心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入的调节效应

刘凤，张雨晨，唐雅兮，余飞龙，邱依杰，文雯

（1.西南医科大学附属医院 心血管内科，四川 泸州 646000；2.西南医科大学 护理学院，四川 泸州 646000）

学业投入是一种积极而充实的精神状态，属于积极心理学范畴[1]，既能预测学生的学业成就，也能让学生维持良好的心身状态，提高其专业成熟度，提升教育质量[2-3]。本科护生是护理事业发展和临床工作未来的主力军，其学业投入水平会直接影响护生对理论和实操的掌握程度，间接影响护理行列的储备质量和临床安全。欺凌行为是指个体反复持续地遭受言语和非言语（身体、社会排斥、人际关系等）的负性行为[4]。研究发现，欺凌行为普遍存在于护生校园教育和临床实习过程中，且会导致护生出现情绪低落、疲劳等症状，影响其学习动力和学业投入时间及精力[5]。心理韧性是个体面临压力、挑战时，能积极应对和有效适应的能力[6]。依据心理应激理论，个体内部心理活动是调节应激源与行为改变间不容忽视的重要变量[7]。基于此，提出本研究假设：心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入间起调节作用。目前，国内外对本科护生欺凌行为、心理韧性、学业投入三者间的关系研究鲜见报道。本研究旨在分析心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入间的调节机制，以期为提高本科护生学业投入水平提供新思路。

1 对象与方法

1.1 研究对象 2022 年2—3 月，采用方便抽样法，选取西南医科大学护理学院4 个年级的本科护生作为研究对象。纳入标准：全日制本科护生，包括正在实习的4 年级护生；知情并同意参与本研究。排除标准：调查期间休学、请假。

本研究涉及回归方程模型，样本量一般要求为自变量数目的5～20 倍[8]，本研究自变量共11 项（一般资料8 项，欺凌行为、心理韧性、欺凌行为×心理韧性共3 项），样本量为55～220，考虑到误差及样本回收中的遗失和无效问卷，最终纳入本科护生234 名。本研究已获西南医科大学附属医院伦理委员会批准（KY2022338）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料 自行编制，包括年级、性别、年龄、是否独生子女、是否学生干部、学习成绩、护理专业喜欢度、毕业后从事护理工作的意愿。

1.2.2 护理教育欺凌行为量表 （Bullying Behaviors in Nursing Education Scale，BBNE）由Cerit 等[9]于2018 年编制，王方园等[10]于2021 年汉化，用于评估过去半年内在护理教育中护生遭受的欺凌行为，量表的Cronbach α 系数为0.921。该量表包括4 个维度，18 个条目，分别为教育环境孤立行为 （4 个条目）、学业攻击行为（4 个条目）、人格攻击行为（6 个条目）、直接负面行为（4 个条目）。采用Likert 5 级评分制，由从不～总是分别计0～4 分。总分0～72 分，得分越高，表明在护理教育中护生遭受的欺凌行为程度越严重；其中得分≥1 分提示护生在过去半年内遭受过欺凌行为，视为被欺凌者[10]。本研究正式调查中该量表的Cronbach α 系数为0.923。该量表已获得作者授权使用。

1.2.3 心理韧性量表 （The Connor-Davidson Resilience Scale，CD-RISC）由Connor 等[11]于2003 年编制，于肖楠等[12]于2007 年汉化，用于评估个体心理韧性水平，量表的Cronbach α 系数为0.91。该量表包括3 个维度，25 个条目，分别为坚韧（13 个条目）、自强（8 个条目）、乐观（4 个条目）。采用Likert 5级评分，由从不～一直分别计1～5 分。总分25～125分，得分越高，说明个体心理韧性水平越高。本研究正式调查中该量表的Cronbach α 系数为0.840。

1.2.4 大学生学业投入问卷 由廖友国[13]于2011年编制，用于评估大学生的学业投入水平，问卷的Cronbach α 系数为0.85。该问卷包括3 个维度，20个条目，分别为认知投入（7 个条目）、情绪投入（7 个条目）、行为投入（6 个条目）。采用Likert 5 级评分，由非常不符合～非常符合分别计1～5 分。总分20～100分，得分越高，说明大学生的学业投入水平越高。本研究正式调查中该问卷的Cronbach α 系数为0.862。

1.3 资料收集方法 由经过同质化培训的5 名调查员发放问卷，首先采用统一指导语向受试对象解释说明调查目的、意义及调查过程中的注意事项，获取其知情同意后发放问卷，由其自行填写。所有问卷均当场发放，填写完毕后当场回收。共发放问卷245 份，回收有效问卷234 份，有效回收率为95.5%。

