基于結構方程的本科導師制對學生學習效果的影響

郝梓旭 崔嚴尹 劉金萍 夏 昉

長春中醫藥大學健康管理學院，吉林長春 130117

醫學技術發展和醫療體制改革對醫學人才的培養提出了更高的要求，醫學院校本科導師制的實施是實現這一培養目標的有效途徑[1]。醫學生所學專業和未來職業具有特殊性，醫學院校在本科培養模式上與普通綜合類高等院校有較大差異，在醫學院校實行本科導師制的作用和效果相對其他專業院校更為明顯[2]。研究表明[3-4]，醫學院校實行“本科導師制”對提升學生綜合素質、穩定醫學生的專業思想、培養學生創新實踐能力有重要作用。現階段我國醫學院校實行本科導師制尚處起步階段[5]，關于醫學院校本科導師制的研究大多數集中在實施現狀和必要性的探討以及對于實施過程存在問題提出對策，為進一步探討本科導師制的培養模式和作用機制，本研究運用結構方程模型構建長春中醫藥大學本科生導師制學習效果作用模型，為有效提高醫學院校本科教學水平和學習效果提供參考，為醫學院校構建本科導師制培養拔尖創新醫學人才的育人機制提供依據。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用分層整群隨機抽樣，于2019年10月—11月對長春中醫藥大學2018級和2019級在校本科生進行問卷調研。選取16個班級，每個班級隨機選取20人作為研究對象。

1.2 方法

1.2.1 調查工具 問卷基于蘭國帥等[6]開發與編制的中文版探究社區量表和蔣艷雙等[7]總結設計的元認知理論框架為依據進行設計與改編，包括學生基本信息、導師行為、學生自我調節能力、學習環境、本科導師制學習效果5部分。記分從1～5表示“非常不同意”到“非常同意”。總量表的適當性系數KMO值為0.959，巴特利特球形檢驗結果達到了顯著性水平（P ＜0.001），因子的累計方差達到了80.23%；總量表的克朗巴赫α系數為0.964，分量表的值在0.936～0.973之間，說明問卷數據具有較高的有效性和可靠性。

1.2.2 醫學院校本科導師制學習效果結構方程模型構建 教學存在指導教師為了使學生獲得有價值的學習深度，從而對教學活動進行的設計和實施；社會存在衡量本科導師制形成的學習環境，學習者通過學習在社交和情感方面表現的能力；認知存在能有效評價學生在一段時間內的學習反饋，即學生達到的學習效果與程度[8-9]。元認知指學生對自身的認知過程進行控制調節的能力。根據已有研究成果[10-16]，本研究對導師行為、學生自我調節能力、學習環境和本科導師制學習效果之間路徑關系作以下假設。本科導師制學習效果作用模型見圖1。

圖1 本科導師制學習效果作用模型

1.3 統計學方法

運用SPSS 22.0統計學軟件進行數據分析，計量資料用均數±標準差（）表示；計數資料用例數或百分率表示；相關性分析采用Pearson相關分析。運用AMOS 22.0進行模型適配度檢驗、中介效應檢驗和實證分析。以P <0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 一般資料

共發放問卷320份，回收316份，有效回收率為98.75%。研究對象年齡為19～21歲，平均（19.26±1.04）歲；大一學生157名（49.7%），大二學生159名（50.3%）；男生83名（26.3%），女生233名（73.7%）；與導師交流的頻次，每3天1次、1次/周、兩周1次和每月及以上1次占比分別為220名（69.6%）、34名（10.8%）、48名（15.2%）和14名（4.4%）；在學校遇到問題尋找導師幫助的學生僅有44名（13.9%），144名（45.6%）學生選擇自己解決，95名（30.1%）學生尋求朋友幫助，33名（10.4%）學生會向家人求助。

學生自我調節能力平均（3.32±0.50）分，導師行為平均（2.55±0.46）分，學習環境平均（2.61±0.43）分，本科導師制學習效果平均（2.56±0.44）分。

2.2 各變量之間相關性分析

學生自我調節能力與導師行為呈負相關（r=-0.147，P ＜0.01），與學習環境呈負相關（r=-0.115，P ＜0.05），與本科導師制學習效果呈負相關（r=-0.246，P ＜0.01）；導師行為與學習環境呈正相關（r=0.684，P ＜0.01），與本科導師制學習效果呈正相關（r=0.652，P ＜0.01）；學習環境與本科導師制學習效果呈正相關（r=0.756，P ＜0.01）。

2.3 結構方程模型構建和適配度檢驗

適配度檢驗結果顯示：CMTN/DF ＜5、GFI ＞0.9、AGFI＞0.7、RMR＜0.05、RMSEA＜0.1、比較擬合指數（CFI）＞0.9、TLI＞0.9，本研究理論模型與數據的擬合程度較好。12個標識變量的因子載荷量均＞0.5，說明樣本具有較好的結構效度。本科導師制學習效果結構方程模型結果見圖2。

