医学生人际关系困扰与家庭教养方式、家庭功能相关分析

段熙明 许瑞雪 马珂 秦岩 胡书章 牛四方 臧阳 付雪楠 李晓涵 慕福芹 刘燕

(1济宁医学院精神卫生学院,济宁 272013;2济宁医学院循证医学中心,济宁 272013;3滨州医学院公共卫生与管理学院,烟台 264003;4山东第一医科大学公共卫生与健康管理学院,济南 250117)

大学生的心理健康与人际关系状况联系密切[1]。人际关系是自杀意念的危险因子之一[2];人际关系能够预测心理健康,有人际困扰的个体更容易出现心理问题[3]。人际关系困扰是指个体在社会化过程中任意场景下(如交谈、交友、异性接触、任务完成等)因各种原因未达到良好效果,主观感受气馁、低沉、压抑等消极情绪,甚至因此产生长期的心理困扰并影响社会行为[4-5]。舒茨与弗洛伊德都认为幼年时期的人际关系对成年之后的人际关系有重要影响[6],即原生家庭因素与个体成年人际关系密切。人际问题解决能力被证明与幼年家庭成长环境有关,高风险家庭成长的孩子在解决人际问题相关的能力表现存在一定欠缺[7]。其中,父母教养方式、家庭功能状况与人际关系均存在密切相关[8-14]。医学生人际关系困扰检出率高达47.8%[15],且家庭环境对医学生的人际关系有重要影响[16]。本文将探索医学生人际关系困扰现状,分析家庭教养方式和家庭功能状况对医学生人际困扰的影响,为未来干预医学生人际困扰问题提供科学依据。

1 对象与方法

1.1 研究对象

2018年4—10月,以班级为单位随机整群选取13384名济宁、日照、潍坊三地市医学院学生作为对象,并以班级为单位组织学生在机房进行电子问卷填写。填写问卷前,结果培训的施测人员向被调查者阐明研究目的及答题注意事项,随后取得被试的知情同意并签署知情同意书。最终,回收有效问卷12847份,有效回收率95.9%。

1.2 研究工具

1.2.1人际关系综合诊断量表[17]对人际关系困扰状况进行评定,由4个因子组成,共计28个题目,分别是交流、交际交友、待人及物和异性交往。各因子得分范围0～7分,得分大于等于3分,代表存在相应方面困扰。人际关系困扰总分为所有因子得分相加,得分范围为0～28分,计算其均数及标准差,得分越高,代表人际困扰程度越高[15]。同时,以人际关系困扰总分大于9分,定义为存在人际关系困扰,计算人际关系困扰筛查率[15]。本研究中,该量表Cronbach′s α为0.845。其中,交谈维度Cronbach′s α为0.772,交际交友维度Cronbach′s α为0.770,待人及物维度Cronbach′s α为0.840,异性交往维度Cronbach′s α为0.813。

1.2.2家庭教养方式量表中文版[18-19](Egma Minnen av Bardndosnauppforstran,EMBU) 测量被试曾经接受过的教养方式经验,分父亲、母亲两个方面,共11个因子,共计132个题目。父亲教养方式包括6个因子(情感温暖关心了解、惩罚严厉、过分干预、偏爱被试、拒绝否认、过度维护),母亲教养方式包括5个因子(情感温暖关心了解、过分干预过分维护、拒绝否认、惩罚严厉、偏爱被试),各因子得分范围在5～76,各因子得分越高,代表被试接受这种教养方式的经验越多。本研究中,该量表Cronbach′s α为0.642。其中,父亲情感温暖、理解维度Cronbach′s α为0.692,父亲惩罚、严厉维度Cronbach′s α为0.613,父亲过分干涉维度Cronbach′s α为0.600,父亲偏爱被试维度Cronbach′s α为0.605,父亲拒绝、否认维度Cronbach′s α为0.616,父亲过度保护维度Cronbach′s α为0.597,母亲情感温暖、理解维度Cronbach′s α为0.692,母亲过干涉、过保护维度Cronbach′s α为0.573,母亲拒绝、否认维度Cronbach′s α为0.611,母亲惩罚、严厉维度Cronbach′s α为0.618,母亲偏爱被试维度Cronbach′s α为0.606。

