高職護(hù)生情緒彈性在核心自我評(píng)價(jià)和人際智能之間的中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

臧 爽，李 丹

人際智能是個(gè)體人際交往中的智力支持，是察覺并區(qū)分他人的情緒、意向、動(dòng)機(jī)及感覺，理解他人，有效處理人與人的社會(huì)關(guān)系的能力［1］。人際智能發(fā)達(dá)的人具有較強(qiáng)的組織能力、領(lǐng)導(dǎo)能力、協(xié)商能力、分析能力，能夠善解人意，與人相處融洽［2］。護(hù)理工作是一項(xiàng)對(duì)人際交往能力要求較高的活動(dòng)，高職護(hù)生是護(hù)理隊(duì)伍的生力軍，這一群體良好的人際交往能力不僅影響護(hù)生的專業(yè)態(tài)度、人際氛圍，還關(guān)乎其工作質(zhì)量和職業(yè)發(fā)展。以往對(duì)于大學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn)，人際交往越好的個(gè)體核心自我評(píng)價(jià)越高［3］。核心自我評(píng)價(jià)是個(gè)體對(duì)自身能力水平和個(gè)人價(jià)值所持有的最基本的評(píng)價(jià)［4］。它影響著個(gè)體對(duì)自身是否有能力完成任務(wù)的評(píng)價(jià)，支配著個(gè)體的行為。然而對(duì)于高職護(hù)生而言，核心自我評(píng)價(jià)和人際智能之間的關(guān)系需要加以明確。情緒彈性是個(gè)體能夠在逆境中激發(fā)出積極情緒，并從消極情緒中恢復(fù)的能力［5］。情緒彈性可以促使病人克服困難，減輕壓力，緩解心理的不適，能有效提高個(gè)體應(yīng)對(duì)困難的心理水平。以往的研究發(fā)現(xiàn)，情緒彈性是壓力與情緒間的重要中介變量［6］，關(guān)系到應(yīng)激事件影響個(gè)體身心健康的程度。對(duì)于高職護(hù)生而言，情緒彈性是否對(duì)其人際智能起到中介作用有待證實(shí)。本研究通過引入中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期更清晰地探討情緒彈性在高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)和人際智能之間的作用途徑，深入分析三者之間的作用機(jī)制，為提升護(hù)生的人際溝通能力及完善對(duì)其心理及行為調(diào)節(jié)活動(dòng)的指導(dǎo)提供參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 采用整群抽樣法，于2014年5月抽取中國(guó)醫(yī)科大學(xué)高職學(xué)院2011級(jí)護(hù)理專業(yè)314名在校生進(jìn)行調(diào)查。

1.2 方法

1.2.1 調(diào)查工具 ①核心自我評(píng)價(jià)量表（Core Self－Evaluations Scale，CSES）［7］：此量表由 12個(gè)條目組成，采用Likert 5點(diǎn)法計(jì)分，每個(gè)條目從“很不符合”到“非常符合”分別賦值1分～5分，其中反向問題反向計(jì)分。量表包括3個(gè)維度：自我效能（3個(gè)條目）、自尊（5個(gè)條目）、控制點(diǎn)（4個(gè)條目），12個(gè)條目的評(píng)分之和即為核心自我評(píng)價(jià)的評(píng)分。本次研究中量表的Cronbach’sα為0.802。②人際智能量表［8］：共計(jì)20個(gè)條目，采用Likert 5分法計(jì)分，每條從“從未如此”到“總是如此”，依序1分～5分計(jì)分，總分100分，得分越高表示對(duì)該問題的認(rèn)可度越高，歸為3個(gè)維度：人際溝通技巧（6個(gè)條目）、合作學(xué)習(xí)（7個(gè)條目）、情緒覺察與表達(dá)（7個(gè)條目）。量表中反向計(jì)分的條目在數(shù)據(jù)整理階段對(duì)其分值進(jìn)行轉(zhuǎn)換。本次測(cè)量中該量表的Cronbach’sα為0.854。③青少年情緒彈性問卷［9］：共11個(gè)條目，包含積極情緒能力和情緒恢復(fù)能力兩個(gè)維度，采用Likert 6級(jí)評(píng)分法計(jì)分，每個(gè)條目從“完全不符合”到“完全符合”，依次計(jì)1分～6分。問卷評(píng)分越高表明情緒彈性越好。本研究中該問卷的Cronbach’α為0.806。

