基于交叉滯后分析醫(yī)學(xué)生核心自我評價(jià)與專業(yè)認(rèn)同關(guān)系

摘要：目的 揭示醫(yī)學(xué)生核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入與專業(yè)認(rèn)同三者之間的關(guān)系，建立交叉滯后模型，為分析專業(yè)認(rèn)同的產(chǎn)生機(jī)制提供新的方法和思路。方法 采用整群抽樣法選取240名醫(yī)學(xué)生，使用大學(xué)生核心自我評價(jià)量表、學(xué)習(xí)投入問卷和專業(yè)認(rèn)同問卷對納入對象進(jìn)行間隔18個(gè)月的追蹤測量；應(yīng)用交叉滯后方法對三個(gè)變量進(jìn)行模型建構(gòu)、路徑分析及半縱向中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果 交叉滯后結(jié)果表明：在控制發(fā)展穩(wěn)定性和同時(shí)性相關(guān)后，T1核心自我評價(jià)顯著正向預(yù)測T2學(xué)習(xí)投入（β=0. 19，P< 0. 05）、T2專業(yè)認(rèn)同（β=0. 21，P<0. 01）；T1學(xué)習(xí)投入顯著正向預(yù)測T2專業(yè)認(rèn)同（β=0. 21，P< 0. 05）；采用Bootstrap檢驗(yàn)（n=2 000）發(fā)現(xiàn)，核心自我評價(jià)以學(xué)習(xí)投入為中介變量正向預(yù)測專業(yè)認(rèn)同，其95%置信區(qū)間為[0. 044，0. 327]，學(xué)習(xí)投入的中介作用成立。結(jié)論 醫(yī)學(xué)生核心自我評價(jià)跨時(shí)間正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同，學(xué)習(xí)投入跨時(shí)間正向預(yù)測專業(yè)認(rèn)同；學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)對專業(yè)認(rèn)同的影響中起中介作用。

關(guān)鍵詞：核心自我評價(jià)；學(xué)習(xí)投入；專業(yè)認(rèn)同；交叉滯后分析；醫(yī)學(xué)生

DOI：10.13555/j.cnki.c.m.e.2025.02.009

中圖分類號：G642. 0 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：2096-3181（2025）02-0218-07

基金項(xiàng)目：2024年度研究生教育創(chuàng)新計(jì)劃項(xiàng)目（2024SJ213）；2024年山西省高等學(xué)校教學(xué)改革創(chuàng)新項(xiàng)目（J20240607）

Relation between Core Self-evaluation and Professional Identity of Medical Students： Based on the Cross-lagged Analysis

KONG Fanxue1，PENG Songhao1，LI Yuexing1，ZHANG Tao1，DENG Qiao1， REN Xiaoli2，ZHOU Min1

1. School of Humanities and Social Sciences， Shanxi Medical University， Taiyuan 030001， China； 2. School of Marxism， Shanxi Medical University， Taiyuan 030001， China

Abstract： Objective To reveal the relations among core self-evaluation， learning engagement and professional identity of medical students， and establish a cross-lagged model， so as to provide new methods and ideas for analyzing the generation mechanism of professional identity. Methods A total of 240 medical students were selected by cluster sampling， and the core self-evaluation scale， learning engagement questionnaire and professional identity questionnaire were used to follow up the subjects at an interval of 18 months. Crosslagged method was used to construct the model， analyze the path and test the semi-longitudinal mediating ef- fect of the three variables. Results The cross-lagged results showed that after controlling developmental stability and simultaneity， T1 core self-evaluation significantly positively predicted T2 learning engagement（β=0. 19， P<0. 05） and T2 professional identity （β=0. 21， P<0. 01）， T1 learning engagement significantly positively predicted T2 professional identity （β=0. 21， P<0. 05）， and the Bootstrap test （n=2 000） found that the core self-evaluation used learning engagement as the mediating variable to positively predict profes- sional identity， and its 95% confidence interval was [0. 044， 0. 327]， so the mediating role of learning engagement was established. Conclusion The core self-evaluation of medical students positively predicts learning engagement and professional identity across time， and learning engagement positively predicts profes- sional identity across time. Learning engagement plays a mediating role in the impact of core self-evaluation on professional identity.

