DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
system: [SYSTEM]

user: 1. 问题提出 Facebook、Twitter、微信、QQ、微博等社交媒体的出现改变了人们的交往方式，交流互动从“线下”逐渐向“线上”转移，为个体交流带来了便利(Michele & Jill， 2012)。社交媒体使用(Social Media Use)对青少年主观幸福感的影响已经引起心理学研究者的关注，但二者之间关系并不明朗。有研究表明社交媒体使用有利于个体积累社会资本，提高交往技能，降低孤独感，从而提升生活满意度和幸福感(Sheldon & Abad， 2011; 丁倩，周宗奎，张永欣，2016)，Ellison，Steinfield等学者(2007)认为，Facebook可以为大学生提供社会交往与社会资本。Yang & Brown (2013)认为利用Facebook可以改善大学生的社会适应力；另外一些研究则得到一些不同的研究结果，张永新等人研究显示，社交网站使用以消极社会比较为中介间接影响青少年的幸福感，社交网站使用与幸福感是负相关的(张永欣等，2017)。Labrague (2014)发现使用Facebook的频率虽不能显著预测消极情感，但是，长时间使用Facebook会增加个体的抑郁和焦虑程度。不一致的研究结论，使得社交媒体使用到底对幸福感有何种影响问题的回答变得复杂，研究也需要不断深入，引入新的变量，积累新的资料。 社交媒体作为一种沟通工具，是在人们的交往中起作用的，人际交往引起的心理变化成为其使用与幸福感之间中介变量。有研究表明在接触他人的信息之后个体很容易进行社会比较，这是一个无意识自发的过程，而社交媒体亦是个体进行社会比较的重要场所(Metzger， Wilson， & Pure， 2012)。社会比较与幸福感有着密切关联。研究表明社会比较可以正向预测消极情感，负向预测积极情感(Kim & Chock， 2015)，宋玉洁、熊欢与张翀旎(2018)对综合性三甲医院的护士进行研究也发现，护士社会比较倾向的能力和观念维度均可负向预测主观幸福感。国外研究也得出相类似的结果，Bunnk & Oldersma (2000)发现通过下行比较可以提高满意度，Crabtree & Jutland (2002)发现学习困难青少年的社会比较与自我评价显著相关。 此外，自尊是对幸福感最具预测力的一个主观因素。王佳佳、牧新义与崔占玲(2018)以消防官兵为研究对象进行研究发现，自尊对总体幸福感产生直接正向预测作用。马欣然等人(2017)的研究也发现，自尊与生活满意度、积极情绪间均呈正相关，与消极情绪间呈负相关。 社会比较对个体的自我评价和心理适应有着重要影响。研究表明，自尊在社会比较与主观幸福感之间起中介作用(Kim & Chock， 2015)。Erin等人(2014)发现，使用社交媒体的人拥有更低的自尊，上行比较起着调节作用；当个体习惯进行上行比较时，个体的自尊和相对自我评价偏低。 综上，我们认为社会比较和自尊可能在青少年使用社交媒体与幸福感获得之间起着重要的中介作用，本研究在“使用满足理论”和“社会比较理论”的共同视角下检验青少年社交媒体使用与主观幸福感之间的关系，揭示社会比较、自尊在社交媒体使用与主观幸福感之间起到怎样作用，为青少年如何更好地使用社交媒体，获得幸福感提供理论依据和实证支持，以期促进青少年在新媒体环境下健康成长。 本研究假设为：1) 青少年社交媒体使用、社会比较、自尊与主观幸福感各变量及分维度之间存在显著性相关；2) 社会比较是社交媒体使用与主观幸福感的中介变量；3) 自尊是社交媒体使用与主观幸福感的中介变量；4) 社会比较和自尊对社交媒体使用与主观幸福感起多重中介作用。
system: [SYSTEM]

user: 2. 研究方法 2.1. 被试 抽取河北省随机抽取6所中学(3所城市中学，3所乡镇中学)的青少年进行测试。以班级为单位，利用学生空余课时间分发问卷，学生做完后当场收回。共发放问卷1000份，实际收回问卷为855份，回收率为85.5%；其中有效问卷709份，有效率为82.9%。被试由362名初中生和347名高中生组成，年龄在12~18岁之间，平均年龄为14.92岁(SD = 1.85岁)。 2.2. 研究工具 2.2.1. 社交媒体使用强度问卷 采用Ellisond等人(2007)编制的Facebook使用强度问卷，将问卷中的Facebook修改为社交媒体。该问卷包含8个题目，前2个题目测量个体在社交媒体(QQ、微信等)上的好友数量及每天使用社交媒体的时间；后6个题目测量社交媒体融入个体生活的程度及个体与社交媒体的情感联系强度(例如：“登陆社交媒体已经成为我的日常习惯”、“当有一段时间不登陆社交媒体，我就感觉和外界脱离”等)。采用Likert5点计分，1表示“很不符合”，5表示“非常符合”，将个体得分转化为标准分数并计算平均数，得分越高，表明其使用社交媒体强度越大。量表的Cronbach’s α系数为0.76，信度良好。 2.2.2. 社会比较倾向问卷 采用Gibbons和Buunk (1999)编制的，我国学者王明姬、王垒和施俊琦(2006)修订的中文版社会比较倾向问卷。该问卷共有11个题目(例如：“我常常就自己的受欢迎程度和其他人进行比较”、“我总是想知道在相似的情形下别人会怎样做”)，包含能力比较和观念比较2个维度。采用Likert5点计分，1表示“很不符合”，5表示“非常符合”，个体得分越高，表明个体的社会比较倾向越高。在本研究中社会比较倾向问卷的Cronbach’s α系数为0.83，信度良好。 2.2.3. 自尊量表 采用季益富和于欣(1999)修订的中文版自尊量表。该量表共10个题目(例如：“我感到我有许多好的品质”、“我感到自己值得自豪的地方不多”)。采用Likert4点计分，1表示“很不符合”，4表示“非常符合”，部分题目采用反向计分，个体得分越高，表明个体自尊水平越高。在本研究中自尊量表的Cronbach’s α系数为0.72，信度良好。 2.2.4. 主观幸福感量表 该量表由Diener等人(1985)编制，包含两个分量表即生活满意度量表与情感评价量表。其中有三个因子：生活满意度(5个题项)、积极情绪(6个题项)、消极情绪(8个题项)，分量表均采用Likert7点计分。主观幸福感量表得分采用标准分数，主观幸福感分数 = 生活满意度Z分数 + 积极情绪Z分数 − 消极情绪Z分数。本研究中主观幸福感量表的Cronbach’s α系数为0.81，其中生活满意度量表的Cronbach’s α系数为0.70，积极情绪和消极情绪的Cronbach’s α系数分别为0.73和0.80，信度良好； 2.3. 