1.2.2 調(diào)查方法 在取得調(diào)查對(duì)象的知情同意后，以班級(jí)為單位進(jìn)行團(tuán)體問卷測(cè)評(píng)，并講解填寫要求，以不記名方式由學(xué)生獨(dú)立填寫，問卷當(dāng)場(chǎng)收回。

1.2.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 使用SPSS13.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行錄入分析。統(tǒng)計(jì)學(xué)分析采用描述性分析、Pearson相關(guān)分析、回歸分析，P值均取雙側(cè)概率，檢驗(yàn)水準(zhǔn)α＝0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般情況 本次調(diào)查共發(fā)放問卷321份，剔除規(guī)律性作答和作答不完整問卷后，回收有效問卷314份，有效回收率為97.82%。受試對(duì)象中，男生9人，女生305人，年齡17歲～21歲（18.25歲±0.76歲）。

2.2 高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)、人際智能、情緒彈性水平及其相關(guān)性 高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)、人際智能、情緒彈性水平見表1。經(jīng)相關(guān)性分析，除人際智能量表的“情緒覺察與表達(dá)”條目和情緒彈性問卷的“情緒恢復(fù)能力”因子的相關(guān)性無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義外，其余各因子兩兩之間均呈正相關(guān)（P＜0.05）。見表2。

表1 高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)、人際智能、情緒彈性水平

表2 高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)、人際智能、情緒彈性各變量的相關(guān)分析（r值）

2.3 高職護(hù)生情緒彈性在核心自我評(píng)價(jià)和人際智能之間的中介效應(yīng) 假設(shè)情緒彈性在核心自我評(píng)價(jià)和人際智能之間起中介效應(yīng)，按照溫忠麟等［10］建議的方法，應(yīng)用線性回歸分析對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果見表3。結(jié)果顯示：①以人際智能為應(yīng)變量，核心自我評(píng)價(jià)為自變量，回歸系數(shù)達(dá)到顯著水平；②以情緒彈性為應(yīng)變量，核心自我評(píng)價(jià)為自變量時(shí)，回歸系數(shù)達(dá)到顯著水平；③以人際智能為應(yīng)變量，核心自我評(píng)價(jià)、情緒彈性為自變量，核心自我評(píng)價(jià)和情緒彈性的回歸系數(shù)均達(dá)到顯著水平。應(yīng)變量人際智能和自變量核心自我評(píng)價(jià)之間具有相關(guān)性，當(dāng)在它們之間加入中介變量情緒彈性后，人際智能和核心自我評(píng)價(jià)之間的回歸系數(shù)明顯降低（偏回歸系數(shù)從0.374降低到0.313），提示情緒彈性對(duì)核心自我評(píng)價(jià)與人際智能的中介效應(yīng)顯著。根據(jù)回歸分析結(jié)果依次建立3個(gè)回歸方程：Y∧1＝2.391＋0.374X1，F(xiàn)＝80.856，P＜0.001；Y∧2＝1.417＋0.539X2，F(xiàn)＝107.262，P＜0.001；Y∧3＝2.231＋0.313X1＋0.113X2，F(xiàn)＝44.274，P＜0.001（式中Y為人際智能，X1為核心自我評(píng)價(jià)，X2為情緒彈性）。核心自我評(píng)價(jià)到人際智能的路徑系數(shù)為0.454，P＜0.05；加入情緒彈性之后，核心自我評(píng)價(jià)到人際智能的路徑系數(shù)降低為0.380，P＜0.05。情緒彈性到人際智能的路徑系數(shù)為0.506，情緒彈性到人際智能的路徑系數(shù)為0.146。0.506與0.146的乘積為0.074，即中介效應(yīng)；核心自我評(píng)價(jià)作為自變量對(duì)應(yīng)變量人際智能的回歸系數(shù)為0.454，即總效應(yīng)。中介效應(yīng)與總效應(yīng)的比值為0.163，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的16.27%。