Keywords： Core self-evaluation； Learning engagement； Professional identity； Cross-lagged analysis； Medical students

近年來，社會對醫(yī)療行業(yè)重視程度不斷提高，醫(yī)學(xué)生的就業(yè)狀況備受關(guān)注。盡管全球公共衛(wèi)生危機(jī)給醫(yī)療行業(yè)帶來了短期沖擊，但在抗擊重大健康危機(jī)的進(jìn)程中，醫(yī)務(wù)工作者的職業(yè)價(jià)值和社會貢獻(xiàn)獲得了廣泛認(rèn)可，醫(yī)學(xué)生的就業(yè)形勢逐漸好轉(zhuǎn)[1]，其專業(yè)認(rèn)同感也有所提升。專業(yè)認(rèn)同（Professional Identity）作為個(gè)體職業(yè)發(fā)展的核心概念，指個(gè)體在對專業(yè)了解的基礎(chǔ)上，主動對所學(xué)專業(yè)投入時(shí)間和精力，并伴隨積極的學(xué)習(xí)動機(jī)和行為表現(xiàn)[2]，在醫(yī)學(xué)生的職業(yè)發(fā)展特別是醫(yī)學(xué)教育領(lǐng)域中至關(guān)重要，有助于提升其在未來職業(yè)生涯中的適應(yīng)能力和選擇空間[3-4]。醫(yī)學(xué)生的專業(yè)認(rèn)同感并非單一因素所致，往往與其人格特征、投入程度等密切相關(guān)，尤其在臨床實(shí)習(xí)階段[5]，學(xué)生對職專業(yè)的認(rèn)同感隨著學(xué)習(xí)投入的增加而得到進(jìn)一步鞏固。

現(xiàn)有研究表明，個(gè)體的核心自我評價(jià)（Core SelfEvaluation），即對自我能力和價(jià)值的基本評估[6]，能夠顯著影響其對專業(yè)角色的認(rèn)同。高核心自我評價(jià)的學(xué)生能夠建立更強(qiáng)的自我效能感[7]，面對挑戰(zhàn)時(shí)具有更強(qiáng)的適應(yīng)性，從而增強(qiáng)其對醫(yī)學(xué)生的專業(yè)認(rèn)同感。盡管核心自我評價(jià)與人格特征顯著相關(guān)[8]，具有相對穩(wěn)定性，但仍有研究發(fā)現(xiàn)，兩變量間并非簡單的單向關(guān)系。專業(yè)認(rèn)同感低的學(xué)生存在一定程度的溝通障礙，在自我評價(jià)時(shí)容易分心[7]，說明專業(yè)認(rèn)同度對核心自我評價(jià)有重要影響；兩者間存在雙向預(yù)測關(guān)系。同時(shí)，學(xué)習(xí)投入（Learning Engagement）作為醫(yī)學(xué)生專業(yè)認(rèn)同的一個(gè)重要推動力，反映了學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中表現(xiàn)出的活力、奉獻(xiàn)精神和專注度。高水平的學(xué)習(xí)投入不僅能夠提高學(xué)業(yè)表現(xiàn)[9]，還能幫助醫(yī)學(xué)生建立起更為堅(jiān)定的專業(yè)認(rèn)同感[10]。此外，核心自我評價(jià)顯著預(yù)測學(xué)生的學(xué)業(yè)倦怠和學(xué)習(xí)投入水平[11]，結(jié)合自我效能感理論，高核心自我評價(jià)的個(gè)體倦怠情緒較少，會相應(yīng)提高專業(yè)認(rèn)同感[12]。資源保存理論進(jìn)一步證明，當(dāng)個(gè)體核心自我評價(jià)較低時(shí)，其內(nèi)在資源不足以支持個(gè)體的學(xué)習(xí)傾向，導(dǎo)致低投入行為的出現(xiàn)[13]，即核心自我評價(jià)能正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入。從這一角度來看，核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入與專業(yè)認(rèn)同之間形成了相互作用的動態(tài)關(guān)系：核心自我評價(jià)通過影響學(xué)習(xí)投入，進(jìn)而促進(jìn)專業(yè)認(rèn)同的形成；而學(xué)習(xí)投入的增加，又通過增強(qiáng)學(xué)習(xí)效果和成就感，進(jìn)一步加深了學(xué)生的職業(yè)認(rèn)同感。這一相互作用機(jī)制為理解醫(yī)學(xué)生專業(yè)認(rèn)同感的形成過程提供了新的視角。

