鄒偉能，陳建飛，葉亦盛，陳超億，謝平茹，鄭澤豪，馮占春，馮 達(dá)

1華中科技大學(xué)同濟(jì)醫(yī)學(xué)院醫(yī)藥衛(wèi)生管理學(xué)院，湖北武漢，430030；2華中科技大學(xué)同濟(jì)醫(yī)學(xué)院藥學(xué)院，湖北武漢，430030

聯(lián)合國(guó)教科文組織認(rèn)為，學(xué)會(huì)如何與他人相處是大學(xué)生的4個(gè)學(xué)習(xí)目標(biāo)之一。因此，在人際交往中，關(guān)注大學(xué)生人際關(guān)系健康發(fā)展十分重要。人際關(guān)系是影響大學(xué)生心理健康的重要因素，與主觀幸福感呈正相關(guān)[1]。人際關(guān)系困擾是指?jìng)€(gè)體因人際關(guān)系感到痛苦并阻止自身在社會(huì)關(guān)系中適當(dāng)發(fā)揮作用的問(wèn)題[2]。在人際交往時(shí)，大學(xué)生在家庭背景、生活習(xí)慣、價(jià)值觀念等方面存在差異，會(huì)產(chǎn)生人際關(guān)系困擾[3]。在一項(xiàng)來(lái)自全國(guó)11982名大學(xué)生的情感素質(zhì)調(diào)查中，大學(xué)生與同學(xué)的關(guān)系較不融洽甚至很不融洽的比例為77.6%[4]。醫(yī)學(xué)生學(xué)業(yè)壓力較大，容易出現(xiàn)人際關(guān)系困擾[5]，提高醫(yī)學(xué)生處理人際關(guān)系困擾的能力有助于促進(jìn)醫(yī)患和諧溝通。家庭背景包括有形資源和無(wú)形資源兩種類(lèi)型，具體是指家庭對(duì)社會(huì)資源的占有情況，由經(jīng)濟(jì)、文化和組織資源組成，通?？煞譃槿鮿?shì)、中等、優(yōu)勢(shì)家庭3種[6]。人際認(rèn)知是個(gè)體對(duì)自我、他人及人與人之間關(guān)系的認(rèn)知[7]。不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況的大學(xué)生人際認(rèn)知水平存在顯著差異[8]，家庭背景好的學(xué)生人際認(rèn)知水平更高，而人際認(rèn)知偏差是引發(fā)人際關(guān)系困擾的危險(xiǎn)因素。因此，本研究假設(shè)家庭背景可能通過(guò)影響人際認(rèn)知水平從而影響人際關(guān)系困擾程度。目前研究大多局限于家庭背景對(duì)大學(xué)生人際關(guān)系產(chǎn)生的影響[9-10]，較少探究家庭背景影響人際關(guān)系的作用路徑與影響大小。本研究提出研究假設(shè)：家庭背景既直接影響醫(yī)學(xué)生的人際關(guān)系困擾，又通過(guò)人際認(rèn)知間接影響人際關(guān)系困擾，即人際認(rèn)知在家庭背景與人際關(guān)系困擾之間有中介作用。

1 資料來(lái)源與方法

1.1 資料來(lái)源

于2020年12月，采用分層隨機(jī)抽樣方法，在選修“公共關(guān)系與人際交往”公選課的臨床醫(yī)學(xué)、藥學(xué)、管理學(xué)等專(zhuān)業(yè)的學(xué)生中按年級(jí)、專(zhuān)業(yè)進(jìn)行分層后等比例進(jìn)行隨機(jī)抽樣。課后召集抽樣學(xué)生通過(guò)問(wèn)卷星平臺(tái)填寫(xiě)調(diào)查問(wèn)卷，由任課教師監(jiān)督現(xiàn)場(chǎng)與答疑解惑。調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷550份，回收問(wèn)卷543份，剔除“重復(fù)作答”“規(guī)律作答”“回答選項(xiàng)前后邏輯不符”等無(wú)效問(wèn)卷，最終得到有效問(wèn)卷521份，問(wèn)卷有效回收率為94.72%。

