鄧 洵 龍思邑 沈依琳 趙歡歡 賀 雯

共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患競爭受害感的影響及其機(jī)制*

鄧 洵1龍思邑2沈依琳1趙歡歡1賀 雯1

(1上海師范大學(xué)教育學(xué)院, 上海 200234) (2攀枝花學(xué)院就業(yè)指導(dǎo)中心, 四川 攀枝花 617000)

本研究基于共同內(nèi)群體認(rèn)同模型, 以醫(yī)務(wù)人員和患者及家屬為研究對象, 考察了共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患競爭受害感的影響及機(jī)制。預(yù)研究通過問卷調(diào)查證明了醫(yī)患群體間存在競爭受害感; 實(shí)驗(yàn)1采用共同內(nèi)群體認(rèn)同的操作范式, 發(fā)現(xiàn)共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠有效減少醫(yī)患雙方的競爭受害感; 實(shí)驗(yàn)2A進(jìn)一步發(fā)現(xiàn), 權(quán)力需要在醫(yī)方和患方共同內(nèi)群體認(rèn)同和競爭受害感之間起中介作用, 而道德需要的中介作用不顯著。實(shí)驗(yàn)2B采用更接近社會現(xiàn)實(shí)情境的重新范疇化范式, 結(jié)果顯示共同內(nèi)群體認(rèn)同的主效應(yīng)不顯著, 但與群體身份的交互作用顯著, 僅醫(yī)方權(quán)力需要的中介路徑成立。本研究揭示了共同內(nèi)群體認(rèn)同不僅能夠直接降低醫(yī)患雙方的競爭受害感, 而且可以通過減少權(quán)力需要進(jìn)一步降低競爭受害感, 從群際角度為緩和醫(yī)患之間的緊張關(guān)系提供了新的視角。

醫(yī)患關(guān)系, 競爭受害感, 共同內(nèi)群體認(rèn)同, 權(quán)力需要, 道德需要

1 引言

和諧醫(yī)患關(guān)系是保障醫(yī)療活動順利開展的基礎(chǔ), 也是構(gòu)建和諧社會的重要組成部分。然而, 隨著醫(yī)改政策的不斷推進(jìn), 在醫(yī)療環(huán)境不斷改善和醫(yī)療水平逐步提高的同時, 我國的醫(yī)患關(guān)系卻日益緊張, 不良醫(yī)患關(guān)系引發(fā)的醫(yī)患沖突事件屢見不鮮(殷璐等, 2019)。如何加強(qiáng)醫(yī)患雙方之間的認(rèn)同, 緩解醫(yī)患之間的矛盾, 推動和諧醫(yī)患關(guān)系的發(fā)展和建立成為了社會各界關(guān)注的焦點(diǎn)。有研究者認(rèn)為, 面對醫(yī)患沖突, 醫(yī)患雙方都會產(chǎn)生競爭受害感(Competitive Victimhood) (艾娟, 2018), 即群體成員認(rèn)為自己所在的群體是沖突中的最大受害者, 并有策略地突出自己受到的傷害來證明自己的最大受害者身份, 以獲得第三方的同情和支持, 減少自己在群際沖突中的責(zé)任(Noor et al., 2012)。但目前仍缺乏更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證研究檢驗(yàn)醫(yī)患之間的競爭受害感及其潛在影響因素和作用機(jī)制。

1.1 競爭受害感

競爭受害感是一種普遍存在于群際沖突情境下的心理現(xiàn)象(Young & Sullivan, 2016), 群體之間一旦產(chǎn)生沖突, 群體成員會認(rèn)為內(nèi)群體相較于外群體遭受到了更大的折磨和痛苦, 力圖證明內(nèi)群體是群體沖突中的最大受害者, 不愿接觸外群體也不愿嘗試寬恕與和解, 且可以通過代際傳遞成為群體文化的一部分(Lupu & Peisakhin, 2017; Noor et al., 2012; Vollhardt & Bilali, 2015)。其產(chǎn)生有兩個基礎(chǔ), 首先是群體之間存在社會資源的不平等, 群體雙方產(chǎn)生了相互競爭的傾向; 其次是對沖突事件中受害者身份的感知(Noor et al., 2008), 即競爭受害感是建立在人的主觀認(rèn)知和體驗(yàn)上, 而不是苦難本身的客觀嚴(yán)重程度, 強(qiáng)調(diào)社會對受害者身份的承認(rèn)(de Guissmé & Licata, 2017)。

目前, 尚無對醫(yī)患間競爭受害感的實(shí)證研究, 但已有學(xué)者指出醫(yī)患沖突會使雙方產(chǎn)生競爭受害感, 醫(yī)方有可能強(qiáng)調(diào)患方在醫(yī)患沖突中對自己造成的傷害以及心理壓力(降海蕊等, 2022), 從而感知到群體受害者身份(汪新建等, 2016); 而患者作為疾病的承擔(dān)者, 有可能強(qiáng)調(diào)醫(yī)療資源的不平等、醫(yī)方診療行為的不恰當(dāng)、態(tài)度的冷漠, 從而也參與受害者競爭(艾娟, 2018)。競爭受害感使醫(yī)患雙方對對方群體產(chǎn)生消極的刻板印象, 即使并沒有親身遭遇過醫(yī)患沖突, 也會在醫(yī)患互動中擔(dān)心對方做出傷害自己的行為, 醫(yī)患信任遭到破壞。

因此, 有必要探索有效的干預(yù)手段, 降低醫(yī)患間的競爭受害感, 促進(jìn)醫(yī)患群體加強(qiáng)交流并就以往的矛盾達(dá)成和解, 從而減少醫(yī)患沖突、改善醫(yī)患關(guān)系。部分學(xué)者針對此問題做了研究, 如Noor等人(2012)提出增加有效的群際接觸可以有效降低群際競爭受害感, 即使是替代性的間接接觸(如想象接觸)也有同樣的效果(王珊珊, 2016), Adelman等人(2016)發(fā)現(xiàn)在報(bào)道中運(yùn)用包容性的敘事方式也可以有效降低競爭受害感, 此外, 增進(jìn)群際的共情和理解, 建立起共同的身份認(rèn)同也是降低競爭受害感的有效措施(Shnabel et al., 2013)。在我國的醫(yī)療實(shí)踐中, 已有進(jìn)行類似建立共同內(nèi)群體認(rèn)同的嘗試, 如羅佳等人(2016)讓曾患乳腺癌并治愈的護(hù)士參與乳腺癌患者的術(shù)前安撫, 通過建立醫(yī)患雙重身份共情顯著改善了患者的心理狀態(tài), 由此可以推斷, 建立共同內(nèi)群體認(rèn)同的干預(yù)措施適用于我國的醫(yī)患群體。然而該方法要求醫(yī)務(wù)人員要與患者有相同的病癥, 很難進(jìn)行推廣, 因此有必要探尋更具有可行性的醫(yī)患共同群體身份建立方式。

1.2 共同內(nèi)群體認(rèn)同與競爭受害感

共同內(nèi)群體認(rèn)同模型(Common Ingroup Identity Model, CIIM)提出, 通過重新構(gòu)建社會身份, 改變對群體邊界的認(rèn)知, 使沖突群體成員構(gòu)建出共同的上位身份, 從“我們”和“他們”的分類轉(zhuǎn)向更具有包容性的“我們”的分類, 發(fā)展出新的共同內(nèi)群體認(rèn)同, 且出于內(nèi)群體偏好, 群體成員對自己群體的積極情感和偏好也可能擴(kuò)展到了共同的內(nèi)群體, 不再關(guān)注于當(dāng)前亞群體之間的沖突, 從而改善對外群體的態(tài)度(Gaertner & Dovidio, 2009)。這有助于減少消極刻板印象和群際偏見(Brochu et al., 2020), 以及因群際沖突產(chǎn)生的憤怒情緒(Dovidio et al., 2016), 使群際關(guān)系更加和諧。而對共同內(nèi)群體認(rèn)同的啟動主要是構(gòu)建一個共同的上位群體身份, 如當(dāng)猶太人被鼓勵將自己和德國人看作一個上位群體(人類)時, 他們更愿意原諒德國人(Wohl & Branscombe, 2005)。當(dāng)美國黑人和美國拉丁裔啟動上位群體認(rèn)同(美國人)時, 對外群體的憤怒情緒降低(Ufkes et al., 2016)。同樣, Riek等人(2010)的研究也發(fā)現(xiàn), 當(dāng)美國黑人和白人啟動上位群體認(rèn)同(美國人)時, 對外群體消極的刻板印象和群際焦慮減少。