然而，現(xiàn)有研究主要集中于變量間的橫斷面關(guān)聯(lián)，缺乏對這些變量之間動態(tài)因果關(guān)系的深入探討。為此，本研究采用交叉滯后分析模型（Cross-Lagged Model）來探討核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同之間的相互影響與因果路徑。交叉滯后分析是一種處理縱向數(shù)據(jù)的方法，能夠揭示變量在不同時(shí)間點(diǎn)上的因果關(guān)系及滯后效應(yīng)。與橫斷面研究不同，交叉滯后模型能更好地捕捉變量之間的因果鏈條，揭示這些變量在時(shí)間維度上的交互作用。具體而言，交叉滯后分析不僅能夠幫助深入了解核心自我評價(jià)如何通過影響學(xué)習(xí)投入，間接促進(jìn)專業(yè)認(rèn)同的形成，并驗(yàn)證學(xué)習(xí)投入在這一過程中充當(dāng)?shù)闹薪樽饔谩４送?，交叉滯后模型還能夠進(jìn)一步揭示核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入與專業(yè)認(rèn)同之間的是否存在雙向影響關(guān)系，為醫(yī)學(xué)生職業(yè)認(rèn)同感的動態(tài)發(fā)展提供理論支持。

綜上所述，本研究提出以下假設(shè)。H1a：T1核心自我評價(jià)能正向預(yù)測T2專業(yè)認(rèn)同；H1b：T1專業(yè)認(rèn)同能正向預(yù)測T2核心自我評價(jià)；H2：T1核心自我評價(jià)能正向預(yù)測T2學(xué)習(xí)投入；H3：T1學(xué)習(xí)投入能正向預(yù)測T2專業(yè)認(rèn)同；H4：學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)和專業(yè)認(rèn)同的關(guān)系中起中介作用。

1 研究對象及方法

1.1 研究對象

本研究選取山西省某醫(yī)科類大學(xué)的學(xué)生，采用整群抽樣法抽取300名被試，對其進(jìn)行間隔18個(gè)月的兩次施測。第一次測量（T1），采用集體施測的方式對300名學(xué)生進(jìn)行測查，有25份問卷存在漏答現(xiàn)象，第一次測量有效問卷共275份。18個(gè)月后，對同一批學(xué)生進(jìn)行第二次施測（T2），剔除漏題、重復(fù)作答等不合格的無效數(shù)據(jù)后，最終得到240份有效樣本量。其中，男性82人，占比34. 20%，女性158人，占比65. 80%。兩次測量共流失被試35名，男性10名，女性25名，被試流失率為14. 60%。將流失被試與兩次都參加測試的被試在性別上的分布進(jìn)行差異檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)性別分布差異不顯著，卡方值為0. 43，P=0. 51。

1.2 研究工具

1.2.1 核心自我評價(jià)量表

采用外國學(xué)者Judge等人編制，戴曉陽等翻譯的核心自我評價(jià)量表（Core Self-evaluations Scale，CSES），共10個(gè)題項(xiàng)。該量表采用五級計(jì)分，從1“完全不同意”到5“完全同意”，總分范圍為10～50分，分?jǐn)?shù)越高說明被試的核心自我評價(jià)水平越高。本研究中，兩次測量的Cronbach’ α系數(shù)分別為0. 910和0. 922。

1.2.2 學(xué)習(xí)投入量表

采用Schaufeli等人編制，方來壇等人翻譯并修訂的學(xué)習(xí)投入量表（Utrecht Work Engagement ScaleStudent，UWES-S），有活力、奉獻(xiàn)、專注三個(gè)維度，共有17道題[14]。量表采用七級計(jì)分，從1“從來沒有”到7“總是/每天”，問卷得分越高代表學(xué)習(xí)投入程度越高。本研究中，兩次測量的Cronbach’ α系數(shù)分別為0. 976和0. 977。

1.2.3 大學(xué)生專業(yè)認(rèn)同問卷

采用秦攀博編制的大學(xué)生專業(yè)認(rèn)同量表，該量表包含認(rèn)知性、情感性、行為性和適切性四個(gè)維度，共計(jì)23個(gè)題項(xiàng)，采用五級評分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。本研究中，兩次測量的Cronbach’ α系數(shù)分別為0. 973和0. 972。

1.3 數(shù)據(jù)分析

首先，運(yùn)用SPSS 26. 0對兩次測量的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析；其次，使用Mplus 8. 3進(jìn)行交叉滯后模型的構(gòu)建、路徑分析及半縱向中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

1.4 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本研究數(shù)據(jù)均來自被試的自我報(bào)告，可能存在共同方法偏差。在對被試的實(shí)測過程中，主試強(qiáng)調(diào)問卷的匿名性、保密性，且數(shù)據(jù)僅用于科學(xué)研究，盡量控制共同方法偏差來源。此外，對所使用的變量進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。將核心自我評價(jià)T1，學(xué)習(xí)投入T1，專業(yè)認(rèn)同T1，核心自我評價(jià)T2，學(xué)習(xí)投入T2和專業(yè)認(rèn)同T2的所有題項(xiàng)，兩次測量各50道題全部納入，分別進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析[15-16]，結(jié)果顯示，第一次測量模型擬合很差，CMIN/df=5. 395、CFI=0. 597、NFI=0. 548、GFI=0. 282、AGFI=0. 220、RMSEA=0. 136；第二次測量模型擬合也很差，CMIN/ df=5. 828、CFI=0. 565、NFI=0. 520、GFI= 0. 250、AGFI=0. 186、RMSEA=0. 142。因此，本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

