自我效能對精神分裂癥心理彈性的影響：自尊與應對方式的鏈式中介效應研究

劉東瑋，周郁秋*，孫玉靜，李國華，柴囡楠

心理彈性（resilience）是一種面對壓力及逆境能夠很好適應且保持或恢復心理健康的能力［1］。心理彈性作為心理健康狀況的重要標志之一，一直是積極心理學的研究熱點，其水平降低是精神分裂癥的一種常見癥狀。國外一項研究發現，心理彈性水平的提高可以改善精神分裂癥患者的生活質量［2］，促進患者重建自我保護機制，對疾病康復意義重大［3］，且近年來精神分裂癥患者心理彈性水平已成為疾病診斷、療效評價及預后判斷的重要指標［4］。

自我效能（self-efficacy）的概念是由美國著名心理學家BANDURA［5］于20世紀70年代提出，是指個體對自身行動控制的知覺和信念的判斷，自我效能較高的個體傾向相信自己處理問題的能力，面臨挑戰時采取積極的應對方式。既往研究顯示，精神分裂癥患者自我效能水平與陰性癥狀及社會功能相關［6］，較低的自我效能水平可能最終導致精神殘疾。KELLEHER等［7］認為在精神疾病患者中，自我效能對心理彈性水平有正向促進作用。

自尊（self-esteem）是指個體在對待自身態度上表現出的對自我價值的判斷，國內外學者均認為自尊是個體心理健康水平的決定性因素［8-9］。臨床研究發現，由于精神分裂癥患者受社會偏見及其他心理因素影響，易產生自卑及回避情緒，嚴重影響患者的全面康復［10］。國外研究顯示，精神分裂癥患者自尊水平顯著低于健康人群，是心理彈性的預測因素［3］。

應對方式（coping style）是個體在應激狀態下保持心理平衡的一種方式。精神分裂癥患者作為長期飽受疾病影響的特殊人群，常會出現消極應對情緒，對疾病好轉較為不利，甚至出現加重或復發的情況。壓力-評估-應對理論指出，應對是個體努力適應內部和外部壓力的過程［11］。因此，個體面對應激情境所采取的應對方式常與個體內在韌性與抗壓能力有關。

根據文獻梳理可知，自我效能、自尊與應對方式均能影響心理彈性水平，且精神分裂癥患者的自我效能與心理彈性可能存在正向聯系［12］。已有實證研究分別論證自我效能、自尊、應對方式對心理彈性的單一預測作用，鮮有研究綜合考察三者對精神分裂癥患者心理彈性水平的影響機制。基于此，本研究將綜合考察自我效能、自尊、應對方式對心理彈性的影響，以及這些影響因素間的相互作用路徑，以期驗證精神分裂癥患者的自我效能、自尊、應對方式對心理彈性的影響機制，為提升精神分裂癥患者心理彈性提供一個新的視角。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采用便利取樣方法于2017年7—12月選取赤峰市安定醫院及大慶市第三醫院住院及門診收治的精神分裂癥患者367例。納入標準：（1）符合國際疾病分類編碼（ICD-10）診斷標準的精神分裂癥患者［13］，且年齡為18～60歲；（2）經精神科醫生評定簡明精神病評定量表（BPRS）得分＜30分［14］，精神病性癥狀基本緩解或部分存在，自知力部分恢復或大部分恢復；（3）患者能夠理解問卷內容及配合研究人員完成各項指標測定；（4）患者知情同意并簽署知情同意書。排除標準：重大軀體疾病、其他類型精神障礙患者。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調查問卷 根據研究目的及內容自行設計，收集患者的社會人口學資料，包括性別、年齡、受教育程度、家庭月收入、職業、婚姻狀況、居住情況、復發次數、病程等。

1.2.2 一般自我效能量表（General Self-efficacy Scale，GSES） 該表于1981年編制，目前已被翻譯成至少25種語言并廣泛應用于精神分裂癥人群［15］。量表共計10個條目，采用李克特4級評分法，1～4分從完全不正確到完全正確，總分越高，表示自我效能感水平越高。本研究測得該量表的Cronbach12 3s α系數為0.859。為減少參數估計偏倚，采用題目打包法將量表按照序號奇偶分別重新組合為：自我效能1、自我效能2［16］。