1.2 研究工具

調(diào)查問(wèn)卷分為4個(gè)部分：人口學(xué)基本信息調(diào)查表(包括性別、生源地、家庭年收入水平等)，人際交往的影響因素調(diào)查表(包括個(gè)人偏好交往方式、父母學(xué)歷、職業(yè)等)，以及人際交往認(rèn)知量表和人際關(guān)系綜合診斷量表，并對(duì)兩個(gè)量表進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)。

1.2.1 人際交往認(rèn)知量表。廖海霞根據(jù)《人際關(guān)系心理學(xué)》中個(gè)體對(duì)自我、他人及人與人之間的關(guān)系的認(rèn)知定義[7]，編制人際交往認(rèn)知量表[11]。該量表包括自我認(rèn)知、他人認(rèn)知、關(guān)系認(rèn)知3個(gè)維度，共12個(gè)條目，采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，從不符合到符合依次計(jì)1-5分，各維度認(rèn)知情況采用量表得分平均值衡量，總分得分越高表示人際認(rèn)知水平越高。量表的Cronbach's alpha為0.783，KMO檢驗(yàn)值為0.736，Bartlett檢驗(yàn)值的顯著性水平小于0.05，結(jié)構(gòu)效度較好。

1.2.2 人際關(guān)系綜合診斷量表。該量表由鄭日昌編制[12]，評(píng)價(jià)個(gè)人在交談、人際與交友、待人接物、與異性交往4個(gè)方面的困擾程度，每個(gè)維度各有7個(gè)條目共28題，調(diào)查對(duì)象作“是”“否”回答分別計(jì)1或0分，總分范圍為0-28分，得分越高說(shuō)明大學(xué)生的人際關(guān)系困擾程度越高。人際關(guān)系困擾程度分類(lèi)依據(jù)為：無(wú)人際關(guān)系困擾(0-8分)、輕度困擾(9-14分)、較嚴(yán)重困擾(15-28分)。量表的Cronbach's alpha為0.883，KMO檢驗(yàn)值為0.736，Bartlett檢驗(yàn)值的顯著性水平小于0.05，結(jié)構(gòu)效度較好。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 23.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、單因素方差分析、非參數(shù)檢驗(yàn)、相關(guān)分析、中介效應(yīng)分析，以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。針對(duì)問(wèn)卷和量表可能存在的共同方法偏差，采用Harman單因素因子分析[13]。量表?xiàng)l目無(wú)旋轉(zhuǎn)的主成分因子分析結(jié)果顯示，特征根大于1的因子數(shù)量為15個(gè)，第一個(gè)公因子的方差解釋率為13.9%，小于一般規(guī)定的40%，因此認(rèn)為本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

由于家庭背景分層變量為有序多分類(lèi)變量，本研究進(jìn)行多組等級(jí)資料的Kruskal-Wallis秩和檢驗(yàn)，探究不同家庭背景層次的樣本人際關(guān)系困擾嚴(yán)重程度是否具有差異?；诹勘淼梅志鶠檫B續(xù)變量，將變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后，插入PROCESS 3.4.1宏程序至SPSS 23.0軟件，運(yùn)用模型4進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)[14]，采用Bootstrap法抽取5000個(gè)Bootstrap樣本估計(jì)效應(yīng)值的置信區(qū)間。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象基本情況

