自我效能對(duì)精神分裂癥心理彈性的影響：自尊與應(yīng)對(duì)方式的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)研究

劉東瑋，周郁秋*，孫玉靜，李國(guó)華，柴囡楠

心理彈性（resilience）是一種面對(duì)壓力及逆境能夠很好適應(yīng)且保持或恢復(fù)心理健康的能力［1］。心理彈性作為心理健康狀況的重要標(biāo)志之一，一直是積極心理學(xué)的研究熱點(diǎn)，其水平降低是精神分裂癥的一種常見癥狀。國(guó)外一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，心理彈性水平的提高可以改善精神分裂癥患者的生活質(zhì)量［2］，促進(jìn)患者重建自我保護(hù)機(jī)制，對(duì)疾病康復(fù)意義重大［3］，且近年來(lái)精神分裂癥患者心理彈性水平已成為疾病診斷、療效評(píng)價(jià)及預(yù)后判斷的重要指標(biāo)［4］。

自我效能（self-efficacy）的概念是由美國(guó)著名心理學(xué)家BANDURA［5］于20世紀(jì)70年代提出，是指?jìng)€(gè)體對(duì)自身行動(dòng)控制的知覺和信念的判斷，自我效能較高的個(gè)體傾向相信自己處理問(wèn)題的能力，面臨挑戰(zhàn)時(shí)采取積極的應(yīng)對(duì)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(huì)功能相關(guān)［6］，較低的自我效能水平可能最終導(dǎo)致精神殘疾。KELLEHER等［7］認(rèn)為在精神疾病患者中，自我效能對(duì)心理彈性水平有正向促進(jìn)作用。

自尊（self-esteem）是指?jìng)€(gè)體在對(duì)待自身態(tài)度上表現(xiàn)出的對(duì)自我價(jià)值的判斷，國(guó)內(nèi)外學(xué)者均認(rèn)為自尊是個(gè)體心理健康水平的決定性因素［8-9］。臨床研究發(fā)現(xiàn)，由于精神分裂癥患者受社會(huì)偏見及其他心理因素影響，易產(chǎn)生自卑及回避情緒，嚴(yán)重影響患者的全面康復(fù)［10］。國(guó)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(yù)測(cè)因素［3］。

應(yīng)對(duì)方式（coping style）是個(gè)體在應(yīng)激狀態(tài)下保持心理平衡的一種方式。精神分裂癥患者作為長(zhǎng)期飽受疾病影響的特殊人群，常會(huì)出現(xiàn)消極應(yīng)對(duì)情緒，對(duì)疾病好轉(zhuǎn)較為不利，甚至出現(xiàn)加重或復(fù)發(fā)的情況。壓力-評(píng)估-應(yīng)對(duì)理論指出，應(yīng)對(duì)是個(gè)體努力適應(yīng)內(nèi)部和外部壓力的過(guò)程［11］。因此，個(gè)體面對(duì)應(yīng)激情境所采取的應(yīng)對(duì)方式常與個(gè)體內(nèi)在韌性與抗壓能力有關(guān)。

