董越娟
(河南護理職業學院,河南 安陽 455000)
學習倦怠是個體對學習缺乏興趣,或因承受持續性學習壓力,對學習感到厭倦的情感耗竭狀態,會導致消極的學習行為和態度。研究發現,學習倦怠不僅會影響個體的學習成績和專業成就,還會一定程度地影響個體情緒(如逃避學習、焦慮、低自尊等)及身心健康[1,2]。期望—價值理論認為,在學習目標中獲取的激勵值越大,個體完成特定任務的動機就越強,更傾向對學習價值做出積極評價[3]。學習內生動機是個體因專注于學習,并樂于享受其帶來的快樂,學習難度越大越能竭盡全力的一種內在動力[4]。專業適應性是指學生調適自身認知,使專業與環境和諧發展的心理和行為傾向[5]。有研究表明,學習內生動機的激發能夠提升個體專業認可度,專業適應性與個體職業發展有關[6]。鮮有研究探討學習內生動機在高職護生學習倦怠與專業適應性之間是否具有中介作用。針對專業承諾、專業學習效能、專業學習動力和行為對學習倦怠、學習內生動機的影響是否具有協同效應的相關研究較少。本研究擬通過對高職護生進行調查,探討學習倦怠與專業適應性、學習內生動機之間的關系,為制定高職護生學習倦怠干預策略提供理論依據。
采用分層整群隨機抽樣法,于2017年8—9月對鄭州市、安陽市、鶴壁市的高職院校護理專業學生進行調查。根據《臨床流行病學:臨床科研設計、測量與評價》中對多因素分析樣本量的要求,確定本次研究的樣本量為420人[7]。以社會經濟發展水平為分層標準,抽取3所高職院校,根據學校總人數確定樣本量,按照學號隨機抽取調查對象。發放問卷420份,填寫資料不完整11份,回收有效問卷409份,有效回收率97.4%。
1.2.1 大學生學習倦怠量表(Learning Burnout Inventory-S-tudent Survey,LBI-SS)測評研究對象的學習倦怠程度。該量表由連榕等編制,共20個條目,包括情緒低落、行為不當、成就感低3個維度,采取5級計分法,總分20~100分,評分越高,表示大學生學習倦怠程度越嚴重。量表Cronbach’s α系數為0.83[8]。
1.2.2 大學生學習動機量表(Learning Motivation Scale,LIMS)測評大學生學習動機水平。該量表由池麗萍等編制,共30個條目,包括學習外生動機(Learning Exogenous Motivation Scale,LEMS)和學習內生動機(Learning Intrinsic Motivation Scale,LIMS)兩個分量表。本研究選取LIMS分量表,包括熱衷性和挑戰性兩個維度14個條目。每個條目從“完全不符合”到“完全符合”分別計1~4分,總分14~56分,評分越高,表示學習內生動機越強。學習內生動機分量表Cronbach’s α系數為0.78[9]。
1.2.3 專業適應性量表(Professional Adaptability Scale,PAS)測評研究對象的專業適應性狀況。該量表由唐文清編制,共38個條目,由4個分量表組成:專業承諾(Profession Promises Scale,PPS),專業學習動力 (Profession Study Motivation Scale,PSMS),專業學習行為(Profession Study Behavior Scale,PSBS),專業自我效能(Profession Self-efficiency Scale,PSES)。每個條目從“完全不符合”到“完全符合”分別計1~4分,總分34~152分,評分越高,表示專業適應性越強。總量表Cronbach’s系數為0.89,分量表 Cronbach’s系數為 0.67 ~ 0.82[2]。
應用SPSS 18.0軟件對數據進行描述和分析。計數資料以構成比表示,計量資料以(均數±標準差)表示,組間比較采用t檢驗、單因素方差分析,通過Pearson相關分析、回歸分析了解學習內生動機、專業適應性、學習倦怠之間的關系。P<0.05表示差異有顯著性。
高職護生LBI-SS條目分均值(2.68)低于中值(3),得分高于中值的人數占68.7%。
高職護生LBI-SS評分,大一低于大二,擔任學生干部者低于未擔任學生干部者,高自尊水平組低于中自尊、低自尊水平組,社會支持高分組低于中分組、低分組,均P<0.01。

表1 不同人口學特征的高職護生LBI-SS評分比較
高職護生LBI-SS評分(53.52±10.76)與LIMS評分(42.81±5.76)呈負相關,與 PPS評分(29.27±5.42)、PSBS評分(34.42±5.82)、PSES評分(18.04±3.51)呈負相關(r=-0.35、-0.27、-0.34),LIMS 評分與 PPS、PSBS、PSES 評分呈正相關(r=0.32、0.37、0.33),均 P<0.05。
基于專業適應性對高職護生學習倦怠、學習動機影響可能不同的理論假設[12],以LBI-SS評分為因變量,LIMS評分和PAS各因子評分為自變量進行逐步多元回歸分析。將LIMS評分、PSBS評分納入回歸方程,算得LBI-SS評分預測的變異量為27.3%(F=71.86,P<0.01);基于學習動機可能在專業適應性與學習倦怠之間發揮中介效應的理論假設[13],以LIMS評分為因變量,將專業適應性各因子評分作為自變量進行逐步多元回歸分析 。將PPS、PSBS、PSES評分納入回歸方程,算得LIMS評分預測的變異量為 35.1%(F=94.13,P<0.01),見表 2。

