Effect of mindfulness intervention on psychological resilience and professional identity of nursing undergraduates during the epidemic and its mechanism
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+ English摘要:目的 探讨疫情期间正念干预对护理本科生心理弹性及职业认同感的影响及其机制，为提升护理本科生心理健康状况和职业认同感提供有力证据。方法 2021年4月25—30日从北京市某高校完成预调查的研究对象中随机选取108名护理学生，其中有52人作为干预组成员进行线上线下相结合的正念干预，56人作为对照组成员进行空白对照，分别利用心理弹性量表（Resilience Style Questionnaire，RSQ）、护生职业认同量表（Professional Identity for Nurse Students Questionnaire，PINSQ）评估两组成员在干预前、干预后1周、干预后3个月后（随访时）的心理弹性及职业认同感水平。利用SAS 9.4软件，采用广义估计方程评价干预效果，采用Process程序检验心理弹性的中介效应。结果 干预后，干预组心理弹性高于对照组（P＜0.05）；随访时，干预组和对照组的心理弹性差异无统计学意义（P＞0.05）。干预组学生在干预后和随访时心理弹性相比干预前均有所提高（P＜0.05），随访时和干预后相比，心理弹性有所下降（P＜0.05）；对照组各个时间点的心理弹性水平无变化（P＞0.05）。干预后，干预组职业认同感得分高于对照组（P＜0.05）；随访时，干预组的职业认同感高于对照组（P＜0.01）。干预组职业认同感在各时间点的提升均具有统计学意义（P＜0.05）；对照组各个时间点的职业认同感水平差异无统计学意义（P＞0.05）。正念干预可通过影响心理弹性水平进而影响职业认同感，心理弹性在其中的中介效应占比为23.67%。结论 正念干预可有效提升疫情期间护理本科生的心理弹性和职业认同感水平，可为后续的心理干预和研究提供依据。
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2019年末全球新冠疫情的暴发凸显了医疗系统护理人员的短缺问题。护理专业大学本科生作为未来国家护士职业的主要力量，其心理健康状况及职业认同感直接影响着毕业后的自我成长和职业发展[1-2]，但是目前护理本科生心理健康水平、职业认同感都有待提高。改善疫情期间护理本科生的心理健康，提升其职业认同感，是稳定护士队伍的重要手段[3-4]。心理弹性指个体面对负性事件时从低谷“反弹”的能力，已被证实与护理学生的心理健康有较强的相关性[5]。既往研究提示新冠疫情可能会降低护理本科生的心理弹性[6]，但同时新冠疫情也为解决护理学生相关职业认同问题提供了契机[7]。本研究的干预前数据提示护理专业学生中正念水平同其心理弹性和职业认同感有关，且心理弹性可在正念水平与职业认同感间发挥部分中介效应[7]。但是目前尚无随机对照试验验证正念干预是否可改善疫情期间护理本科生的心理弹性和职业认同感。本研究旨在基于随机对照试验，探索正念干预对疫情期间护理本科生心理弹性和职业认同感的影响，验证心理弹性在正念干预与职业认同感之间的中介效应，从而揭示疫情期间正念干预影响职业认同感的可能路径，为护理教育者提升护理本科生心理健康状况和职业认同感提供有力证据。
1. 对象与方法
1.1 对象
通过张贴海报、网络宣传等方式于2021年4月25—30日从北京市某高校护理学院招募符合标准的护理本科生。纳入标准：（1）18 ~ 24周岁的该校护理专业在读本科生；（2）可独立配合完成各种量表测评；（3）自愿参加本研究。本研究已通过中国医学科学院伦理委员会审查，研究对象自愿参加本研究并取得知情同意。共有250名符合标准的学生完成干预前问卷，其中有效问卷240份。无效问卷排除标准：（1）答题时间少于60 s；（2）选项有明显的随机作答规律，如所有条目选项相同等。在通过“问卷星”平台上完成对240名研究对象的干预前心理弹性水平及职业认同感的调查后，将其学号导入自制的微信小程序，随机选取120名护理本科生进入随机对照试验，研究人员将每位研究对象编码后，再通过自制的微信小程序将120名护理本科生随机分配到干预组和对照组，每组60人，在正式干预前再次取得研究对象知情同意，其中干预组和对照组分别有52人和56人表示愿意参加干预研究，最终共纳入108名护理本科生进入研究。
