護生認知風格和認知情緒調節對人際關系的影響

馬子龍，靳長沛，魏迎鑫，宋星星，張瑞星

（鄭州大學護理與健康學院，河南 鄭州 450001）

人際交往困擾是個體在與人交往過程中，因自身應對能力不足導致的與人際環境要求不匹配，并由此產生的心理困擾或心理問題[1]。護生在日后的臨床實踐中需要面對復雜的人際關系[2]，良好的溝通與人際交往能力可有效提高護生對臨床環境的適應能力和實踐能力，同時對新入職護士第一年的順利過渡起到積極作用[3]。對實習護生的相關報道顯示，近六成實習護生存在不同程度的交往困擾且人際交往能力水平低下[4]。研究者發現，這種心理困擾與個體的自我意識有關[5]，認知風格是個體從認知的角度在感知、記憶、思維及解決問題過程中所采取的個性化和一貫化的態度與方式[6]，場依存性和場獨立性是學界對認知風格分類方式采用較廣泛的兩個維度。認知風格為場依存性者更多使用外部信息參照物（“場”）進行信息加工，場獨立性者則依靠內在標準進行信息加工并且對外部環境體現較少依賴，這兩種認知風格的人在人際交往中思維方式存在差異[6]。認知情緒調節策略是個體從認知出發應對負性事件時采取的情緒調節方式。這種認知加工過程和情緒調節方式會在個體遭遇應激源時對心理層面產生重要影響，且有研究指出，探明認知風格與認知情緒調節策略的關系十分重要[7]。因此，本文從本科護生（以下簡稱護生）認知風格和認知情緒調節策略的角度探究人際交往困擾的影響因素以及三者之間的關系，從而為改善護生人際關系提供新的應對策略，以提升其心理健康水平并促進其從學校到臨床工作順利過渡。

1 對象與方法

1.1 對象

采用整群抽樣和便利抽樣法，在心理學專家的指導下，對鄭州某大學護理與健康學院2018 級在校護生進行線下調查，鑲嵌圖形測驗嚴格按照程序施測，同時認知情緒調節量表和大學生人際關系綜合診斷量表按照相應操作手冊施測，將問卷發放給護生填寫后當場收回。采用EpiData3.1 軟件雙人平行錄入問卷數據，設計邏輯檢錯，發現問題及時核對，刪除信息不完整、填寫內容前后矛盾或者有規律性的問卷以確保數據的準確性。共發放問卷176 份，回收有效問卷157 份，有效問卷回收率89.2%。其中男生33 人，女生124 人，平均年齡為（19.79±1.80）歲。納入標準：（1）2018 級在校護生；（2）無相關精神類疾病。排除標準：調查期間休學者。

1.2 調查工具

（1）一般資料調查表：包括社會人口學資料、專業滿意度、學習成績等其他相關資料。（2）鑲嵌圖形測驗（Embedded Figures Test，EFT）：該問卷由孟慶茂等[8]編修，對測量認知風格信效度良好。采用成人常模計算方法得出護生鑲嵌圖形測驗認知風格得分，＜50 分表明個體認知風格為場依存性，≥50 分表明個體認知風格為場獨立性，分數越高，場獨立性越強。（3）認知情緒調節量表（Cognitive Emotion Regulation Questionnaire，CERQ）：該量表由朱熊兆等[9]對英文版問卷進行修訂而成，具有良好的信效度。某一維度策略得分越高，表明護生越可能使用該策略應對困境或不良事件。本研究中該量表的Cronbach′s α 系數為0.805。（4）大學生人際關系綜合診斷量表：該量表由鄭日昌[10]教授編制，分數由低到高代表人際交往困擾嚴重程度由輕到重，8 分及以下表明無或較少困擾，＞8~14 分對應人際關系輕度困擾，＞14~20 分對應人際關系中度困擾，＞20 分對應人際關系重度困擾。本研究中該量表的Cronbach′s α 系數為0.759。

1.3 統計學分析

應用SPSS24.0 軟件進行描述統計、單因素ANOVA 檢驗、雙變量相關性檢驗和多元線性回歸分析，檢驗水準為α=0.05，P<0.05 為差異具有統計學意義。

2 結果

2.1 護生認知風格整體情況

157 名本科護生中，屬于場依存性認知風格者有56 人，占35.67%；屬于場獨立性認知風格者有101 人，占比64.33%。將護生鑲嵌圖形測驗得分（12.95±6.4）分與大學生常模（13.7±4.6）分相比較，結果表明，兩者差異顯著（P<0.001）。

此研究中，將護生的認知風格與社會人口學各項資料做卡方檢驗，結果顯示，護生的認知風格在性別、家庭戶口所在地、是否獨生子女、專業滿意度、專業興趣、就讀原因、學習成績上均無顯著差異（P>0.05）。