研究程序 以班级为单位采用集体施测，主试由经过统一培训的心理学研究生组成。首先主试在班级内统一宣读问卷指导语，说明填写方式和注意事项，回答被试问题。在确认被试理解后进行作答，同时保证安静的施测环境。测试时间为20分钟，待被试全部作答完成后当场收回问卷并致谢。 2.4. 数据分析方法 采用SPSS22.0统计软件对回收数据进行描述性分析、t检验、F检验、相关分析和回归分析等；用Hayes (2012)编制的SPSS宏(PROCESS is written by Andrew F. Hayes)的模型6，进行多重中介效应检验。 2.5. 共同方法偏差控制与检验 本研究所有数据均来自被试的自我报告，结果可能受到共同方法偏差的影响。因此，在程序方面进行了相应控制，如问卷采用匿名方式作答、部分条目使用反向计分等。另外，本研究也采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差检验。结果表明，未旋转和旋转后得到的11个因子特征根都大于1，未旋转得到的第一个因子解释的变异量为13.40%，旋转得到的第一个因子解释的变异量为6.68%，都远小于40%的临界值，表明本研究不存在明显的共同方法偏差。
system: [SYSTEM]

user: 4. 讨论 本研究发现，青少年社交媒体使用与主观幸福感总体存在负相关关系，这在一定程度上证明了社交媒体的过度使用会降低青少年的主观幸福感，这与此前一些学者的研究结论相一致(张永欣等，2017；Labrague， 2014)。从具体维度上，社交媒体使用与生活满意度、积极情绪呈负相关关系，与消极情绪呈正相关关系。当进行主观幸福感及维度对社交媒体使用的回归分析时，发现社交媒体使用能单独对主观幸福感、生活满意度、积极情绪产生负向的预测作用，对消极情绪产生正向的预测作用。这一研究结果与我们的假设相一致。 社交媒体使用与社会比较倾向存在正相关关系，与其中的能力比较和观念比较均存在正相关关系。进一步回归分析结果表明社交媒体使用可以单独正向预测社会比较，这与我们的假设一致。社交媒体使用、社会比较均与自尊存在显著的负相关关系。社交媒体使用强度越强会降低青少年的自尊水平，社会比较倾向越高也会降低青少年的自尊水平。社会比较与主观幸福感存在负相关关系，与积极情绪存在负相关关系，与消极情绪存在正相关关系。但研究发现社会比较与生活满意度相关性不显著，这可能是由于生活满意度是一个综合性变量，青少年对于生活满意度的感受性不高导致的。 影响主观幸福感的还有主观因素，例如自尊。本研究发现自尊与主观幸福感存在正相关关系，与生活满意度、积极情绪存在正相关关系，与消极情绪存在负相关关系。以往的有研究结果表明高自尊对主观幸福感具有正向预测作用(王佳佳等，2018)。在本研究中，具有高自尊水平的个体即使面对他人积极方面的信息，对自我的评价也不会改变，能够清楚客观的看待自己，采用积极的应对策略，将消极情绪转化为积极情绪，进一步提高生活满意度和主观幸福感，而低自尊的个体则相反。 本研究链式中介检验结果表明，社会比较与自尊在社交媒体使用对青少年主观幸福感的影响中均起部分中介作用，把社会比较与自尊同时放入中介变量是合理的。本研究多重中介结果表明，社交媒体使用到主观幸福感的直接效应和链式中介效应均显著。将因变量的具体维度积极情绪和消极情绪分别做多重中介检验。 综上所述，社交媒体使用不仅对主观幸福感、积极情绪、消极情绪有直接的预测作用，同时社交媒体使用还可以通过社会比较和自尊两个中介变量预测主观幸福感、积极情绪和消极情绪。社交媒体中的社会比较导致的自我评价降低或自尊的降低会进一步带来消极情绪的增多，积极情感体验的下降，主观幸福感总体水平的降低，故社交媒体使用还能通过社会比较和自尊的链式中介作用对主观幸福感、积极情绪和消极情绪产生影响。对于青少年而言，社交媒体使用强度越强，社会比较倾向就会越高，高社会比较倾向的个体会因自己不如别人的想法而自卑，否定怀疑自己；而自尊作为保护性因子，可以帮助青少年应对社交媒体上的各种不良情况，保持积极的情绪体验，提高主观幸福感。 本研究也存在一些不足，需要在以后的研究中加以补充和改进：一是取样有一定的局限；二是从横向的角度来考察社交媒体使用、社会比较、自尊对青少年主观幸福感的影响，方法较为单一。就目前得到的研究结果提示：学校或者家长应该引导青少年健康合理地使用社交媒体，使其有意识地控制自己的社会比较行为，客观看待社交媒体上呈现的信息，还应根据青少年自身的特点提高其自尊水平。青少年应适当使用社交媒体，让社交媒体有助于其生活、学习和人际交往，帮助他们提高自身的幸福感。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 1) 社交媒体使用对青少年主观幸福感、生活满意度和积极情绪具有显著的负向预测作用，对消极情绪具有显著的正向预测作用。 2) 社会比较和自尊在社交媒体使用与主观幸福感及积极情绪、消极情绪间均存在多重中介作用。
system: [SYSTEM]

user: 课题资助 全国教育科学“十三五”规划课题 “新媒体对青年学生心理健康发展的影响研究”(BBA160045)。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 目的：新型冠状病毒肺炎爆发期间，探究普通民众的焦虑情绪的发生率及其与神经质人格特征的关系。方法：采用线上问卷调查法，收集原始问卷共433份，所有受试者均表示自愿接受调查，得到有效问卷411份，问卷有效回收率为95%，对收集到的数据进行单因素方差分析、相关分析以及回归分析。结果：普通民众中轻度焦虑发生率为41.4%，中度及以上焦虑为20.2%；焦虑自评量表评分与神经质量表各维度以及总分均呈显著正相关；多元线性回归分析结果提示神经质水平对焦虑程度的贡献率最高，其次分别是婚姻状况、身份和职业。结论：在新型冠状病毒肺炎爆发期具有神经质人格特征的人更易出现焦虑情绪，应引起社会的关注，并有针对性的采取干预措施。 关键词 :新型冠状病毒肺炎，焦虑，神经质，回归分析 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 2019年12月以来，中国武汉持续开展流感及相关疾病监测，发现多起病毒性肺炎病例，均诊断为新型冠状病毒肺炎，世界卫生组织总干事谭德塞2020年2月11日宣布，将新型冠状病毒感染的肺炎命为“COVID-19”(Corona Virus Disease 2019)，以前从未在人体内发现，主要表现以呼吸道疾病症状为主，诸如发烧、咳嗽、乏力、呼吸困难等，具有极高的传染性(王凌航，2020)。 