2 結(jié)果

2.1 醫(yī)學(xué)生核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同的相關(guān)分析

將T1和T2時(shí)間點(diǎn)的大學(xué)生核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入、專業(yè)認(rèn)同進(jìn)行相關(guān)分析。結(jié)果表明，三個(gè)變量在T1、T2時(shí)間點(diǎn)上均呈顯著正相關(guān)（Ps<0. 01），具體見表1。這為下一步進(jìn)行交叉滯后模型的檢驗(yàn)建立了基礎(chǔ)。同時(shí)，獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)表明，兩次測量各變量的性別差異均不顯著（|t|s<1. 59， Ps>0. 11），本文將不針對性別進(jìn)行建模。

2.2 醫(yī)學(xué)生核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入、專業(yè)認(rèn)同的交叉滯后分析

用Mplus 8. 3構(gòu)建大學(xué)生核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入、專業(yè)認(rèn)同的交叉滯后模型，其中允許相同時(shí)間點(diǎn)的變量殘差相關(guān)，兩時(shí)間點(diǎn)相同變量間設(shè)置自回歸路徑以控制同一變量的發(fā)展穩(wěn)定性。Martens和Haase提出了檢驗(yàn)交叉滯后模型的方法，檢驗(yàn)的過程主要是評估多個(gè)模型，最終得到最佳擬合模型[17]。

本次研究的模型路徑如圖1所示，其構(gòu)建過程為：首先，構(gòu)建由核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入、專業(yè)認(rèn)同的自回歸和因子/殘差相關(guān)組成的基線模型M1；其次，在M1基線模型的基礎(chǔ)上，添加T1時(shí)間點(diǎn)的核心自我評價(jià)指向T2時(shí)間點(diǎn)的學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同、T1時(shí)間點(diǎn)學(xué)習(xí)投入指向T2時(shí)間點(diǎn)專業(yè)認(rèn)同三條路徑，形成單方向交叉滯后模型M2；再次，在M1基線模型的基礎(chǔ)上，添加T1時(shí)間點(diǎn)的學(xué)習(xí)投入指向T2時(shí)間點(diǎn)的核心自我評價(jià)和專業(yè)認(rèn)同、T1時(shí)間點(diǎn)的專業(yè)認(rèn)同指向T2時(shí)間點(diǎn)的學(xué)習(xí)投入的三條路徑，形成單方向交叉滯后模型M3；最后，構(gòu)建全模型M4，包含從M1到M3所有路徑的綜合模型。通過比較M1到M4的模型擬合度的各項(xiàng)指標(biāo)，最終確定最佳模型。

結(jié)合前文共構(gòu)建了4個(gè)模型，各個(gè)模型的擬合指數(shù)如表2所示。從模型M1～M4的擬合指標(biāo)看，模型擬合均良好，其中M4為飽和模型，能夠更好地反映核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同的關(guān)系，因此最終確定M4為最佳模型。由于模型中所有待估計(jì)的參數(shù)正好等于協(xié)方差矩陣中的元素，自由度為0，卡方值也為0，因此不用再估計(jì)其擬合指數(shù)，僅關(guān)注其路徑系數(shù)。

如圖2所示，實(shí)線為顯著路徑，虛線為不顯著路徑。M4在控制發(fā)展穩(wěn)定性和同時(shí)性相關(guān)后，T1核心自我評價(jià)顯著正向預(yù)測T2學(xué)習(xí)投入（β=0. 19，P< 0. 05）、T2專業(yè)認(rèn)同（β=0. 21，P<0. 01）；T1學(xué)習(xí)投入顯著正向預(yù)測T2專業(yè)認(rèn)同（β=0. 21，P<0. 05）；相反，T1學(xué)習(xí)投入不能顯著預(yù)測T2核心自我評價(jià)（β=0. 05，P>0. 05），T1專業(yè)認(rèn)同不能顯著預(yù)測T2核心自我評價(jià)（β=-0. 09，P>0. 05），且T1專業(yè)認(rèn)同也不能顯著預(yù)測T2學(xué)習(xí)投入（β=-0. 04，P> 0. 05）。因此，核心自我評價(jià)能夠單向預(yù)測學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同，同時(shí)學(xué)習(xí)投入也能夠單向預(yù)測專業(yè)認(rèn)同；學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)和專業(yè)認(rèn)同的關(guān)系中所起作用值得進(jìn)一步分析。

