臧 爽，李 丹

人際智能是個體人際交往中的智力支持，是察覺并區(qū)分他人的情緒、意向、動機及感覺，理解他人，有效處理人與人的社會關系的能力［1］。人際智能發(fā)達的人具有較強的組織能力、領導能力、協(xié)商能力、分析能力，能夠善解人意，與人相處融洽［2］。護理工作是一項對人際交往能力要求較高的活動，高職護生是護理隊伍的生力軍，這一群體良好的人際交往能力不僅影響護生的專業(yè)態(tài)度、人際氛圍，還關乎其工作質量和職業(yè)發(fā)展。以往對于大學生的研究發(fā)現(xiàn)，人際交往越好的個體核心自我評價越高［3］。核心自我評價是個體對自身能力水平和個人價值所持有的最基本的評價［4］。它影響著個體對自身是否有能力完成任務的評價，支配著個體的行為。然而對于高職護生而言，核心自我評價和人際智能之間的關系需要加以明確。情緒彈性是個體能夠在逆境中激發(fā)出積極情緒，并從消極情緒中恢復的能力［5］。情緒彈性可以促使病人克服困難，減輕壓力，緩解心理的不適，能有效提高個體應對困難的心理水平。以往的研究發(fā)現(xiàn)，情緒彈性是壓力與情緒間的重要中介變量［6］，關系到應激事件影響個體身心健康的程度。對于高職護生而言，情緒彈性是否對其人際智能起到中介作用有待證實。本研究通過引入中介和調節(jié)效應，以期更清晰地探討情緒彈性在高職護生核心自我評價和人際智能之間的作用途徑，深入分析三者之間的作用機制，為提升護生的人際溝通能力及完善對其心理及行為調節(jié)活動的指導提供參考。

1 對象與方法

1.1 對象 采用整群抽樣法，于2014年5月抽取中國醫(yī)科大學高職學院2011級護理專業(yè)314名在校生進行調查。

1.2 方法

1.2.1 調查工具 ①核心自我評價量表（Core Self－Evaluations Scale，CSES）［7］：此量表由 12個條目組成，采用Likert 5點法計分，每個條目從“很不符合”到“非常符合”分別賦值1分～5分，其中反向問題反向計分。量表包括3個維度：自我效能（3個條目）、自尊（5個條目）、控制點（4個條目），12個條目的評分之和即為核心自我評價的評分。本次研究中量表的Cronbach’sα為0.802。②人際智能量表［8］：共計20個條目，采用Likert 5分法計分，每條從“從未如此”到“總是如此”，依序1分～5分計分，總分100分，得分越高表示對該問題的認可度越高，歸為3個維度：人際溝通技巧（6個條目）、合作學習（7個條目）、情緒覺察與表達（7個條目）。量表中反向計分的條目在數(shù)據整理階段對其分值進行轉換。本次測量中該量表的Cronbach’sα為0.854。③青少年情緒彈性問卷［9］：共11個條目，包含積極情緒能力和情緒恢復能力兩個維度，采用Likert 6級評分法計分，每個條目從“完全不符合”到“完全符合”，依次計1分～6分。問卷評分越高表明情緒彈性越好。本研究中該問卷的Cronbach’α為0.806。

1.2.2 調查方法 在取得調查對象的知情同意后，以班級為單位進行團體問卷測評，并講解填寫要求，以不記名方式由學生獨立填寫，問卷當場收回。

1.2.3 統(tǒng)計學方法 使用SPSS13.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據進行錄入分析。統(tǒng)計學分析采用描述性分析、Pearson相關分析、回歸分析，P值均取雙側概率，檢驗水準α＝0.05。

2 結果

2.1 一般情況 本次調查共發(fā)放問卷321份，剔除規(guī)律性作答和作答不完整問卷后，回收有效問卷314份，有效回收率為97.82%。受試對象中，男生9人，女生305人，年齡17歲～21歲（18.25歲±0.76歲）。

2.2 高職護生核心自我評價、人際智能、情緒彈性水平及其相關性 高職護生核心自我評價、人際智能、情緒彈性水平見表1。經相關性分析，除人際智能量表的“情緒覺察與表達”條目和情緒彈性問卷的“情緒恢復能力”因子的相關性無統(tǒng)計學意義外，其余各因子兩兩之間均呈正相關（P＜0.05）。見表2。