1.4 统计学方法 采用SPSS 24.0 和Process 3.2 插件分析数据，Excel 2016 绘图。计数资料采用频数、构成比描述；计量资料，若符合正态分布则采用均数和标准差描述，若不符合正态分布则采用中位数和四分位数描述。采用Harman’s one-factor test 对所有变量进行共同方法偏差检验。采用Spearman分析本科护生欺凌行为、心理韧性和学业投入间的相关性。采用Process 3.2 插件验证心理韧性在欺凌行为与学业投入间的调节效应。选择简单斜率检验欺凌行为对学业投入的影响在不同心理韧性水平上的差异。选择Johnson-Neyman 分析心理韧性对欺凌行为与学业投入调节效应的边界值。检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 一般资料 234 名本科护生，年龄（20.60±1.49）岁；其中男51 名（21.8%），女183 名（78.2%）；一年级～三年级142 名（60.7%），四年级92 名（39.3%）；78 名（33.3%）为独生子女；139 名（59.4%）为学生干部；学习成绩多为一般，196 名（83.8%）；护理专业喜欢度以一般居多，153 名（65.4%）；毕业后从事护理工作的意愿：不愿意40 名 （17.1%），一般112 名（47.9%），愿意82 名（35.0%）。

2.2 共同方法偏差检验 采用Harman’s one-factor test 法纳入所有变量，结果显示，特征值＞1 的因子有6 个，第1 个因子解释变异量为32.89%，＜40%的临界值，提示本研究纳入所有变量间不存在显著的共同方法偏差[14]。

2.3 本科护生欺凌行为、心理韧性及学业投入得分情况 本组本科护生欺凌行为、心理韧性及学业投入总分分别为15.00（6.00，21.00）分，（83.68±14.63）分，（63.93±10.78）分。依据护理教育欺凌行为量表评分标准，总分≥1 分提示护生为被欺凌者，本研究在过去半年内遭受欺凌行为的本科护生有214名（91.5%）。各维度得分见表1。

表1 本科护生欺凌行为、心理韧性及学业投入得分（n=234）

2.4 本科护生欺凌行为、心理韧性与学业投入的相关性分析 Spearman 分析结果显示，本科护生心理韧性与欺凌行为总分呈负相关 （rs=-0.201，P=0.002），与学业投入总分呈正相关（rs=0.489，P<0.001），欺凌行为与学业投入总分呈负相关（rs=-0.436，P<0.001）。

2.5 心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入间的调节效应分析 采用Process 3.2 插件，以学业投入为因变量，欺凌行为为自变量，心理韧性为调节变量，控制年级、性别、年龄、是否独生子女、是否学生干部、学习成绩、护理专业喜欢度、毕业后从事护理工作的意愿，选择Model 1，设置参数。结果显示，回归方程有统计学意义（R2=0.482，F=18.756，P<0.001），调节模型成立，心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入间起到负向的调节效应（β=-0.008，P<0.001），欺凌行为×心理韧性的回归模型R2变化量为0.035，即心理韧性调节效应对欺凌行为与学业投入变异的贡献率为3.5%，见表2 和图1。

图1 心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入间的调节模型

表2 心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入的调节效应分析

2.6 心理韧性调节效应简单斜率分析和Johnson-Neyman 分析 为进一步揭示心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入间的调节效应，选择简单斜率法以心理韧性均数±1 个标准差作为高/低心理韧性标准进行分析，结果显示，在高心理韧性和低心理韧性下，欺凌行为对学业投入的影响均有统计学意义（β=-0.362，P<0.001；β=-0.126，P=0.025），见图2。

图2 心理韧性调节效应的简单斜率图

采用Process 3.2 插件进行Johnson-Neyman 分析，结果显示，心理韧性对欺凌行为和学业投入调节效应的边界值为67.550，当＞67.550 时，心理韧性对本科护生欺凌行为和学业投入的调节效应逐渐减弱，见图3。

图3 心理韧性调节效应边界值的Johnson-Neyman 分析图

3 讨论

3.1 91.5%的本科护生在过去半年内遭受过欺凌行为，本科护生心理韧性及学业投入处于中等水平本研究结果显示，91.5%的本科护生在过去半年内遭受过欺凌行为，被欺凌发生率高，与王艳等[15]研究结果（91%）一致，可能与职业特殊性有关。近年来，男护士虽逐渐增多，但护理行业仍以女性为主，本研究女生占78.2%，男生占21.8%，相比男生，女生情感更细腻，自尊心更强，可能一个眼神或者一句玩笑就会使其自尊心受到伤害，继而表现出消极情绪和偏激行为，引发同伴和师生关系紧张，因而易遭受排斥、孤立和语言欺凌。