因疫情严重，无论是新型冠状病毒肺炎的确诊患者、疫情防控一线医护人员，或是居家隔离的轻症患者(密切接触者、疑似患者)，以及与以上两类人群有关的人，乃至受疫情防控措施影响的疫情普通公众都处于极度担忧的状态下，时刻关注疫情的发展态势，害怕自己或者身边的亲人受到病毒的侵扰，慢慢开始显现出焦虑症状，因此对于不同类型民众焦虑状况的调查以及相关因素研究显得尤为重要，有助于国家了解该公共卫生事件背后民众的焦虑程度，并及时采取相应的干预措施。 神经质是与抑郁和焦虑密切相关的人格因素(Rydberg et al.， 2019)，早期的精神分析理论认为焦虑的产生可能是由潜意识中固定的想法触发的，并提出焦虑是一种神经质的概念(Crocq， 2015)。位东涛(2014)研究了焦虑情绪、神经质水平与海马体积的关系，结果发现神经质水平高的个体其海马体积可能更大，从而对同一应激事件反应出更高的焦虑水平。那么在防疫的关键时期，神经质的人格基础对个体的焦虑程度影响如何，通过对焦虑和神经质两量表的研究来探究神经质对焦虑情绪的影响，有助于早期发现易感人群，有针对性的对该人群进行及时的关怀与干预，使其平稳渡过疫情期。
system: [SYSTEM]

user: 2. 研究方法 2.1. 研究方法 本文采用方便取样的形式进行横断面研究。通过问卷星进行线上问卷的编制和发放，于2020年2月4日到2020年2月10日通过CCPM公众号在朋友圈进行转发，数据收集时间为一周，最后收集到的原始问卷共433份，所有受试者均表示自愿接受调查，得到有效问卷411份，问卷有效回收率为95%，经过数据分析得出研究结果。 2.2. 研究工具 2.2.1. 一般资料调查表 自行设计一般资料调查表，涉及到身份、年龄、学历、性别、职业、是否有子女、婚姻状况以及是否有基础类疾病共八个条目。 2.2.2. 广泛性焦虑量表(Generalized Anxiety Disorder-7， GAD-7) GAD-7用于测量过去两周的焦虑症状的自评量表，共7个条目，项目以0~3级评分，总分范围在0~21分。经研究证实该量表具有良好的信度和效度(Hinz et al.， 2016)。 2.2.3. 神经质量表 该量表由东南大学附属中大医院组织开发的一套自评量表，量表共14个条目，分为低自我价值感，神经敏感，情绪多变和过分担忧四个维度，条目分别有4，3，4，3个，该量表在正常人和临床上均得到了验证，具有量表的信效度，问卷总量表与各分量表的内部一致性系数在.75~.95之间。
system: [SYSTEM]

user: 4. 讨论 本调查发现，普通民众的焦虑评分平均为6.32，其中轻度焦虑(41.4%)，中度及以上焦虑(20.2%)。Eugum等(2005)研究发现，普通人群的焦虑发生率为12%~13%，说明该公共卫生事件对个体的焦虑情绪造成了一定的负面影响，新型冠状病毒肺炎事件所引起民众的焦虑情况比较严重，需引起心理工作者和社会的重视。 单因素分析显示不同的群体身份、学历、婚姻状况、职业类型和是否患有其他基础类疾病在焦虑水平上存在显著差异；学历和婚姻状况在神经质水平上表现出显著差异。总体来看，1) 居家隔离的轻症患者(密切接触者、疑似患者)的焦虑程度最高，疾病疑似患者或者密切接触者接受到的来自周围的心理压力往往较大，从而表现出较高的焦虑水平。2) 学历在焦虑程度和神经质水平上大体表现出学历越低，焦虑程度和神经质水平越高的现象，这与个体的受教育程度有关，学历越高，对事物的看法相对客观，所以尽管在危机时期，也能较好的调整心态，表现出相对较低的焦虑水平；其次，神经质水平越高，个体在学业上表现顺利的几率就会越小，Sobowale等(2018)的研究发现，神经质程度高的学生在大多数专业的表现较差。3) 已婚群体的焦虑程度高于未婚群体，婚姻意味着承担责任与义务，已婚群体在面对重大的危机性事件后，会顾虑更多的事情，比如经济负担，更加担心身边重要他人的健康问题，因而焦虑水平也更高，胡强等(2013)研究发现已婚人士的焦虑发生率要高于未婚人士，与本研究的研究结果一致。离异群体表现出最高的神经质水平，Coplan等(2009)研究发现缺乏温暖的家庭会导致个体较高的神经质倾向，在这种环境中成长的孩子往往不知道如何和他人建立亲密关系，因此长大离婚的概率就会越大，因此相比于未婚和已婚人士，离异的个体表现出更高的神经质倾向。4) 职业类型和是否患有其他基础类疾病在焦虑程度上表现出显著差异，个体户的焦虑情绪最严重，因为在居家隔离的时期，他们的经济损失相对较大，因而表现出较高的焦虑水平。赵海霞和席伟光(2011)对大学生群体进行研究，也发现了经济水平与焦虑水平呈现负相关，即较低的经济水平更容易产生更高的焦虑情绪。本身患有其他疾病的个体对新型冠状病毒肺炎的易感性更高，且报告的死亡病例中大部分人都是有生理疾病基础的，因而他们会表现出对疾病的更高焦虑，因此社会应将心理援助焦点放在此类人群身上。 本研究还发现，高神经质组的焦虑程度显著高于低神经质组。钱敏才等(2009)研究结果也发现焦虑症患者的神经质评分较对照组高。通过相关分析结果发现焦虑水平与神经质总分程度及四个因子分均呈显著正相关(r在.555~.685，P均 < .001)。多元线性回归分析也发现神经质水平对焦虑程度的贡献率最高，且标准化后的B值达到.675，其次分别是婚姻状况、身份和职业。神经质作为一种人格特质，分别从四个方面作用于个体的负性情绪反应，首先对周围发生的负性生活事件表现出极高的易感性，其次由于自我价值感不高，从而更倾向于将消极结果与自身相联系，从而导致无法克制地产生一系列消极的负向情绪，甚至产生躯体反应，最后这些躯体和情绪反应反作用于自身，与性格基础相互作用，一步步加重焦虑情绪反应。那些在神经质方面得分较高的人可能无法消除或忘记周围发生的负面事件，因为他们认为这些事件是无法控制的，但又试图去消除和破解，导致他们反复思考这些事情，从而将思考后的各种负性后果牵连于自身(Rusting & Larsen， 1998)。新型冠状病毒疫情发生期间，高神经质个体对同一事件的负性反应更为强烈，且难以调节，容易产生更高的焦虑情绪，对自身的免疫力以及心理状况造成难以估量的消极影响，因此，高神经质人群的自助以及社会对该类群体所给予的心理援助资源显得尤为重要。本身有神经质人格基础的群体应该意识到自身心理疾病的易感性，其次，摆正自己的情绪反应，顺其自然，接受自己的人格特质，情绪反应过激时可采取适当的呼吸放松或者冥想，另外心理工作者在进行心理援助工作的时候要重视该类群体的心理疏导，关注心理问题易感人群，及时预防心理疾病的产生，阻断心理疾病的发展。 