表3 回歸分析檢驗(yàn)中介效應(yīng) （α入＝0.05，α出＝0.10）

2.4 高職護(hù)生情緒彈性在核心自我評(píng)價(jià)和人際智能之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn) 假設(shè)情緒彈性在核心自我評(píng)價(jià)與人際智能之間起調(diào)節(jié)效應(yīng)，按照溫忠麟等［11］建議的方法，采用分層回歸分析。遵循以下步驟對(duì)情緒彈性的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)：①對(duì)變量中心化處理，即變量各自減去其樣本均值；②生成“情緒彈性×核心自我評(píng)價(jià)”作為交互作用項(xiàng)；③以人際智能評(píng)分作為應(yīng)變量進(jìn)行分層回歸分析，在第一步引入主效應(yīng)項(xiàng)即核心自我評(píng)價(jià)和情緒彈性，第二步引入交互作用項(xiàng)，根據(jù)新增解釋量（ΔR2）及交互作用項(xiàng)的回歸系數(shù)是否顯著，判斷情緒彈性的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否具有顯著性。交互作用項(xiàng)“情緒彈性×核心自我評(píng)價(jià)”的回歸系數(shù)在以人際智能為應(yīng)變量的回歸方程中達(dá)到顯著性水平（β＝－0.109，t＝－2.172，P＜0.05），且引入交互作用項(xiàng)后新增解釋變量（ΔR2）亦達(dá)到顯著性水平（ΔR2＝0.008，P＜0.001），提示情緒彈性能調(diào)節(jié)核心自我評(píng)價(jià)與人際智能的關(guān)系。根據(jù)引入交互作用項(xiàng)后的回歸分析結(jié)果建立回歸方程：Y∧＝0.121＋0.311X1＋0.133X2－0.094X1X2，F(xiàn)＝30.009，P＜0.001（式中Y為人際智能，X1、X2和X1X2分別為核心自我評(píng)價(jià)、情緒彈性和“情緒彈性×核心自我評(píng)價(jià)”交互作用項(xiàng)）。比較標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，對(duì)人際智能的影響從大到小依次為核心自我評(píng)價(jià)、情緒彈性和“情緒彈性×核心自我評(píng)價(jià)”交互作用項(xiàng)。引入“情緒彈性×核心自我評(píng)價(jià)”交互作用項(xiàng)后對(duì)人際智能變異量的解釋增加了0.8%，見表3。

表4 檢驗(yàn)情緒彈性的調(diào)節(jié)效應(yīng)（α入＝0.05，α出＝0.10）

為了更加清晰地揭示高職護(hù)生情緒彈性對(duì)核心自我評(píng)價(jià)和人際智能的調(diào)節(jié)作用，根據(jù)情緒彈性的平均分將研究對(duì)象分為兩組，即高情緒彈性組（得分高于平均分）和低情緒彈性組（得分低于平均分），高情緒彈性組回歸方程為：Y∧＝2.306＋0.408X1（ΔR2＝0.217，F(xiàn)＝44.084，P＜0.001），低情緒彈性組回歸方程為：Y∧＝2.581＋0.301X1（ΔR2＝0.133，F(xiàn)＝23.222，P＜0.001）。在兩個(gè)情緒彈性組中，人際智能會(huì)隨著核心自我評(píng)價(jià)的增高而增高，但在核心自我評(píng)價(jià)條目均分低于2.57分時(shí)，隨著核心自我評(píng)價(jià)的增高，低情緒彈性組的人際智能評(píng)分升高更明顯一些，而當(dāng)核心自我評(píng)價(jià)條目均分高于2.57分后，隨著核心自我評(píng)價(jià)的增高，高情緒彈性組的人際智能評(píng)分升高更明顯。說明情緒彈性作為調(diào)節(jié)變量，并不能改變核心自我評(píng)價(jià)和人際智能之間的關(guān)系的方向，而是調(diào)節(jié)二者之間關(guān)系的強(qiáng)度。

3 討論

3.1 高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)與人際智能、情緒彈性的關(guān)系 本研究表明，高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)和人際智能呈正相關(guān)，即核心自我評(píng)價(jià)越高，人際智能越好。核心自我評(píng)價(jià)與人際智能之間的關(guān)系受情緒彈性的影響。以往研究發(fā)現(xiàn)，核心自我評(píng)價(jià)高的個(gè)體傾向于具有穩(wěn)定的情緒、良好的心理控制力、樂觀的工作態(tài)度，并能較好地應(yīng)對(duì)組織環(huán)境的變化［12］。本研究除了驗(yàn)證核心自我評(píng)價(jià)與情緒彈性具有相關(guān)性外，還發(fā)現(xiàn)情緒彈性在核心自我評(píng)價(jià)與人際智能之間的關(guān)系中處于中介變量，三者的關(guān)系是，核心自我評(píng)價(jià)通過影響情緒彈性，進(jìn)而影響個(gè)體的人際智能。即如果一個(gè)人擁有良好的核心自我評(píng)價(jià)，其情緒彈性就越來越強(qiáng)，當(dāng)這種內(nèi)部的動(dòng)力足夠強(qiáng)烈時(shí)，必將有助于其人際智能的提升。人際智能需要通過人與人的交往，在與他們的溝通和合作中學(xué)習(xí)［13］。本研究結(jié)果揭示，在人際交往中，溝通學(xué)習(xí)不僅僅獲得的是溝通技巧，還有一些個(gè)體的行為認(rèn)知能力需要獲得協(xié)同的提升，只有這些能力的綜合提升才會(huì)發(fā)揮合力的作用，共同促進(jìn)個(gè)體人際智能的提高，這其中就包括核心自我評(píng)價(jià)和情緒彈性。