本研究共調(diào)查醫(yī)學(xué)生521人，其中男性246人(47.22%)，女性275人(52.78%)；生源地在農(nóng)村的有204人(39.16%)，在城市的有317人(60.84%)；專(zhuān)業(yè)為臨床醫(yī)學(xué)的有175人(33.59%)，藥學(xué)的有143人(27.45%)，其他(包括公共衛(wèi)生、衛(wèi)生管理等)的有203人(38.96%)。由表1可知，人際關(guān)系困擾得分中位數(shù)為9.00，表明醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系存在一定困擾，各困擾程度所占比例為無(wú)人際關(guān)系困擾(48.94%)、輕度困擾(36.28%)、嚴(yán)重困擾(14.78%)。人際認(rèn)知得分平均值3.34，該醫(yī)學(xué)院學(xué)生人際認(rèn)知為中等水平，具體表現(xiàn)為自我認(rèn)知水平中等，大多數(shù)學(xué)生具備較強(qiáng)的自我認(rèn)同感；由他人的形象、行為表現(xiàn)、地域等形成的他人認(rèn)知水平處于較低水平，對(duì)他人認(rèn)知可能會(huì)出現(xiàn)偏差；關(guān)系認(rèn)知得分較高表明學(xué)生能處理好人際關(guān)系，交友動(dòng)機(jī)比較純粹。

2.2 醫(yī)學(xué)生人際認(rèn)知和人際關(guān)系困擾的影響因素分析

單因素分析結(jié)果表明不同家庭年收入、專(zhuān)業(yè)的醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系困擾與人際認(rèn)知水平得分差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。事后多重比較顯示，家庭年收入各區(qū)間的人際關(guān)系困擾得分均存在差異、其他專(zhuān)業(yè)與臨床醫(yī)學(xué)、藥學(xué)的人際關(guān)系困擾得分存在差異。不同生源地學(xué)生的人際認(rèn)知得分有顯著性差異，來(lái)自城市的學(xué)生人際認(rèn)知水平高于來(lái)自農(nóng)村的學(xué)生(P<0.01)。偏愛(ài)網(wǎng)上交流的學(xué)生人際關(guān)系困擾程度更高；男生在與異性交往上的困擾程度顯著高于女生(P<0.05)。見(jiàn)表1。

表1 醫(yī)學(xué)生人際認(rèn)知、人際關(guān)系困擾得分的單因素分析

2.3 醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系困擾在不同家庭背景上的差異分析

參照既往研究，以父母最高學(xué)歷、父母職業(yè)、家庭年收入水平為指標(biāo)衡量家庭背景[12]。對(duì)家庭背景的3個(gè)指標(biāo)計(jì)分，父母最高學(xué)歷初中及以下、職業(yè)為務(wù)農(nóng)或務(wù)工、家庭年收入水平<5萬(wàn)元的各計(jì)1分；父母最高學(xué)歷高中，職業(yè)為專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員、商業(yè)服務(wù)人員、個(gè)體工商戶(hù)、事業(yè)單位辦事人員、軍人，家庭年收入水平5-15萬(wàn)元的各計(jì)2分；父母最高學(xué)歷本科及以上，職業(yè)為國(guó)家機(jī)關(guān)、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位負(fù)責(zé)人，家庭年收入水平15萬(wàn)元以上的各計(jì)3分。調(diào)查對(duì)象在家庭背景總得分3-4分的為弱勢(shì)家庭、5-7分的為中等家庭、8-9分的為優(yōu)勢(shì)家庭。此外，原中等家庭若存在家庭年收入<5萬(wàn)元的統(tǒng)一納入弱勢(shì)家庭(優(yōu)勢(shì)家庭無(wú)此現(xiàn)象)。秩和檢驗(yàn)結(jié)果顯示，來(lái)自3類(lèi)家庭背景的學(xué)生困擾程度的比例秩和檢驗(yàn)P<0.001，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。醫(yī)學(xué)生人際交往關(guān)系困擾程度存在家庭背景差異，可將樣本分為弱勢(shì)、中等、優(yōu)勢(shì)3個(gè)家庭。見(jiàn)表2。

表2 不同家庭背景的學(xué)生人際交往關(guān)系困擾程度的差異 n(%)