2.2 護生認知情緒調節策略情況

此次調查結果顯示：5 種積極認知情緒調節策略得分情況為積極重新關注（13.27±2.37）分、重新關注計劃（15.37±2.31）分、積極重新評價（15.32±2.45）分、理性分析（10.78±2.49）分、接受（14.15±1.97）分；4 種消極認知情緒調節策略得分情況為自我責難（12.67±1.56）分、責難他人（9.62±2.36）分、災難化（8.21±2.46）分、沉思（12.86±2.59）分。

將護生各個策略得分與常模比較，在接受、沉思、積極重新關注、重新關注計劃、積極重新評價5 個維度上得分高于常模[9]（P<0.001），在理性分析、責難他人兩個維度得分上低于常模[9]（P<0.01），在自我責難和災難化兩個維度策略得分上與常模[9]差異無統計學意義（P>0.05）。

2.3 護生人際交往困擾整體情況

本次調查護生在大學生人際關系綜合診斷量表的結果顯示：護生交談困擾得分（2.13±1.59）分，交際困擾得分（3.15±1.69）分，待人接物困擾得分（1.26±1.34）分，異性朋友交往困擾得分（2.00±1.62）分，人際交往困擾總分為（8.54±4.57）分，處于較低水平，人際交往困擾檢出率為44.6%，輕度人際交往困擾53 人，占總樣本的33.8%；中度人際交往困擾16 人，占總樣本的10.2%；重度人際交往困擾1 人，占總樣本的0.6%。

2.4 不同一般資料護生人際交往困擾得分比較

將一般資料調查表中各項數據及認知風格數據進行人際交往困擾的單因素分析，不同生源地護生在交談困擾維度和人際交往困擾總分上差異具有統計學意義（P<0.05），且為農村＞城鎮，在其他維度上差異無統計學意義（P>0.05）；對專業是否感興趣的護生在待人接物困擾維度上差異具有統計學意義（P<0.05），且為對專業感興趣＜對專業不感興趣，在其他維度和總分上無顯著差異（P>0.05）；不同專業滿意度護生在待人接物困擾維度得分上差異具有統計學意義（P<0.05），且為滿意＜不滿意，一般＜不滿意，在其他維度和總分上差異無統計學意義（P>0.05）；不同學習成績護生在待人接物困擾維度得分上差異具有統計學意義（P<0.05），且為成績偏低＞成績中等，在其他維度和總分上差異不具有統計學意義（P>0.05）。性別、是否獨生子女、認知風格3 項在人際交往困擾各維度得分和總分上差異無統計學意義（P>0.05）。

2.5 認知風格、認知情緒調節策略、人際交往困擾三者的相關性

2.5.1 認知風格、認知情緒調節策略與人際交往困擾的相關性護生認知風格場獨立性與認知情緒調節策略中的沉思策略呈正相關（r=0.186，P<0.05），與其他策略不具有相關性（P＞0.05）。護生認知風格場獨立性與人際交往困擾中的異性朋友交往困擾呈負相關（r=-0.180，P<0.05），與其他維度不具有相關性（P＞0.05），見表1。

表1 認知風格和認知情緒調節策略與人際交往困擾的相關性Table 1 Correlation between cognitive style and cognitive emotional regulation strategies and interpersonal communication difficulties

2.5.2 認知情緒調節策略與人際交往困擾的相關性 護生認知情緒調節策略與人際交往困擾之間呈顯著相關性，具體情況如下：護生在災難化策略上的得分與人際交往困擾總分呈正相關（r=0.253，P<0.01）；護生在積極重新評價策略上的得分與人際交往困擾總分呈負相關（r=-0.214，P<0.01）；護生在沉思策略上的得分與待人接物困擾維度得分呈正相關（r=0.157，P=0.05）；護生在積極重新關注策略上的得分與異性朋友交往困擾維度得分呈負相關（r=-0.221，P<0.01）；護生在災難化策略上的得分與交談困擾、交際困擾維度得分均呈正相關（r=0.229，P<0.01；r=0.301，P<0.01）；護生在積極重新評價策略上的得分與異性朋友交往困擾維度得分呈負相關（r=-0.251，P<0.01）；護生在重新關注計劃策略上的得分與異性朋友交往困擾維度得分呈負相關（r=-0.174，P<0.05）；護生在理性分析策略上的得分與異性朋友交往困擾維度得分呈負相關（r=-0.163，P<0.05）。見表1。

2.6 護生認知情緒調節策略對人際交往困擾的多元線性回歸分析

以人際交往困擾總分為因變量，以認知情緒調節策略各維度得分為自變量進行多元線性回歸分析，結果顯示，災難化、理性分析和積極重新評價進入回歸方程，其可解釋人際交往困擾的9.8%，見表2。

表2 護生認知情緒調節策略對人際交往困擾的多元線性回歸分析Table 2 Multiple linear regression analysis of cognitive emotional regulation strategies for nursing students on interpersonal communication difficulties