根據(jù)CIIM模型, 建立共同的內(nèi)群體認(rèn)同有助于群體間態(tài)度的緩和以及競爭受害感的消除。例如, Shnabel等人(2013)發(fā)現(xiàn)在猶太人和巴勒斯坦人間啟動共同的上位身份認(rèn)同后, 可以同時滿足雙方的精神訴求, 從而增進(jìn)接觸, 降低競爭受害感并達(dá)成和解; Andrighetto等人(2012)發(fā)現(xiàn), 塞爾維亞人和科索沃人可以通過增進(jìn)接觸和建立共同內(nèi)群體認(rèn)同來降低競爭受害感, 且該過程是通過增加對外群體的觀點(diǎn)采擇和信任實(shí)現(xiàn)的。雖然以上研究關(guān)注的沖突類型都屬于戰(zhàn)爭和民族沖突, 但仍可以從中得到啟發(fā)——如此激烈的群體沖突中產(chǎn)生的競爭受害感都可以通過建立共同的上位群體身份而得到減少, 那么對于我國的醫(yī)患群體而言, 該策略是否也可能有效呢？相比于戰(zhàn)爭和民族沖突, 醫(yī)患之間的沖突大多由相互不理解和工作或看病壓力等心理因素誘發(fā), 其和解可能不太需要實(shí)質(zhì)性的利益讓步, 僅僅是心理層面的干預(yù)就可能會有不錯的效果。換言之, 減少醫(yī)患群體間的競爭受害感對改善醫(yī)患關(guān)系可能有重要的意義。此外, 中華文化倡導(dǎo)以和為貴, 天下大同, 建立共同內(nèi)群體認(rèn)同的策略也可能更容易被我國醫(yī)患群體所接受。綜上所述, 本研究探索共同內(nèi)群體認(rèn)同的啟動對醫(yī)患間競爭受害感的影響, 即在啟動了醫(yī)患共同的上位身份——醫(yī)患雙方作為人類共同對抗疾病的身份后(姚冰洋等, 2021), 可能會降低醫(yī)患間的競爭受害感。由此, 提出研究假設(shè)1：共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠減少醫(yī)患雙方的競爭受害感。

1.3 權(quán)力需要和道德需要的中介作用

Nadler和Shnabel (2015)基于需要模型(The Need?Based Model) (SimanTov-Nachlieli et al., 2013)提出, 權(quán)力需要和道德需要是沖突雙方參與受害者競爭的基本需求。弱勢群體在群際沖突中失去了地位, 獲得較少資源, 通過突出受害者身份, 可能會獲得社會的補(bǔ)償和權(quán)力的賦予, 故表現(xiàn)出更多的權(quán)力需求(Kahalon et al., 2019; Solomon & Martin, 2019)。而優(yōu)勢群體往往表現(xiàn)出更多的道德需求, 人們往往持有一種刻板印象, 認(rèn)為優(yōu)勢群體往往是不道德的、腐敗的或冷酷的(Fiske et al., 2002), 而弱勢群體往往是無辜的、高道德的(Branscombe et al., 2015), 所以優(yōu)勢群體希望通過競爭受害者身份以恢復(fù)其道德形象, 獲得社會認(rèn)同以及第三方的同情和支持, 并為群體采取暴力政策對抗敵對群體提供正當(dāng)?shù)睦碛?Bar-Tal et al., 2009; Belavadi & Hogg, 2018; SimanTov-Nachliel et al., 2013)。

以上理論也可應(yīng)用于醫(yī)患情境中, 且醫(yī)患雙方地位具有雙重性, 雙方都既有優(yōu)勢的一面又有弱勢的一面。從患方的角度出發(fā), 醫(yī)方有更多的機(jī)會可以更便捷地獲得醫(yī)療資源, 自己處于劣勢地位, 而劣勢群體會渴望擁有權(quán)力以改善地位(Solomon & Martin, 2019), 并且在自身權(quán)力需要得到滿足時, 患方會有更積極的情緒體驗(yàn)(徐簡, 2020), 因此患方有在診療過程中獲得更多權(quán)力的動機(jī)。同時, 在新聞報(bào)道中, 患方更多是以“傷醫(yī)者”的身份出現(xiàn)(周宏, 郝志梅, 2019), 因此有恢復(fù)其道德形象的需求, 以獲得同情和社會支持。另有調(diào)查顯示, 醫(yī)方群體也對自身權(quán)力現(xiàn)狀不太滿意, 對醫(yī)患權(quán)力互動的前景不樂觀(全鵬, 劉瑞明, 2016), 患方對權(quán)力需要的增加使醫(yī)方的權(quán)力受到了威脅, 削弱了他們在就診過程中的主導(dǎo)地位, 所以醫(yī)方也有掌握更多治療主導(dǎo)權(quán)的動機(jī)。此外, 醫(yī)患沖突中公眾對醫(yī)方形成了專業(yè)技術(shù)不足、過度診療、態(tài)度冷漠的刻板印象, 對醫(yī)方的道德水平持懷疑態(tài)度, 所以醫(yī)方也有恢復(fù)其道德形象的需求(呂小康等, 2019)。因此, 有必要同時檢驗(yàn)醫(yī)患雙方權(quán)力和道德需要在競爭受害感產(chǎn)生中所起的作用。

此外, 研究證明共同內(nèi)群體認(rèn)同也能夠減少群體雙方的權(quán)力需要和道德需要(Nadler & Shnabel, 2015; Shnabel et al., 2013)。在建立起共同內(nèi)群體認(rèn)同后, 醫(yī)方和患方能更清楚地認(rèn)識到雙方都是對抗疾病的重要組成部分, 而疾病才是共同敵人, 醫(yī)患雙方都希望能夠使病人恢復(fù)健康, 戰(zhàn)勝病魔, 這有利于醫(yī)患之間的平等合作。一方面, 建立共同內(nèi)群體認(rèn)同后醫(yī)患群體會傾向于尊重對方, 承認(rèn)對方在醫(yī)療中的影響力和自主意識, 從而降低雙方對醫(yī)療權(quán)力的需要; 另一方面, 共同內(nèi)群體認(rèn)同意味著群體間的和解, 雙方將減少對另一方道德形象的詆毀, 那么醫(yī)患雙方的道德需要也會相應(yīng)地減少(Nadler & Shnabel, 2015; SimanTov-Nachlieli et al., 2013)。綜上所述, 提出假設(shè)2：權(quán)力需要和道德需要在共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感的影響中起中介作用。

本研究以醫(yī)方和患方作為研究對象, 在預(yù)研究基礎(chǔ)上通過3個實(shí)驗(yàn)對假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證, 預(yù)研究通過向上海和四川3所醫(yī)院的醫(yī)務(wù)人員和患者及家屬發(fā)放競爭受害感問卷, 探討醫(yī)患間是否存在競爭受害感。實(shí)驗(yàn)1探究共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感的直接效應(yīng)。實(shí)驗(yàn)2A以及實(shí)驗(yàn)2B在實(shí)驗(yàn)1的基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步探究權(quán)力需要和道德需要是否在共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患雙方競爭受害感的效應(yīng)中起到中介作用。

2 預(yù)研究：醫(yī)患間競爭受害感

2.1 目的

目前, 學(xué)界尚未有研究直接針對醫(yī)患群體的競爭受害感。因此, 本預(yù)研究使用Noor等人(2008)編制的競爭受害感問卷, 測量醫(yī)患雙方是否存在競爭受害感, 以及兩者間是否有差異。

2.2 方法

2.2.1 被試

本預(yù)研究招募被試265人, 其中上海和四川3所醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員127人, 其中男性52人, 女性75人, 平均年齡為36.23 ± 9.65歲, 作為醫(yī)方的研究對象; 患者及患者家屬138人, 其中男性65人, 女性73人, 平均年齡為37.36 ± 13.91歲, 作為患方研究對象。因疫情原因無法進(jìn)入住院部, 故所有研究對象都來自醫(yī)院的門診部, 患者及家屬在門診大廳和候診區(qū)填寫紙質(zhì)問卷, 醫(yī)務(wù)人員在診療室和休息室填寫紙質(zhì)問卷。采取自愿參與原則, 并在研究結(jié)束后, 贈予小禮物以表示感謝。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)材料