2.4 各變量間的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果表明，家庭背景與人際認(rèn)知呈顯著正相關(guān)，與人際關(guān)系困擾、交談、人際與交友、與異性交往呈顯著負(fù)相關(guān)(P<0.01)，與待人接物相關(guān)不顯著(P>0.05)；人際認(rèn)知水平與人際關(guān)系困擾及其4個(gè)指標(biāo)呈顯著負(fù)相關(guān)(P<0.01)。見(jiàn)表3。

表3 各變量間的相關(guān)分析

2.5 人際認(rèn)知在醫(yī)學(xué)生家庭背景、人際關(guān)系困擾間的中介作用分析

人際關(guān)系困擾與家庭背景、人際認(rèn)知呈顯著負(fù)相關(guān)(P<0.01)，提示可能存在中介效應(yīng)。中介效應(yīng)分析結(jié)果顯示，家庭背景→人際認(rèn)知→人際關(guān)系困擾路徑的95%CI不包含0，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；家庭背景對(duì)人際關(guān)系困擾的總效應(yīng)值為-0.23，直接效應(yīng)值為-0.18，中介效應(yīng)為-0.05，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的21.74%。見(jiàn)表4。根據(jù)分析結(jié)果繪制出人際認(rèn)知中介模型。見(jiàn)圖1。

圖1 醫(yī)學(xué)生人際認(rèn)知中介模型

表4 醫(yī)學(xué)生人際認(rèn)知在家庭背景和人際關(guān)系困擾之間的中介效應(yīng)及檢驗(yàn)

3 討論

3.1 醫(yī)學(xué)生存在一定程度的人際關(guān)系困擾

調(diào)查結(jié)果顯示，醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系困擾檢出率為51.06%，人際關(guān)系困擾得分中位數(shù)為9分，存在一定程度的人際關(guān)系困擾。本研究調(diào)查的醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系困擾檢出率與國(guó)內(nèi)學(xué)者同期研究中醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系困擾檢出率(53.70%)較為接近[15]，略高于綜合性高校大學(xué)生人際關(guān)系困擾檢出率(47.64%)[16]。此外，對(duì)比以往研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)[17]，醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系困擾的嚴(yán)重情況有所上升，與大學(xué)生心理發(fā)展滯后、學(xué)校專(zhuān)注學(xué)業(yè)能力培養(yǎng)、家庭背景存在差異、社會(huì)多元文化沖突具有一定關(guān)系[18]。此外，學(xué)習(xí)生活環(huán)境也是醫(yī)學(xué)生產(chǎn)生人際關(guān)系困擾的影響因素[17]。醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系困擾4個(gè)方面的嚴(yán)重程度排序?yàn)椋航浑H>交談>與異性交往>待人接物，這與韓美玲等的研究結(jié)果一致[19]。根據(jù)量表?xiàng)l目與現(xiàn)實(shí)場(chǎng)景，人際關(guān)系困擾中交際維度帶來(lái)的困擾最重的原因是其涉及的方面更廣，主要測(cè)量個(gè)人的社交場(chǎng)合反應(yīng)、外貌評(píng)價(jià)和交往感受帶來(lái)的困擾，這些方面帶來(lái)的負(fù)面評(píng)價(jià)更易使個(gè)體產(chǎn)生社交焦慮，進(jìn)而發(fā)生人際關(guān)系困擾[20]；交談維度涉及傾聽(tīng)與表達(dá)的表現(xiàn)，溝通能力不足導(dǎo)致的語(yǔ)言誤解容易導(dǎo)致人際關(guān)系緊張[21]；醫(yī)學(xué)生在與異性交往和待人接物維度表現(xiàn)較好的原因可能是青少年心理發(fā)育較以往更早成熟，社會(huì)風(fēng)氣對(duì)于男女關(guān)系觀念更加平和自由，個(gè)體與異性交往的主觀能動(dòng)性增強(qiáng)[22]；此外，我國(guó)“有朋自遠(yuǎn)方來(lái)，不亦樂(lè)乎”的交往美學(xué)源遠(yuǎn)流長(zhǎng)，家庭注重培養(yǎng)孩子的社交禮儀，以禮待客刻在每一個(gè)國(guó)民心中。因此，醫(yī)學(xué)生基本能夠掌握待人接物的技巧，避免困擾發(fā)生。