1.2 方法
1.2.1 心理干预方法
对照组采用空白对照，不接受任何干预。
干预组参加以音视频录播为形式的正念训练课程。正念被定义为公开、有意识地观察当下经历，其特征是对当前时刻的经历具有非判断性的意识，包括对人的感觉、思想、身体状态、意识和环境的认知，同时鼓励开放、好奇和接受[7]。该课程由两名专业的正念训练专家录制而成，共包括12节课，每2节课为1个单元，干预组将分别于每周的某两天接受1个单元的正念干预，共计6周[8]。每节课均包括理论讲述、正念练习以及课后作业。具体干预流程如下：研究人员每周两次邀请干预组成员至校内的教室内通过投影仪观看及收听正念课程，课程内容包括正念饮食、正念呼吸冥想、身体扫描练习、3 min正念呼吸空间练习、静坐冥想、正念行走、正念瑜伽等，每次播放1节课。每节课后研究人员将本次课的正念练习视频或音频的形式发送至小程序内，研究对象自行进行正念练习，每周的练习需要在下次课之前完成。为加强研究对象的依从性，在每1次上课及正念练习之前都会在微信小程序中发送推送通知，研究人员可在小程序后台督促检查。干预组和对照组分别在干预前和干预后1周内接受问卷调查进行心理弹性和职业认同感的评估，并于干预后3个月再次接受随访。
1.2.2 调查内容
（1）采用心理弹性量表（resilience style question naire，RSQ）对研究对象的心理弹性水平进行评价。该量表由Mak等[9]学者于2019年编制，共16个条目，各条目采用Likert 5级计分法，“从不”计1分，“很少”计2分，“有时”计3分，“常常”计4分，“总是”计5分。分值越高说明受试者心理弹性水平越佳。本次研究中该量表干预前、后及随访时的Cronbach’s α系数分别为0.964、0.959和0.964。
（2）采用护士生职业认同量表（professional identity for nurse students questionnaire，PINSQ）对研究对象的职业认同感水平进行评价。该量表由郝玉芳[10]于2011年编制，共包括17个条目，量表包含职业自我概念（6个条目）、留职获益与离职风险（4个条目）、社会比较与自我反思（3个条目）、职业选择的自主性（2个条目）和社会说服（2个条目）5个维度。各条目采用Likert 5级计分法，“很不符合”计1分，“较不符合”计2分，“介于之间”计3分，“较符合”计4分，“很符合”计5分。分值越高说明护生的职业认同水平越高。本次研究中该量表干预前、后及随访时的Cronbach’s α系数分别为0.928、0.874和0.955。
1.2.3 研究假设
本研究假设如下[7]：（1）正念干预可改善疫情期间护理本科生的心理弹性；（2）正念干预可提升疫情期间护理本科生的职业认同感；（3）心理弹性可在护理本科生的正念干预和职业认同感间发挥中介效应。
1.2.4 统计学分析
将原始数据录入Excel软件，采用SAS 9.4软件进行数据分析。符合正态分布的计量资料采用均数±标准差（x ± s）表示，两组间差异比较采用独立样本t检验；计数资料以率表示，组间比较采用χ2检验。采用广义估计方程评价干预效果，其中各组别间的两两差异进一步采用LSD法进行多重比较；采用SAS 9.4软件的Process程序（Model 4）进行中介效应检验[11-13]。本研究的检验水准α = 0.05。
2. 结果
2.1 研究对象基本特征
干预组和对照组护理本科生平均年龄分别为（19.31 ± 0.85）岁、（19.02 ± 0.73）岁，差异无统计学意义（t = 1.895，P > 0.05）。两组学生其他特征的构成比差异均无统计学意义（P > 0.05）。具体见表 1。
表 1 研究对象一般资料[人数（构成比/%）] 项目 干预组
（n = 52）对照组