(1)競爭受害感問卷

根據(jù)Noor等人(2008)編制的問卷改編, 使其適用于醫(yī)患情境, 共有5個項(xiàng)目, 并根據(jù)被試所屬群體改變主語, 如：“在醫(yī)患沖突中, 患者及家屬受到的傷害比醫(yī)務(wù)人員大”, “在醫(yī)患沖突中, 和患者及家屬得到的關(guān)注相比, 醫(yī)務(wù)人員的遭遇沒有受到應(yīng)有的關(guān)注”, 采用7點(diǎn)計(jì)分, 從1(非常不同意)到7(非常同意)。取5個項(xiàng)目得分的平均數(shù)作為競爭受害感得分, 分?jǐn)?shù)越高, 表明被試的競爭受害感越強(qiáng)。將得分與中值比較, 高于中值則說明存在競爭受害感(Noor et al., 2008)。本預(yù)研究中競爭受害感問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α為0.69。

2.3 結(jié)果

通過單樣本檢驗(yàn)考察醫(yī)患雙方競爭受害感與中值4的差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 醫(yī)方群體競爭受害感(= 5.60,= 1.00)顯著高于中值4,(126)= 18.02,< 0.001?；挤饺后w競爭受害感(= 4.61,= 0.94)顯著高于中值4,(137)= 7.66,< 0.001。說明醫(yī)患雙方均存在競爭受害感。通過獨(dú)立樣本檢驗(yàn)考察醫(yī)患雙方競爭受害感的差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 醫(yī)方群體的競爭受害感顯著高于患方群體,(263)= 8.26,< 0.001, Cohen’s= 1.02。

2.4 討論

預(yù)研究的結(jié)果證明醫(yī)患之間存在競爭受害感,下面的實(shí)驗(yàn)將討論如何減少醫(yī)患間的競爭受害感及其心理機(jī)制。根據(jù)共同內(nèi)群體認(rèn)同模型, 當(dāng)沖突雙方群體建立起與群體沖突身份相關(guān)的共同內(nèi)群體認(rèn)同時, 可以降低其競爭受害感(Shnabel et al., 2013)。因此, 實(shí)驗(yàn)1探討共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患間競爭受害感的影響。

3 實(shí)驗(yàn)1：醫(yī)患雙方共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感的影響

3.1 目的

預(yù)研究的結(jié)果表明, 醫(yī)患雙方存在競爭受害感。因此, 實(shí)驗(yàn)1在此基礎(chǔ)上, 探究共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患雙方競爭受害感的影響。

3.2 方法

3.2.1 被試

通過G*power3.1計(jì)算實(shí)驗(yàn)所需被試量。以2 (群體身份：醫(yī)方vs.患方) × 2 (群體認(rèn)同啟動：共同內(nèi)群體認(rèn)同組vs.控制組)的被試間方差分析作為統(tǒng)計(jì)方法, 設(shè)置參數(shù)中等效應(yīng)量= 0.35, 顯著性水平α = 0.05, 統(tǒng)計(jì)功效1 ? β = 0.85, 計(jì)算得到至少需要樣本總量105人, 每組27人, 最終招募176人作為研究對象。

選取上海和四川3所醫(yī)院的醫(yī)務(wù)人員共90人作為醫(yī)方研究對象, 以及患者和患者家屬共86人作為患方研究對象。在醫(yī)患兩個群體中, 隨機(jī)將被試分配到共同內(nèi)群體認(rèn)同組和控制組, 其中, 醫(yī)方共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動組共45人, 男性25人, 女性20人, 平均年齡為31.93 ± 8.87歲; 患方共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動組共45人, 男性21人, 女性24人, 平均年齡為35.38 ± 9.96歲; 醫(yī)方控制組共45人, 男性24人, 女性21人, 平均年齡為33.16 ± 7.12歲; 患方控制組共41人, 男性20人, 女性21人, 平均年齡為32.61 ± 10.05歲。

3.2.2 實(shí)驗(yàn)材料及程序

(1)競爭受害感問卷

同預(yù)研究, 本實(shí)驗(yàn)中競爭受害感問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.68。

(2)共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動

根據(jù)Shnabel等人(2013)的研究進(jìn)行改編, 共同內(nèi)群體認(rèn)同條件下的被試閱讀一則文本, 描述醫(yī)患雙方是對抗疾病的共同群體, 都是抗擊疾病不可缺少的重要力量; 控制條件的被試閱讀一則與醫(yī)患沖突及醫(yī)患身份無關(guān)的科普文本, 兩則文本字?jǐn)?shù)都在200字左右。材料編制后請醫(yī)學(xué)專家對材料的合理性以及準(zhǔn)確性進(jìn)行評估并加以修改, 確定文本后, 邀請了11名心理學(xué)研究生對材料進(jìn)行評定, 結(jié)果表明兩則材料的熟悉性、喚醒度, 效價均無顯著差異。

(3)實(shí)驗(yàn)程序

采用2 (群體身份：醫(yī)方vs.患方) × 2 (群體認(rèn)同啟動：共同內(nèi)群體認(rèn)同組vs.控制組)的被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 因變量為競爭受害感問卷得分。首先, 將被試隨機(jī)分配進(jìn)到控制組和共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動組, 閱讀相應(yīng)的文本內(nèi)容。隨后, 檢驗(yàn)兩組的啟動效應(yīng)。讓被試回答兩個根據(jù)Noor等人(2008)的共同內(nèi)群體認(rèn)同問卷改編的項(xiàng)目如“醫(yī)方和患方共同構(gòu)成了人類抗擊疾病的群體。我也屬于這一群體”, “同屬于抗擊疾病群體, 我為此感到自豪”, 采用7點(diǎn)記分, 取2個項(xiàng)目得分的平均數(shù)作為衡量指標(biāo)。然后, 讓被試填寫競爭受害感問卷。實(shí)驗(yàn)結(jié)束之后, 向所有被試發(fā)放小禮品以致感謝, 同時, 為了避免沖突材料帶來的消極影響, 向被試告知材料的非真實(shí)性。

3.3 結(jié)果與分析

3.3.1 共同內(nèi)群體認(rèn)同的操縱檢驗(yàn)

通過獨(dú)立樣本檢驗(yàn)考察醫(yī)患雙方實(shí)驗(yàn)組與控制組之間共同內(nèi)群體認(rèn)同的差異, 醫(yī)方群體實(shí)驗(yàn)組的共同內(nèi)群體認(rèn)同得分(= 6.51,= 0.62)顯著高于控制組(= 5.52,= 1.60),(88)= 3.86,< 0.001, Cohen’s= 0.82, 患方群體實(shí)驗(yàn)組(= 6.47,= 0.63)的共同內(nèi)群體認(rèn)同得分也顯著高于控制組(= 5.89,= 1.15),(84)= 2.92,0.005, Cohen’s= 0.63。這表明醫(yī)患雙方的共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動是有效的。

3.3.2 共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患競爭受害感的影響

以醫(yī)患雙方競爭受害感作為因變量, 進(jìn)行2 (群體身份：醫(yī)方vs.患方) × 2 (群體認(rèn)同啟動：共同內(nèi)群體認(rèn)同組vs.控制組)的方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 群體身份的主效應(yīng)顯著,(1, 172) = 5.89,= 0.016, ηp2= 0.033, 醫(yī)方的競爭受害感(= 5.03,= 0.82)顯著高于患方(= 4.67,= 1.11),= 0.004, 95% CI= [0.18, 0.96]; 共同內(nèi)群體認(rèn)同的主效應(yīng)顯著,(1, 172) = 16.58,< 0.001, ηp2= 0.088, 共同內(nèi)群體認(rèn)同組的競爭受害感(= 4.58,0.93)顯著低于控制組(= 5.15,= 0.96),< 0.001, 95% CI= [0.45, 1.20]; 群體身份和共同內(nèi)群體認(rèn)同兩者的交互作用不顯著,(1, 172) = 2.66,= 0.105。

3.4 討論

實(shí)驗(yàn)1通過啟動共同內(nèi)群體認(rèn)同, 對醫(yī)患雙方被試的競爭受害感進(jìn)行測量, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)共同內(nèi)群體認(rèn)同組的競爭受害感顯著低于控制組, 這說明共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠有效減少醫(yī)患雙方的競爭受害感?；谛枰哪Ｐ吞岢? 權(quán)力需要和道德需要是競爭受害感的產(chǎn)生基礎(chǔ), 權(quán)力需要和道德需要越高, 競爭受害感越強(qiáng)(Nadler & Shnabel, 2015)。所以在實(shí)驗(yàn)2A中將進(jìn)一步討論其中的機(jī)制, 檢驗(yàn)權(quán)力需要和道德需要在共同內(nèi)群體認(rèn)同影響競爭受害感中的作用。