2.3 半縱向中介效應(yīng)分析

在成功建構(gòu)核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入與專業(yè)認(rèn)同的交叉滯后模型后，經(jīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ图皹?biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)各項(xiàng)指標(biāo)均顯著。本研究采用Bootstrap檢驗(yàn)（N= 2 000）進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，核心自我評價(jià)能直接正向預(yù)測專業(yè)認(rèn)同、學(xué)習(xí)投入（β=0. 41，P<0. 001；β= 0. 39，P<0. 001），學(xué)習(xí)投入能正向預(yù)測專業(yè)認(rèn)同（β= 0. 18，P<0. 05）。結(jié)合三者的單向預(yù)測關(guān)系，核心自我評價(jià)以學(xué)習(xí)投入為中介變量正向預(yù)測專業(yè)認(rèn)同，其95%置信區(qū)間為[0. 044，0. 327]，因此學(xué)習(xí)投入的中介作用成立。此外，根據(jù)方杰等人的縱向數(shù)據(jù)的中介效應(yīng)分析方法，對學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)和專業(yè)認(rèn)同之間的中介作用進(jìn)行跨時(shí)間分析[18]。結(jié)合交叉滯后分析的結(jié)果，得到半縱向中介效應(yīng)模型。通過線上計(jì)算器（Calculation for the Sobel Test）計(jì)算得出半縱向中介效應(yīng)a×b顯著（P=0. 049<0. 05），因此，學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)和專業(yè)認(rèn)同的關(guān)系中起中介作用。

3 討論

本研究以240名醫(yī)學(xué)生為被試，采用間隔18個(gè)月的追蹤設(shè)計(jì)，考察核心自我評價(jià)這一人格特質(zhì)與學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)同一時(shí)間點(diǎn)和不同時(shí)間點(diǎn)上核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同均存在顯著正相關(guān)；與預(yù)期相一致，控制發(fā)展穩(wěn)定性、同時(shí)性相關(guān)后，T1核心自我評價(jià)顯著正向預(yù)測T2學(xué)習(xí)投入、專業(yè)認(rèn)同，T1學(xué)習(xí)投入顯著正向預(yù)測專業(yè)認(rèn)同；但與預(yù)期不同，未發(fā)現(xiàn)T1專業(yè)認(rèn)同對T2核心自我評價(jià)，T1專業(yè)認(rèn)同對T2學(xué)習(xí)投入的預(yù)測作用。

3.1 核心自我評價(jià)對專業(yè)認(rèn)同的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)學(xué)生核心自我評價(jià)和專業(yè)認(rèn)同之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。進(jìn)一步交叉滯后分析結(jié)果表明，核心自我評價(jià)對專業(yè)認(rèn)同具有單向預(yù)測作用，與先前研究一致，驗(yàn)證了H1b。這一結(jié)果可以通過計(jì)劃行為理論解釋，Ajzen的計(jì)劃行為理論強(qiáng)調(diào)信念、態(tài)度和意圖對行為的影響[20]。高核心自我評價(jià)的醫(yī)學(xué)生通常更傾向于認(rèn)為自己具備勝任醫(yī)學(xué)專業(yè)的能力，這種積極的信念促使他們形成積極的態(tài)度，進(jìn)而強(qiáng)化專業(yè)認(rèn)同。

然而，本研究中T1、T2的核心自我評價(jià)和專業(yè)認(rèn)同之間未能進(jìn)行跨時(shí)間的相互預(yù)測，這與以往研究的結(jié)果不符[21]。根據(jù)自我參照效應(yīng)（self-referencing effect），個(gè)體更容易記住與自我相關(guān)的信息并將其納入自我概念中。核心自我評價(jià)涉及個(gè)體在多種情境下的綜合評價(jià)，而專業(yè)認(rèn)同則專注于特定專業(yè)領(lǐng)域的自我感知。因此，核心自我評價(jià)的普遍性和廣泛性可能使其在對專業(yè)認(rèn)同的影響過程中被“過濾”，從而導(dǎo)致專業(yè)認(rèn)同無法跨時(shí)間預(yù)測核心自我評價(jià)。