本研究也存在一定的局限性，首先取样的便利性，由于处于全民居家隔离的特殊时期，该研究只能采用线上收集问卷的形式，难免会造成样本的分层不均以及样本缺乏代表性等问题。其次，新型冠状病毒肺炎的发生对整个社会来说属于公共卫生事件，那么在该事件背景下的不同阶段，个体会产生不同的情绪问题，是一个动态不断变化的过程，而本研究只探讨了焦虑这一单一情绪反应。最后，对神经质和焦虑的关系的研究仅从现象学的角度出发，并未深入探究两者之间的内在机制问题。后续会继续深入加以探究。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 新型冠状病毒肺炎爆发期间，民众的焦虑情绪严重。且焦虑水平受到人口学变量和神经质人格特征的影响和制约，神经质人格特征的群体作为该时期的焦虑易感人群，应当受到来自社会和心理工作者的帮助。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 目的：提升新入职护士的同理心，使其在服务理念上尽快成为一个合格护士。方法：在传统岗前培训模式基础上，增加住院48小时体验患者感受的项目，体验前后填写Jefferson同理心测量量表。结果：根据Jefferson同理心测量量表体验前后得分高低进行对照，从观点选择、情感选择、换位思考三个维度分析和讨论同理心的提升问题。结论：住院48小时的患者体验项目，能有效提高新入职护士的同理心，对新护士尽快改变服务理念与工作态度，提升患者满意度，做一个合格护士具有重要意义。 关键词 :新入职护士，岗前培训，同理心，临床应用 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 2016年卫生部印发了《新入职护士培训大纲(试行)》 [ 1 ] 提出要求各医疗机构建立并完善新入职护士规范化培训工作。近年来，许多医疗机构对新入职护士的基础知识和专业知识的培训越来越规范化，但很少有人对新入职护士同理心的方面进行研究，而对新入职护士同理心的关注，一方面是一名合格的护士应具备同理心 [ 2 ]，另一方面也是医护人员人本理念的具体表现形式 [ 3 ]。因此，本研究采取量性研究，通过新入职护士住院48小时体验患者感受的前后量表的分析，对新入职护士在其同理心的提升方面有重要的参考和依据，现报道如下。
system: [SYSTEM]

user: 2. 对象与方法 2.1. 研究对象 以我院2017年入职的护士为研究对象。排除未注册的护士。 2.2. 研究方法 2.2.1. 调查工具 本研究采用美国杰弗逊大学医学教育和健康护理中心的Hojat博士研制开发的Jefferson同理心测量量表(Jefferson Scales of Empathy， JSE)，该量表为医疗卫生领域的同理心测量工具 [ 4 ]。该量表(中文版)在护士同理心测量中具有较高的信度(Cronbach’s α系数为0.797，分半信度为0.788)和效度(内容效度0.2~1之间，结构效度中所有条目的负荷值均在0.4以上) [ 5 ]。该量表在国内护士同理心测量中获得广泛应用 [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ]。 Jefferson同理心量表属于自评量表，共20个条目，采用Linkert 7分制，1分代表非常不同意，7分代表非常同意。计分方式为正向陈述的题目其7级相应分值是1分、2分、3分、4分、5分、6分、7分；反向陈述题目则反向记分。量表总得分为各条目得分之和。该量表分为3个维度，即观点选择(包括条目2、4、5、9、10、13、15、16、17、20共10个条目)、情感选择(包括条目1、7、8、11、12、14、18、19共8个条目)及换位思考(包括条目3、6共2个条目)。 2.2.2. 干预方法 对2017年新入职护士进行了“住院体验48小时”的入职培训，即让护士作为病人进行住院体验，让他们真正作为患者从办理住院、接受各种临床检查、住宿、办理出院等一整套手续，切实感受患者的住院感受，通过感同身受提高对患者的同理心。 2.2.3. 调查方法 于干预前和干预后，对研究对象进行同理心情况调查。将被调查护士分批集中在一起，由课题组人员讲解填表方法后由新护士自行填写，量表当场收回，并由专人核查和管理。 2.3. 数据处理方法 用Epidata3.02软件建立数据库，采用SPSS22.0统计软件包进行数据处理。定量数据用均数±标准差表示，两组间的比较采用配对t检验；定性数据用率或构成比表示。以P < 0.05为差异有统计学意义。
system: [SYSTEM]

user: 3. 结果 2017年我院新入职护士50人，共49人进行了“住院体验48小时”入职培训。其中1人由于家里有事需要处理没能完成培训，1人同理心调查表填写不完整，最终47人进入分析。 3.1. 研究对象的一般情况 39名研究对象最小年龄22岁，最大25岁，平均23.6 ± 10.3岁。学历为专科的13人，占33.33%，本科26人占66.67%。分别来自心内科、肾病科、产科、妇科、普外、内分泌等科室。 3.2. 新入职护士住院体验前后同理心分析 如表1显示，新入职护士在接受住院体验前，从同理心各维度及总分(106.74 ± 7.53)及各条目平均得分(5.34 ± 0.81)处于中上等水平。接受住院体验后，总分及各维度得分均有不同程度的升高，均显著高于体验前，差异有统计学意义(均为P < 0.001)。 Table 1 Employed nurses’ experience in hospital about 48 hours in 201 同理心各维度 体验前 体验后 t P 观点选择 55.85 ± 5.34 60.19 ± 6.61 5.004 <0.001 情感关怀 41.17 ± 3.96 45.66 ± 5.51 5.190 <0.001 换位思考 9.72 ± 2.08 11.68 ± 2.29 4.645 <0.001 总分 106.74 ± 7.53 117.53 ± 12.49 6.419 <0.001 表1. 2017年新入职护士住院体验48小时前后同理心得分情况
system: [SYSTEM]