4 實(shí)驗(yàn)2A：權(quán)力需要和道德需要的中介效應(yīng)分析

4.1 方法

4.1.1 被試

通過G*power3.1確定實(shí)驗(yàn)所需被試量, 參數(shù)設(shè)置與實(shí)驗(yàn)1一致, 計(jì)算得到至少需要樣本總量105人, 每組27人, 最終招募147人作為研究對象。

選取來自上海和四川3所醫(yī)院的醫(yī)務(wù)人員共71人作為醫(yī)方研究對象, 以及患者和患者家屬共76人作為患方研究對象, 患方去除問卷得分超過平均數(shù)±3個標(biāo)準(zhǔn)差的極端值3人, 剩余73人。在醫(yī)患兩個群體中, 隨機(jī)將被試分配到共同內(nèi)群體認(rèn)同組和控制組, 其中, 醫(yī)方共同內(nèi)群體啟動組共36人, 男性14人, 女性22人, 平均年齡為30.58 ± 5.39歲; 患方共同內(nèi)群體啟動組共37人, 男性18人, 女性19人, 平均年齡為31.00 ± 7.24歲; 醫(yī)方控制組共35人, 男性14人, 女性21人, 平均年齡為29.57 ± 4.71歲; 患方控制組共36人, 男性18人, 女性18人, 平均年齡為33.83 ± 7.97歲。

4.1.2 材料和程序

(1)競爭受害感問卷

同預(yù)研究, 本實(shí)驗(yàn)中競爭受害感問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.62。

(2)權(quán)力需要問卷

根據(jù)Shnabel和Nadler (2008)的量表進(jìn)行改編, 使其適用于醫(yī)患情境。共有4個項(xiàng)目來檢驗(yàn)被試對權(quán)力的需要(如：我希望患者/醫(yī)務(wù)人員能對就診過程有更多的影響)。采用7點(diǎn)記分, 從1 (非常不同意)到7 (非常同意)。取4個項(xiàng)目得分的平均數(shù)計(jì)分。本實(shí)驗(yàn)中權(quán)力需要問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.78。

(3)道德需要問卷

根據(jù)Shnabel和Nadler (2008)的量表進(jìn)行改編, 使其適用于醫(yī)患情境。共有4個項(xiàng)目來檢驗(yàn)被試對道德的需要(如：我希望醫(yī)務(wù)人員/患者知道我的行為不是無緣無故的)。采用7點(diǎn)記分, 從1 (非常不同意)到7 (非常同意)。取4個項(xiàng)目得分的平均數(shù)計(jì)分。本實(shí)驗(yàn)中道德需要問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.84。

程序與實(shí)驗(yàn)1基本一致, 被試完成共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動或控制后, 依次完成權(quán)力需要問卷、道德需要問卷和競爭受害感問卷。

4.2 結(jié)果與分析

4.2.1 共同內(nèi)群體認(rèn)同的操縱檢驗(yàn)

通過獨(dú)立樣本檢驗(yàn)考察醫(yī)患雙方實(shí)驗(yàn)組與控制組之間共同內(nèi)群體認(rèn)同的差異, 醫(yī)方群體實(shí)驗(yàn)組的共同內(nèi)群體認(rèn)同得分(= 6.71,= 0.50)顯著高于控制組(= 5.20,= 1.48),(69)= 5.80,< 0.001, Cohen’s= 1.37, 患方群體實(shí)驗(yàn)組(= 6.05,= 1.03)的共同內(nèi)群體認(rèn)同得分也顯著高于控制組(= 4.96,= 1.29),(71)=4.01,0.001, Cohen’s= 0.93。這表明醫(yī)患雙方的共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動是有效的。

4.2.2 醫(yī)患雙方競爭受害感、權(quán)力需要和道德需要的方差分析

對醫(yī)患雙方競爭受害感進(jìn)行2 (群體身份：醫(yī)方vs.患方) × 2 (群體認(rèn)同啟動：共同內(nèi)群體認(rèn)同組vs.控制組)的方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 群體身份的主效應(yīng)顯著,(1, 140) = 7.96,= 0.005, ηp2= 0.054, 醫(yī)方(= 5.12,= 1.04)的競爭受害感顯著高于患方(= 4.67,= 0.98),= 0.016, 95% CI= [?1.00, ?0.10]; 共同內(nèi)群體認(rèn)同的主效應(yīng)顯著,(1, 140) = 13.54,< 0.001, ηp2= 0.088, 共同內(nèi)群體組的競爭受害感(= 4.60,0.92)顯著低于控制組(= 5.19,= 1.06),= 0.032, 95% CI= [0.04, 0.95]; 群體身份和共同內(nèi)群體認(rèn)同兩者的交互作用不顯著,(1, 140) = 0.36,= 0.552。

對醫(yī)患雙方權(quán)力需要進(jìn)行2 (群體身份：醫(yī)方vs.患方) × 2 (群體認(rèn)同啟動：共同內(nèi)群體認(rèn)同組vs.控制組)的方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 群體身份的主效應(yīng)顯著,(1, 140) = 12.80,< 0.001, ηp2= 0.084, 醫(yī)方(= 5.54,= 0.95)的權(quán)力需要顯著高于患方(= 4.06,= 1.04),= 0.022, 95% CI= [?0.97, ?0.08]; 共同內(nèi)群體認(rèn)同的主效應(yīng)顯著,(1, 140) = 11.89,= 0.001, ηp2= 0.078, 共同內(nèi)群體啟動組的權(quán)力需要(= 4.97,= 1.00)顯著低于控制組(= 5.52,= 0.99),= 0.009, 95% CI= [0.15, 1.06]。群體身份和共同內(nèi)群體認(rèn)同兩者的交互作用不顯著,(1, 140) = 0.11,= 0.738。

對醫(yī)患雙方道德需要進(jìn)行2 (群體身份：醫(yī)方vs.患方) × 2 (群體認(rèn)同啟動：共同內(nèi)群體認(rèn)同組vs.控制組)進(jìn)行方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 群體身份的主效應(yīng)顯著,(1, 140) = 39.05,< 0.001, ηp2= 0.218, 醫(yī)方(= 6.42,= 0.67)的道德需要顯著高于患方(= 5.60,= 0.87)< 0.001, 95% CI= [?1.19, ?0.47]; 共同內(nèi)群體認(rèn)同的主效應(yīng)不顯著,(1, 140) = 0.03,= 0.853。群體身份和共同內(nèi)群體認(rèn)同兩者的交互作用不顯著,(1, 140) = 0.01,= 0.919。

以上結(jié)果表明, 與控制組條件相比, 共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠有效降低醫(yī)患雙方的競爭受害感以及權(quán)力需要, 但對被試道德需要的效果不顯著。

4.2.3 權(quán)力需要和道德需要的中介效應(yīng)

(1)各變量間的相關(guān)分析

本實(shí)驗(yàn)中, 所考察的醫(yī)患雙方各變量之間的相關(guān)如表1所示, 醫(yī)患雙方共同內(nèi)群體認(rèn)同、權(quán)力需要和競爭受害感之間的相關(guān)顯著, 而共同內(nèi)群體認(rèn)同與道德需要的相關(guān)不顯著, 因此需探討權(quán)力需要在共同內(nèi)群體認(rèn)同和競爭受害感之間的中介效應(yīng)(溫忠麟, 葉寶娟, 2014)。但為了更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)仳?yàn)證本研究的假設(shè), 將醫(yī)患雙方的道德需要也納入回歸方程中進(jìn)行雙重中介分析。

表1 醫(yī)方(患方)共同內(nèi)群體認(rèn)同、權(quán)力需要、道德需要和競爭受害感的相關(guān)

注：*表示< 0.05, **表示< 0.01, ***表示< 0.001

(2)權(quán)力需要和道德需要的雙重中介作用分析

通過PROCESS Model 4進(jìn)行分析(Hayes, 2013), 分別考察醫(yī)患雙方共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感的影響中權(quán)力需要和道德需要的中介作用。在本實(shí)驗(yàn)中, 共同內(nèi)群體認(rèn)同的不同操縱(共同內(nèi)群體認(rèn)同組、控制組)被編碼為1、0, 1代表共同內(nèi)群體認(rèn)同組, 0代表控制組。