3.2 核心自我評價(jià)對學(xué)習(xí)投入的影響

本研究還發(fā)現(xiàn)核心自我評價(jià)能夠有效正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入，驗(yàn)證了H2。研究表明，核心自我評價(jià)較高的學(xué)生往往表現(xiàn)出更高的學(xué)習(xí)投入水平[22]。學(xué)習(xí)投入的對立面是學(xué)習(xí)倦怠，已有研究顯示核心自我評價(jià)能顯著負(fù)向預(yù)測學(xué)業(yè)倦怠[11]；核心自我評價(jià)越高，醫(yī)學(xué)生在學(xué)習(xí)中表現(xiàn)出的拖延和倦怠越少，學(xué)習(xí)投入程度越高。根據(jù)資源保存理論[23]，個(gè)體努力獲取和積累他們認(rèn)為有價(jià)值的資源。高核心自我評價(jià)的醫(yī)學(xué)生可能將學(xué)習(xí)視為重要的資源積累途徑，積極投入學(xué)習(xí)以獲取更多知識和技能，這些資源對他們未來的職業(yè)生涯和生活成功至關(guān)重要。因此，核心自我評價(jià)作為積極的內(nèi)在心理狀態(tài)，能夠激勵(lì)醫(yī)學(xué)生在學(xué)習(xí)中展現(xiàn)更高的參與度和努力，從而正向預(yù)測他們的學(xué)習(xí)投入。這提示我們可以通過提高醫(yī)學(xué)生的核心自我評價(jià)和自我效能感來增強(qiáng)其學(xué)習(xí)投入。

3.3 學(xué)習(xí)投入對專業(yè)認(rèn)同的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)投入能夠正向預(yù)測專業(yè)認(rèn)同，這一結(jié)果驗(yàn)證了H3。對于醫(yī)學(xué)生而言，隨著學(xué)習(xí)投入的增加，在專業(yè)知識的學(xué)習(xí)上付出的時(shí)間和精力越多，與所學(xué)專業(yè)的情感聯(lián)結(jié)也愈加深厚，進(jìn)而形成更全面的專業(yè)認(rèn)識，提高專業(yè)認(rèn)同感。這表明，醫(yī)學(xué)生在學(xué)習(xí)中投入更多時(shí)，更能理解學(xué)習(xí)與未來工作的意義；當(dāng)面臨挑戰(zhàn)時(shí)，他們具備更強(qiáng)的內(nèi)在動機(jī)，促使其主動學(xué)習(xí)、克服困難，進(jìn)而增強(qiáng)專業(yè)認(rèn)同感。在培養(yǎng)計(jì)劃中設(shè)置相關(guān)專業(yè)課程，既有助于學(xué)生掌握知識，也能提高他們對職業(yè)選擇的理解，從而增強(qiáng)專業(yè)認(rèn)同[24]。此外，這一結(jié)果與認(rèn)知失調(diào)理論相符，個(gè)體投入大量時(shí)間與精力于學(xué)習(xí)時(shí)，傾向于認(rèn)為這一過程是有意義且與其專業(yè)目標(biāo)一致。為保持認(rèn)知一致性，他們會進(jìn)一步強(qiáng)化對所學(xué)專業(yè)的認(rèn)同，以減輕潛在的認(rèn)知失調(diào)，達(dá)到內(nèi)心的平衡狀態(tài)。

3.4 學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)和專業(yè)認(rèn)同間的中介作用

以往研究已經(jīng)證實(shí)核心自我評價(jià)與專業(yè)認(rèn)同之間存在關(guān)聯(lián)，以及核心自我評價(jià)和學(xué)習(xí)投入對專業(yè)認(rèn)同的正向影響。通過構(gòu)建交叉滯后模型，本研究探討了醫(yī)學(xué)生核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同之間的中介效應(yīng)，結(jié)果表明學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)與專業(yè)認(rèn)同之間起到了單向的中介作用，這與工作要求-資源理論模型（JD-R模型）和自我決定理論相吻合。

根據(jù)JD-R模型，工作資源能夠促進(jìn)個(gè)體的自我成長與學(xué)習(xí)，減少工作倦怠，工作資源對工作投入和績效具有激勵(lì)作用[25]。核心自我評價(jià)較高的醫(yī)學(xué)生通常具備更多內(nèi)部資源（如自信心和積極性），這使他們能夠有效應(yīng)對學(xué)習(xí)要求，并充分利用學(xué)習(xí)資源。這樣的內(nèi)部資源激發(fā)了他們的學(xué)習(xí)投入，進(jìn)而幫助他們更好地內(nèi)化和認(rèn)同所學(xué)專業(yè)，增強(qiáng)專業(yè)認(rèn)同感。自我效能感作為個(gè)人資源的重要組成部分，對學(xué)習(xí)投入有顯著影響。因此，核心自我評價(jià)不僅提升了學(xué)習(xí)投入，還強(qiáng)化了專業(yè)認(rèn)同。

