人際認知在武漢市某醫(yī)學院醫(yī)學生家庭背景與人際關系困擾間的作用分析

鄒偉能，陳建飛，葉亦盛，陳超億，謝平茹，鄭澤豪，馮占春，馮 達

1華中科技大學同濟醫(yī)學院醫(yī)藥衛(wèi)生管理學院，湖北武漢，430030；2華中科技大學同濟醫(yī)學院藥學院，湖北武漢，430030

聯(lián)合國教科文組織認為，學會如何與他人相處是大學生的4個學習目標之一。因此，在人際交往中，關注大學生人際關系健康發(fā)展十分重要。人際關系是影響大學生心理健康的重要因素，與主觀幸福感呈正相關[1]。人際關系困擾是指個體因人際關系感到痛苦并阻止自身在社會關系中適當發(fā)揮作用的問題[2]。在人際交往時，大學生在家庭背景、生活習慣、價值觀念等方面存在差異，會產生人際關系困擾[3]。在一項來自全國11982名大學生的情感素質調查中，大學生與同學的關系較不融洽甚至很不融洽的比例為77.6%[4]。醫(yī)學生學業(yè)壓力較大，容易出現(xiàn)人際關系困擾[5]，提高醫(yī)學生處理人際關系困擾的能力有助于促進醫(yī)患和諧溝通。家庭背景包括有形資源和無形資源兩種類型，具體是指家庭對社會資源的占有情況，由經濟、文化和組織資源組成，通常可分為弱勢、中等、優(yōu)勢家庭3種[6]。人際認知是個體對自我、他人及人與人之間關系的認知[7]。不同家庭經濟狀況的大學生人際認知水平存在顯著差異[8]，家庭背景好的學生人際認知水平更高，而人際認知偏差是引發(fā)人際關系困擾的危險因素。因此，本研究假設家庭背景可能通過影響人際認知水平從而影響人際關系困擾程度。目前研究大多局限于家庭背景對大學生人際關系產生的影響[9-10]，較少探究家庭背景影響人際關系的作用路徑與影響大小。本研究提出研究假設：家庭背景既直接影響醫(yī)學生的人際關系困擾，又通過人際認知間接影響人際關系困擾，即人際認知在家庭背景與人際關系困擾之間有中介作用。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

于2020年12月，采用分層隨機抽樣方法，在選修“公共關系與人際交往”公選課的臨床醫(yī)學、藥學、管理學等專業(yè)的學生中按年級、專業(yè)進行分層后等比例進行隨機抽樣。課后召集抽樣學生通過問卷星平臺填寫調查問卷，由任課教師監(jiān)督現(xiàn)場與答疑解惑。調查共發(fā)放問卷550份，回收問卷543份，剔除“重復作答”“規(guī)律作答”“回答選項前后邏輯不符”等無效問卷，最終得到有效問卷521份，問卷有效回收率為94.72%。

1.2 研究工具

調查問卷分為4個部分：人口學基本信息調查表(包括性別、生源地、家庭年收入水平等)，人際交往的影響因素調查表(包括個人偏好交往方式、父母學歷、職業(yè)等)，以及人際交往認知量表和人際關系綜合診斷量表，并對兩個量表進行信度和效度檢驗。

1.2.1 人際交往認知量表。廖海霞根據(jù)《人際關系心理學》中個體對自我、他人及人與人之間的關系的認知定義[7]，編制人際交往認知量表[11]。該量表包括自我認知、他人認知、關系認知3個維度，共12個條目，采用Likert 5級評分法，從不符合到符合依次計1-5分，各維度認知情況采用量表得分平均值衡量，總分得分越高表示人際認知水平越高。量表的Cronbach's alpha為0.783，KMO檢驗值為0.736，Bartlett檢驗值的顯著性水平小于0.05，結構效度較好。

1.2.2 人際關系綜合診斷量表。該量表由鄭日昌編制[12]，評價個人在交談、人際與交友、待人接物、與異性交往4個方面的困擾程度，每個維度各有7個條目共28題，調查對象作“是”“否”回答分別計1或0分，總分范圍為0-28分，得分越高說明大學生的人際關系困擾程度越高。人際關系困擾程度分類依據(jù)為：無人際關系困擾(0-8分)、輕度困擾(9-14分)、較嚴重困擾(15-28分)。量表的Cronbach's alpha為0.883，KMO檢驗值為0.736，Bartlett檢驗值的顯著性水平小于0.05，結構效度較好。

