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(jué)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?;诖耍狙芯繉⒕C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。
1.1 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。
2.1 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
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(jué)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。