丁月娥，李 旭

（甘肅衛(wèi)生職業(yè)學(xué)院，甘肅 蘭州 730000）

醫(yī)療行業(yè)是一個(gè)高壓性行業(yè)，其從業(yè)人員每天需要面對(duì)大量的病人及枯燥的工作，他們工作時(shí)的心理極易受到這種工作環(huán)境的影響，產(chǎn)生負(fù)性心理狀態(tài)[1]。工作中醫(yī)護(hù)人員心理健康水平會(huì)直接影響病患的救治過(guò)程，因此醫(yī)護(hù)人員的心理健康是一個(gè)非常值得關(guān)注的問(wèn)題。醫(yī)科高職作為培養(yǎng)未來(lái)醫(yī)護(hù)人員的搖籃之一，如何培養(yǎng)出心理素質(zhì)過(guò)硬、心態(tài)健康的醫(yī)護(hù)人員，這值得進(jìn)行深入的探討。

自我和諧性與心理健康之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系[2]，它指的是個(gè)體為了維護(hù)自尊，經(jīng)常會(huì)對(duì)影響自我價(jià)值的情景或事件進(jìn)行選擇性的知覺(jué)，而這種自我與經(jīng)驗(yàn)之間的不和諧會(huì)使人格產(chǎn)生分離，為了維持自我概念，就會(huì)產(chǎn)生各種各樣的防御反應(yīng)，進(jìn)而產(chǎn)生緊張性情緒及相應(yīng)的心理功能障礙[3]。研究指出，自我和諧性是醫(yī)護(hù)人員非常重要的一種心理品質(zhì)，它的狀態(tài)會(huì)直接影響到其工作表現(xiàn)[4]。作為醫(yī)護(hù)工作者的一個(gè)重要來(lái)源，醫(yī)科高職學(xué)生在學(xué)校期間必須要逐步培養(yǎng)出較高的自我和諧性。然而有研究表明，相對(duì)于大學(xué)生常模，高職學(xué)生的自我和諧水平相對(duì)較低，而且其水平受到了性別、家庭收入和專(zhuān)業(yè)等因素的影響[5]。因此，有效促進(jìn)醫(yī)科高職學(xué)生自我和諧性的發(fā)展，為他們未來(lái)的職業(yè)生涯打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，成為醫(yī)科高職學(xué)校心理教學(xué)的重要任務(wù)之一。

情緒是個(gè)體個(gè)性形成的重要方面，對(duì)它的有效管理能促進(jìn)身心健康。例如，有效的情緒管理可以積極地促進(jìn)包括幸福感、生活滿(mǎn)意度、自尊等在內(nèi)的許多正向心理體驗(yàn)[6-8]。安妍[9]使用情緒啟動(dòng)范式發(fā)現(xiàn)積極情緒能夠促進(jìn)個(gè)體自我和諧水平的提高，消極情緒則產(chǎn)生一定的阻礙作用。該實(shí)驗(yàn)的研究結(jié)果提示，情緒可以作為一個(gè)重要的變量影響個(gè)體的自我和諧水平。與之相似，另有研究表明，個(gè)體情緒調(diào)節(jié)能力與自我和諧性之間存在顯著的正相關(guān)[10]，這從另一個(gè)角度為證明情緒與自我和諧性之間的關(guān)系提供了有效的證據(jù)。

雖然從以上的證據(jù)可以推論出情緒與自我和諧性之間存在某種關(guān)系，但情緒管理能力與自我和諧性之間的具體關(guān)系還有待進(jìn)一步闡明。在王登峰[11]編制的《自我和諧量表》中，分別從自我與經(jīng)驗(yàn)的和諧程度、自我的靈活性與自我的刻板性3個(gè)維度來(lái)刻畫(huà)個(gè)體的自我和諧程度。其中，自我與經(jīng)驗(yàn)的和諧程度體現(xiàn)了對(duì)經(jīng)驗(yàn)期望的合理程度；自我的靈活性反映了自我概念的刻板與僵化程度。由此可以看出，個(gè)體達(dá)到自我和諧的核心路徑是如何調(diào)和自我概念與經(jīng)驗(yàn)之間的不一致，以降低這種不一致所帶來(lái)的緊張。從情緒管理的角度來(lái)看，個(gè)體達(dá)到某種合適的情緒同樣需要對(duì)自我的調(diào)整，這兩者有一定的相似之處。鑒于情緒與自我和諧性之間存在著非常緊密的關(guān)系[9-10]，因此本研究將著重探討個(gè)體情緒管理的能力是否可以有效調(diào)節(jié)其自我和諧性。