user: 4. 讨论 4.1. 提高新入职护士同理心的重要性 新入职护士规范化培训大纲中明确要求，法律法规、规范标准、规章制度、安全管理、护理文书、沟通技巧、医学人文、职业素养，尤其是对新入职护士职业素养的培训尤为重要。 优秀的职业素养从专业本身而言有利于更好地与患者进行沟通、交流，取得治疗护理上的配合，能更顺利地开展日常工作；从人文角度而言，职业素养是个人优秀素质的反映，更是对医院形象的一种传承和发扬，而同理心正是职业素养的表现形式之一，同理心是护患关系的核心体现，因而提高新入职护士同理心十分重要。 根据所反馈的调查量表显示，接受住院体验后，新入职护士的同理心总分及各维度得分均有不同程度的升高，均显著高于体验前，不难看出，新入职护士起初对于同理心的了解并不深入，而经过体验后，纷纷意识到了同理心的重要性，但是总归了解深度和广度有限，因此，需要更全面地提高新入职护士的同理心。 就同理心的优势而言，同理心能满足人的社会生活方式的需要，对于加强医患沟通、改善医患关系起到至关重要的作用，通过这种对患者和情绪的认知让其有了被了解的满足感，更贴近患者，从而更了解患者反映某些健康问题的原因和目的，更好地预测患者行为，从一定程度上达到减轻患者焦虑、疼痛的目的，使患者的照护更加具体化，继而其对护士、医院的满意度得以提升，最终能达到护患共赢的局面 [ 10 ] [ 11 ]。 4.2. 住院体验可提升新入职护士的同理心 就客观调查结果显示，新入职护士在接受住院体验前，从同理心各维度及总分及各条目平均得分处于中上等水平，而在其接受住院体验后，得分均有不同程度的升高，均显著高于体验前，新入职护士的同理心得到了提升。 “住院48小时”的模式突破了传统意义上对于新入职护士的培训方法，旨在使其设身处地从患者角度审视和监督医院的护理工作，切实站在患者角度以客观的立场认同其感受和认知，发现和思考临床护理工作中存在的问题和不足之处，以此作为寻求合理的护理对策的依据之一，从而达到满足患者需求达到提高患者满意度的目的，有利于培养护士的同理心意识。 临床情境下的角色扮演给学员更大的想象空间，允许其发展一系列与其自身不同的角色。大多数培训者都重视“学员作为患者”的经历，他们认为通过想象自己患病时的情感体验。在临床工作中更能接受患者的想法 [ 12 ]。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 本研究发现，新入职护士在住院体验前后，同理心发生了改变，主要体现在：在价值选择方面，新入职护士们相比体验前更加赞成适当的交流沟通、互相理解在临床工作中的重要性，并渴望通过一些特定方式更加深入地了解患者情况；在情感选择方面，可以看出护士们纷纷认为除常规治疗护理以外，关注个人经历、情绪等人文方面会对患者产生影响，特别体现在，绝大多数人从体验前认为自己对患者及家属的了解不会产生太大影响转变为高度重视自己对于患者和家属的了解，认为会产生很大影响，重视对患者的关心和关注；在换位思考方面，从起初一部人不太确定是否能做到为患者考虑，变成了明确会为患者进行深入考虑，明确了换位思考的必要性和重要性。 综上，不难得出，同理心与现代护理领域中所倡导的整体护理中的心理护理相吻合。以同理心了解患者的所思所想，进而以此为支点，采取相应的护理措施以缓解或控制患者的负性情绪，主动关心患者，建立彼此信任关系 [ 13 ]。我院新入职护士“住院48小时”体验模式有着重要的存在意义，使入职护士学习、了解和发扬同理心的意识，使护士在入职前不光把聚焦点放到最显著的技术、结果方面，而更加注重人文素养、内涵的补充及服务态度的转变上，注重“量化”的积累和提升，全方位、多层次地发展自己的能力，尽快由一个“新手”转变成为一个合格护士，争做新时代的后备力量。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 为探讨责任感、学习投入、公正世界信念以及自我效能感的关系，采用青少年个体责任感量表、学习投入量表、公正世界信念量表和积极心理资本问卷中的自我效能感分量表对951名高中生进行调查。结果表明：1) 责任感、学习投入、自我效能感与公正世界信念均存在显著正相关。2) 责任感可通过自我效能感和公正世界信念间接影响高中生学习投入。3) 自我效能感比公正世界信念在责任感与学习投入之间的中介作用效果更大。以上结果对提高高中生学习投入水平具有重要价值。 关键词 :责任感，学习投入，公正世界信念，自我效能感 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 德育和智育是教育的真正目的和要求，只有德育和智育双管齐下才能为国家培养高素质的人才(岳永杰，2018)。责任感是道德教育中的核心要点，责任感的培养对智育有怎样的影响，又是如何影响的？本文将从个体内部信念的角度深入探讨责任感与学习投入的关系及其内部作用机制。 学习投入(student engagement)是一种与学习相关的，相对持久的、积极的、充实的情感状态，其特征包括活力、奉献和专注(Schaufeli， Salanova， González-Romá， & Bakker， 2002)。在日常生活中表现为“手不释卷”、“废寝忘食”等。研究发现，中学生的学习投入水平越高，其学业成绩越好(Lei， Cui， & Zhou， 2018；王小凤，燕良轼，2019)，辍学率越低(Finn & Rock， 1997)，身心更加健康(Roth， 2013; Steele & Fullagar， 2009)。大部分研究考虑外部因素对高中生学习投入的影响，如家庭社会经济地位(石雷山，陈英敏，侯秀，高峰强，2013)、学校氛围(刘在花，2017)、教养方式(李永占，2018)等，却忽视个体道德素养的作用。责任感作为一种个人核心素养(安宝珍，2007)，可能是影响高中生的学习投入重要因素。基于此，有必要对责任感与学习投入的关系及其内部作用机制进行深入探讨。 责任感是指控制自己的思想、情感和行为的能力，以及对自己所做的选择及其所产生的社会和个人后果负责的意愿(Mergler & Patton， 2007)。责任是最足以激发个体内在力量的东西，如果一个人从来没承担过有责任感的工作，那他本身真正的力量就不会被激发(燕良轼，李亮，卞军凤，徐异，2018)。大量研究发现，中学生的责任感显著正向预测其学业成就(王小凤，燕良轼，2019；黎玉兰等，2018)，即责任感越强，学业成就表现越好。Wong等人的研究发现，责任感越强的学生更虚心接收批评，其努力学习的动机也更强(谭小宏，秦启文，2005)，学术欺骗行为更少(Singg， Thomas， & Null， 2005)，而这些方面正是学习投入的三个维度的体现。基于上述讨论，提出假设1：责任感显著正向预测中学生的学习投入。如果上述假设成立，那么，责任感又是如何影响学习投入的呢？有必要对其内部作用机制进行深入探讨。 在众多因素中，个体内在信念是指导个体行为的重要因素。