1.3 統(tǒng)計學方法

采用SPSS 23.0對數(shù)據(jù)進行獨立樣本t檢驗、單因素方差分析、非參數(shù)檢驗、相關分析、中介效應分析，以P<0.05為差異有統(tǒng)計學意義。針對問卷和量表可能存在的共同方法偏差，采用Harman單因素因子分析[13]。量表條目無旋轉的主成分因子分析結果顯示，特征根大于1的因子數(shù)量為15個，第一個公因子的方差解釋率為13.9%，小于一般規(guī)定的40%，因此認為本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

由于家庭背景分層變量為有序多分類變量，本研究進行多組等級資料的Kruskal-Wallis秩和檢驗，探究不同家庭背景層次的樣本人際關系困擾嚴重程度是否具有差異?；诹勘淼梅志鶠檫B續(xù)變量，將變量進行標準化處理后，插入PROCESS 3.4.1宏程序至SPSS 23.0軟件，運用模型4進行中介效應檢驗[14]，采用Bootstrap法抽取5000個Bootstrap樣本估計效應值的置信區(qū)間。

2 結果

2.1 調查對象基本情況

本研究共調查醫(yī)學生521人，其中男性246人(47.22%)，女性275人(52.78%)；生源地在農村的有204人(39.16%)，在城市的有317人(60.84%)；專業(yè)為臨床醫(yī)學的有175人(33.59%)，藥學的有143人(27.45%)，其他(包括公共衛(wèi)生、衛(wèi)生管理等)的有203人(38.96%)。由表1可知，人際關系困擾得分中位數(shù)為9.00，表明醫(yī)學生人際關系存在一定困擾，各困擾程度所占比例為無人際關系困擾(48.94%)、輕度困擾(36.28%)、嚴重困擾(14.78%)。人際認知得分平均值3.34，該醫(yī)學院學生人際認知為中等水平，具體表現(xiàn)為自我認知水平中等，大多數(shù)學生具備較強的自我認同感；由他人的形象、行為表現(xiàn)、地域等形成的他人認知水平處于較低水平，對他人認知可能會出現(xiàn)偏差；關系認知得分較高表明學生能處理好人際關系，交友動機比較純粹。

2.2 醫(yī)學生人際認知和人際關系困擾的影響因素分析

單因素分析結果表明不同家庭年收入、專業(yè)的醫(yī)學生人際關系困擾與人際認知水平得分差異具有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。事后多重比較顯示，家庭年收入各區(qū)間的人際關系困擾得分均存在差異、其他專業(yè)與臨床醫(yī)學、藥學的人際關系困擾得分存在差異。不同生源地學生的人際認知得分有顯著性差異，來自城市的學生人際認知水平高于來自農村的學生(P<0.01)。偏愛網上交流的學生人際關系困擾程度更高；男生在與異性交往上的困擾程度顯著高于女生(P<0.05)。見表1。

表1 醫(yī)學生人際認知、人際關系困擾得分的單因素分析

2.3 醫(yī)學生人際關系困擾在不同家庭背景上的差異分析

參照既往研究，以父母最高學歷、父母職業(yè)、家庭年收入水平為指標衡量家庭背景[12]。對家庭背景的3個指標計分，父母最高學歷初中及以下、職業(yè)為務農或務工、家庭年收入水平<5萬元的各計1分；父母最高學歷高中，職業(yè)為專業(yè)技術人員、商業(yè)服務人員、個體工商戶、事業(yè)單位辦事人員、軍人，家庭年收入水平5-15萬元的各計2分；父母最高學歷本科及以上，職業(yè)為國家機關、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位負責人，家庭年收入水平15萬元以上的各計3分。調查對象在家庭背景總得分3-4分的為弱勢家庭、5-7分的為中等家庭、8-9分的為優(yōu)勢家庭。此外，原中等家庭若存在家庭年收入<5萬元的統(tǒng)一納入弱勢家庭(優(yōu)勢家庭無此現(xiàn)象)。秩和檢驗結果顯示，來自3類家庭背景的學生困擾程度的比例秩和檢驗P<0.001，差異具有統(tǒng)計學意義。醫(yī)學生人際交往關系困擾程度存在家庭背景差異，可將樣本分為弱勢、中等、優(yōu)勢3個家庭。見表2。