1.2.3 自尊量表（Self-esteem Scale，SES） 該量表由ROSENBERG［17］于1962年編制，用于測定患者對自身價值和總體印象的評價，共計10個條目，分為正向計分和反向計分兩部分，總分為10～40分，分值越高，表示自尊水平越高。田錄梅［18］將反向計分條目8改為正向計分，修改后量表總體信度有所提高，因此本研究將條目8修改為正向計分。本研究測得該量表的Cronbach12 3s α系數為0.704。為減少參數估計偏倚，采用題目打包法將量表按照序號奇偶分別重新組合為：自尊1、自尊2。

1.2.4 簡易應對方式量表（Simplified Coping Style Questionnaire，SCSQ） 該問卷由解亞寧［19］編制，主要用于評價患者在日常生活遇到問題時所采取的態度和措施。量表共計20個條目，采用李克特4級評分法，條目1～12用以評價積極應對，總分為0～36分；條目13～20用以評價消極應對，總分為0～24分。積極應對和消極應對內部一致性系數分別為0.89和0.78，總量表內部一致性系數為0.90，信效度良好［19］，且較為適合中國人群使用。本研究測得該量表的Cronbach12 3s α系數為0.840。為減少參數估計偏倚，采用題目打包法將量表按照序號奇偶分別將量表兩維度重新組合為：積極應對1、積極應對2；消極應對1、消極應對2。

1.2.5 心理彈性量表（Connor Davidson Resilience Scale，CD-RISC） 該量表由CONNOR等［20］于2003年編制，共25個條目，采用李克特5級評分法，0～4分分別表示“從來不這樣”“很少這樣”“有時這樣”“經常這樣”“一直如此”，總分越高則心理彈性越好。英文版內部一致性系數為0.89，再測信度系數為0.87［20］。YU等［21］于2007年對量表進行翻譯修訂，并將其調整為3個維度：堅韌性（13個條目）、力量性（8個條目）、樂觀性（4個條目），中文版內部一致性檢驗結果為0.91，較為適宜中國人群［21］。本研究測得該量表的Cronbach12 3s α系數為0.879。

1.3 質量控制 研究者均經過統一培訓，采取面對面的形式收集資料，在取得患者知情同意后由研究者親自發放并解釋其內容，并于現場核對問卷完整性，在不違反自愿原則基礎上當場填補遺漏項目，以保證資料收集的準確性與完整性。

1.4 統計學方法 采用SPSS 23.0軟件進行統計學分析。計數資料以相對數表示；計量資料以（x±s）表示；相關性分析采用Pearson相關分析。采用Mplus 7.0軟件建立結構方程模型。采用偏差校正百分位Bootstrap程序檢驗中介效應，抽樣次數為1 000次，一般χ2/df越接近1.000 0表示擬合度越好，且要求比較適配指數（CFI）與非規準適配指數（TLI）均＞0.900，漸進殘差均方和平方根（RMSEA）＜0.050。采用Harman單因素檢驗對全部測量項目進行未旋轉的探索性因素分析，最大因子解釋總變量小于臨界值40.00%時，研究數據不存在共同方法偏差。以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 一般資料 共發放問卷367份，回收有效問卷（能夠真實反映受試者相關信息）350份，有效回收率為95.4%。350例患者中，男284例（81.1%），女66例（18.9%）；年齡18～60歲，平均年齡（42.6±9.9）歲；受教育程度：大專及以上36例（10.3%），高中78例（22.3%），初中143例（40.8%），小學93例（26.6%）；家庭月收入：＜1 000元154例（44.0%），1 000～3 000元118例（33.7%），＞3 000元78例（22.3%）；職業：無業147例（42.0%），農民108例（30.8%），工人76例（21.7%），其他19例（5.5%）；婚姻狀況：未婚149例（42.6%），離異107例（30.6%），已婚84例（24.0%），喪偶10例（2.8%）；居住情況：與家人共同居住244例（69.7%），獨居106例（30.3%）；復發次數1～20次，平均復發次數（4.57±2.96）次；病程1.0～43.3年，平均病程（9.6±8.2）年。