（n = 56）χ2值 P值 性别 0.453 0.501 男 12（23.08） 10（17.86） 女 40（76.92） 46（82.14） 校内任职 0.326 0.568 无 25（48.08） 30（53.57） 班干部或学生会干部 27（51.92） 26（46.43） 户口类型 城镇 37（71.15） 38（67.86） 0.138 0.710 农村 15（28.85） 18（32.14） 独生子女 是 32（61.54） 27（48.21） 1.931 0.165 否 20（38.46） 29（51.79） 就读护理专业原因 0.019 0.892 自愿 35（67.31） 37（66.07） 非自愿 17（32.69） 19（33.93） 家庭人员从事护理 1.700 0.192 有 7（13.46） 13（23.21） 无 45（86.54） 43（76.79） 2.2 两组人员心理弹性得分情况
两组人员心理弹性得分在干预前、干预后、随访时得分情况见表 2。
表 2 研究对象心理弹性在干预前、干预后、随访时得分情况（x ± s，分） 组别 干预前 干预后 随访时 干预组 60.40 ± 12.43 64.69 ± 10.29 62.75 ± 10.45 对照组 61.02 ± 10.55 60.00 ± 10.09 61.27 ± 10.70 2.3 正念干预对心理弹性的影响
以心理弹性得分为响应变量，组别、时间及组别与时间的交互项为预测变量构建广义估计方程模型。结果显示：心理弹性的组别和时间的交互效应对心理弹性有正向影响（β = 5.306、2.096，Wald χ2 = 13.993，P < 0.01），见表 3。而组别和时间的主效应均无统计学意义（Wald χ2 = 0.943、5.529，P > 0.05）。当交互效应具有统计学意义时，此时重点关注各变量的单独效应而非主效应。
表 3 正念干预对心理弹性影响的主效应及交互效应参数估计参数 β值 SE值 95%置信区间 Z值 P值 下限 上限 截距 61.632 3.275 55.214 68.050 18.820 < 0.001 干预组 - 0.614 2.206 - 4.937 3.709 - 0.280 0.781 干预后 - 6.324 2.000 - 10.243 - 2.405 - 3.160 0.002 随访 - 1.846 1.938 - 5.645 1.953 - 0.950 0.341 干预组×干预后 5.306 1.460 2.445 8.168 3.630 < 0.001 干预组×随访 2.096 1.325 - 0.501 4.693 1.580 0.114 注：“干预组”为组别效应，表示以对照组为参照，干预组的效应；“干预后”“随访”均为时间效应，表示以干预前为参照，干预后和随访时的效应。因为交互效应有统计学意义，故不再分析其他值（主效应）。 组别单独效应显示：两组人员心理弹性得分在干预前差异无统计学意义（Wald χ2 = 0.077，P > 0.05）。干预后，干预组心理弹性高于对照组（Wald χ2 = 5.822，P < 0.05）；随访时，干预组和对照组的心理弹性差异无统计学意义（Wald χ2 = 0.540，P > 0.05）。
时间单独效应显示：干预组的时间效应有统计学意义（Wald χ2 = 12.181，P < 0.01），其中干预后和随访时心理弹性相比干预前均有所提高（d = 4.289、2.346，P < 0.05），随访时和干预后相比，心理弹性有所下降（d = - 1.942，P < 0.05）；对照组时间效应无统计学意义（Wald χ2 = 3.524，P > 0.05），可认为该组人员各个时间点的心理弹性无变化，不再进一步比较。见表 4。
表 4 正念干预对心理弹性影响的时间单独效应组别 效应 差值d SE值 P值 Wald χ2值 P值 干预组 干预后-干预前 4.289 1.229 < 0.001 12.181 0.002 随访-干预前 2.346 1.043 0.024 随访-干预后 - 1.942 0.978 0.047 对照组 干预后-干预前 - 1.018 0.789 3.524 0.172 随访-干预前 0.250 0.817 随访-干预后 1.268 0.715 2.4 两组人员职业认同感得分情况
两组人员职业认同感得分情况见表 5。