醫(yī)方雙重中介分析結(jié)果如圖1所示, 其中權(quán)力需要的中介效應(yīng)顯著, 估計(jì)值為?0.23, 95% CI = [?0.52, ?0.06], 道德需要的中介效應(yīng)不顯著, 估計(jì)值為0.006, 95% CI = [?0.05, 0.08]。共同內(nèi)群體認(rèn)同對權(quán)力需要有顯著的預(yù)測作用, β = ?0.64,= 0.006, 以競爭受害感為因變量, 共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感有顯著的預(yù)測作用, β = ?0.48,= 0.042, 權(quán)力需要對競爭受害感有顯著的預(yù)測作用, β= 0.36,= 0.003。而當(dāng)權(quán)力需要和道德需要加入回歸方程之后, 共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感的預(yù)測作用不再顯著, β= ?0.26,= 0.273, 說明權(quán)力需要在醫(yī)方共同內(nèi)群體認(rèn)同和競爭受害感之間起中介作用。

患方雙重中介分析結(jié)果如圖1所示, 括號中數(shù)字為患方路徑系數(shù), 其中權(quán)力需要的中介效應(yīng)顯著, 估計(jì)值為?0.25, 95% CI = [?0.55, ?0.01], 道德需要的中介效應(yīng)不顯著, 估計(jì)值為0.002, 95% CI = [?0.10, 0.10]。共同內(nèi)群體認(rèn)同對權(quán)力需要有顯著的預(yù)測作用, β = ?0.48,= 0.040, 以競爭受害感為因變量, 共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感有顯著的預(yù)測作用, β = ?0.70,= 0.002, 權(quán)力需要對競爭受害感也有顯著的預(yù)測作用, β= 0.52,< 0.001。而當(dāng)權(quán)力需要和道德需要加入回歸方程之后, 共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感仍然有顯著的預(yù)測作用, β= ?0.46,= 0.014, 說明權(quán)力需要在患方共同內(nèi)群體認(rèn)同和競爭受害感之間起中介作用。

圖1 醫(yī)方(患方)權(quán)力需要和道德需要的雙重中介作用圖

注：*表示< 0.05, **表示< 0.01, ***表示< 0.001

(3)中介模型的跨組比較

通過AMOS對以上中介模型進(jìn)行了多群組路徑分析, 分別檢驗(yàn)醫(yī)患雙方中介模型各個路徑系數(shù)的差異, 結(jié)果見表2, 各條路徑參數(shù)間差異的臨界比值絕對值均小于1.96, 說明群體身份并不調(diào)節(jié)該中介模型。

表2 中介模型在醫(yī)方和患方群體間的路徑系數(shù)差異比較

4.3 討論

實(shí)驗(yàn)2A探討了共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患間競爭受害感的影響中權(quán)力需要和道德需要的中介作用。結(jié)果表明, 共同內(nèi)群體認(rèn)同可以有效降低醫(yī)患雙方的競爭受害感, 這與實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果一致; 權(quán)力需要在醫(yī)方和患方共同內(nèi)群體認(rèn)同與競爭受害感之間起到中介作用, 這揭示了權(quán)力需要可能是共同對抗疾病群體認(rèn)同與醫(yī)患雙方競爭受害感的潛在機(jī)制。權(quán)力需要的降低和共同內(nèi)群體認(rèn)同都減少了醫(yī)患間競爭受害感, 并且共同內(nèi)群體認(rèn)同在減少競爭受害感的同時, 減少了權(quán)力需要, 這與前人提出的理論模型相呼應(yīng)(Nadler & Shnabel, 2015; SimanTov-Nachlieli et al., 2013)。然而道德需要的中介作用不顯著。

5 實(shí)驗(yàn)2B：重新范疇化范式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.1 目的

實(shí)驗(yàn)2A的結(jié)果表明, 建立共同內(nèi)群體認(rèn)同可以通過減少醫(yī)患群體的權(quán)力需要來降低雙方的競爭受害感, 但仍有必要通過不同的方法再次檢驗(yàn)其作用機(jī)制。因此, 實(shí)驗(yàn)2B采用更接近社會現(xiàn)實(shí)情境的重新范疇化范式, 讓醫(yī)患兩個群體直接交流, 啟動醫(yī)患雙方的共同內(nèi)群體認(rèn)同, 以檢驗(yàn)中介模型的穩(wěn)健性。

5.2 方法

5.2.1 被試

通過G*power 3.1確定實(shí)驗(yàn)所需被試量, 設(shè)置參數(shù)與實(shí)驗(yàn)2A一致, 計(jì)算得到至少需要樣本總量105人。最終選取被試108人, 每種實(shí)驗(yàn)條件下27人。通過騰訊會議軟件進(jìn)行線上實(shí)驗(yàn)。

選取上海某兩所高校的醫(yī)學(xué)或護(hù)理學(xué)專業(yè)且有過醫(yī)院實(shí)習(xí)經(jīng)歷的大學(xué)生為醫(yī)方研究對象, 以及非醫(yī)學(xué)相關(guān)專業(yè)且近半年有過就醫(yī)經(jīng)歷的大學(xué)生作為患方研究對象。在醫(yī)患兩個群體中, 隨機(jī)將被試分配到共同內(nèi)群體認(rèn)同組和控制組, 其中, 醫(yī)方共同內(nèi)群體啟動組27人, 男性6人, 女性21人, 平均年齡22.56 ± 1.22歲; 患方共同內(nèi)群體啟動組27人, 男性7人, 女性20人, 平均年齡22.70 ± 2.69歲; 醫(yī)方控制組27人, 男性7人, 女性20人, 平均年齡22.70 ± 1.17歲; 患方控制組27人, 男性6人, 女性21人, 平均年齡20.63 ± 1.71歲。

5.2.2 材料和程序

(1)競爭受害感問卷

同預(yù)研究, 本實(shí)驗(yàn)中競爭受害感問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.72。

(2)權(quán)力需要問卷

同實(shí)驗(yàn)2A, 本實(shí)驗(yàn)中權(quán)力需要問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.80。

(3)道德需要問卷

同實(shí)驗(yàn)2A, 本實(shí)驗(yàn)中道德需要問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.84。

(4)共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動

參考梁芳美等人(2020)使用的重新范疇化范式(Recategorization)啟動不同民族被試的共同內(nèi)群體認(rèn)同的方法, 即兩個小組討論寒冬野外生存問題, 并通過控制討論形式、小組名稱和虛擬背景圖片異同以操縱醫(yī)患雙方的共同內(nèi)群體認(rèn)同。

(5)實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)準(zhǔn)備階段：邀請12名有實(shí)驗(yàn)經(jīng)驗(yàn)的心理學(xué)研究生參與預(yù)研究, 根據(jù)他們的建議對線上實(shí)驗(yàn)的組織形式和流程進(jìn)行了調(diào)整。

正式試驗(yàn)階段：把醫(yī)患雙方被試隨機(jī)編入到36個小組中, 每組3人且所屬群體身份一致, 每次實(shí)驗(yàn)由醫(yī)方和患方各一個3人小組共6人共同參與。

群體建立階段：利用騰訊會議完成線上實(shí)驗(yàn), 兩組被試和兩名主試進(jìn)入到會議室, 使用騰訊會議的分組討論功能先進(jìn)行兩組的組內(nèi)討論, 要求被試打開攝像頭和麥克風(fēng), 并換上提前指定的虛擬背景圖片, 醫(yī)方小組為“星空”, 患方小組為“露珠”。討論開始前, 要求被試為自己的小組取一個有代表性的組名, 并將備注名改為“組名+昵稱”。接著第一輪討論開始, 兩組被試閱讀寒冬野外生存問題, 時間為7分鐘。共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動條件下的被試討論并自由發(fā)表對故事的看法; 控制條件下的被試討論并完成對12件生存物品重要性的一致排序, 記錄下結(jié)果。第一輪討論結(jié)束后, 告知被試他們即將與另一個小組交談, 并介紹該組的組名以及其作為醫(yī)方或患方的群體身份。

重新范疇化階段：兩組被試回到主會議室。共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動條件下, 主試告知6名被試“你們從墜機(jī)點(diǎn)逃出來后, 遇到了別的幸存者, 為了生存你們決定結(jié)伴而行, 現(xiàn)在請你們?yōu)樽约旱?人求生小隊(duì)重新取一個有代表性的名字”, 隨后再次要求他們修改自己的備注名, 并告知“現(xiàn)在, 由(第一組原名)組和(第二組原名)組重組而成了(新組名)組, 為了營造求生的氛圍感, 請大家把虛擬背景統(tǒng)一更換為‘原野’”, 之后對12件物品達(dá)成一致的排序結(jié)果, 時間為7分鐘; 控制條件下的被試不再統(tǒng)一組名和虛擬背景, 要求每組派一名代表向另一組匯報(bào)第一輪討論中的排序結(jié)果和理由, 另外兩人補(bǔ)充, 期間兩組成員只相互匯報(bào), 不進(jìn)行討論。