綜上，醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系相比以前更加錯(cuò)綜復(fù)雜，人際關(guān)系困擾情況有待改善， 且人際關(guān)系困擾與抑郁等不良心理健康狀態(tài)高度相關(guān)[23]，亟待多方關(guān)注與干預(yù)。具體而言，學(xué)校在進(jìn)行人際關(guān)系困擾干預(yù)時(shí)，應(yīng)首要關(guān)注學(xué)生交際與交談能力的訓(xùn)練。其次，偏好網(wǎng)上交談而不是面對(duì)面交流的學(xué)生人際關(guān)系困擾得分更高，提示交往主體存在“身體-身份”的缺場(chǎng)[24]，即網(wǎng)上聊天過(guò)程中缺失了身體語(yǔ)言表達(dá)與身份認(rèn)同，導(dǎo)致語(yǔ)言信息不被理解或誤解，加劇人際關(guān)系困擾。因此，學(xué)校應(yīng)提倡現(xiàn)實(shí)生活的人際交往，以輔導(dǎo)員為樞紐、專(zhuān)業(yè)班級(jí)為堡壘、趣味活動(dòng)與體育活動(dòng)為抓手，加強(qiáng)校園文化建設(shè)。同時(shí)，針對(duì)男生在與異性交往的困擾程度比女生高的現(xiàn)狀，應(yīng)舉辦與異性交往相關(guān)的心理健康講座加以干預(yù)。

3.2 醫(yī)學(xué)生家庭背景、人際認(rèn)知與人際關(guān)系困擾密切相關(guān)

本研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)學(xué)生家庭背景、人際認(rèn)知與人際關(guān)系困擾呈顯著負(fù)相關(guān)，能夠負(fù)向預(yù)測(cè)人際關(guān)系困擾程度。家庭背景越好的醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系困擾程度越輕，這與既往研究結(jié)論一致[25]。根據(jù)家庭投資理論，家庭良好的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位能夠?yàn)樽优峁┹^多的發(fā)展成本，從而幫助子女的發(fā)展[26]。不同階層的家庭占有社會(huì)資源的比例不同，家庭中資本的代際傳遞形成“馬太效應(yīng)”。優(yōu)勢(shì)家庭的父母具備豐富的社會(huì)經(jīng)驗(yàn)，更注重子女的生活保障與心理支持，能夠?yàn)樽优鉀Q人際關(guān)系困擾出謀劃策。此外，家庭溫暖、溝通方式良好、父母采用包容與引導(dǎo)教育模式的家庭教養(yǎng)方式下的大學(xué)生人際交往能力較強(qiáng)[27]。這一結(jié)果提示，家庭背景除了家庭年收入等“硬資源”以外，良好的家庭教養(yǎng)氛圍等“軟資源”也有利于緩解醫(yī)學(xué)生人際關(guān)系困擾。家庭背景能夠影響醫(yī)學(xué)生人際認(rèn)知水平，且人際認(rèn)知影響人際關(guān)系困擾的能力較強(qiáng)，改善醫(yī)學(xué)生的人際認(rèn)知水平是值得關(guān)注的方向。引導(dǎo)醫(yī)學(xué)生構(gòu)建正確的人際認(rèn)知，有利于形成和諧的人際關(guān)系。其次，國(guó)家在頂層設(shè)計(jì)上的完善，學(xué)校在資助政策與大學(xué)生心理咨詢(xún)、心理健康干預(yù)等措施的有力執(zhí)行，有助于醫(yī)學(xué)生在人際關(guān)系困擾方面減輕原生家庭的影響。學(xué)校作為學(xué)生主要的管理方，通過(guò)加強(qiáng)醫(yī)學(xué)生人際交往心理學(xué)知識(shí)、社交禮儀知識(shí)的學(xué)習(xí)，專(zhuān)注提高醫(yī)學(xué)生的人際認(rèn)知水平從而改善人際關(guān)系困擾的做法大有可為。

