查。I.Kawachi和G.A.Colditz获得了资金并收集了数据。E.Rimm帮助完成了上述工作，并帮助C.C.Cannuscio分析和解释了结果。
同行评审
工具书类
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