表 5 研究对象职业认同感在干预前、干预后、随访时得分情况（x ± s，分） 组别 干预前 干预后 随访时 干预组 58.65 ± 12.22 62.37 ± 9.75 65.81 ± 11.64 对照组 60.63 ± 9.92 58.46 ± 8.79 58.13 ± 12.12 2.5 正念干预对职业认同感的影响
以职业认同感得分为响应变量，组别、时间及组别与时间的交互项为预测变量构建广义估计方程模型。结果显示：组别和时间的交互效应对职业认同感有正向影响（β = 5.872、9.654，Wald χ2 = 17.729，P < 0.01），见表 6。而组别和时间的主效应均无统计学意义（Wald χ2 = 3.763、3.481，P > 0.05）。当交互效应具有统计学意义时，此时重点关注各变量的单独效应而非主效应。
表 6 正念干预对职业认同感影响的主效应及交互效应参数估计参数 β值 SE值 95%置信区间 Z值 P值 下限 上限 截距 62.596 3.118 56.485 68.708 20.080 < 0.001 干预组 - 1.971 2.132 - 6.149 2.207 - 0.920 0.355 干预后 - 8.033 2.368 - 12.674 - 3.392 - 3.390 < 0.001 随访 - 12.154 3.994 - 19.983 - 4.325 - 3.040 0.002 干预组×干预后 5.872 1.715 2.511 9.234 3.420 < 0.001 干预组×随访 9.654 2.496 4.762 14.546 3.870 < 0.001 注：“干预组”为组别效应，表示以对照组为参照，干预组的效应；“干预后”“随访”均为时间效应，表示以干预前为参照，干预后和随访时的效应。因为交互效应有统计学意义，故不再分析其他值（主效应）。 组别的单独效应显示：干预前，干预组和对照组的职业认同感得分差异无统计学意义（Wald χ2 = 0.855，P > 0.05）；干预后，干预组职业认同感得分高于对照组（Wald χ2 = 4.835，P < 0.05）；随访时，干预组的职业认同感高于对照组（Wald χ2 = 11.499，P < 0.01）。
时间的单独效应显示：干预组的时间效应有统计学意义（Wald χ2 = 17.127，P < 0.01），其中干预组职业认同感在各时间点的提升均具有统计学意义；对照组的时间效应无统计学意义（Wald χ2 = 5.518，P > 0.05），可认为该组人员各个时间点的职业认同感水平无变化，不再进一步比较。见表 7。
表 7 正念干预对职业认同感影响的时间单独效应组别 效应 差值d SE值 P值 Wald χ2值 P值 干预组 干预后-干预前 3.712 1.433 0.010 17.127 < 0.001 随访-干预前 7.154 1.729 < 0.001 随访-干预后 3.442 1.407 0.014 对照组 干预后-干预前 - 2.161 0.942 5.518 0.063 随访-干预前 - 2.500 1.800 随访-干预后 - 0.339 1.664 2.6 心理弹性在正念干预与职业认同感间的中介效应
以两组人群数据为基础，以是否接受正念干预为预测变量，干预后的职业认同感水平为协变量（因为最终要评估“随访时”的职业认同感，而“干预后”的职业认同感可能跟其有相关性，故将其作为协变量加以控制），干预后的心理弹性水平为中介变量，随访时的职业认同感水平为响应变量进行中介效应分析，结果显示总效应（β = 0.617，P < 0.01）、直接效应（β = 0.472，P = 0.010）、中介效应（β = 0.146，P = 0.035）均具有统计学意义，中介效应占比23.67%。见图 1和表 8。
表 8 中介效应检验效应 效应量 标准误 t值 P值 Bootstrap 95%置信区间 下限 上限 总效应 0.617 0.184 3.354 0.001 0.252 0.982 直接效应 0.472 0.179 2.633 0.010 0.117 0.827 中介效应 0.146 0.066 2.205 0.035 0.022 0.305 3. 讨论
3.1 正念干预可有效提升疫情期间护理本科生的心理弹性