表2 不同家庭背景的學生人際交往關系困擾程度的差異 n(%)

2.4 各變量間的相關分析

相關分析結果表明，家庭背景與人際認知呈顯著正相關，與人際關系困擾、交談、人際與交友、與異性交往呈顯著負相關(P<0.01)，與待人接物相關不顯著(P>0.05)；人際認知水平與人際關系困擾及其4個指標呈顯著負相關(P<0.01)。見表3。

表3 各變量間的相關分析

2.5 人際認知在醫(yī)學生家庭背景、人際關系困擾間的中介作用分析

人際關系困擾與家庭背景、人際認知呈顯著負相關(P<0.01)，提示可能存在中介效應。中介效應分析結果顯示，家庭背景→人際認知→人際關系困擾路徑的95%CI不包含0，具有統(tǒng)計學意義；家庭背景對人際關系困擾的總效應值為-0.23，直接效應值為-0.18，中介效應為-0.05，中介效應占總效應的21.74%。見表4。根據(jù)分析結果繪制出人際認知中介模型。見圖1。

圖1 醫(yī)學生人際認知中介模型

表4 醫(yī)學生人際認知在家庭背景和人際關系困擾之間的中介效應及檢驗

3 討論

3.1 醫(yī)學生存在一定程度的人際關系困擾

調查結果顯示，醫(yī)學生人際關系困擾檢出率為51.06%，人際關系困擾得分中位數(shù)為9分，存在一定程度的人際關系困擾。本研究調查的醫(yī)學生人際關系困擾檢出率與國內學者同期研究中醫(yī)學生人際關系困擾檢出率(53.70%)較為接近[15]，略高于綜合性高校大學生人際關系困擾檢出率(47.64%)[16]。此外，對比以往研究結果發(fā)現(xiàn)[17]，醫(yī)學生人際關系困擾的嚴重情況有所上升，與大學生心理發(fā)展滯后、學校專注學業(yè)能力培養(yǎng)、家庭背景存在差異、社會多元文化沖突具有一定關系[18]。此外，學習生活環(huán)境也是醫(yī)學生產生人際關系困擾的影響因素[17]。醫(yī)學生人際關系困擾4個方面的嚴重程度排序為：交際>交談>與異性交往>待人接物，這與韓美玲等的研究結果一致[19]。根據(jù)量表條目與現(xiàn)實場景，人際關系困擾中交際維度帶來的困擾最重的原因是其涉及的方面更廣，主要測量個人的社交場合反應、外貌評價和交往感受帶來的困擾，這些方面帶來的負面評價更易使個體產生社交焦慮，進而發(fā)生人際關系困擾[20]；交談維度涉及傾聽與表達的表現(xiàn)，溝通能力不足導致的語言誤解容易導致人際關系緊張[21]；醫(yī)學生在與異性交往和待人接物維度表現(xiàn)較好的原因可能是青少年心理發(fā)育較以往更早成熟，社會風氣對于男女關系觀念更加平和自由，個體與異性交往的主觀能動性增強[22]；此外，我國“有朋自遠方來，不亦樂乎”的交往美學源遠流長，家庭注重培養(yǎng)孩子的社交禮儀，以禮待客刻在每一個國民心中。因此，醫(yī)學生基本能夠掌握待人接物的技巧，避免困擾發(fā)生。

綜上，醫(yī)學生人際關系相比以前更加錯綜復雜，人際關系困擾情況有待改善， 且人際關系困擾與抑郁等不良心理健康狀態(tài)高度相關[23]，亟待多方關注與干預。具體而言，學校在進行人際關系困擾干預時，應首要關注學生交際與交談能力的訓練。其次，偏好網上交談而不是面對面交流的學生人際關系困擾得分更高，提示交往主體存在“身體-身份”的缺場[24]，即網上聊天過程中缺失了身體語言表達與身份認同，導致語言信息不被理解或誤解，加劇人際關系困擾。因此，學校應提倡現(xiàn)實生活的人際交往，以輔導員為樞紐、專業(yè)班級為堡壘、趣味活動與體育活動為抓手，加強校園文化建設。同時，針對男生在與異性交往的困擾程度比女生高的現(xiàn)狀，應舉辦與異性交往相關的心理健康講座加以干預。