只有學(xué)生的自我評(píng)價(jià)水平提升了，應(yīng)對(duì)壓力問題時(shí)能夠盡快從低迷心境中復(fù)原，并保持積極情緒，具有良好的抗挫折心理，才能真正地實(shí)現(xiàn)人際智能的提高。

3.2 情緒彈性對(duì)核心自我評(píng)價(jià)與人際智能的作用本研究亦發(fā)現(xiàn)，情緒彈性在核心自我評(píng)價(jià)與人際智能之間起調(diào)節(jié)作用。高核心自我評(píng)價(jià)在低情緒彈性組和高情緒彈性組均能使人際智能水平升高，且隨著核心自我評(píng)價(jià)的增高，高情緒彈性組的人際智能評(píng)分升高更明顯。長(zhǎng)期以來，情商是情緒智力的一種測(cè)量結(jié)果，近年來逆商（個(gè)體應(yīng)對(duì)逆境中的能力商數(shù)）在個(gè)體成功中的作用也被社會(huì)廣泛接受［14］。情緒彈性正是學(xué)生應(yīng)對(duì)困難和挫折的情緒復(fù)原能力，它調(diào)節(jié)著核心自我評(píng)價(jià)影響人際智能的強(qiáng)度。可能的原因是高核心自我評(píng)價(jià)的人對(duì)自己更自信，自我價(jià)值感強(qiáng)，相信自己的能力［3］。自我評(píng)價(jià)低的人常常自我否定、不敢表達(dá)自己、在人際關(guān)系中易出現(xiàn)敵對(duì)的情緒體驗(yàn)［15］。情緒彈性主要包括積極情緒能力和情緒恢復(fù)能力。高核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體能夠正確認(rèn)識(shí)自己，自我控制力和能力的發(fā)揮較為充分，即使遇到容易引發(fā)消極情緒的事件，也會(huì)在積極的自我評(píng)價(jià)下及時(shí)調(diào)整自己，實(shí)現(xiàn)情緒的恢復(fù)，并繼續(xù)保持積極的情緒來應(yīng)對(duì)問題。而良好的情緒和穩(wěn)定心境會(huì)有助于個(gè)體對(duì)人際關(guān)系的處理，實(shí)現(xiàn)順暢溝通。

4 小結(jié)

高職護(hù)生是特殊的學(xué)生群體，雖然在大學(xué)階段他們的知識(shí)、能力和人格方面有了積極的發(fā)展，但思想深度還不夠，社會(huì)經(jīng)驗(yàn)缺乏，心理承受能力較弱［16］。有研究發(fā)現(xiàn)，護(hù)生最常用的解決人際沖突處理方式是“整合”和“讓步”，即護(hù)生更多的是采取有利于雙方的，且避免紛爭(zhēng)的“雙贏”的處理方式［17］。由于解決問題的最終目的是獲得正面的結(jié)局，因此根據(jù)學(xué)生的人際沖突處理特點(diǎn)，使其能夠更好地完成“整合”和“讓步”是提高護(hù)生人際智能的關(guān)鍵所在。本研究結(jié)果為解決上述問題提供了思路。目前有關(guān)提升學(xué)生人際智能的干預(yù)策略非常有限，組織層面的干預(yù)較多，而從情緒彈性、自我評(píng)價(jià)角度的心理行為研究的策略鮮見報(bào)道。本研究結(jié)果提示，可以通過情緒彈性的提升以及對(duì)自我評(píng)價(jià)方面的教育干預(yù)，從而達(dá)到緩解高職護(hù)生人際困擾，提升其人際智能的目的。

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