本次研究结果显示，干预组在干预后的心理弹性水平优于对照组（P < 0.05），尽管接下来的随访期两组差异无统计学意义（P > 0.05），但是干预组在干预后和随访时心理弹性均优于干预前（P < 0.05），与Medlicott等[14]的研究结果类似。分析原因，正念干预可帮助疫情期间护理本科生保持较高的心理弹性水平，在面对困难时保持积极的态度，并有意识地应对困境[15]。但是本次研究结果提示干预组随访时的心理弹性与干预后相比有所下降，和Klatt等[16]的研究结果类似，可能与干预周期较短，难以使研究对象保持较高的心理弹性水平有关。
3.2 正念干预可有效提升疫情期间护理本科生的职业认同感
本研究结果显示，干预组干预后和随访时的职业认同感均高于对照组（P < 0.05），且干预组的职业认同感水平从干预前到随访期呈上升趋势（P < 0.05），与Ziegelstein等[17]的研究结果类似。分析原因，正念干预可以提高疫情期间护理本科生的自我反省能力，使他们接受自己当下所从事的学习和工作而非过多关注他人的想法，并使他们能够以接纳和不批判的态度面对自己在专业学习中遇到的困难和挫折，从而提升其职业认同感[18-19]。因此，相关部门及护理教育者应重视护理本科生的正念水平，可考虑在护理本科生中开展线上与线下相结合的正念干预方式，提升其职业认同感。
3.3 心理弹性在正念干预和疫情期间护理本科生职业认同感间发挥中介作用
本研究的中介效应检验结果显示：正念干预可以提升干预组学生在干预后的心理弹性水平，进而提升其在随访时的职业认同感，与既往研究结果[7]一致。分析原因，正念干预能在神经层面降低研究对象大脑杏仁核的活跃程度，使他们能够更好地适应压力性事件，提升其心理弹性，而心理弹性的提升可使护理本科生在专业学习中遇到负性事件时保持较强的自我效能，并采用正确的应对方式解除困境，使自己对护理职业保持较强的认同感[20-22]。该发现揭示了正念干预影响疫情期间护理本科生职业认同感的潜在机制，提示护理教育者应重视护理本科生的正念干预和心理弹性。
本研究的不足之处如下：本研究对照组采用空白对照，与标准对照相比可能高估正念干预的效果；本研究为单中心随机对照研究，研究结果的外推性有待进一步验证。后续可开展大样本、多中心的随机对照研究，进一步验证本研究结果的可靠性。
作者声明 本文无实际或潜在的利益冲突 -
表 1 研究对象一般资料
[人数（构成比/%）] 项目 干预组
（n = 52）对照组
（n = 56）χ2值 P值 性别 0.453 0.501 男 12（23.08） 10（17.86） 女 40（76.92） 46（82.14） 校内任职 0.326 0.568 无 25（48.08） 30（53.57） 班干部或学生会干部 27（51.92） 26（46.43） 户口类型 城镇 37（71.15） 38（67.86） 0.138 0.710 农村 15（28.85） 18（32.14） 独生子女 是 32（61.54） 27（48.21） 1.931 0.165 否 20（38.46） 29（51.79） 就读护理专业原因 0.019 0.892 自愿 35（67.31） 37（66.07） 非自愿 17（32.69） 19（33.93） 家庭人员从事护理 1.700 0.192 有 7（13.46） 13（23.21） 无 45（86.54） 43（76.79） 
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表 2 研究对象心理弹性在干预前、干预后、随访时得分情况
（x ± s，分） 组别 干预前 干预后 随访时 干预组 60.40 ± 12.43 64.69 ± 10.29 62.75 ± 10.45 对照组 61.02 ± 10.55 60.00 ± 10.09 61.27 ± 10.70
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表 3 正念干预对心理弹性影响的主效应及交互效应参数估计