3 討論

3.1 關注護生認知情緒調節與人際關系特征，幫助其樹立正確的職業價值觀

本研究顯示，場獨立性認知風格的護生多于場依存性認知風格的護生，比例接近2∶1。Noble 等[11]用鑲嵌圖形測驗對護生認知風格進行測量，發現在學習過程中場依存性認知風格的護生更容易面臨學業失敗，因此更容易產生心理困擾，高校護理教師可以適當調整教學策略并給予場依存性認知風格護生學業上更多的關懷。將護生認知情緒策略各維度得分從高到低排序，依次為重新關注計劃、積極重新評價、接受、積極重新關注、沉思、自我責難、理性分析、責難他人、災難化，這表明護生在遇到負性事件時大多會采用積極的認知情緒調節策略，且排在前4 的積極情緒調節策略均分顯著高于常模[9]，表示護生的心理健康調適水平較為穩健，這與趙麗紅等[12]的研究一致。此次調查護生人際交往困擾檢出率為44.6%，其中交際困擾得分相對較高，與梁莉莉等[13]的研究結果比較接近。研究者認為，出現這種狀況的原因可能是護理專業課業繁重，護生缺乏時間和精力參與交際活動。另外，網絡對人際交往的影響不可忽視，研究發現，網絡成癮會使學生更少地參與線下交往，從而導致交際能力下降[14]。生源地為農村的護生在交談方面比生源地為城市的護生有更多的困擾，這可能與生源地為農村的護生社交面窄以及或多或少存在自卑心理有關。對專業不感興趣和不滿意的護生在待人接物上困擾較多，護生對專業的滿意度和興趣是影響專業認同感的重要因素，相關研究發現，護生的專業認同感普遍處于較低水平[15]。高校教育工作者應注意對護生職業價值觀的正向引導，以減少相關困擾。另外，學習成績偏低的護生在待人接物方面比學習成績中等的護生有更多困擾。研究發現，學習成績越差職業認同感越低[16]，這可能與在待人接物上有較多困擾有關。人際關系是護患關系的核心，有研究顯示，實習護士需要接受人際交往技能的培訓，而這種培訓應該由高校在基礎護理教育中提供[17]。因此，應加強在校護生人際交往技能培訓，并培養其專業興趣，減少其人際交往困擾。

3.2 結合護生認知風格，精準實施策略，減少其人際交往困擾

據鑲嵌圖形測試得分與人際交往困擾的相關性分析顯示，傾向場獨立性認知風格的護生在異性朋友交往方面的困擾較少，這與張鵬等[18]認知風格與交談困擾、交際困擾、異性朋友交往困擾呈正相關研究結果不一致，可能與調查對象不同有關。針對以上本研究的調查結果，研究者認為可能與場獨立性認知風格護生和場依存性認知風格護生在面對感情問題時采取的態度不同有關，場獨立性風格護生在與異性交往中通常缺乏細膩的情感以及良好的交往技巧[19]，但其做事果斷，不易受外在情感問題的影響，故而與異性交往中的困擾較少。另外，面對負性事件時，場獨立性越強的護生越容易選擇沉思這一消極的情緒調節策略，沉思是反復沉浸在與負性事件有關的情緒和體驗中的一種應對策略，而未來的護理工作需要面對較多的負性事件[20]，這不利于護生的心理健康和日后臨床工作的開展，故場獨立性風格的護生應注意選擇其他積極的情緒調節策略，高校管理者和心理工作者也應對此予以重視。

3.3 采用針對性的認知情緒調節策略，有效應對人際交往負性事件

據認知情緒調節策略與人際交往困擾的相關性分析顯示，護生在面對異性朋友交往困擾時，可以采取積極重新關注、積極重新評價、重新關注計劃、理性分析的積極情緒調節策略，具體做法包括思索愉悅的事情來調整情緒、思考事情積極的方面、積極思考解決問題的方法、對事情嚴重性進行理性分析；當有待人接物困擾時，避免使用沉思的應對策略，高校教育工作者也可據此對有人際交往困擾的護生進行心理疏導。此外，災難化對人際交往困擾總分起正向預測作用，積極重新評價、理性分析對人際交往困擾起負向預測作用，據毛毳等[21]對1 611名護理專業大學生進行認知情緒調節策略的網絡模型構建研究結果發現，護生在采用災難化策略時往往會采用理性分析策略，本次災難化和理性分析同時進入回歸方程，在一定程度上也支持這一觀點。另外，據Aldao 等[22]的研究發現，個體在面對應激時，在采用一種認知情緒調節策略不理想后可能會再使用其他策略，因此消極情緒調節策略和積極情緒調節策略都會被選擇。

4 結語

（1）護生人際交往困擾得分平均水平為輕度困擾，但檢出率較高，應引起相關方面的足夠重視，如可通過大學生心理咨詢中心對護生進行定期心理評估，及時進行心理疏導。（2）高校教育者和管理者解決護生人際交往困擾可以從認知角度切入，在教育過程中加大對人際交往技能的培訓力度，幫助護生樹立積極重新評價策略和理性分析策略，提高認知情緒調節能力，以此應對不良事件帶來的困擾。（3）影響護生人際交往困擾的因素有很多，本次研究僅從認知風格和認知情緒調節策略的角度對人際關系的影響展開了研究，后續可納入其他因素做進一步研究。