隨后讓被試完成操縱檢驗(yàn)問題：“問題解決過程中, 兩組感覺就像一個團(tuán)體”和“問題解決中, 兩組感覺就像兩個獨(dú)立的團(tuán)體”, 采用7點(diǎn)計(jì)分, 從1 (完全不像)到7 (非常像)。隨后向被試發(fā)放權(quán)力需要問卷、道德需要問卷和競爭受害感問卷, 并告知被試實(shí)驗(yàn)材料的非真實(shí)性, 發(fā)放一定數(shù)額的報(bào)酬。

5.3 結(jié)果與分析

5.3.1 共同內(nèi)群體認(rèn)同的操縱檢驗(yàn)

通過獨(dú)立樣本檢驗(yàn)考察醫(yī)患雙方實(shí)驗(yàn)組與控制組之間共同內(nèi)群體認(rèn)同的差異, 醫(yī)方群體實(shí)驗(yàn)組的共同內(nèi)群體認(rèn)同得分(= 4.94,= 1.49)顯著高于控制組(= 4.04,= 1.75),(52) = 2.05,= 0.045, Cohen’s= 0.55, 患方群體實(shí)驗(yàn)組(= 5.06,= 1.48)的共同內(nèi)群體認(rèn)同得分也顯著高于控制組(= 4.02,= 1.48),(52) =2.57,=0.013, Cohen’s= 0.70。這表明醫(yī)患雙方的共同內(nèi)群體認(rèn)同啟動是有效的。

5.3.2 醫(yī)患雙方競爭受害感、權(quán)力需要和道德需要的方差分析

對醫(yī)患雙方競爭受害感進(jìn)行2 (群體身份：醫(yī)方vs.患方) × 2 (群體認(rèn)同啟動：共同內(nèi)群體認(rèn)同組vs.控制組)的方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 群體身份的主效應(yīng)顯著,(1, 104) = 26.52,< 0.001, ηp2= 0.203, 醫(yī)方(= 4.99,= 1.00)的競爭受害感顯著高于患方(= 4.11,= 0.83),< 0.001, 95% CI = [0.87, 1.83]; 共同內(nèi)群體認(rèn)同的主效應(yīng)不顯著,(1, 104) = 1.58,= 0.212; 群體身份和共同內(nèi)群體認(rèn)同兩者的交互作用顯著,(1, 104) =7.43,= 0.008, ηp2= 0.067。簡單效應(yīng)分析結(jié)果顯示, 在醫(yī)方群體中, 實(shí)驗(yàn)組的競爭受害感(= 4.65,= 1.05)顯著低于控制組(= 5.33,= 0.83),= 0.006, 而患方群體實(shí)驗(yàn)組競爭受害感(= 4.24,= 0.96)和控制組(= 3.99,= 0.66)無顯著差異,= 0.301。

對醫(yī)患雙方權(quán)力需要進(jìn)行2 (群體身份：醫(yī)方vs.患方) × 2 (群體認(rèn)同啟動：共同內(nèi)群體認(rèn)同組vs.控制組)的方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 群體身份的主效應(yīng)顯著,(1, 104) =24.48,< 0.001, ηp2= 0.191, 醫(yī)方(= 5.47,= 0.97)的權(quán)力需要顯著高于患方(= 4.52,= 1.06),< 0.001, 95% CI = [0.79, 1.86]; 共同內(nèi)群體認(rèn)同的主效應(yīng)不顯著,(1, 104) = 1.64,= 0.204。群體身份和共同內(nèi)群體認(rèn)同兩者的交互作用邊緣顯著,(1, 104) = 3.82,= 0.053, ηp2= 0.035。簡單效應(yīng)分析結(jié)果顯示, 在醫(yī)方群體中, 實(shí)驗(yàn)組的權(quán)力需要(= 5.16,= 1.18)顯著低于控制組(= 5.78,= 0.56),= 0.024, 而患方群體實(shí)驗(yàn)組權(quán)力需要(= 4.58,= 1.05)和控制組(= 4.45,= 1.09)無顯著差異,= 0.634。

對醫(yī)患雙方道德需要進(jìn)行2 (群體身份：醫(yī)方vs.患方) × 2 (群體認(rèn)同啟動：共同內(nèi)群體認(rèn)同組vs.控制組)的方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 群體身份的主效應(yīng)不顯著,(1, 104) = 1.19,= 0.278, ηp2= 0.011; 共同內(nèi)群體認(rèn)同的主效應(yīng)不顯著,(1, 104) = 1.91,= 0.170; 群體身份和共同內(nèi)群體認(rèn)同兩者的交互作用不顯著,(1, 104) = 1.36,= 0.247。

以上結(jié)果表明, 醫(yī)方群體中, 共同內(nèi)群體認(rèn)同能夠有效降低競爭受害感以及權(quán)力需要, 而在患方群體中該效應(yīng)不顯著。而醫(yī)患群體之間、實(shí)驗(yàn)組和控制組之間道德需要都沒有顯著差異。

5.3.3 權(quán)力需要和道德需要的中介效應(yīng)

(1)各變量間的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果如表3所示, 為了更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)仳?yàn)證本研究的假設(shè), 將醫(yī)患雙方各變量同時納入雙重中介模型中進(jìn)行分析。

(2)權(quán)力需要和道德需要的雙重中介作用分析

通過PROCESS Model 4進(jìn)行分析(Hayes, 2013), 參數(shù)設(shè)置與實(shí)驗(yàn)2A一致。

表3 醫(yī)方(患方)共同內(nèi)群體認(rèn)同、權(quán)力需要、道德需要和競爭受害感的相關(guān)

注：*表示< 0.05, **表示< 0.01

醫(yī)方雙重中介分析結(jié)果如圖2所示, 權(quán)力需要的中介效應(yīng)顯著, 估計(jì)值為?0.12, 95% CI = [0.06, 0.26], 道德需要的中介效應(yīng)不顯著, 估計(jì)值為0.001, 95% CI = [?0.07, 0.07]。共同內(nèi)群體認(rèn)同對權(quán)力需要有顯著的預(yù)測作用, β = ?0.32,= 0.017, 以競爭受害感為因變量, 共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感有顯著的預(yù)測作用, β = ?0.34,= 0.011, 權(quán)力需要對競爭受害感有顯著的預(yù)測作用, β= 0.36,= 0.009。而當(dāng)權(quán)力需要和道德需要加入回歸方程之后, 共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感的預(yù)測作用不再顯著, β= ?0.23,= 0.10, 說明醫(yī)方權(quán)力需要在共同內(nèi)群體認(rèn)同和競爭受害感之間起中介作用。

圖2 醫(yī)方(患方)權(quán)力需要和道德需要的雙重中介作用圖

注：*表示< 0.05, **表示< 0.01

患方雙重中介分析結(jié)果顯示, 括號內(nèi)為患方路徑系數(shù), 權(quán)力需要的中介效應(yīng)不顯著, 估計(jì)值為?0.02, 95% CI = [?0.14, 0.09], 道德需要的中介效應(yīng)不顯著, 估計(jì)值為0.001, 95% CI = [?0.03, 0.06]。因此患方中介模型不成立。

5.4 討論

實(shí)驗(yàn)2B使用重新范疇化范式實(shí)現(xiàn)了對醫(yī)患雙方群體的競爭受害感的啟動, 結(jié)果與實(shí)驗(yàn)2A不同, 共同內(nèi)群體認(rèn)同的主效應(yīng)不顯著, 但其與群體身份存在交互作用, 即在醫(yī)方群體中, 權(quán)力需要在共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感的影響中起中介作用, 但患方中介模型不成立, 可能是因?yàn)楸緦?shí)驗(yàn)中的大學(xué)生患者被試與前幾個實(shí)驗(yàn)中在醫(yī)院門診的患方群體被試有所差異, 本研究結(jié)果將在總討論中進(jìn)行更詳細(xì)的論述。

6 總討論

6.1 醫(yī)患間競爭受害感

預(yù)研究發(fā)現(xiàn), 醫(yī)患雙方都存在競爭受害感。醫(yī)患雙方本應(yīng)是利益共同體, 都有著戰(zhàn)勝病魔、早日恢復(fù)健康的共同上級目標(biāo), 醫(yī)方精湛的醫(yī)療技術(shù)和患方的積極配合缺一不可。但如今, 醫(yī)療體制的改革加上媒體報(bào)道對醫(yī)患沖突事件的負(fù)面渲染, 使得醫(yī)患關(guān)系日益緊張, 醫(yī)患雙方站在了沖突的對立面, 都認(rèn)為自己是醫(yī)患沖突中的最大受害者。