社会认知理论认为，人的思想、情感和行为是相互联系的，个体的行为或行为倾向受到学习过程中对环境的观察和解释的影响(Bandura， 1978)。公正世界信念是对自己所处环境认知的重要概念(Faccenda & Pantaléon， 2011)，它是指个体相信自己所生活的世界是公正的，每个人通过自己的努力都能得到其应该得到的，所得即应得(Lerner & Miller， 1978)。用中国的俗话来说，就是相信“一分耕耘，一分收获”。有研究发现，责任感与公正世界信念存在显著正相关(赵改等，2018；易梅等，2019)，而公正世界信念越高的个体，更愿意为未来长远目标进行投资(Hafer， 2000)。学习是一种为未来投资的方式，学习投入是对未来投资的具体表现。因此，责任感可能通过影响高中生对自己所处世界是否公正的信念，进而影响其在学习上的投入水平。基于此，提出假设2：公正世界信念在责任感与学习投入之间起中介作用。 另外，对自身能力的信念也可能是其中一个重要变量。班杜拉的自我效能感理论认为，自我效能感在行为的各种机制中处于核心地位(Bandura， 1982)，也就是说个体选择怎样的任务，在任务中投入多少精力，以及在面临挫折时选择坚持多久，都是依据自我效能感的强度而定(A·班杜拉，吴棠，1987)。责任感较强的个体更倾向于对自己产生积极的自我评价(Singg & Ader， 2001)，在面对困难时坚持得更久(刘海涛等，2011)，因此，他们更可能获得成功体验(付进，黎玉兰，2016)。而成功体验是自我效能感的重要来源(Bandura， 1982)，故责任感越高自我效能感可能也越高。自我效能感对个体学习投入水平的正向预测作用被大量研究证实(Ouweneel， Schaufeli， & Le Blanc， 2013; 蒋舒阳，刘儒德，甄瑞，洪伟，金芳凯，2019)。基于此，提出假设3：自我效能感在责任感与学习投入之间起中介作用。 综上，本研究提出一个并行多重中介模型(见图1)，探讨责任感对学习投入的影响因素及其作用机制。具体而言，考察自我效能感和公正世界信念在责任感与学习投入之间的中介作用，并比较二者之间的效用大小，从而为提高高中生学习投入水平提供理论指导。 图1. 责任感影响学习投入的假设模型
system: [SYSTEM]

user: 2. 方法 2.1. 被试 采用随机抽样法，从湖南某普通高中抽取14个班级进行问卷调查，共发放问卷1000份，回收有效问卷951份，有效率为95.1%。被试的年龄在14至18岁之间，平均年龄为15.66 ± 0.675岁。其中男生408人，占总数42.9%，女生543人，占总数57.1%。 2.2. 研究工具 2.2.1. 青少年个体责任感量表 采用Mergler等人(2016)编制的青少年个体责任感量表(Personal Responsibility Scale)进行测量。该量表由安晓爽(2017)进行翻译修订主要从个体责任、认知控制和情绪和行为控制三个方面来测量个体的责任感程度。共包含17个条目，采用4点计分。其中情绪和行为控制维度的条目均为反向计分，得分越高表示个体责任感越高。在本研究中该量表的Cronbach α系数为0.802。 2.2.2. 学习投入量表 采用学习投入量表(Utrecht Work Engagement Scale-student， UWES-S)对青少年的学习投入进行测量(方来坛，时勘，张风华，2008)。该问卷分为活力、奉献和专注三个维度，如“学习时，我感到精力充沛”，共包含17个条目，采用7点计分，1表示“从未发生”，7表示“总是发生”。计算所有项目的平均分，得分越高表示学习月投入。本研究中，该量表的Cronbach α系数为0.946。 2.2.3. 公正世界信念量表 采用Dalbert (1999)编制，苏志强，张大均和王鑫强(2012)修订的中文版公正世界信念量表(Belief In a Just World Scale)。该问卷包含13个条目，分为一般公正世界信念和个体公正世界信念两个维度。采用6点计分，1表示“完全不同意”，6表示“完全同意”。计算所有项目的平均分，得分越高表示公正世界信念水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.876。 2.2.4. 自我效能感量表 采用张阔等人(2010)编制的积极心理资本问卷中的自我效能分量表，该量表包含7个项目，如“我对自己的能力很有信心”。采用7点评分，1表示“完全不符合”，7表示“完全符合”，得分越高表示自我效能感越高。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.803。 2.3. 研究程序和数据处理 本研究采用团体施测，在征得学校领导和学生的知情同意后，以班级为单位进行。主试为受过心理学专业训练的心理健康老师。测试前由主试宣读指导语，在学生理解答题要求之后，独立进行作答，完成全部施测大约需要10分钟，所有问卷当场回收。采用SPSS20.0和Mplus7.4分析数据。
system: [SYSTEM]

user: 3. 结果 3.1. 共同方法偏差的控制与检验 本研究中的变量均通过被试自我报告收集而来，因此数据可能存在共同方法偏差。数据回收后，采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差检验(周浩，龙立荣，2004)。结果表明，特征根大于1的因子共有10个，且第一个因子解释的变异量为23.99%，小于40%的临界标准，表明本研究不存在明显的共同方法偏差。 3.2. 各变量的平均数、标准差及相关系数 对责任感、学习投入、自我效能感和公正世界信念四个变量进行相关分析，各变量间的相关系数如表1所示。结果表明，四个变量两两之间均存在显著正相关(P < 0.01)，适合做中介效应分析。 3.3. 公正世界信念和自我效能的中介效应检验 根据方杰，温忠麟，张敏强和任皓(2014)提出的基于结构方程模型的多重中介分析的检验程序检验公正世界信念和自我效能的效应。在Mplus7.4软件中，我们直接借助model constraint语句可以实现多重中介效应分析(方杰，温忠麟，张敏强，孙配贞，2014)。接着，我们采用偏差校正百分位Bootstrap法检验中介效应(见图2)，抽样次数为2000，并计算95%的置信区间。 Table 1 Mean， standard deviation and correlation coefficient of each variabl 变量 M SD 责任感 公正世界信念 自我效能感 责任感 2.85 0.33 1 公正世界信念 4.05 0.73 0.333 ** 1 自我效能感 4.26 0.85 0.474 ** 0.270 ** 1 学习投入 4.14 0.99 0.384 ** 0.304 ** 0.494 ** 表1. 