根據(jù)文獻(xiàn)梳理可知，自我效能、自尊與應(yīng)對(duì)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(lián)系［12］。已有實(shí)證研究分別論證自我效能、自尊、應(yīng)對(duì)方式對(duì)心理彈性的單一預(yù)測(cè)作用，鮮有研究綜合考察三者對(duì)精神分裂癥患者心理彈性水平的影響機(jī)制。基于此，本研究將綜合考察自我效能、自尊、應(yīng)對(duì)方式對(duì)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(yàn)證精神分裂癥患者的自我效能、自尊、應(yīng)對(duì)方式對(duì)心理彈性的影響機(jī)制，為提升精神分裂癥患者心理彈性提供一個(gè)新的視角。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采用便利取樣方法于2017年7—12月選取赤峰市安定醫(yī)院及大慶市第三醫(yī)院住院及門診收治的精神分裂癥患者367例。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）符合國(guó)際疾病分類編碼（ICD-10）診斷標(biāo)準(zhǔn)的精神分裂癥患者［13］，且年齡為18～60歲；（2）經(jīng)精神科醫(yī)生評(píng)定簡(jiǎn)明精神病評(píng)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(fù)或大部分恢復(fù)；（3）患者能夠理解問(wèn)卷內(nèi)容及配合研究人員完成各項(xiàng)指標(biāo)測(cè)定；（4）患者知情同意并簽署知情同意書。排除標(biāo)準(zhǔn)：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(diào)查問(wèn)卷 根據(jù)研究目的及內(nèi)容自行設(shè)計(jì)，收集患者的社會(huì)人口學(xué)資料，包括性別、年齡、受教育程度、家庭月收入、職業(yè)、婚姻狀況、居住情況、復(fù)發(fā)次數(shù)、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(yǔ)言并廣泛應(yīng)用于精神分裂癥人群［15］。量表共計(jì)10個(gè)條目，采用李克特4級(jí)評(píng)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(cè)得該量表的Cronbach12 3s α系數(shù)為0.859。為減少參數(shù)估計(jì)偏倚，采用題目打包法將量表按照序號(hào)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(cè)定患者對(duì)自身價(jià)值和總體印象的評(píng)價(jià)，共計(jì)10個(gè)條目，分為正向計(jì)分和反向計(jì)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(jì)分條目8改為正向計(jì)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(jì)分。本研究測(cè)得該量表的Cronbach12 3s α系數(shù)為0.704。為減少參數(shù)估計(jì)偏倚，采用題目打包法將量表按照序號(hào)奇偶分別重新組合為：自尊1、自尊2。

1.2.4 簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式量表（Simplified Coping Style Questionnaire，SCSQ） 該問(wèn)卷由解亞寧［19］編制，主要用于評(píng)價(jià)患者在日常生活遇到問(wèn)題時(shí)所采取的態(tài)度和措施。量表共計(jì)20個(gè)條目，采用李克特4級(jí)評(píng)分法，條目1～12用以評(píng)價(jià)積極應(yīng)對(duì)，總分為0～36分；條目13～20用以評(píng)價(jià)消極應(yīng)對(duì)，總分為0～24分。積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.89和0.78，總量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90，信效度良好［19］，且較為適合中國(guó)人群使用。本研究測(cè)得該量表的Cronbach12 3s α系數(shù)為0.840。為減少參數(shù)估計(jì)偏倚，采用題目打包法將量表按照序號(hào)奇偶分別將量表兩維度重新組合為：積極應(yīng)對(duì)1、積極應(yīng)對(duì)2；消極應(yīng)對(duì)1、消極應(yīng)對(duì)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(gè)條目，采用李克特5級(jí)評(píng)分法，0～4分分別表示“從來(lái)不這樣”“很少這樣”“有時(shí)這樣”“經(jīng)常這樣”“一直如此”，總分越高則心理彈性越好。英文版內(nèi)部一致性系數(shù)為0.89，再測(cè)信度系數(shù)為0.87［20］。YU等［21］于2007年對(duì)量表進(jìn)行翻譯修訂，并將其調(diào)整為3個(gè)維度：堅(jiān)韌性（13個(gè)條目）、力量性（8個(gè)條目）、樂(lè)觀性（4個(gè)條目），中文版內(nèi)部一致性檢驗(yàn)結(jié)果為0.91，較為適宜中國(guó)人群［21］。本研究測(cè)得該量表的Cronbach12 3s α系數(shù)為0.879。