1.2.3家庭功能评定量表[20](Family Assessment Device,FAD) 用来评定家庭各方面的功能状况。分为解决问题、沟通、角色、情感反应、情感介入、行为控制和总功能共7个因子,共计60个题目。得分以均值表示,得分范围1～4分,得分越高,家庭功能状况越不健康。本研究中,该量表Cronbach′s α为0.877。问题解决维度Cronbach′s α为0.887,沟通维度Cronbach′s α为0.839,角色维度Cronbach′s α为0.853,情感反应维度Cronbach′s α为0.849,情感介入维度Cronbach′s α为0.866,行为控制维度Cronbach′s α为0.881,总的功能维度Cronbach′s α为0.831。

1.3 统计学方法

采用SPSS 25.0进行统计分析,对年龄和人际关系困扰得分及其各维度等计量资料计算均数及标准差,随后对人际关系困扰与家庭教养方式、家庭功能状况进行P-P图正态性检验及Pearson相关分析,对计数资料使用χ2检验及logistic回归分析。采用Box-Tidwell法进行线性检验(共计37个变量,故检验水准ɑ=0.00135,即0.05/37),采用容忍度和方差膨胀因子进行共线性分析。自变量存在共线性时,选择岭回归进行回归分析。本研究中检验水准选取ɑ=0.05。

2 结果

2.1 一般情况

12847名被试平均年龄(19.01±1.33)岁,最小16岁,最大24岁。其中男性4818人,占37.5%,平均(18.91±1.24)岁;女性8029人,占62.5%,平均(19.07±1.38)岁。城镇学生4727人,占36.8%;农村学生8120人,占63.2%。独生子女4849人,占37.7%;非独生子女7998人,占62.3%。

2.2 医学生人际关系困扰情况

12847名医学生中,人际关系困扰总分平均为(5.42±5.22)分,其中,交谈、交际交友、待人及物、异性交往各维度分别为(1.28±1.56)(2.06±1.94)(0.72±1.08)(1.36±1.62)分。3213人(检出率为25.01%)存在人际关系困扰(人际关系困扰总分>9分)。其中,男生1175人(36.57%),女生2038人(63.43%),城镇户口的学生1136人(35.36%),农村户口的学生2077人(64.64%),独生子女1159人(36.07%),非独生子女2054人(63.93%)。按性别、户口、独生子女分别进行卡方检验分析,人际关系困扰检出率在性别、独生子女方面具有统计学差异(P<0.001),城乡差异无统计学意义(P=0.243)(表1)。后续多因素分析将性别、独生子女纳入方程进行混杂因素调整。

2.3 医学生人际关系困扰与家庭教养方式、家庭功能状况的相关性

人际关系困扰与家庭教养方式、家庭功能均服从近似正态分布。Pearson相关分析结果表明,人际关系困扰各项得分与家庭教养方式中父亲情感温暖关心了解、母亲情感温暖关心了解两个因素呈负相关,与其余各因子为正相关(表2)。

2.4 人际关系困扰与家庭教养方式、家庭功能状况的多因素logistic回归分析

2.4.1关于线性联系的检验 本研究采用Box-Tidwell法对该假设进行检验,具体做法是将家庭教养方式、家庭功能与交互项纳入方程,如结果显著(P<0.05),则该交互项变量满足线性假设。随后,线性联系的检验共纳入37项(包括18个自变量、18个交互项和一个常量),显著性水平选取ɑ=0.00135(0.05/37)。SPSS分析结果显示,本文所有交互项的P值均小于0.00135,即家庭教养方式和家庭功能与人际关系困扰之间有线性联系。

2.4.2多重共线性检验 多重共线性是指自变量之间有线性联系[21],如有共线性,那么所建立的回归模型就不能准确地对因变量进行预测,其不仅对线性回归的准确性有很大影响,对回归分析结果有很大影响,模型的回归系数就很可能出现无法解释或与常识相反的现象。本研究采用容忍度和方差膨胀因子指标,若容忍度小于0.1或者方差膨胀因子大于10,则认为自变量之间存在共线性。结果显示,家庭教养方式和家庭功能之间有多重共线性(方差膨胀因子=11.53)。

表1 医学生人际关系各因子得分及人际关系困扰的人口学特征分层分析(N=12,847)

表2 医学生人际关系困扰与家庭教养方式、家庭功能状况的相关系数(r)