各变量的平均数、标准差和相关系数 注： * p < 0.05， ** p < 0.01， *** p < 0.001，下同。 结果显示，模型的拟合指标良好(χ 2 = 82.895， df = 23， χ 2 /df = 3.60， CFI = 0.983， TLI = 0.974， SRMR = 0.028， RMSEA = 0.052)，责任感显著预测公正世界信念(β = 0.459， p < 0.001)、自我效能感(β = 0.667， p < 0.001)和学习投入(β = 0.744， p < 0.001)，公正世界信念显著预测学习投入(β = 0.104， p < 0.05)，自我效能感也显著预测学习投入(β = 0.239， p < 0.001)。中介效应检验结果(见表2)发现，总的中介效应显著Z = 5.186 (p < 0.000)。由此可见，将公正世界信念和自我效能感两个变量同时作为中介变量是合理的。再者，路径1和路径2的效应量分别为：0.092、0.305，与之相应的Z值为2.049 (p < 0.05)和4.998 (p < 0.000)。这表明在责任感相同的情况下，要提高学生的学习投入，增加学生的自我效能感更有效。最后，两条路径的中介效应差异显著，即自我效能的中介效应显著高于公正世界信念在责任感对学习投入中的效应。此外，责任感对学习投入的直接效应为0.744，所以中介效应占总效应比例为28.08%。 Table 2 The mediating effect of responsibility and learning engagemen 效应值 95%置信区间 Lower Upper 间接效应 路径1 责任感→公正世界信念→学习投入 0.092 * 0.009 0.171 路径2 责任感→自我效能感→学习投入 0.305 *** 0.182 0.405 总中介效应 0.397 *** 0.243 0.523 对比效应 路径1 vs.路径2 −0.213 ** −0.352 −0.085 表2. 责任感对学习投入的中介效应检验 图2. 公正世界信念和自我效能感在责任感与学习投入间的中介作用
system: [SYSTEM]

user: 4. 讨论 4.1. 责任感对高中生学习投入具有显著的正向影响 研究结果发现，责任感可以显著正向预测高中生的学习投入，这与前人的研究结果一致(王小凤，燕良轼，2019)。产生这种结果可能有以下两个原因。第一，责任感越高的个体具有较强的自我控制能力。Hellison (1985， 2003)提出的教授自我和社会责任感模型(Teaching Personal and Social Responsibility model， TPSRM)认为，自我控制是责任感重要组成部分。自我控制是个体为了未来长远目标，有意识地控制冲动行为，抵制满足直接需要和愿望的能力(李琼，黄希庭，2012)。学习是一种为未来长远目标投资的行为，在学习上投入也就意味着放弃当下一些充满诱惑的活动，如娱乐活动。因此，责任感越强的学生，也更能控制自己，抵制诱惑，学习投入水平也就更高。第二，责任感高的个体的自我认同感也较高(黄四林，韩明跃，宁彩芳，林崇德，2016)。根据社会认同理论，当个体认同了某个群体，他就有可能为了群体的利益挺身而出(Roth & Steffens， 2014)，比如努力学习为班级争取荣誉，或争取成为对国家有用的人才。对高中生而言，学习是他的主要任务，也是他目前的义务，因此，责任感越强的个体会有更高的学习投入水平。以上结果表明，对学生责任感的培养能有效促进高中生的学习投入水平，因此，在教学生应当注重对学生责任感的培养。 4.2. 责任感通过公正世界信念和自我效能感影响高中生学习投入 对于公正世界信念的中介作用，当个体责任感较强时，他会更相信这个世界是公平的，进而在学习上表现出更高的学习投入水平，这与以往的研究结果一致(Jiang， Yue， Lu， Yu， & Zhu， 2016; 任萍等，2017)。可能的解释是：一方面，责任感较强的个体，会更加积极主动的承担社会责任，做出更多的亲社会行为(谭小宏，秦启文，2005)，而那些做出更多亲社会行为的个体也是具有更强的“善有善报”信念的人，即公正世界信念越高。另一方面，根据公正世界理论，公正世界信念作为一种重要的个体心理资源，有利于个体更加愿意专注长远目标(Hafer， 2000)，在学习上的投入水平越高，学业成绩越高(Dalbert & Maes， 2002)。 此外，本研究还发现自我效能感在责任感与学习投入之间发挥更强的中介作用。在本研究中自我效能感是指高中生对自己能力的自信程度，是对自我能力的认知。责任感得分越高的高中生，其同样也认为自己的能力越强，从而表现出更高的学习投入水平。这也与以往研究结果相一致(Liu et al.， 2017; 蒋舒阳等，2019)。可能是因为自我效能感的来源主要有成功经验、替代性经验、想象经验以及言语说服。那些责任感越强的个体会更加积极的面对一些具有挑战性任务，相对而言他们更有可能获得成功，增加成功体验，从而增强他们的自我效能感。同时，责任感越强的个体会有更加积极的自我评价(刘海涛等，2011)，从而增强其自我效能感，在学习上也更加投入。由此可知，责任感较强的高中生通过提高其自我效能感进而影响其学习投入水平。 对两条中介路径的效果进行对比发现，自我效能感在责任感与学习投入之间的中介效应比公正世界信念更强，且具有显著差异。目前，还没有研究比较过这两种路径的差异。但仍可以推测，可能是因为高中生具有较强的逆反心理(韩梅，谷传华，王慧，薛雨康，2016)。对家长或老师从小就给他们灌输的“读书改变命运”、“一分耕耘，一分收获”等观念产生抗拒的心理。他们更期待得到成人或重要他人的认可(韩梅等，2016)，成功的经验也会使他们更有信心克服学习中遇到的困难，从而学习投入水平更高。因此，增强高中生的自我效能感对提高其学习投入更有效。 4.3. 研究局限与未来研究展望 本研究综合考察了自我效能感和公正世界信念在责任感影响学习投入中的中介效应，明晰了责任感影响学习投入的内在机制，丰富了学习投入领域的研究，同时对青少年学习责任感的教育也具有重要的指导意义。然而，本研究仍然一些局限：1) 作为一项横断研究，无法对变量间的因果关系进行推论，未来研究可以采用纵向研究揭示变量间的双向关系和因果关系。