2.2 精神分裂癥患者自我效能、自尊、應對方式及心理彈性得分的相關性分析 患者自我效能1得分為（11.0±2.6）分，自我效能2得分為（10.2±2.7）分，自尊1得分為（12.6±2.3）分，自尊2得分為（14.4±1.7）分，積極應對1得分為（9.3±4.5）分，積極應對2得分為（9.8±4.3）分，消極應對1得分為（6.9±3.1）分，消極應對2得分為（8.0±2.9）分，堅韌性得分為（18.9±8.2）分，樂觀性得分為（14.5±5.5）分，力量性得分為（6.2±3.0）分。自我效能1得分與自我效能2得分、自尊1得分、自尊2得分、積極應對1得分、積極應對2得分、消極應對1得分、消極應對2得分、堅韌性得分、樂觀性得分、力量性得分均呈正相關（P＜0.05）；自我效能2得分與自尊1得分、自尊2得分、積極應對1得分、積極應對2得分、消極應對1得分、消極應對2得分、堅韌性得分、樂觀性得分、力量性得分均呈正相關（P＜0.05）；自尊1得分與自尊2得分、積極應對1得分、積極應對2得分、堅韌性得分、樂觀性得分、力量性得分均呈正相關（P＜0.05）；自尊2得分與積極應對1得分、積極應對2得分、消極應對1得分、消極應對2得分、堅韌性得分、樂觀性得分、力量性得分均呈正相關（P＜0.05）；積極應對1得分與積極應對2得分、消極應對1得分、消極應對2得分、堅韌性得分、樂觀性得分、力量性得分均呈正相關（P＜0.05）；積極應對2得分與消極應對1得分、消極應對2得分、堅韌性得分、樂觀性得分、力量性得分均呈正相關（P＜0.05）；消極應對1得分與消極應對2得分、堅韌性得分、樂觀性得分、力量性得分均呈正相關（P＜0.05）；消極應對2得分與堅韌性得分、樂觀性得分、力量性得分均呈正相關（P＜0.05）；堅韌性得分與樂觀性得分、力量性得分均呈正相關（P＜0.05）；樂觀性得分與力量性得分呈正相關（P＜0.05，見表1）。

2.3 自我效能對心理彈性影響的中介作用機制 通過對自尊、自我效能、應對方式及心理彈性進行梳理構建假設模型（見圖1），采用極大似然法對假設模型進行估計和檢驗，結果顯示“自我效能→消極應對→心理彈性”的中介效應不顯著（β=0.018，P=0.345），因此刪除該路徑，得到以自我效能為自變量，以自尊和積極應對為中介變量，共同作用于精神分裂癥心理彈性的結構方程模型。模型擬合指數為χ2/df=3.800 0，CFI=0.954，TLI=0.930，RMSEA=0.089，表明擬合指數尚佳。“自尊→心理”的中介效應不顯著（β=0.047，P=0.337），因此刪除該路徑。刪除后的模型擬合指數為χ2/df=0.121 7，CFI=0.996，TLI=0.993，RMSEA=0.032，表明擬合指數良好，具體結構方程模型見圖2。

2.4 中介效應檢驗 采用偏差校正百分位Bootstrap程序檢驗效應，結果顯示，自我效能作用于心理彈性的中介路徑包括“自我效能→積極應對→心理彈性”（β=0.213，P＜0.001）和“自我效能→自尊→積極應對→心理彈性”（β=0.094，P＜0.001，見表2）。直接效應“自我效能→心理彈性”的路徑系數為0.535，“自我效能→積極應對→心理彈性”和“自我效能→自尊→積極應對→心理彈性”的路徑系數之和為0.307，中介效應在總效應所占比例為36.5%〔0.307/（0.307+0.535）×100%〕，表明自我效能作用于心理彈性的效應有36.5%是通過自尊及積極應對的鏈式中介效應所介導，因此該模型為部分中介模型。

2.5 共同方法偏差檢驗 采用Harman單因子檢驗方法將所有測試的變量納入探索性因子分析，結果顯示，未經旋轉共有14個因子的特征根＞1，最大因子解釋的變異量為23.47%，小于臨界標準40.00%，因此，推斷研究數據不存在共同方法偏差。

圖1 假設模型結構圖Figure 1 Mediating hypothesis model

圖2 鏈式中介模型結構圖Figure 2 Chain mediating model

表1 自我效能、自尊、應對方式和心理彈性得分的相關性分析（r值）Table 1 Correlation analysis of self-efficacy，self-esteem，coping style and resilience

表2 中介效應檢驗的Bootstrap分析Table 2 Bootstrap analysis of mediating test

3 討論

本研究通過相關分析得出，自我效能與自尊、積極應對、心理彈性呈顯著正相關，較高的自我效能水平預示更高的自尊、積極應對及心理彈性水平，與以往研究一致［6，11］。自我效能、自尊、積極應對均是影響心理彈性水平的保護性因素，對心理彈性產生積極作用。此外，本研究通過結構方程模型的構建，發現自我效能不僅能夠直接預測患者心理彈性水平，還能通過自尊及積極應對的中介作用影響患者的心理彈性水平。中介作用通過2條路徑產生：通過積極應對方式的獨立中介作用；通過自尊和積極應對的鏈式中介作用。