本组本科护生欺凌行为总分为15.00（6.00，21.00）分，与量表总分中间值36 分相比，处于低水平，说明本科护生遭受的欺凌行为程度轻。其中，直接负面行为条目均分最高，表明护生常被护理教育者质疑，被分配超出自身能力、易打击自信心的任务，提示应加强护理教育者的使命感，改进教学方法，为护生提供自我表现和发展的机会，增强其自信心。

本组本科护生心理韧性总分为（83.68±14.63）分，与量表总分中间值75 分相比，处于中等水平，低于黄雨萱等[16]调查的实习护生心理韧性（91.05±17.04）分，可能与研究对象学历分布和实习比例不同有关。本研究仅纳入本科护生，与调查不同学历层次的研究结果相比更具针对性。此外，本研究纳入了4 个年级的护生，可能由于实习与在校比例及学制类型不同导致的结果间差异。护理教育者应加强对本科护生心理韧性的干预研究，提升其积极应对和有效适应压力与逆境的能力。

本研究本科护生学业投入总分为（63.93±10.78）分，与量表总分中间值60 分相比，处于中等水平，稍低于亓伟业等[17]研究结果（66.64±13.98）分。但各维度得分排序均显示，行为投入条目均分最低，说明护生课堂、课外学习表现欠佳，有较大提升空间。

3.2 本科护生欺凌行为与学业投入的关系 本研究结果显示，本科护生欺凌行为与学业投入呈负相关（rs=-0.436，P＜0.001），即遭受欺凌行为程度越重，护生学业投入水平越低。究其原因，严重的欺凌行为使本科护生感到焦虑和不安，削弱了自信心和能力感知，诱导其质疑职业的选择，进而投入学业的时间和精力逐渐减少，甚至脱离学习，不愿上课[5]。持续遭受欺凌行为对本科护生的心理健康、职业选择满意度、专业认同、学习动机等造成深远的负面影响，不仅如此，护理专业和护理团队未来的发展也会受到影响[18-19]。因此，尽早识别和提前干预各种欺凌行为至关重要。护理教育者首先应明确欺凌者可能是同学、临床医护人员、教师、患者和家属等[20]，通过护理教育欺凌行为量表识别和判断各种欺凌行为的来源，并建立针对性的干预机制。此外，护理教育者还应建立和完善护生欺凌行为预防和应对的管理保障体系，加强护生的欺凌教育，关注护生的心理状态，为护生营造良好的教育环境。

3.3 心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入间的调节作用 本研究结果显示，心理韧性在本科护生欺凌行为与学业投入间起到负向的调节效应（β=-0.008，P＜0.001），即心理韧性能缓解欺凌行为对学业投入的影响。简单斜率分析显示，高心理韧性的护生，欺凌行为对学业投入的影响较小，而低心理韧性的护生，欺凌行为对学业投入的影响较大。究其原因，根据心理韧性的内涵，高心理韧性的个体，具有坚韧不拔、自强不息、乐观向上的内在品质，因而本科护生在面对欺凌行为时能保持良好的心理状态，并能积极应对且有效适应，使学业投入少受甚至免受欺凌行为的影响。相关研究证实，具备良好心理韧性的护生，在负性事件下能及时调用心理资源应对逆境，从而减少因负性事件产生的不良情绪和感受，进而减少对学业投入的影响[21]。此外，Johnson-Neyman 分析进一步指出，当心理韧性得分＞67.550 时，其对本科护生欺凌行为和学业投入的调节效应逐渐减弱，提示护理教育者应注重对低心理韧性水平本科护生进行积极干预，通过提高心理韧性水平，从而缓解欺凌行为对学业投入的影响。

4 结论及本研究的不足之处

综上所述，本研究本科护生被欺凌发生率高，但欺凌行为程度轻，心理韧性和学业投入均处于中等水平。本研究也证实心理韧性能调节本科护生欺凌行为与学业投入间的关系，为护理教育者今后提高本科护生学业投入水平提供了新思路。本研究仅对某高校本科护生开展调查，受地域、教育水平等的影响，样本代表性不足。期待未来进行多中心、大样本的调查，进一步检验本研究结论。