2.4.3多因素logistic分析 以人际关系困扰(二分类,0为无,1为有)为因变量。单因素分析结果显示,所有自变量都具有统计学意义,但自变量之间存在多重共线性,用逐步回归处理该问题,最后留下家庭功能的7个维度和家庭教养方式的8个因子共15个自变量。运用向前逐步回归法进行变量选择(选入和剔除标准均为0.05),最后共有14个变量进入方程。结果显示,解决问题、情感介入、总的功能、父亲过分干预、母亲惩罚、严厉的回归系数均为负值,这与相关结果完全相反,由此可见多重共线性已经严重影响了方程的精确性,而逐步回归分析的方法并没有解决该问题(表3)。故改用岭回归法进一步对家庭教养方式、家庭功能与人际关系困扰的关系进行分析。

2.5 家庭教养方式、家庭功能状况与人际关系困扰的岭回归分析

因自变量之间存在多重共线性,岭回归分析结果显示,R2=0.817,调整R2=0.817,F=5051.45,且模型综合检验的P值小于0.001,该模型具有统计学意义,表明该模型的拟合优度较好。纳入变量有家庭教养方式和家庭功能状况两方面共18个因子,最终有12个因子进入方程(P<0.001)。家庭教养方式中,父母亲情感温暖关心了解可以减少人际关系困扰,父母亲拒绝否认、父亲过度维护、母亲过分干预过分维护是人际关系困扰的危险因子,家庭功能状况中,除解决问题外其他因素都是人际关系困扰的危险因子,其中,行为控制对人际困扰的作用最大。

表3 人际关系困扰与家庭功能及家庭教养方式的logistic分析结果

表4 人际关系困扰的岭回归分析结果

3 讨论

医学专业高校生的人际关系困扰率高于其他综合类高校生[15]。本文结果显示,医学生人际关系困扰总检出率为25.01%,低于以往对医学生的研究结果(47.8%)[15]。有人际关系困扰的医学生更多为非独生子女,这与以往研究结果方向一致[3,8-10]。可能与独生子女的家庭功能状况优于非独生子女,独生子女和非独生子女的家庭教养方式也存在差异有关。独生子女享受家庭中更多的资源和父母的关怀,而非独生家庭中子女间会发生更多矛盾,会导致他们感受到更多压力和不公平,从而在报告家庭功能时较为消极。此外,独生子女与非独生子女在应对生活压力时所表现的状态也有所不同,独生子女在应对生活压力上比非独生子女较多地寻求积极的应对方式(如社会帮助)来缓解自身压力[22-23]。因此,这可能影响到他们对人际关系的应对方式,也影响到人际关系困扰的现状。

本研究表明,父母情感温暖与人际关系困扰负相关,教养方式其余各因子与人际关系困扰均为正相关。父母过于严厉和溺爱的养育方式均对医学生人际关系有不良影响,采取包容、鼓励等民主型养育方式的孩子人际关系情况更好。父亲和母亲温暖或关心了解会减轻自卑感[21]。另一方面,父母的情感温暖可以缓冲个体对人际冲突中压力的反应[14]。在温暖环境下成长的孩子往往比较有同理心、擅于从他人角度思考,从而建立良好的人际关系。父母惩罚严厉、过分干预、过分维护和拒绝否认则产生相反的作用。父母惩罚严厉、过分干涉、过分维护的教养方式会降低孩子的自我效能感,使孩子易出现自卑和无助感,从而变得胆小怕事,害怕惩罚、害怕失败;父母拒绝否认会使孩子丧失自信,从而内化为无价值感、无力感等,影响情绪及人际交往,增加人际关系困扰[24]。

家庭功能差的医学生人际困扰程度越高。家庭功能状况较差的环境易造成疏离感[25],而有疏离感的个体会更孤僻,对周围人反应比较消极,从而又导致较差的人际关系,从而形成恶性循环。需进一步研究如何通过改善并提高家庭功能从而降低大学生人际关系困扰问题。

岭回归结果显示,父母亲情感温暖关心了解是人际关系困扰的保护因子,其余因子是人际关系困扰的危险因子。家庭功能状况中行为控制因子的作用最大。父母亲在家庭教育中对子女更多表现出关怀、鼓励等,子女在人际中会更愿意相信别人,体验更少的交往焦虑,容易与他人建立心理上的联系,则人际关系困扰更少[13-14,25]。而父母采取严厉惩罚、过分干预、过分保护都会引发子女的自卑心理[14,21],并且家庭功能水平较差时,大学生的人际疏离感也会增加,对人际关系造成不利影响[5,7-12]。

综上所述,大学生人际关系困扰问题比例较高,尤其是非独生子女。未来研究需进一步证实改善家庭教养方式和家庭功能能否改善大学生人际关系困扰问题,从而降低未来大学生心理问题的发生。

利益冲突:所有作者均申明不存在利益冲突。