1.3 質(zhì)量控制 研究者均經(jīng)過(guò)統(tǒng)一培訓(xùn)，采取面對(duì)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(fā)放并解釋其內(nèi)容，并于現(xiàn)場(chǎng)核對(duì)問(wèn)卷完整性，在不違反自愿原則基礎(chǔ)上當(dāng)場(chǎng)填補(bǔ)遺漏項(xiàng)目，以保證資料收集的準(zhǔn)確性與完整性。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 23.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。計(jì)數(shù)資料以相對(duì)數(shù)表示；計(jì)量資料以（x±s）表示；相關(guān)性分析采用Pearson相關(guān)分析。采用Mplus 7.0軟件建立結(jié)構(gòu)方程模型。采用偏差校正百分位Bootstrap程序檢驗(yàn)中介效應(yīng)，抽樣次數(shù)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(shù)（CFI）與非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（TLI）均＞0.900，漸進(jìn)殘差均方和平方根（RMSEA）＜0.050。采用Harman單因素檢驗(yàn)對(duì)全部測(cè)量項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)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(shí)，研究數(shù)據(jù)不存在共同方法偏差。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 共發(fā)放問(wèn)卷367份，回收有效問(wèn)卷（能夠真實(shí)反映受試者相關(guān)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(xué)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(yè)：無(wú)業(yè)147例（42.0%），農(nóng)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(dú)居106例（30.3%）；復(fù)發(fā)次數(shù)1～20次，平均復(fù)發(fā)次數(shù)（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(yīng)對(duì)方式及心理彈性得分的相關(guān)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(yīng)對(duì)1得分為（9.3±4.5）分，積極應(yīng)對(duì)2得分為（9.8±4.3）分，消極應(yīng)對(duì)1得分為（6.9±3.1）分，消極應(yīng)對(duì)2得分為（8.0±2.9）分，堅(jiān)韌性得分為（18.9±8.2）分，樂(lè)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(yīng)對(duì)1得分、積極應(yīng)對(duì)2得分、消極應(yīng)對(duì)1得分、消極應(yīng)對(duì)2得分、堅(jiān)韌性得分、樂(lè)觀性得分、力量性得分均呈正相關(guān)（P＜0.05）；自我效能2得分與自尊1得分、自尊2得分、積極應(yīng)對(duì)1得分、積極應(yīng)對(duì)2得分、消極應(yīng)對(duì)1得分、消極應(yīng)對(duì)2得分、堅(jiān)韌性得分、樂(lè)觀性得分、力量性得分均呈正相關(guān)（P＜0.05）；自尊1得分與自尊2得分、積極應(yīng)對(duì)1得分、積極應(yīng)對(duì)2得分、堅(jiān)韌性得分、樂(lè)觀性得分、力量性得分均呈正相關(guān)（P＜0.05）；自尊2得分與積極應(yīng)對(duì)1得分、積極應(yīng)對(duì)2得分、消極應(yīng)對(duì)1得分、消極應(yīng)對(duì)2得分、堅(jiān)韌性得分、樂(lè)觀性得分、力量性得分均呈正相關(guān)（P＜0.05）；積極應(yīng)對(duì)1得分與積極應(yīng)對(duì)2得分、消極應(yīng)對(duì)1得分、消極應(yīng)對(duì)2得分、堅(jiān)韌性得分、樂(lè)觀性得分、力量性得分均呈正相關(guān)（P＜0.05）；積極應(yīng)對(duì)2得分與消極應(yīng)對(duì)1得分、消極應(yīng)對(duì)2得分、堅(jiān)韌性得分、樂(lè)觀性得分、力量性得分均呈正相關(guān)（P＜0.05）；消極應(yīng)對(duì)1得分與消極應(yīng)對(duì)2得分、堅(jiān)韌性得分、樂(lè)觀性得分、力量性得分均呈正相關(guān)（P＜0.05）；消極應(yīng)對(duì)2得分與堅(jiān)韌性得分、樂(lè)觀性得分、力量性得分均呈正相關(guān)（P＜0.05）；堅(jiān)韌性得分與樂(lè)觀性得分、力量性得分均呈正相關(guān)（P＜0.05）；樂(lè)觀性得分與力量性得分呈正相關(guān)（P＜0.05，見表1）。

2.3 自我效能對(duì)心理彈性影響的中介作用機(jī)制 通過(guò)對(duì)自尊、自我效能、應(yīng)對(duì)方式及心理彈性進(jìn)行梳理構(gòu)建假設(shè)模型（見圖1），采用極大似然法對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，結(jié)果顯示“自我效能→消極應(yīng)對(duì)→心理彈性”的中介效應(yīng)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(yīng)對(duì)為中介變量，共同作用于精神分裂癥心理彈性的結(jié)構(gòu)方程模型。模型擬合指數(shù)為χ2/df=3.800 0，CFI=0.954，TLI=0.930，RMSEA=0.089，表明擬合指數(shù)尚佳?！白宰稹睦怼钡闹薪樾?yīng)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(shù)為χ2/df=0.121 7，CFI=0.996，TLI=0.993，RMSEA=0.032，表明擬合指數(shù)良好，具體結(jié)構(gòu)方程模型見圖2。