3.3人際認(rèn)知在醫(yī)學(xué)生家庭背景和人際關(guān)系困擾間起中介作用

本研究構(gòu)建了“家庭背景→人際認(rèn)知→人際關(guān)系困擾”的影響路徑，證實(shí)了醫(yī)學(xué)生人際認(rèn)知在家庭背景與人際關(guān)系困擾之間起到中介作用，這與以往研究結(jié)論一致[28]?？赡艿脑蚴轻t(yī)學(xué)生在家庭年收入水平、父母職業(yè)、父母最高學(xué)歷等家庭背景的影響下，首先塑造了關(guān)于自我認(rèn)知、他人認(rèn)知、關(guān)系認(rèn)知的人際認(rèn)知。研究表明，大學(xué)生人際困擾主要由人際認(rèn)知、情感和行為3種心理因素構(gòu)成[29]。人際認(rèn)知影響了人際行為的發(fā)生，人際行為導(dǎo)致人際關(guān)系困擾。因此，人際關(guān)系困擾的產(chǎn)生與個(gè)人的行為與認(rèn)知相關(guān)。其中，原生家庭功能能夠負(fù)向預(yù)測(cè)認(rèn)知偏差[30]。處于優(yōu)勢(shì)家庭的醫(yī)學(xué)生在人際交往時(shí)比較自信、人際交往能力較高。然而，弱勢(shì)家庭的醫(yī)學(xué)生往往容易陷入人際交往困境。在遭遇不適宜的人際交往場(chǎng)景時(shí)，人際認(rèn)知水平對(duì)人際關(guān)系困擾起到負(fù)向影響的作用，即人際認(rèn)知水平較高的醫(yī)學(xué)生能夠在心理和行為上減少刺激事件帶來(lái)的消極影響。因此，盡管醫(yī)學(xué)生家庭背景通過(guò)人際認(rèn)知水平影響人際關(guān)系困擾，但是多方可以重視醫(yī)學(xué)生人際認(rèn)知水平的提高，從而緩解其原生家庭導(dǎo)致的不良影響。

基于以上研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)院校層面需加強(qiáng)學(xué)生人際關(guān)系困擾的動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)與心理干預(yù)，重點(diǎn)關(guān)注弱勢(shì)家庭的醫(yī)學(xué)生。從理論層面，學(xué)?？杉訌?qiáng)醫(yī)學(xué)生心理知識(shí)學(xué)習(xí)，加大健康教育力度，克服家庭背景帶來(lái)的人際認(rèn)知缺陷，完善關(guān)于自我、他人、關(guān)系的認(rèn)知理念構(gòu)建，提高人際認(rèn)知水平。從實(shí)踐層面，學(xué)校要繼續(xù)大力推行保障醫(yī)學(xué)生學(xué)習(xí)生活的資助政策；建設(shè)良好校園環(huán)境，創(chuàng)造舒適的人際交往場(chǎng)所；多樣化舉辦科研競(jìng)賽、體育活動(dòng)、社團(tuán)組織，從團(tuán)體輔導(dǎo)、心理拓展活動(dòng)等方面著手搭建學(xué)生人際交往平臺(tái)；建立“宿舍舍長(zhǎng)/班干部-輔導(dǎo)員-心理咨詢(xún)中心”的三級(jí)人際沖突干預(yù)機(jī)制，及時(shí)控制人際關(guān)系困擾產(chǎn)生的不良后果。