自我決定理論則強(qiáng)調(diào)，醫(yī)學(xué)生對自己能夠勝任專業(yè)學(xué)習(xí)任務(wù)的信念有助于保持學(xué)習(xí)的高度投入。在學(xué)習(xí)過程中，他們逐漸認(rèn)同自己的專業(yè)身份，體驗(yàn)到強(qiáng)烈的歸屬感和價(jià)值感[26]。高核心自我評價(jià)的個(gè)體通常內(nèi)在動機(jī)強(qiáng)烈，積極參與學(xué)習(xí)并積累知識和技能，這種積極的學(xué)習(xí)體驗(yàn)進(jìn)一步增強(qiáng)他們對專業(yè)的認(rèn)同感。因此，學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)與專業(yè)認(rèn)同之間起到了中介作用，通過滿足心理需求連接兩者。綜上所述，本研究結(jié)合JD-R模型和自我決定理論，深入探討了學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)與專業(yè)認(rèn)同間的中介作用，為理解專業(yè)認(rèn)同的影響機(jī)制提供了重要視角。

3.5 研究的不足與展望

本研究探討了醫(yī)學(xué)生核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入和專業(yè)認(rèn)同之間的因果關(guān)系，其滯后性預(yù)測顯著，但仍存在一些局限。首先，本研究全部采用自評式問卷，盡管不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題，但未來可以增加不同地域的測評主體，使測量結(jié)果更加客觀有效；其次，本研究只進(jìn)行了兩次施測，最終得到半縱向中介模型，未來的研究中可考慮增加施測次數(shù)，更充分地檢驗(yàn)三者之間的關(guān)系。

4 結(jié)語

本研究探討了醫(yī)學(xué)生核心自我評價(jià)、學(xué)習(xí)投入與專業(yè)認(rèn)同之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，核心自我評價(jià)不僅能夠直接預(yù)測醫(yī)學(xué)生的專業(yè)認(rèn)同，還通過學(xué)習(xí)投入發(fā)揮中介作用。這一發(fā)現(xiàn)強(qiáng)調(diào)了核心自我評價(jià)和學(xué)習(xí)投入在促進(jìn)醫(yī)學(xué)生專業(yè)認(rèn)同中的重要性，建議醫(yī)學(xué)教育者在課程設(shè)計(jì)和學(xué)生支持系統(tǒng)中注重培養(yǎng)學(xué)生的自我效能感和學(xué)習(xí)參與感。此外，本研究為醫(yī)學(xué)生的職業(yè)發(fā)展提供了新的視角，指出提升核心自我評價(jià)和學(xué)習(xí)投入可有效增強(qiáng)他們對專業(yè)的認(rèn)同感，進(jìn)而提升其職業(yè)適應(yīng)能力和就業(yè)競爭力。基于這些結(jié)果，建議高校和相關(guān)教育機(jī)構(gòu)在醫(yī)學(xué)生培養(yǎng)過程中，設(shè)計(jì)針對性的干預(yù)措施，以支持學(xué)生的心理發(fā)展和職業(yè)定位，從而為未來醫(yī)療行業(yè)培養(yǎng)出更具專業(yè)認(rèn)同感和適應(yīng)能力的優(yōu)秀人才。

因此，醫(yī)學(xué)生T1核心自我評價(jià)顯著正向預(yù)測T2學(xué)習(xí)投入、T2專業(yè)認(rèn)同；T1學(xué)習(xí)投入顯著正向預(yù)測T2專業(yè)認(rèn)同；學(xué)習(xí)投入在核心自我評價(jià)和專業(yè)認(rèn)同的關(guān)系中起中介作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]梁紅霞，王哲，王洲.突發(fā)公共衛(wèi)生事件背景下醫(yī)學(xué)生職業(yè)認(rèn)同現(xiàn)狀及影響因素分析[J].中國社會醫(yī)學(xué)雜志，2024，41（5）：528-532.

[2]秦攀博.大學(xué)生專業(yè)認(rèn)同的特點(diǎn)及其相關(guān)研究[D].重慶：西南大學(xué)，2009.

[3]張萌，周曉瑩.醫(yī)學(xué)生職業(yè)價(jià)值觀、專業(yè)認(rèn)同、就業(yè)力關(guān)系研究：以廣西某醫(yī)學(xué)院校為例[J].醫(yī)學(xué)教育研究與實(shí)踐，2024，23（4）：494-498.

[4]O’DOHERTY D，CULHANE A，O’DOHERTY J，et al.Medical students and clinical placements - a qualita- tive study of the continuum of professional identity formation[J].Education for Primary Care，2021，32（4）：202-210.