2) 数据均来自学生的自我报告，可能存在社会赞许性效应，应该综合考察更多方面的数据，如老师、家长或同学对某个个体学习投入的感知，以得到更为客观的数据。3) 本研究只选取一所学校的学生进行调查，被试群体比较单一，未来研究希望能扩大取样范围，提高研究结果的普适性。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 本研究得出以下结论： 1) 责任感、公正世界信念、自我效能感与学习投入呈两两之间显著正相关； 2) 公正世界信念和自我效能在责任感对学习投入间起并行多重中介作用； 3) 与公正世界信念相比，自我效能感在责任感与学习投入之间发挥更强的中介作用。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 目的：探讨工作压力和心理弹性对上班族手机依赖的影响。方法：采用《工作压力问卷》、《心理弹性量表》、《手机依赖问卷》，对253名上班族进行调查。结果：1) 工作压力在性别上存在显著差异，不同恋爱状况的上班族其心理弹性存在边缘性显著差异。2) 工作压力和手机依赖显著正相关(r = 0.289， p < 0.01)，心理弹性和手机依赖显著负相关(r = −0.158， p < 0.05)。3) 心理弹性在工作压力和手机依赖中起调节作用。结论：心理弹性能够在一定程度上减轻上班族手机依赖行为。 关键词 :工作压力，手机依赖，心理弹性，调节作用 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 全球化信息时代的今天，智能手机作为一种新兴媒体，越来越受到人们的喜爱，特别是智能手机的移动便捷性、功能多样性及成本低廉的特点，更是逐渐取代了其他多媒体。中国互联网络信息中心统计，截至2019年6月，我国网民数量达8.54亿；其中，手机网民数量达8.47亿，占整体网民的99.1%，网民中手机网民数量占比由2016年的95.1%提高到99.1% [ 1 ]。由此可知，手机几乎已成为网民上网必备工具。同时，手机对于上班族来说更是不可或缺，他们获取信息、沟通交流、娱乐放松都在极大程度上依赖手机。此外，日益增长的工作压力，让上班族白天上班，晚上熬夜刷手机已成常态，在他们看来，这是释放工作压力的一种有效途径。然而，可以预想的是，熬夜刷手机带来的精神不振，导致第二天工作效率低下，反而产生更多的压力，又转而使其更加依赖手机，长此以往的恶性循环，会不断地加重上班族手机依赖情况。手机依赖(mobile phone dependence)，又称手机成瘾(mobile phone addiction)，或手机问题性使用(problematic mobile phone use)，是指不恰当或手机过度使用行为。贺金波等人研究发现，手机依赖在全世界范围都很普遍 [ 2 ]；并且手机依赖还在不断加深 [ 3 ]。手机的广泛使用虽然给人们带来很多生活上的便利，但过度的手机依赖，会对个体的学习工作、人际关系和身心健康等方面产生严重的不良影响；刘庆奇研究表明手机依赖会严重影响睡眠质量 [ 4 ]，师建国指出严重者甚至还会形成“手机依赖综合征”，临床表现为焦虑、抑郁、恐惧，还伴随头疼、头晕、眼睛干涩等躯体症状 [ 5 ]；精神病学专家称，手机依赖或将成为21世纪最重要的非药物依赖类型之一 [ 6 ]。 国家社会的快速发展，对现代人提出了更高的工作要求，上班族感受到了越来越重的工作压力 [ 7 ]，童志祥等从压力消解理论来探析游戏成瘾机理与干预，当个体感到压力较重不能承受时，可能会通过物质滥用、暴力、成瘾、逃避现实等过度行为缓解、逃避压力 [ 8 ]。因此，移动便捷、功能丰富的智能手机成为上班族逃避现实、减轻压力的首要工具。据此，本研究假设，工作压力正向预测上班族的手机依赖倾向。 心理弹性(也称为心理韧性)，最早在物理学中提出，指物体受力时回弹，后引入到心理学中，指个体面对外界压力时的心理应激反应 [ 9 ]。心理弹性理论认为，个体在面对外界压力时，心理弹性就像是一个面对压力的弹簧，可以通过自身心理的弹性调整，从而保证自己的心理状况良好 [ 10 ]。研究发现，心理弹性水平越高的个体，能越好地调整自己，缓解压力带来的消极影响 [ 11 ]，此外，心理弹性可以负向预测手机依赖 [ 12 ]。据此可以推测，上班族工作压力显著正向预测手机依赖，心理弹性在其中起到一定作用。综上，本研究拟通过问卷调查法，对上班族工作压力及手机依赖进行调查，考察其心理弹性在工作压力与手机依赖间的作用。
system: [SYSTEM]

user: 2. 研究方法 2.1. 对象 采用随机抽样法对上班族进行问卷调查得到有效问卷237份。年龄在19~30岁之间(M = 24.95; SD = 1.848)，男生114人(48.1%)，女生123人(51.9%)。正在恋爱的有132人(55.7%，男生60名，女生70名)，没有恋爱的人有105人(44.3%，男生54名，女生51名)。 2.2. 研究工具 2.2.1. 手机依赖问卷(Mobile Phone Addiction Scale， MPAS) 采用熊婕编制的手机依赖问卷，共15道题目，由戒断症状、突显行为、社交安慰和心境改变4个维度组成 [ 13 ]。采用5点计分(1 = 完全不符合、5 = 完全符合)，计算所有题项平均分，分值越高，表示手机依赖程度越重，该量表信效度较高。实际测试中，该量表α系数为0.927。 2.2.2. 心理弹性量表(Connor-Davidson Resilience Scale， CD-RISC) 采用于肖楠和张建新修订的Connor-Davidson心理弹性量表，共24道题目，由坚韧、自强、乐观3个维度组成 [ 14 ]。5点计分(1 = 完全不符合、5 = 完全符合)，计算所有题项平均分，分值越高，心理弹性越强，该量表信效度较高。实际测试中，该量表的α系数为0.956。 2.2.3. 工作压力问卷(Occupational Stress Indicator (OSI)) 采用Cooper等编制(1997) Occupational Stress Indicator (OSI)工作压力问卷，共计算13道题目，由工作量、认同感、薪酬福利3个维度组成 [ 15 ]。5点计分(1 = 完全不符合、5 = 完全符合)，计算所有题项平均分，分值越高，工作压力越大，该量表信效度较高。实际测试中，该量表的α系数为0.825。 2.3. 施测方法 以问卷星的方式在网络上进行随机发放，在发放量表之前采用统一指导语，发放问卷时均采取匿名方式，经过筛查，共收到237份有效问卷。 2.4. 数据处理 使用SPSS22.0进行数据分析。