其次, 預(yù)研究也發(fā)現(xiàn), 醫(yī)方的競爭受害感高于患方, 該結(jié)果在實(shí)驗(yàn)1、2中也得到了證實(shí)。和患方相比, 醫(yī)務(wù)人員往往有更頻繁的醫(yī)患互動, 經(jīng)歷醫(yī)患沖突的頻次更高?！吨袊t(yī)師執(zhí)業(yè)狀況白皮書》的數(shù)據(jù)顯示, 66%的醫(yī)師經(jīng)歷過不同程度的醫(yī)患沖突(丁香予, 鄒軍, 2020)?！吨袊鐣膽B(tài)研究報(bào)告》也指出, 和患方相比, 緊張的醫(yī)患關(guān)系給醫(yī)方帶來了更多的負(fù)性情緒(王俊秀, 2018)。因此, 醫(yī)方可能更傾向于認(rèn)為自己才是緊張醫(yī)患關(guān)系中處于弱勢的一方, 有更高的競爭受害感。但考慮到樣本量問題, 該結(jié)論不具有代表性, 未來仍需要更全面系統(tǒng)的研究進(jìn)行驗(yàn)證。

6.2 共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患競爭受害感的影響

當(dāng)醫(yī)患雙方成員構(gòu)建共同的上位身份, 發(fā)展出共同內(nèi)群體認(rèn)同時, 能夠有效減少彼此群體的競爭受害感, 這與以往研究發(fā)現(xiàn)相對一致(Andrighetto et al., 2012; Shnabel et al., 2013)。共同內(nèi)群體認(rèn)同使醫(yī)患雙方意識到彼此有著共同的對抗疾病的目標(biāo), 根據(jù)上級目標(biāo)理論, 當(dāng)兩個相互對抗的群體面對一個需要雙方聯(lián)合起來才能完成的共同目標(biāo)時, 完成上級目標(biāo)的需要比群際的敵對沖突關(guān)系更為重要, 群體雙方就會由對抗轉(zhuǎn)向合作, 緊張的群際關(guān)系也在合作過程中得到緩和(Sherif et al., 1961)。同時, 這種共同內(nèi)群體認(rèn)同模糊了群體雙方的邊界, 將內(nèi)群體擴(kuò)展到上位的共同群體, 對內(nèi)群體的積極情感也擴(kuò)展到了共同的群體, 群體成員不再關(guān)注于當(dāng)前亞群體之間的沖突, 更多地看到對方群體的遭遇, 減少對外群體的消極刻板印象和偏見(Brochu et al., 2020)。另外, 共同內(nèi)群體認(rèn)同也增加了群體雙方的感知相似性, 由于相似的人總是相互吸引的, 進(jìn)而增加了人際吸引(Alves et al., 2016), 促進(jìn)群體雙方的心理融合(梁芳美等, 2020), 減少彼此之間的敵對, 從而降低競爭受害感。研究結(jié)果為共同內(nèi)群體認(rèn)同策略在我國醫(yī)患關(guān)系中的應(yīng)用提供了實(shí)證支持和實(shí)踐依據(jù)。

6.3 權(quán)力需要和道德需要在共同內(nèi)群體認(rèn)同與競爭受害感之間的中介作用

實(shí)驗(yàn)2A的結(jié)果表明, 權(quán)力需要在醫(yī)方和患方的共同內(nèi)群體認(rèn)同與競爭受害感之間起中介作用, 即和控制組相比, 共同內(nèi)群體認(rèn)同降低了醫(yī)患雙方的權(quán)力需要和競爭受害感, 權(quán)力需要的降低又進(jìn)一步減少了競爭受害感。

對于醫(yī)方而言, 共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感的影響依賴于權(quán)力需要的中介作用。根據(jù)福柯的“權(quán)力—知識”理論, 醫(yī)方所掌握的專業(yè)醫(yī)學(xué)知識是權(quán)力的重要來源(袁曦, 2014)。隨著互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展, 患方獲得醫(yī)療知識的渠道增加, 對醫(yī)方的權(quán)力造成了威脅, 根據(jù)基于需要的模型, 醫(yī)方可能會出于維護(hù)權(quán)力的需要參與受害者競爭(Nadler & Shnabel, 2015; SimanTov-Nachlieli et al., 2013)。而共同對抗疾病的上級目標(biāo)使雙方由敵對變?yōu)楹献麝P(guān)系, 在給予了患方一定自主權(quán)的基礎(chǔ)上, 也保證了醫(yī)方在治療中的主導(dǎo)權(quán), 使雙方矛盾的焦點(diǎn)從診療過程中的權(quán)力不均轉(zhuǎn)向共同對抗疾病, 減少了雙方在醫(yī)患互動中對權(quán)力的追求, 從而降低了醫(yī)患雙方的競爭受害感。另一方面, 對于患方而言, 共同內(nèi)群體認(rèn)同的啟動意味著共享資源和共同合作的醫(yī)患互動模式, 使其權(quán)力需要得到了滿足(Robinson & Heritage, 2016), 減少了患方的消極情緒, 增加了對醫(yī)方的積極印象(劉陶源, 王沛, 2020), 也有助于競爭受害感的降低。

實(shí)驗(yàn)2A同樣發(fā)現(xiàn), 共同內(nèi)群體認(rèn)同與道德需要的相關(guān)不顯著, 道德需要不是共同內(nèi)群體認(rèn)同作用于競爭受害感的中介變量。這可能是由于, 與以往研究中難以解決的種族沖突和結(jié)構(gòu)性不平等的背景相比, 醫(yī)患之間的關(guān)系雖然長期緊張, 但沖突是相對短暫、偶發(fā)的, 具有臨時性和個人性, 醫(yī)患雙方的互動和交往常常是一次性的。出于社會贊許性, 人們在社會交往過程中, 都希望樹立良好的道德形象, 給對方留下積極的印象, 在醫(yī)患互動中也是如此。這種社會贊許性作為一種人格特質(zhì), 是較為穩(wěn)定, 難以改變的(Smith & Ellingson, 2002)。因此, 共同內(nèi)群體認(rèn)同并不一定能減少醫(yī)患雙方對于良好道德形象的需要。同時, 可能是由于醫(yī)患雙方都認(rèn)為自己是沖突中的弱勢群體, 根據(jù)以往研究, 弱勢群體參與競爭受害感多是出于權(quán)力需要以恢復(fù)自己的地位, 獲取更多的資源, 對樹立良好道德形象的需要本就不高(Solomon & Martin, 2019)。

同時, 實(shí)驗(yàn)2B通過更接近社會現(xiàn)實(shí)情境的重新范疇化范式, 進(jìn)一步證明了醫(yī)方中介模型的穩(wěn)健性。然而, 患方的共同內(nèi)群體認(rèn)同對競爭受害感的作用以及中介機(jī)制都不成立, 這與實(shí)驗(yàn)2A的結(jié)果不完全一致, 但也為本研究提供了新的啟示。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示, 實(shí)驗(yàn)2B中患方控制組的競爭受害感(3.99,= 0.66)顯著低于實(shí)驗(yàn)2A的患方控制組(=5.02,=1.03),< 0.001, 且二者的差別在于前者雖然在近期有就醫(yī)經(jīng)歷, 但已經(jīng)離開了醫(yī)院情境, 而后者是在醫(yī)院門診環(huán)境下完成的實(shí)驗(yàn)。由此可以推斷, 是否處于醫(yī)院情境可能對患者的競爭受害感產(chǎn)生了影響。當(dāng)患者身處于醫(yī)院時, 或許會因?qū)膊〉慕箲]或排隊(duì)候診的煩躁而產(chǎn)生較高的競爭受害感, 而當(dāng)其離開醫(yī)院后, 這種競爭受害感會逐漸降低?？赡苷浅鲇诖嗽? 才使實(shí)驗(yàn)2B中患方控制組的基線競爭受害感水平較低, 實(shí)驗(yàn)組結(jié)果難以與其產(chǎn)生顯著差異。同樣的, 對于醫(yī)方群體而言, 因其工作和學(xué)習(xí)環(huán)境都與醫(yī)院情境息息相關(guān), 社交圈子也大都是同行, 所以兩次實(shí)驗(yàn)中醫(yī)方控制組的競爭受害感不會因?yàn)闀弘x醫(yī)院環(huán)境而降低。綜上所述, 醫(yī)院情境可能對患方群體的競爭受害感具有獨(dú)特的作用, 可以通過諸如優(yōu)化掛號流程、改善候診體驗(yàn)等措施降低其競爭受害感。