1 對(duì)象和方法

1.1 研究對(duì)象

甘肅衛(wèi)生職業(yè)學(xué)院大一21個(gè)班級(jí)的學(xué)生參與了本研究。研究問(wèn)卷由學(xué)校心理健康教師統(tǒng)一隨堂發(fā)放，學(xué)生填寫(xiě)完成后，由代課教師收回并進(jìn)行文件順序編碼，統(tǒng)一匯總成分析數(shù)據(jù)庫(kù)。本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷911份，收回有效問(wèn)卷為903份，有效問(wèn)卷回收率為99.1%。903名被試中，男生占7.6%（69人），女生占92.4%（834人）。所有受測(cè)學(xué)生中，778名來(lái)自農(nóng)村地區(qū)，占總?cè)藬?shù)的86.2%；110人來(lái)自中小城市，占總?cè)藬?shù)的12.2%；15人來(lái)自大城市，只占總?cè)藬?shù)的1.7%。

1.2 變量測(cè)量

自我和諧性采用王登峰[11]編制的《自我和諧量表》進(jìn)行測(cè)量。量表分為自我與經(jīng)驗(yàn)的和諧、自我的靈活性和自我的刻板性3個(gè)維度，不同維度量表的同質(zhì)性信度分別為0.85、0.81和0.64。情緒管理能力通過(guò)王飛飛[12]編制的《大學(xué)生情緒管理能力問(wèn)卷》施測(cè)。問(wèn)卷包含理智控制情緒能力、控制消極發(fā)泄能力、尋求外界支持能力、控制消極暗示能力和積極補(bǔ)救能力5個(gè)維度。總問(wèn)卷同質(zhì)性信度為0.826，分半信度為0.668。

1.3 分析方法

本研究使用SPSS數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)軟件，通過(guò)回歸方法構(gòu)建情緒管理能力對(duì)自我和諧性的路徑模型。首先，本研究計(jì)算了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果；其次，構(gòu)建多個(gè)路徑模型并相互比較；最后，選擇最優(yōu)模型。

2 結(jié)果

2.1 人口學(xué)變量及研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果（見(jiàn)表1）

由表1可以看出，自我和諧量表總分與情緒管理能力總分之間存在著較高程度的負(fù)相關(guān)（r=-0.59，P<0.01）；并且，情緒管理能力各維度與自我和諧性之間也同樣存在較高程度的相關(guān)關(guān)系。其中，理智控制情緒能力與自我和諧量表總分之間存在顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.45，P<0.01）；控制消極發(fā)泄能力與自我和諧量表總分之間存在顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.34，P<0.01）；尋求外界支持能力與自我和諧量表總分之間存在顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.18，P<0.01）；控制消極暗示能力與自我和諧量表總分之間存在顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.52，P<0.01）；積極補(bǔ)救能力與自我和諧量表總分之間存在顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.37，P<0.01）。

表1 變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)（n=903）

2.2 情緒管理能力對(duì)自我和諧性的中介效應(yīng)模型

采用路徑分析完成本模型的假設(shè)檢驗(yàn)，以“情緒管理能力總分”為自變量，因變量為“自我和諧量表總分”，進(jìn)入回歸方程模型。

自變量與因變量的多元相關(guān)系數(shù)R=0.591，調(diào)整后決定系數(shù)R2=0.348。無(wú)法解釋的變異為65.1%，疏離系數(shù)為0.801。見(jiàn)表2。

表2 情緒管理能力對(duì)自我和諧性的中介效應(yīng)模型

情緒管理能力對(duì)自我和諧性的影響達(dá)到顯著性水平。情緒管理能力對(duì)自我和諧性的影響關(guān)系為-0.591（t=-21.974，P<0.01）。見(jiàn)表 3。

表3 情緒管理能力對(duì)自我和諧性的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

為進(jìn)一步驗(yàn)證情緒管理能力對(duì)自我和諧性是否會(huì)受到其他變量中介的影響，將各人口學(xué)變量（性別、生源地、外傾性、健康狀況、體育鍛煉、好朋友、興趣愛(ài)好、參與活動(dòng)）、自我和諧量表總分與情緒管理能力總分帶入回歸方程模型。見(jiàn)表4。

