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。
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%。
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。
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。
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)
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。
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)。
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。
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)。