2.4 中介效應(yīng)檢驗(yàn) 采用偏差校正百分位Bootstrap程序檢驗(yàn)效應(yīng)，結(jié)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(yīng)對(duì)→心理彈性”（β=0.213，P＜0.001）和“自我效能→自尊→積極應(yīng)對(duì)→心理彈性”（β=0.094，P＜0.001，見表2）。直接效應(yīng)“自我效能→心理彈性”的路徑系數(shù)為0.535，“自我效能→積極應(yīng)對(duì)→心理彈性”和“自我效能→自尊→積極應(yīng)對(duì)→心理彈性”的路徑系數(shù)之和為0.307，中介效應(yīng)在總效應(yīng)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(yīng)有36.5%是通過(guò)自尊及積極應(yīng)對(duì)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)所介導(dǎo)，因此該模型為部分中介模型。

2.5 共同方法偏差檢驗(yàn) 采用Harman單因子檢驗(yàn)方法將所有測(cè)試的變量納入探索性因子分析，結(jié)果顯示，未經(jīng)旋轉(zhuǎn)共有14個(gè)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(biāo)準(zhǔn)40.00%，因此，推斷研究數(shù)據(jù)不存在共同方法偏差。

圖1 假設(shè)模型結(jié)構(gòu)圖Figure 1 Mediating hypothesis model

圖2 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ徒Y(jié)構(gòu)圖Figure 2 Chain mediating model

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

表2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)的Bootstrap分析Table 2 Bootstrap analysis of mediating test

3 討論

本研究通過(guò)相關(guān)分析得出，自我效能與自尊、積極應(yīng)對(duì)、心理彈性呈顯著正相關(guān)，較高的自我效能水平預(yù)示更高的自尊、積極應(yīng)對(duì)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(yīng)對(duì)均是影響心理彈性水平的保護(hù)性因素，對(duì)心理彈性產(chǎn)生積極作用。此外，本研究通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建，發(fā)現(xiàn)自我效能不僅能夠直接預(yù)測(cè)患者心理彈性水平，還能通過(guò)自尊及積極應(yīng)對(duì)的中介作用影響患者的心理彈性水平。中介作用通過(guò)2條路徑產(chǎn)生：通過(guò)積極應(yīng)對(duì)方式的獨(dú)立中介作用；通過(guò)自尊和積極應(yīng)對(duì)的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

自我效能是核心自我評(píng)價(jià)的重要組成部分，對(duì)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(duì)負(fù)性事件時(shí)更能認(rèn)識(shí)到個(gè)體價(jià)值，能夠及時(shí)獲取外界環(huán)境的控制感與自主性，促使個(gè)體從疾病中獲取將困難轉(zhuǎn)化為經(jīng)驗(yàn)資源的能力，進(jìn)而增強(qiáng)個(gè)體的抗壓力及復(fù)原力。

此外，本研究發(fā)現(xiàn)自我效能可通過(guò)積極應(yīng)對(duì)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(yīng)對(duì)方式，并由此提高其心理彈性水平。VENTURA等［22］研究結(jié)果顯示，精神分裂癥患者自我效能水平與應(yīng)對(duì)方式存在顯著相關(guān)性，不同自我效能能夠顯著影響患者在以問(wèn)題為中心的應(yīng)對(duì)方式中所采取的策略。較高自我效能水平能夠使個(gè)體更有效地覺察到自我人格中的積極成分，在應(yīng)對(duì)負(fù)性事件時(shí)不斷強(qiáng)化自我認(rèn)知與評(píng)價(jià)，從而在面對(duì)疾病困擾時(shí)采用積極視角，建立自我保護(hù)機(jī)制，增強(qiáng)內(nèi)化的抗壓力及復(fù)原力［23］。因此，既往研究［22-23］支持自我效能通過(guò)積極應(yīng)對(duì)影響心理彈性這一結(jié)果。