3.2 醫(yī)學生家庭背景、人際認知與人際關系困擾密切相關

本研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)學生家庭背景、人際認知與人際關系困擾呈顯著負相關，能夠負向預測人際關系困擾程度。家庭背景越好的醫(yī)學生人際關系困擾程度越輕，這與既往研究結論一致[25]。根據(jù)家庭投資理論，家庭良好的社會經濟地位能夠為子女提供較多的發(fā)展成本，從而幫助子女的發(fā)展[26]。不同階層的家庭占有社會資源的比例不同，家庭中資本的代際傳遞形成“馬太效應”。優(yōu)勢家庭的父母具備豐富的社會經驗，更注重子女的生活保障與心理支持，能夠為子女解決人際關系困擾出謀劃策。此外，家庭溫暖、溝通方式良好、父母采用包容與引導教育模式的家庭教養(yǎng)方式下的大學生人際交往能力較強[27]。這一結果提示，家庭背景除了家庭年收入等“硬資源”以外，良好的家庭教養(yǎng)氛圍等“軟資源”也有利于緩解醫(yī)學生人際關系困擾。家庭背景能夠影響醫(yī)學生人際認知水平，且人際認知影響人際關系困擾的能力較強，改善醫(yī)學生的人際認知水平是值得關注的方向。引導醫(yī)學生構建正確的人際認知，有利于形成和諧的人際關系。其次，國家在頂層設計上的完善，學校在資助政策與大學生心理咨詢、心理健康干預等措施的有力執(zhí)行，有助于醫(yī)學生在人際關系困擾方面減輕原生家庭的影響。學校作為學生主要的管理方，通過加強醫(yī)學生人際交往心理學知識、社交禮儀知識的學習，專注提高醫(yī)學生的人際認知水平從而改善人際關系困擾的做法大有可為。

3.3人際認知在醫(yī)學生家庭背景和人際關系困擾間起中介作用

本研究構建了“家庭背景→人際認知→人際關系困擾”的影響路徑，證實了醫(yī)學生人際認知在家庭背景與人際關系困擾之間起到中介作用，這與以往研究結論一致[28]。可能的原因是醫(yī)學生在家庭年收入水平、父母職業(yè)、父母最高學歷等家庭背景的影響下，首先塑造了關于自我認知、他人認知、關系認知的人際認知。研究表明，大學生人際困擾主要由人際認知、情感和行為3種心理因素構成[29]。人際認知影響了人際行為的發(fā)生，人際行為導致人際關系困擾。因此，人際關系困擾的產生與個人的行為與認知相關。其中，原生家庭功能能夠負向預測認知偏差[30]。處于優(yōu)勢家庭的醫(yī)學生在人際交往時比較自信、人際交往能力較高。然而，弱勢家庭的醫(yī)學生往往容易陷入人際交往困境。在遭遇不適宜的人際交往場景時，人際認知水平對人際關系困擾起到負向影響的作用，即人際認知水平較高的醫(yī)學生能夠在心理和行為上減少刺激事件帶來的消極影響。因此，盡管醫(yī)學生家庭背景通過人際認知水平影響人際關系困擾，但是多方可以重視醫(yī)學生人際認知水平的提高，從而緩解其原生家庭導致的不良影響。

基于以上研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學院校層面需加強學生人際關系困擾的動態(tài)監(jiān)測與心理干預，重點關注弱勢家庭的醫(yī)學生。從理論層面，學?？杉訌娽t(yī)學生心理知識學習，加大健康教育力度，克服家庭背景帶來的人際認知缺陷，完善關于自我、他人、關系的認知理念構建，提高人際認知水平。從實踐層面，學校要繼續(xù)大力推行保障醫(yī)學生學習生活的資助政策；建設良好校園環(huán)境，創(chuàng)造舒適的人際交往場所；多樣化舉辦科研競賽、體育活動、社團組織，從團體輔導、心理拓展活動等方面著手搭建學生人際交往平臺；建立“宿舍舍長/班干部-輔導員-心理咨詢中心”的三級人際沖突干預機制，及時控制人際關系困擾產生的不良后果。