表4 生源地等9個(gè)變量對(duì)自我和諧性影響的回歸模型

表4顯示，9個(gè)自變量與因變量的多元相關(guān)系數(shù)R=0.604，調(diào)整后決定系數(shù)R2=0.358。無(wú)法解釋的變異為64.2%，疏離系數(shù)為0.797。

外傾性、健康狀況和情緒管理能力對(duì)自我和諧性的影響達(dá)到顯著性水平。外傾性對(duì)自我和諧性的影響關(guān)系為-0.081（t=2.841，P<0.01）；健康狀況對(duì)自我和諧性的影響關(guān)系為-0.095（t=-3.414，P<0.01）；情緒管理能力對(duì)自我和諧性的影響關(guān)系為-0.562（t=-19.984，P<0.01）。見(jiàn)表 5。

表5 生源地等9個(gè)變量對(duì)自我和諧性的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

去除不顯著變量重新分析后，結(jié)果見(jiàn)表6~7。外傾性對(duì)自我和諧性的影響關(guān)系為-0.081（t=3.008，P<0.01）；健康狀況對(duì)自我和諧性的影響關(guān)系為-0.094（t=-3.495，P<0.01）；情緒管理能力對(duì)自我和諧性的影響關(guān)系為-0.564（t=-20.743，P<0.01）。

表6 調(diào)整后外傾性等3個(gè)變量對(duì)自我和諧性影響的回歸模型

表7 調(diào)整后外傾性等3個(gè)變量對(duì)自我和諧性的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

改變后路徑模型經(jīng)分析顯示（見(jiàn)表8），添加外傾性和健康狀況兩個(gè)變量之后，決定系數(shù)R2的改變量為0.015，決定系數(shù)R2改變顯著（P<0.01）。說(shuō)明外傾性、健康狀況與情緒管理能力共同影響個(gè)體的自我和諧性。

表8 模型比較

為進(jìn)一步驗(yàn)證情緒管理能力是否會(huì)以外傾性和健康狀況為中介變量對(duì)自我和諧性產(chǎn)生影響，分別構(gòu)建情緒管理能力對(duì)外傾性和健康狀況影響的回歸模型。

結(jié)果顯示，情緒管理能力與外傾性的多元相關(guān)系數(shù)R=0.120，調(diào)整后決定系數(shù)R2=0.013。無(wú)法解釋的變異為98.7%，疏離系數(shù)為0.993。見(jiàn)表9。

表9 情緒管理能力對(duì)外傾性影響的回歸模型

情緒管理能力對(duì)外傾性的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)及其顯著性見(jiàn)表10。外傾性對(duì)自我和諧性的影響關(guān)系為-0.120（t=3.614，P<0.01）。

表10 情緒管理能力對(duì)外傾性的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

情緒管理能力與健康狀況的多元相關(guān)系數(shù)R=0.177，調(diào)整后決定系數(shù)R2=0.030。無(wú)法解釋的變異為96.9%，疏離系數(shù)為0.984。見(jiàn)表11。

表11 情緒管理能力對(duì)健康狀況影響的回歸模型

情緒管理能力對(duì)健康狀況的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)及其顯著性見(jiàn)表12。健康狀況對(duì)自我和諧性的影響關(guān)系為-0.177（t=5.396，P<0.01）。

表12 情緒管理能力對(duì)健康狀況的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

依據(jù)數(shù)據(jù)里變量間標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)可以得知，各自變量對(duì)因變量的直接效果值：外傾性對(duì)自我和諧性的標(biāo)準(zhǔn)化直接效果值（簡(jiǎn)稱(chēng)為直接效果值）為0.081；健康狀況對(duì)自我和諧性的直接效果值為-0.094；情緒管理能力對(duì)自我和諧性的直接效果值為-0.564；情緒管理能力對(duì)外傾性的直接效果值為-0.120；情緒管理能力對(duì)健康狀態(tài)的直接效果值為0.177。路徑分析模型圖中的5條路徑系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)均達(dá)顯著水平。情緒管理能力對(duì)自我和諧性的間接效果值等于0.027，總效果值為直接效果值的絕對(duì)值加上間接效果值的絕對(duì)值，為0.591，見(jiàn)圖1。