参数 β值 SE值 95%置信区间 Z值 P值 下限 上限 截距 61.632 3.275 55.214 68.050 18.820 < 0.001 干预组 - 0.614 2.206 - 4.937 3.709 - 0.280 0.781 干预后 - 6.324 2.000 - 10.243 - 2.405 - 3.160 0.002 随访 - 1.846 1.938 - 5.645 1.953 - 0.950 0.341 干预组×干预后 5.306 1.460 2.445 8.168 3.630 < 0.001 干预组×随访 2.096 1.325 - 0.501 4.693 1.580 0.114 注：“干预组”为组别效应，表示以对照组为参照，干预组的效应；“干预后”“随访”均为时间效应，表示以干预前为参照，干预后和随访时的效应。因为交互效应有统计学意义，故不再分析其他值（主效应）。
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表 4 正念干预对心理弹性影响的时间单独效应
组别 效应 差值d SE值 P值 Wald χ2值 P值 干预组 干预后-干预前 4.289 1.229 < 0.001 12.181 0.002 随访-干预前 2.346 1.043 0.024 随访-干预后 - 1.942 0.978 0.047 对照组 干预后-干预前 - 1.018 0.789 3.524 0.172 随访-干预前 0.250 0.817 随访-干预后 1.268 0.715
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表 5 研究对象职业认同感在干预前、干预后、随访时得分情况
（x ± s，分） 组别 干预前 干预后 随访时 干预组 58.65 ± 12.22 62.37 ± 9.75 65.81 ± 11.64 对照组 60.63 ± 9.92 58.46 ± 8.79 58.13 ± 12.12
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表 6 正念干预对职业认同感影响的主效应及交互效应参数估计
参数 β值 SE值 95%置信区间 Z值 P值 下限 上限 截距 62.596 3.118 56.485 68.708 20.080 < 0.001 干预组 - 1.971 2.132 - 6.149 2.207 - 0.920 0.355 干预后 - 8.033 2.368 - 12.674 - 3.392 - 3.390 < 0.001 随访 - 12.154 3.994 - 19.983 - 4.325 - 3.040 0.002 干预组×干预后 5.872 1.715 2.511 9.234 3.420 < 0.001 干预组×随访 9.654 2.496 4.762 14.546 3.870 < 0.001 注：“干预组”为组别效应，表示以对照组为参照，干预组的效应；“干预后”“随访”均为时间效应，表示以干预前为参照，干预后和随访时的效应。因为交互效应有统计学意义，故不再分析其他值（主效应）。
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表 7 正念干预对职业认同感影响的时间单独效应
组别 效应 差值d SE值 P值 Wald χ2值 P值 干预组 干预后-干预前 3.712 1.433 0.010 17.127 < 0.001 随访-干预前 7.154 1.729 < 0.001 随访-干预后 3.442 1.407 0.014 对照组 干预后-干预前 - 2.161 0.942 5.518 0.063 随访-干预前 - 2.500 1.800 随访-干预后 - 0.339 1.664
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表 8 中介效应检验
效应 效应量 标准误 t值 P值 Bootstrap 95%置信区间 下限 上限 总效应 0.617 0.184 3.354 0.001 0.252 0.982 直接效应 0.472 0.179 2.633 0.010 0.117 0.827 中介效应 0.146 0.066 2.205 0.035 0.022 0.305
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