表1 高職護生核心自我評價、人際智能、情緒彈性水平

表2 高職護生核心自我評價、人際智能、情緒彈性各變量的相關分析（r值）

2.3 高職護生情緒彈性在核心自我評價和人際智能之間的中介效應 假設情緒彈性在核心自我評價和人際智能之間起中介效應，按照溫忠麟等［10］建議的方法，應用線性回歸分析對中介效應進行檢驗。結果見表3。結果顯示：①以人際智能為應變量，核心自我評價為自變量，回歸系數(shù)達到顯著水平；②以情緒彈性為應變量，核心自我評價為自變量時，回歸系數(shù)達到顯著水平；③以人際智能為應變量，核心自我評價、情緒彈性為自變量，核心自我評價和情緒彈性的回歸系數(shù)均達到顯著水平。應變量人際智能和自變量核心自我評價之間具有相關性，當在它們之間加入中介變量情緒彈性后，人際智能和核心自我評價之間的回歸系數(shù)明顯降低（偏回歸系數(shù)從0.374降低到0.313），提示情緒彈性對核心自我評價與人際智能的中介效應顯著。根據回歸分析結果依次建立3個回歸方程：Y∧1＝2.391＋0.374X1，F(xiàn)＝80.856，P＜0.001；Y∧2＝1.417＋0.539X2，F(xiàn)＝107.262，P＜0.001；Y∧3＝2.231＋0.313X1＋0.113X2，F(xiàn)＝44.274，P＜0.001（式中Y為人際智能，X1為核心自我評價，X2為情緒彈性）。核心自我評價到人際智能的路徑系數(shù)為0.454，P＜0.05；加入情緒彈性之后，核心自我評價到人際智能的路徑系數(shù)降低為0.380，P＜0.05。情緒彈性到人際智能的路徑系數(shù)為0.506，情緒彈性到人際智能的路徑系數(shù)為0.146。0.506與0.146的乘積為0.074，即中介效應；核心自我評價作為自變量對應變量人際智能的回歸系數(shù)為0.454，即總效應。中介效應與總效應的比值為0.163，中介效應占總效應的16.27%。

表3 回歸分析檢驗中介效應 （α入＝0.05，α出＝0.10）

2.4 高職護生情緒彈性在核心自我評價和人際智能之間的調節(jié)效應檢驗 假設情緒彈性在核心自我評價與人際智能之間起調節(jié)效應，按照溫忠麟等［11］建議的方法，采用分層回歸分析。遵循以下步驟對情緒彈性的調節(jié)效應進行檢驗：①對變量中心化處理，即變量各自減去其樣本均值；②生成“情緒彈性×核心自我評價”作為交互作用項；③以人際智能評分作為應變量進行分層回歸分析，在第一步引入主效應項即核心自我評價和情緒彈性，第二步引入交互作用項，根據新增解釋量（ΔR2）及交互作用項的回歸系數(shù)是否顯著，判斷情緒彈性的調節(jié)效應是否具有顯著性。交互作用項“情緒彈性×核心自我評價”的回歸系數(shù)在以人際智能為應變量的回歸方程中達到顯著性水平（β＝－0.109，t＝－2.172，P＜0.05），且引入交互作用項后新增解釋變量（ΔR2）亦達到顯著性水平（ΔR2＝0.008，P＜0.001），提示情緒彈性能調節(jié)核心自我評價與人際智能的關系。根據引入交互作用項后的回歸分析結果建立回歸方程：Y∧＝0.121＋0.311X1＋0.133X2－0.094X1X2，F(xiàn)＝30.009，P＜0.001（式中Y為人際智能，X1、X2和X1X2分別為核心自我評價、情緒彈性和“情緒彈性×核心自我評價”交互作用項）。比較標準化回歸系數(shù)，對人際智能的影響從大到小依次為核心自我評價、情緒彈性和“情緒彈性×核心自我評價”交互作用項。引入“情緒彈性×核心自我評價”交互作用項后對人際智能變異量的解釋增加了0.8%，見表3。

表4 檢驗情緒彈性的調節(jié)效應（α入＝0.05，α出＝0.10）

為了更加清晰地揭示高職護生情緒彈性對核心自我評價和人際智能的調節(jié)作用，根據情緒彈性的平均分將研究對象分為兩組，即高情緒彈性組（得分高于平均分）和低情緒彈性組（得分低于平均分），高情緒彈性組回歸方程為：Y∧＝2.306＋0.408X1（ΔR2＝0.217，F(xiàn)＝44.084，P＜0.001），低情緒彈性組回歸方程為：Y∧＝2.581＋0.301X1（ΔR2＝0.133，F(xiàn)＝23.222，P＜0.001）。在兩個情緒彈性組中，人際智能會隨著核心自我評價的增高而增高，但在核心自我評價條目均分低于2.57分時，隨著核心自我評價的增高，低情緒彈性組的人際智能評分升高更明顯一些，而當核心自我評價條目均分高于2.57分后，隨著核心自我評價的增高，高情緒彈性組的人際智能評分升高更明顯。說明情緒彈性作為調節(jié)變量，并不能改變核心自我評價和人際智能之間的關系的方向，而是調節(jié)二者之間關系的強度。