同時(shí)，自我效能還可通過(guò)自尊及積極應(yīng)對(duì)鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懶睦韽椥运?。根?jù)LINK等［24］提出的修正標(biāo)簽理論，患有精神疾病的人群易將所遭受的外界負(fù)性評(píng)價(jià)內(nèi)在化，削弱自我效能的保護(hù)機(jī)制，患者易出現(xiàn)隱瞞病情、回避困難等行為，長(zhǎng)此以往，導(dǎo)致自我評(píng)價(jià)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(yīng)對(duì)生活中各種困難的能力，自尊作為一種保護(hù)性因子，能緩沖壓力性生活事件對(duì)個(gè)體的影響［25］。較高的自尊水平在患者應(yīng)對(duì)困難時(shí)能夠給予其心理及情感支持，有效喚起個(gè)體的積極情緒，進(jìn)而形成良好適應(yīng)能力，研究指出針對(duì)自尊的治療干預(yù)手段可以對(duì)應(yīng)對(duì)方式產(chǎn)生影響［26］，因此自尊水平高的患者在處理問(wèn)題時(shí)更多采用積極應(yīng)對(duì)方式。積極應(yīng)對(duì)方式可以推動(dòng)問(wèn)題的解決及態(tài)度與行為的相互印證，對(duì)提高患者內(nèi)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(tài)度和評(píng)價(jià)，促使個(gè)體采取積極應(yīng)對(duì)策略，進(jìn)而提升心理彈性水平。

現(xiàn)階段我國(guó)精神衛(wèi)生水平發(fā)展迅速，但為患者提供的康復(fù)治療尚不全面，相對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家仍有差距，能夠?yàn)榛颊咛峁┑目祻?fù)條件也十分有限［28］，可能造成精神分裂癥患者長(zhǎng)期處于脫離社會(huì)的狀態(tài)，使得患者自尊、自我效能及心理彈性水平低下并產(chǎn)生消極應(yīng)對(duì)情緒，對(duì)疾病恢復(fù)極為不利。本研究發(fā)現(xiàn)，精神分裂癥患者自我效能對(duì)心理彈性的影響部分通過(guò)自尊和積極應(yīng)對(duì)介導(dǎo)，可見，自尊和積極應(yīng)對(duì)在自我感受與個(gè)體心理健康水平之間具有重要的中介作用。近年來(lái)，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(fā)展的力量及重建自我保護(hù)機(jī)制，對(duì)精神疾病的預(yù)防和干預(yù)具有重要意義。因此，精神衛(wèi)生醫(yī)護(hù)人員在臨床干預(yù)過(guò)程中應(yīng)積極關(guān)注患者的內(nèi)在感受及應(yīng)對(duì)狀況［29］，及時(shí)給予患者有針對(duì)性的正性評(píng)價(jià)及情感支持［30］，構(gòu)筑良好的積極應(yīng)對(duì)情緒，減輕患者的疾病負(fù)擔(dān)，進(jìn)而提高患者的心理彈性水平，促進(jìn)疾病康復(fù)及改善預(yù)后。未來(lái)研究應(yīng)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(jī)制，為臨床干預(yù)路徑提供理論依據(jù)。

綜上所述，自尊和積極應(yīng)對(duì)在精神分裂癥患者自我效能與心理彈性之間起鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。精神分裂癥患者心理彈性水平可通過(guò)多種路徑干預(yù)模式進(jìn)行維護(hù)，本研究為提供更為優(yōu)化的心理行為干預(yù)路徑提供理論支持，對(duì)改善精神分裂癥患者心理健康水平及預(yù)后具有指導(dǎo)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(chǎn)生動(dòng)態(tài)變化，因此考慮未來(lái)研究中采用縱向追蹤調(diào)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(yīng)對(duì)外，是否存在其他影響因素尚待進(jìn)一步考察。

作者貢獻(xiàn)：周郁秋、李國(guó)華進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計(jì)，論文的修訂，負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校，對(duì)文章整體負(fù)責(zé)；劉東瑋進(jìn)行研究的實(shí)施與可行性分析，數(shù)據(jù)收集，統(tǒng)計(jì)學(xué)處理、結(jié)果的分析與解釋，撰寫論文；孫玉靜、柴囡楠進(jìn)行數(shù)據(jù)整理及論文修訂。

本文無(wú)利益沖突。