在線學習期間本科護生時間管理傾向與自主學習能力的縱向研究

張 靜，李 潔，魏 云，鄭繼盛，趙曉敏

（濱州醫學院護理學院，山東 煙臺 264003）

新冠肺炎疫情使居家在線學習成為主要的學習方式，與傳統的課堂學習方式不同，在線學習留給學生更多的時間自我管理，要求學生具備更高的主動性，時間管理良好的學生有較強的自主學習能力和良好的學習成績[1]。時間管理傾向是個體在運用時間方式上所表現出來的心理和行為特征，是一種人格特征[2]。護生自主學習能力是指運用元認知和客觀人力、物力資源高質量地獲取和掌握護理服務所必需的知識與技能的能力[3]。既往橫斷面研究顯示，時間管理傾向有助于大學生提高學習投入水平[4-5]，可正向預測自主學習的發生[6]。目前針對本科護理學專業學生（以下簡稱護生）時間管理傾向和自主學習能力關系的研究較少且多為橫斷面研究，鮮少見縱向研究，因此很難明確兩個變量間的因果時序關系。交叉滯后分析可處理兩個（或多個）觀測變量隨時間變化的關系，通過同時收集兩個變量多個時間點的數據，比較雙向交叉滯后效應的標準化路徑系數的關系，初步分析兩個變量間的因果關系[7]。本研究旨在通過交叉滯后分析探索在線學習期間本科護生時間管理傾向和自主學習能力的因果時序關系，為護理教學模式改革方案的制訂提供理論依據。

1 對象與方法

1.1 對象

選取山東省某省屬醫學院2017—2019級本科護理學專業學生為研究對象，采用分層隨機抽樣法（按年級分層），每個年級隨機抽取兩個班，共342人。納入標準：（1）注冊在籍的護理學專業本科生；（2）知情同意并自愿參與；（3）調查期間參與線上教學活動的本科護生。排除標準：（1）專升本護生；（2）因各種原因休學的護生。

分別于2020年3—4月初（T1）和7月初（T2）進行兩次調查。T1階段回收有效問卷336份，T2階段回收有效問卷328份，兩次調查信息相匹配的有效問卷317份。317位護生的年齡18～25歲，平均年齡（20.51±1.39）歲；男生 43人（13.56%），女生274人（86.44%）；大一護生109人（34.38%），大二護生103人（32.49%），大三護生105人（33.12%）。

1.2 方法

1.2.1 研究工具（1）一般資料調查問卷：參考文獻并結合護生實際情況自行設計，包括性別、出生日期、年級、班級、專業興趣、學習成績、每周在線學習天數、每天在線學習時長、與教師交流情況等。

（2）護理專業學生自主學習能力量表：由林毅等[8]編制，分為3個分量表，共8個維度，28道題目，其中12個條目反向計分。具體結構：①自我管理能力分量表：確定學習需要的能力、時間管理能力及學習監控能力維度；②信息能力分量表：信息獲取能力，拓寬信息渠道能力，信息分析、處理能力維度；③學習合作能力分量表：尋求幫助的能力和交流能力維度。該量表采用Likert 5級評分法，得分越高表明護生自主學習能力越強。量表的 Cronbach’s α系數為 0.863，各分量表的 Cronbach’s α系數為0.690～0.789，具有較好的區分度和信效度。本研究中該量表的 Cronbach’s α系數為 0.829。

（3）青少年時間管理傾向量表：由黃希庭等[9]編制，分為3個分量表，共9個維度，44個條目。①時間價值感分量表：社會取向及個人取向維度；②時間監控觀分量表：設置目標、計劃、優先級、時間分配和反饋性維度；③時間效能感分量表：時間管理效能及時間管理行為效能維度。采用Likert 5級評分法，從“完全不符合”至“完全符合”分別計1～5分，其中5個條目反向計分，總分為44～220分，得分越高表明護生時間管理水平越高，條目均分高于或低于3分則表明時間管理傾向分別高于或低于中等水平[10]。該量表的因素結構清晰，分量表的Cronbach’s α系數為0.61～0.81，具有良好的信效度。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為 0.933。