[5]SARRAF-YAZDI S，TEO YN，HOW AEH，et al.A scoping review of professional identity formation in undergraduate medical education[J].Journal of General Internal Medicine，2021，36（11）：3511-3521.

[6]JUDGE TA，BONO JE.Relationship of core selfevaluations traits：self-esteem，generalized self-efficacy，locus of control，and emotional stability：with job satisfaction and job performance：A meta-analysis[J]. Journal of Applied Psychology，2001，86（1）：80-92.

[7]WANG H，LIU YX，WANG ZY，et al.The influences of the Big Five personality traits on academic achieve- ments：Chain mediating effect based on major identity and self-efficacy[J].Frontiers in Psychology，2023，14：1065554.

[8]閆瓊，梁俊鳳，張丹.核心自我評價(jià)和心理彈性在醫(yī)學(xué)生心理健康中的效應(yīng)研究[J].醫(yī)學(xué)教育研究與實(shí)踐，2024，32（4）：499-506.

[9]張萌，李若蘭.大學(xué)生專業(yè)認(rèn)同對學(xué)習(xí)投入的影響研究：學(xué)校歸屬感的中介作用[J].黑龍江高教研究，2018，36（3）：94-99.

[10]WANG CH，XU JH，ZHANG TC，et al.Effects of professional identity on turnover intention in China’s hotel employees：The mediating role of employee engagement and job satisfaction[J].Journal of Hospital- ity and Tourism Management，2020，45：10-22.

[11]XIAO Y.Research on the relationship among core selfevaluation，learning burnout and learning engagement in higher vocational college students[J].Advances in Social Sciences，2019，8（3）：392-402.

[12]和愛林，趙俊潔，高冬東.專業(yè)認(rèn)同與學(xué)習(xí)倦怠的關(guān)系：學(xué)業(yè)自我效能感的中介作用和領(lǐng)悟社會支持的調(diào)節(jié)作用[J].心理月刊，2019，14（17）：1-3.

[13]嵇艷.PBL融合傳統(tǒng)見習(xí)對護(hù)理本科生學(xué)習(xí)傾向與學(xué)習(xí)投入的影響[J].醫(yī)學(xué)教育研究與實(shí)踐，2018，26（6）：966-969.

[14]方來壇，時(shí)勘，張風(fēng)華.中文版學(xué)習(xí)投入量表的信效度研究[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2008，16（6）：618-620.

[15]PODSAKOFF PM，MACKENZIE SB，LEE JY，et al. Common method biases in behavioral research：A critical review of the literature and recommended remedies[J]. Journal of Applied Psychology，2003，88（5）：879-903.

[16]周浩，龍立榮.共同方法偏差的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與控制方法[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2004，12（6）：942-950.

[17]MARTENS M P，HAASE R F.Advanced applications of structural equation modeling in counseling psychol- ogy research[J].The Counseling Psychologist，2006，34（6）：878-911.

[18]方杰，溫忠麟，邱皓政.縱向數(shù)據(jù)的中介效應(yīng)分析[J].心理科學(xué)，2021，44（4）：989-996.

[19]AJZEN I.The theory of planned behavior[J].Organizational Behavior and Human Decision Processes，1991，50（2）：179-211.

[20]王光強(qiáng)，吳弘燕，曾國權(quán).大學(xué)生專業(yè)認(rèn)同與抑郁的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介模型[J].中國健康心理學(xué)雜志，2023，31（4）：592-598.

[21]張華玲，惠子璇，戴麗.職業(yè)認(rèn)同與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系：核心自我評價(jià)的中介效應(yīng)[J].安徽工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2023，40（3）：105-108.

[22]HOBFOLL SE，HALBESLEBEN J，NEVEU JP，et al.Conservation of resources in the organizational context：The reality of resources and their consequences[J].Annual Review of Organizational Psychol- ogy and Organizational Behavior，2018（5）：103-128.

[23]FOLSOM B，REARDON R.College career courses：Design and accountability[J].Journal of Career Assess- ment，2003，11（4）：421-450.

[24]SKAALVIK EM，SKAALVIK S.Teacher self-efficacy and perceived autonomy：Relations with teacher engage- ment，job satisfaction，and emotional exhau-stion[J]. Psychological Reports，2014，114（1）：68-77.

[25]WANG H，HALL N C，RAHIMI S.Self-efficacy and causal attributions in teachers：Effects on burnout，job satisfaction，illness，and quitting intentions[J].Teaching and Teacher Education，2015（47）：120-130.

（編輯：楊雪瑩 趙伊昕）