H1、H2、H3、H4和H5假設關系均通過檢驗。其中，導師行為與本科導師制學習效果的間接效應值大于直接效應值，學習環境對本科導師制學習效果標準化路徑系數高于導師行為與本科導師制學習效果，提示學習環境對本科導師制學習效果的影響比導師行為明顯。結構方程模型假設檢驗和路徑系數結果見表1。

圖2 本科導師制學習效果結構方程模型結果

表1 結構方程模型假設檢驗和路徑系數結果

2.3 結構方程模型中介效應檢驗

根據Bootstrap法檢驗學習環境和學生自我調節能力在導師行為對本科導師制學習效果中的中介效應，結果顯示學習環境和學生自我調節能力對導師行為影響本科導師制學習效果的中介效應總值為0.493，中介效應顯著（P=0.001，95%CI：0.362～0.585）。學生自我調節能力的中介效應估計值為0.022，占總中介效應的4.46%，學習環境的中介效應估計值為0.471，占總中介效應的95.54%，提示學習環境是導師行為影響本科導師制學習效果重要的中介變量。

3 討論

3.1 導師行為是影響本科導師制學習效果的重要因素

導師行為對本科導師制學習效果的總效應值最高（0.699），其中間接效應值為0.493，直接效應值為0.206，導師行為對本科導師制學習效果的直接效應低于間接效應。說明該醫學院校本科導師制運行過程中導師資源的匱乏是制約本科導師制良性循環的關鍵。從探究社區理論角度來看，導師行為對學生認知活動的順利開展十分重要[17]，導師能引導學生進行高水平的認知思維，促使學生醫學理論與臨床實踐相結合，從而達到培養高水平醫療人才的目標，即導師在本科導師制培養過程中發揮著主導作用，導師數量和質量的提升能夠有效提高學生的培養效果[18]。該醫學院校現行的本科導師制，每位導師指導12～15名學生，導師負責學生數量較多，難以顧及每1名學生，影響本科導師制的實施效果。另外，該醫學院校的部分教師除了教學工作外還有繁重的醫療科研工作，醫學院校教師身兼醫師與教師雙職的職業特點會導致教學質量的下降[19]，不能達到本科導師制的預期成效。

3.2 學習環境是導師行為影響醫學院校本科導師制學習效果重要的中介變量

學習環境中介效應估計值為0.471，占導師行為對本科導師制學習效果中介效應的95.54%，導師行為對學習效果的影響主要是通過學習環境的中介作用產生，這與詹澤慧[20]的研究結果相同。醫學生普遍存在從醫心理障礙、學業就業壓力大等問題[21]，導師建立積極有效的情緒支持氛圍對醫學生心理問題加以疏導是必要的。本科導師制實施過程中，導師通過設計心理衛生相關教學、促進師生人際互動等方式來建立良好的學習環境[22]，學生通過積極的人際交流互相給予幫助指導[23]，良好的師生交互氛圍有助于提高學生的學習水平。該醫學院校導師制充分尊重師生意愿，采取“雙選”的方式分配導師，導師與指導的同一組學生之間相互了解，學生之間能獲得有效的情緒支持，有利于營造信任、共享、積極的醫學交流氛圍。此外，該醫學院校69.6%的學生能保證每3天與導師交流1次，導師通過與學生頻繁的交流溝通來監測被指導學生的心理狀況，以便及時調節指導，增強學生專業和職業認同感，提高學習效果。

3.3 學生自我調節能力阻礙了醫學院校本科導師制學習效果的提升

結果顯示，導師行為對學生自我調節能力的總效應值為-0.154，學生自我調節能力對本科導師制學習效果的總效應值為-0.147，均為負相關。說明現階段本科導師對學生的自我調節能力缺乏引導，學生自主學習能力不盡人意，制約著學習效果的提升，這與蔣艷雙等[7]、彭正龍等[14]的研究結果相反。該醫學院校同一導師統一指導不同年級的學生，指導缺乏針對性，不同年級學生的自我調節能力水平存在差異，低年級學生對導師進度的適應程度低于高年級，制約著本科導師制整體學習效果的提升。本研究的實驗對象是醫學院校低年級在校本科生，此階段學生醫學基礎理論課程繁多，證書考試頻繁（英語等級考試、省級VF考試），學習壓力較大，而該階段學生元認知水平尚未成熟[24-25]，“被動機械學習”還未過渡到“主動學習”，原有的學習方法、思維方式不能適應現有學習任務的要求，自我調節能力亟待提高。