3 討論

3.1 高職護生核心自我評價與人際智能、情緒彈性的關系 本研究表明，高職護生核心自我評價和人際智能呈正相關，即核心自我評價越高，人際智能越好。核心自我評價與人際智能之間的關系受情緒彈性的影響。以往研究發(fā)現(xiàn)，核心自我評價高的個體傾向于具有穩(wěn)定的情緒、良好的心理控制力、樂觀的工作態(tài)度，并能較好地應對組織環(huán)境的變化［12］。本研究除了驗證核心自我評價與情緒彈性具有相關性外，還發(fā)現(xiàn)情緒彈性在核心自我評價與人際智能之間的關系中處于中介變量，三者的關系是，核心自我評價通過影響情緒彈性，進而影響個體的人際智能。即如果一個人擁有良好的核心自我評價，其情緒彈性就越來越強，當這種內部的動力足夠強烈時，必將有助于其人際智能的提升。人際智能需要通過人與人的交往，在與他們的溝通和合作中學習［13］。本研究結果揭示，在人際交往中，溝通學習不僅僅獲得的是溝通技巧，還有一些個體的行為認知能力需要獲得協(xié)同的提升，只有這些能力的綜合提升才會發(fā)揮合力的作用，共同促進個體人際智能的提高，這其中就包括核心自我評價和情緒彈性。

只有學生的自我評價水平提升了，應對壓力問題時能夠盡快從低迷心境中復原，并保持積極情緒，具有良好的抗挫折心理，才能真正地實現(xiàn)人際智能的提高。

3.2 情緒彈性對核心自我評價與人際智能的作用本研究亦發(fā)現(xiàn)，情緒彈性在核心自我評價與人際智能之間起調節(jié)作用。高核心自我評價在低情緒彈性組和高情緒彈性組均能使人際智能水平升高，且隨著核心自我評價的增高，高情緒彈性組的人際智能評分升高更明顯。長期以來，情商是情緒智力的一種測量結果，近年來逆商（個體應對逆境中的能力商數(shù)）在個體成功中的作用也被社會廣泛接受［14］。情緒彈性正是學生應對困難和挫折的情緒復原能力，它調節(jié)著核心自我評價影響人際智能的強度?？赡艿脑蚴歉吆诵淖晕以u價的人對自己更自信，自我價值感強，相信自己的能力［3］。自我評價低的人常常自我否定、不敢表達自己、在人際關系中易出現(xiàn)敵對的情緒體驗［15］。情緒彈性主要包括積極情緒能力和情緒恢復能力。高核心自我評價的個體能夠正確認識自己，自我控制力和能力的發(fā)揮較為充分，即使遇到容易引發(fā)消極情緒的事件，也會在積極的自我評價下及時調整自己，實現(xiàn)情緒的恢復，并繼續(xù)保持積極的情緒來應對問題。而良好的情緒和穩(wěn)定心境會有助于個體對人際關系的處理，實現(xiàn)順暢溝通。

4 小結

高職護生是特殊的學生群體，雖然在大學階段他們的知識、能力和人格方面有了積極的發(fā)展，但思想深度還不夠，社會經驗缺乏，心理承受能力較弱［16］。有研究發(fā)現(xiàn)，護生最常用的解決人際沖突處理方式是“整合”和“讓步”，即護生更多的是采取有利于雙方的，且避免紛爭的“雙贏”的處理方式［17］。由于解決問題的最終目的是獲得正面的結局，因此根據學生的人際沖突處理特點，使其能夠更好地完成“整合”和“讓步”是提高護生人際智能的關鍵所在。本研究結果為解決上述問題提供了思路。目前有關提升學生人際智能的干預策略非常有限，組織層面的干預較多，而從情緒彈性、自我評價角度的心理行為研究的策略鮮見報道。本研究結果提示，可以通過情緒彈性的提升以及對自我評價方面的教育干預，從而達到緩解高職護生人際困擾，提升其人際智能的目的。

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