3 分析

圖1 情緒管理能力、外傾性和健康狀況影響自我和諧性的路徑模型

本研究以路徑分析探討了甘肅衛(wèi)生職業(yè)學(xué)院學(xué)生的情緒管理能力及其各維度對(duì)自我和諧性及其各維度的影響。大量的研究顯示，高情緒管理能力者會(huì)有更好的心理健康狀態(tài)[13-14]。在Rogers[3]的理論中，心理健康狀態(tài)的核心是自我和諧性程度。因此，個(gè)體的情緒管理能力從理論上會(huì)對(duì)自我和諧性有顯著影響（P＜0.01）。并且現(xiàn)有的研究也證明了情緒與自我和諧性之間有非常密切的關(guān)系[9-10]。本研究的結(jié)果從正面證明了個(gè)體的情緒管理能力越強(qiáng)，個(gè)體的自我和諧程度就越高。進(jìn)一步綜合本研究結(jié)果，具有以下理論和實(shí)踐貢獻(xiàn)。

3.1 情緒管理能力直接影響自我和諧性

本研究通過(guò)路徑模型明確了情緒管理能力與自我和諧性之間的關(guān)系，情緒管理能力對(duì)自我和諧性有直接的調(diào)控作用，加強(qiáng)個(gè)體的情緒管理能力有助于自我和諧性的提高。大量的研究表明，較高的情緒管理能力有助于降低個(gè)體的焦慮情緒[15-16]，進(jìn)而達(dá)到更高的自我和諧程度[16]。此外，由于高情緒管理能力的學(xué)生能更好地適應(yīng)新的校園生活[17]，將自我融入現(xiàn)有的環(huán)境中去，這可能也正是情緒管理能力能直接影響自我和諧性的重要原因。

3.2 情緒管理能力以健康狀況、外傾性為中介，間接影響自我和諧性

除了情緒管理能力對(duì)自我和諧性的直接影響，本研究還發(fā)現(xiàn)情緒管理能力可以通過(guò)健康狀況和外傾性作為中介，間接地影響個(gè)體的自我和諧性。個(gè)體良好的健康狀況是其更好地認(rèn)同自我的前提。在一定時(shí)期內(nèi)情緒的起伏，會(huì)在某種程度上影響個(gè)體的健康狀況，因此如果能較好地把控自我的情緒，則更有利于個(gè)體的健康。研究證明，通過(guò)訓(xùn)練個(gè)體的情緒管理能力，個(gè)體的健康狀況得到了顯著的提高[18]。本研究中發(fā)現(xiàn)的健康狀況作為中介變量，將情緒管理能力的作用傳導(dǎo)至自我和諧性中，正好與這種解釋相互印證。此外，內(nèi)、外傾性同樣與個(gè)體的心理健康有密切的關(guān)系。外傾個(gè)體不但可以體驗(yàn)到更多的正性情緒，而且對(duì)正性刺激有更為強(qiáng)烈的愉悅體驗(yàn)和情緒反應(yīng)[19]。高情緒管理能力通常使個(gè)體能更好地處理與外界交流時(shí)產(chǎn)生的孤僻、缺乏自信、易害羞、冷漠等負(fù)性變化，進(jìn)而產(chǎn)生進(jìn)一步與外界交流的興趣。而與外界的廣泛交流更有利于每一個(gè)人達(dá)到客觀的自我認(rèn)識(shí)，使自我認(rèn)識(shí)與客觀世界活動(dòng)中的經(jīng)驗(yàn)達(dá)成和諧統(tǒng)一。本研究發(fā)現(xiàn)，外傾性作為中介變量，影響情緒管理能力對(duì)自我和諧性的調(diào)控為這個(gè)觀點(diǎn)提供了初步的證據(jù)。

本研究通過(guò)路徑分析的方法探索了情緒管理能力與自我和諧性之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)情緒管理能力可以直接影響或通過(guò)健康狀況和外傾性間接影響自我和諧性。該結(jié)果說(shuō)明了情緒管理能力的提高是個(gè)體自我和諧性的一個(gè)重要來(lái)源，這提示了在未來(lái)醫(yī)科高職學(xué)校的心理健康課程中需要增加相應(yīng)的、有關(guān)如何提高情緒管理能力的課程，以此進(jìn)一步提高學(xué)生的自我和諧水平，為未來(lái)成為更好的醫(yī)務(wù)工作者打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。