自我效能是核心自我評價的重要組成部分，對精神分裂癥的緩解起直接作用［11］。自我效能水平較高的精神分裂癥患者在面對負性事件時更能認識到個體價值，能夠及時獲取外界環境的控制感與自主性，促使個體從疾病中獲取將困難轉化為經驗資源的能力，進而增強個體的抗壓力及復原力。

此外，本研究發現自我效能可通過積極應對為中介影響心理彈性，表明自我效能水平較高的精神分裂癥患者傾向采取積極應對方式，并由此提高其心理彈性水平。VENTURA等［22］研究結果顯示，精神分裂癥患者自我效能水平與應對方式存在顯著相關性，不同自我效能能夠顯著影響患者在以問題為中心的應對方式中所采取的策略。較高自我效能水平能夠使個體更有效地覺察到自我人格中的積極成分，在應對負性事件時不斷強化自我認知與評價，從而在面對疾病困擾時采用積極視角，建立自我保護機制，增強內化的抗壓力及復原力［23］。因此，既往研究［22-23］支持自我效能通過積極應對影響心理彈性這一結果。

同時，自我效能還可通過自尊及積極應對鏈式中介作用影響心理彈性水平。根據LINK等［24］提出的修正標簽理論，患有精神疾病的人群易將所遭受的外界負性評價內在化，削弱自我效能的保護機制，患者易出現隱瞞病情、回避困難等行為，長此以往，導致自我評價降低及自尊水平下降的消極后果。而自尊水平較高的精神分裂癥患者具備自信應對生活中各種困難的能力，自尊作為一種保護性因子，能緩沖壓力性生活事件對個體的影響［25］。較高的自尊水平在患者應對困難時能夠給予其心理及情感支持，有效喚起個體的積極情緒，進而形成良好適應能力，研究指出針對自尊的治療干預手段可以對應對方式產生影響［26］，因此自尊水平高的患者在處理問題時更多采用積極應對方式。積極應對方式可以推動問題的解決及態度與行為的相互印證，對提高患者內在心理彈性水平有正向作用［27］。因此，較高的自我效能水平能夠改善自我態度和評價，促使個體采取積極應對策略，進而提升心理彈性水平。

現階段我國精神衛生水平發展迅速，但為患者提供的康復治療尚不全面，相對發達國家仍有差距，能夠為患者提供的康復條件也十分有限［28］，可能造成精神分裂癥患者長期處于脫離社會的狀態，使得患者自尊、自我效能及心理彈性水平低下并產生消極應對情緒，對疾病恢復極為不利。本研究發現，精神分裂癥患者自我效能對心理彈性的影響部分通過自尊和積極應對介導，可見，自尊和積極應對在自我感受與個體心理健康水平之間具有重要的中介作用。近年來，積極研究視角的取向，使得精神分裂癥患者重新審視自我發展的力量及重建自我保護機制，對精神疾病的預防和干預具有重要意義。因此，精神衛生醫護人員在臨床干預過程中應積極關注患者的內在感受及應對狀況［29］，及時給予患者有針對性的正性評價及情感支持［30］，構筑良好的積極應對情緒，減輕患者的疾病負擔，進而提高患者的心理彈性水平，促進疾病康復及改善預后。未來研究應納入更多中介變量，探究中介變量間的作用路徑，更清晰地揭示自我效能影響心理彈性的多重中介機制，為臨床干預路徑提供理論依據。

綜上所述，自尊和積極應對在精神分裂癥患者自我效能與心理彈性之間起鏈式中介效應。精神分裂癥患者心理彈性水平可通過多種路徑干預模式進行維護，本研究為提供更為優化的心理行為干預路徑提供理論支持，對改善精神分裂癥患者心理健康水平及預后具有指導性意義。本研究為橫斷面研究，而精神分裂癥病情易隨病程產生動態變化，因此考慮未來研究中采用縱向追蹤調查方式，以期全面了解精神分裂癥患者心理彈性影響因素。此外，影響精神分裂癥患者心理彈性除自我效能、自尊、積極應對外，是否存在其他影響因素尚待進一步考察。

作者貢獻：周郁秋、李國華進行文章的構思與設計，論文的修訂，負責文章的質量控制及審校，對文章整體負責；劉東瑋進行研究的實施與可行性分析，數據收集，統計學處理、結果的分析與解釋，撰寫論文；孫玉靜、柴囡楠進行數據整理及論文修訂。

本文無利益沖突。