6.4 貢獻(xiàn)與不足

本研究借鑒了前人關(guān)于群際沖突及和解的對策, 創(chuàng)新地將其應(yīng)用于醫(yī)患領(lǐng)域, 探索了共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患間競爭受害感的影響和權(quán)力需要的中介作用, 為改善當(dāng)今緊張的醫(yī)患關(guān)系提供了新的思路和方法。本研究從三個方面豐富和發(fā)展了CIIM模型的理論內(nèi)容：首先, 本研究首次證明了共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患群體競爭受害感的顯著影響, 將CIIM模型的適用范圍從不同民族拓展到醫(yī)患群體上; 其次, 本研究證實(shí)了CIIM模型在中國文化背景下的可推廣性, 為共同內(nèi)群體認(rèn)同干預(yù)方法的本土化提供了實(shí)踐基礎(chǔ); 最后, 實(shí)驗(yàn)2A和實(shí)驗(yàn)2B分別證明了閱讀文字材料以及重新范疇化范式的有效性, 豐富了CIIM模型的啟動范式。

本研究對促進(jìn)良好的醫(yī)患關(guān)系富有積極的實(shí)踐啟示。建立共同的上位群體認(rèn)同是一種有效的醫(yī)

患關(guān)系干預(yù)方式, 可應(yīng)用于真實(shí)的醫(yī)患環(huán)境中。例如, 山東某醫(yī)院推行了暖文化服務(wù), 其中的“親情服務(wù)關(guān)懷”和“醫(yī)患公益座談會”可以視為是建立醫(yī)患共同內(nèi)群體的操作(李冠軍, 2020); 南京某醫(yī)生利用休息時間自發(fā)組織病友登山會, 在醫(yī)生與患者的關(guān)系之上又建立了朋友這層上位身份認(rèn)同。其次, 鑒于權(quán)力需要的中介作用, 有必要尊重和保護(hù)醫(yī)患雙方的基本權(quán)力。一方面要保證醫(yī)方在治療中的主導(dǎo)權(quán), 加強(qiáng)對相關(guān)醫(yī)療知識的宣傳(呂小康等, 2019), 避免患方產(chǎn)生如過度治療等誤解; 另一方面也應(yīng)給予患方一定的自主權(quán), 如在合理范圍內(nèi)選擇某種治療方案、共享醫(yī)療信息等。

本研究也存在一些不足之處。首先, 本研究的被試僅選自上海市和四川省的3所醫(yī)院, 醫(yī)患間競爭受害感的程度可能受到地域和醫(yī)院類型因素的影響。后續(xù)研究應(yīng)當(dāng)擴(kuò)大樣本來源, 并適當(dāng)增加樣本量, 加強(qiáng)對不同級別城市和不同級別醫(yī)院醫(yī)方與患方的研究。同時, 由于醫(yī)沖突經(jīng)歷會引發(fā)患者更多的負(fù)性情緒, 并損害醫(yī)患關(guān)系(He et al., 2020), 因此, 未來研究可以把被試過往就醫(yī)經(jīng)歷納入考量, 考察就醫(yī)沖突經(jīng)歷對競爭受害感的差異影響以及對共同內(nèi)群體認(rèn)同的干預(yù)作用。第二, 本研究采用的文字材料啟動法和重新范疇化范式是啟動共同內(nèi)群體認(rèn)同較常見的方法, 未來研究可以通過更加豐富化的啟動方法, 例如, 外顯啟動法 (Glasforda & Dovidiob, 2011)和內(nèi)隱啟動法進(jìn)一步檢驗(yàn)和提升研究結(jié)果的信效度。第三, 本研究對權(quán)力需要和道德需要的測量主要基于已有的量表。未來可以嘗試探索基于我國醫(yī)患群體的權(quán)力和道德需要的心理結(jié)構(gòu), 開發(fā)出更完善的測量工具, 也可嘗試開發(fā)更加有效的實(shí)驗(yàn)范式直接操作醫(yī)患雙方的權(quán)力和道德需要, 進(jìn)一步檢驗(yàn)中介模型。此外, 本研究僅探究權(quán)力需要和道德需要的中介作用, 未來研究有必要考察感知群際威脅(Demirda & Hasta, 2019; Riek et al., 2010)、群體信任和群體共情(Andrighetto et al., 2012; Noor et al., 2008) 等變量在共同內(nèi)群體認(rèn)同和競爭受害感之間的作用。

7 結(jié)論

本文在預(yù)研究基礎(chǔ)上通過3個實(shí)驗(yàn)探討了共同內(nèi)群體認(rèn)同對醫(yī)患競爭受害感的影響及機(jī)制, 得到如下結(jié)論：(1)共同內(nèi)群體認(rèn)同可以顯著降低醫(yī)患間的競爭受害感; (2)權(quán)力需要在醫(yī)患雙方共同內(nèi)群體認(rèn)同和競爭受害感之間起中介作用; (3)重新范疇化范式驗(yàn)證了醫(yī)方群體中介模型的穩(wěn)健性。

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Influence and mechanisms of common ingroup identity on competitive victimhood in doctor-patient relationships

DENG Xun1, LONG Siyi2, SHEN Yilin1, ZHAO Huanhuan1, HE Wen1

(1College of Education, Shanghai Normal University, Shanghai 200234, China)(2Career guidance Center, Panzhihua University, Panzhihua, 617000, China)

Competitive victimhood is a psychological phenomenon pervasive on both sides of an intergroup conflict; it implies that one person believes their group suffers more than the other does. As one of the most prominent and growing barriers to positive intergroup relations globally, competitive victimhood has gradually attracted the attention of researchers. However, little research has been conducted on competitive victimhood in Chinese hospitals, where the doctor-patient relationship is increasingly tense. The common ingroup identity model holds that by reconstructing social identity and breaking the boundaries of conflict groups, members can develop a common ingroup identity. This identity improves attitudes toward outer groups, which may help reduce competitive victimhood. The need-based model argues that power and morality are ingroups and outgroups’ basic needs. Members of both sides are threatened by power or morality and are motivated to restore their identities, affecting competitive victimhood. Therefore, it is worth studying whether common ingroup identity can effectively reduce competition victimization between doctors and patients and what roles power and moral needs play.

In Study 1, 90 doctors and nurses and 86 patients and their families from three hospitals in Shanghai and Sichuan were selected in a 2 (group: doctors vs. patients) × 2 (common identity: control group vs. common ingroup identity) design. A brief story about doctors and patients fighting disease together was used to improve common ingroup identity. Then we used a questionnaire about competitive victimhood to investigate whether common ingroup identity affected competitive victimhood between doctors and patients. In Study 2A, another group of participants was selected, including 71 doctors and nurses along with 73 patients and their families from three hospitals in Shanghai and Sichuan. Participants underwent the same procedure as in Study 1, then completing the power and moral needs questionnaires. Study 2A aimed to investigate the influence of common ingroup identity on victimhood between doctors and patients, as well as the roles of power and moral needs. To further test the hypothesized model, we selected 54 medical students with hospital internship experience and 54 non-medical students with recent treatment experience in Study 2B, where we activated common ingroup identities using a re-categorization strategy.

The main results were as follows. (1) In Study 1, ANOVA results showed that compared with control groups, groups with common ingroup identity reported lower competitive victimhood, and there was no interaction between group and common identity. (2) Study 2A showed that power need mediated the relationship between common ingroup identity and competitive victimhood. The indirect effect of power need was significant. The moral need was irrelevant to common ingroup identity and is not a mediator. (3) Study 2B reconfirmed the model for doctors but not for the patients group.

Based on the common ingroup identity model, this study proposed and confirmed the applicability of this model in the doctor-patient field in China. Additionally, the study proposed new methods and perspectives on the doctor-patient relationship. In the future, researchers should focus on other mediators, such as empathy and trust in different groups.

doctor-patient relationship, competitive victimhood, common ingroup identity, power need, moral need

B849: C91

2022-04-11

*國家社會科學(xué)基金一般項(xiàng)目“醫(yī)患關(guān)系的影響機(jī)制和干預(yù)策略研究” (項(xiàng)目編號：17BSH093)資助。

趙歡歡, E-mail: hhzhaopsy@shnu.edu.cn; 賀雯, E-mail: hewen@shnu.edu.cn