表2 高職護生LBI-SS、LIMS、PAS各分量表評分的逐步多元回歸分析
基于高職護生學習動機可能通過提高專業適應性對學習倦怠產生影響的理論假設建立結構方程模型[12]。將LBI-SS評分、LIMS評分、PAS各分量表評分納入方程,并進行反復擬合檢驗,依據修正指標對模型進行修正。結果,模型的絕對適度指數和增值適度指數均良好:χ2/df=1.75、P=0.327、漸進殘差均方和平方根(RMSEA)=0.026、規準適配指數(NFI)=0.928、相對適配指數(RFI)=0.910、增值適配指數(IFI)=0.921、非標準適配指數(TLI)=0.910、比較適配指數(CFI)=0.926。PPS 評分對 LBI-SS評分的間接效應β=-0.10,總效應β=-0.12;PSES評分對LBI-SS評分的間接效應β=-0.09,總效應β=-0.12;PSBS評分對LBI-SS評分的直接效應β=-0.27,間接效應β=-0.04,總效應β=-0.31;LIMS評分對LBI-SS評分的直接效應β=-0.41,總效應β=-0.41(見圖1)。

圖1 高職護生LBI-SS、LIMS、PPS、PSBS、PSES評分的路徑分析
我們關于高職護生學習倦怠的研究結果與其他報道一致[13]。研究結果顯示,高職護生學習倦怠情況較嚴重,考慮可能與專業環境變化及個體應對方式有關。高職護生基礎知識相對薄弱,自主學習能力較差,導致專業學習興趣低,可能是造成學習倦怠最主要的原因。高職護生對專業學習模式不適應可能是導致其學習倦怠的直接因素[14],而持續學業壓力引發的厭學心理,可能是高職護生學習倦怠的協同因素[15],使其生理和心理上產生疲乏、抑郁和挫折感,影響高職護生身心健康[16]。
本研究結果顯示,大二、未擔任學生干部、社會支持水平低及低自尊水平的高職護生學習倦怠情況較嚴重。隨著專業課難度的增加,大二高職護生對持續高強度的學習難以適應,自我效能感下降,產生了學習無助感及懈怠情緒。未擔任學生干部的高職護生,參與學校活動、社會實踐的機會較少,缺乏主動獲取專業信息的意識,而學業競爭力的下降也會產生低成就感,進而出現學習倦怠[17]。低自尊水平的高職護生易產生自卑心理與焦慮情緒,進而產生學習倦怠[18]。高職護生主觀感受到社會支持,有利于其調節情緒,接受來自支持源的信息與信念,從而激發學習動力,緩解學習倦怠[19]。
本研究關于高職護生學習倦怠與學習內生動機之間的相關性分析,與已有報道一致[20]。研究顯示,高職護生學習倦怠與學習內生動機之間呈負相關。首先,學習內生動機有利于高職護生設定較高的學習目標,進而采用積極的方式進行學習,提升自我效能感,這可能是緩解高職護生學習倦怠的重要手段之一。其次,激發學習內生動機能夠促使高職護生以積極的態度應對學習壓力,敢于挑戰困難,對專業認知做出合理價值期待,減輕學習倦怠[21]。
研究結果顯示,高職護生學習倦怠與專業承諾、專業學習行為和專業自我效能呈負相關,與學習內生動機呈負相關。本研究支持期望—價值理論假設在高職護生群體中的實證檢驗,高職護生學習內生動機與專業適應性具有交互效應,共同影響學習倦怠。第一,期望—價值理論假設認為,專業適應不良使學習內生動機不足,產生學習倦怠。高職護生高考成績與期望值有落差,所學專業不是自己的選擇,專業認可度低,使其更傾向于對自我價值取向做消極評價引起情感耗竭,進而產生學習倦怠[22]。第二,學習內生動機激發了高職護生專業學習興趣,提升了專業認同感和專業情感承諾,使學生積極應對學習中遇到的困難,提升成就感,緩解學習倦怠[8]。
綜上所述,高職護生學習倦怠水平較高,與護生自尊、社會支持水平及專業適應性有關,通過學習內生動機對學習倦怠產生影響。因此,提升專業適應性可直接或間接激發學習內生動機,減輕學習倦怠;同時,較高的學習內生動機有助于提升專業適應性,減輕學習倦怠,促進護生職業發展。
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