1.2.2 資料收集方法 借助問卷星平臺進行在線調查，說明調查目的及注意事項，由負責人將問卷二維碼發送到班級微信群，參與者掃碼進行答題。調研結束后回收問卷并及時檢查問卷質量。以研究對象的出生日期、性別、班級等一般資料進行縱向數據匹配，確保前后兩次數據匹配一致。

1.3 統計分析方法

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法對兩次調查數據進行共同方法偏差檢驗，結果顯示，兩次調查數據分別有14個和13個因子的特征值大于1，且第一個因子解釋的變異量分別為19.73%和25.61%，均小于40%的臨界標準，表明本研究沒有明顯的共同方法偏差問題[11]。

2.2 青少年時間管理傾向量表得分情況

青少年時間管理傾向量表得分在T1和T2階段比較差異有統計學意義（P＜0.05，見表1）。

表1 青少年時間管理傾向量表得分情況（±s，分）

t值時間價值感分量表個人取向社會取向時間監控觀分量表設置目標計劃優先級時間分配反饋性時間效能感分量表時間管理效能時間管理行為效能總分38.39±4.97 18.58±2.46 19.81±2.90 82.84±10.13 16.38±2.31 16.34±2.67 18.07±2.10 14.41±2.33 17.64±3.03 35.57±4.53 18.63±2.62 16.94±2.39 156.79±17.95 T1 T2 37.17±5.77 18.15±2.77 19.02±3.32 82.02±10.46 16.33±2.32 16.43±2.44 17.50±2.17 14.20±2.31 17.56±2.91 35.07±4.96 18.18±2.88 16.89±2.37 154.26±19.74 1.22（0.61，1.84）0.43（0.12，0.73）0.79（0.42，1.16）0.82（-0.41，2.04）0.04（-0.25，0.34）-0.09（-0.40，0.22）0.57（0.31，0.84）0.21（-0.09，0.50）0.08（-0.29，0.46）0.40（-0.09，1.09）0.44（0.08，0.81）0.05（-0.23，0.34）2.53（0.31，4.76）差值（95%CI） P值0.000 0.006 0.000 0.191 0.769 0.575 0.000 0.171 0.668 0.099 0.018 0.712 0.026 3.91 2.77 4.18 1.31 0.30-0.56 4.27 1.37 0.43 1.65 2.39 0.37 2.24

2.3 護理專業學生自主學習能力量表得分情況

護理專業學生自主學習能力量表得分在T1和T2階段比較差異無統計學意義，但信息獲取能力、尋求幫助的能力和交流能力維度得分在T1和T2階段比較差異有統計學意義（P＜0.05，見表2）。

表2 護理專業學生自主學習能力量表得分情況（±s，分）

表2 護理專業學生自主學習能力量表得分情況（±s，分）

t值自我管理能力分量表確定學習需要的能力時間管理能力學習監控能力信息能力分量表信息獲取能力拓寬信息渠道能力信息分析、處理能力學習合作能力分量表尋求幫助的能力交流能力總分32.34±4.10 8.97±1.72 9.66±1.75 13.71±2.20 34.08±4.74 13.54±2.74 10.77±1.72 9.77±1.66 22.49±2.99 8.02±1.79 14.47±2.19 88.91±9.76 T1 T2 32.39±3.64 8.89±1.44 9.77±1.56 13.74±2.21 34.49±4.09 14.29±2.50 10.61±1.49 9.59±1.61 22.59±2.89 8.52±1.82 14.08±2.10 89.47±8.48-0.05（-0.49，0.38）0.09（-0.10，0.28）-0.11（-0.28，0.06）-0.03（-0.32，0.26）-0.40（-0.89，0.09）-0.74（-1.05，-0.44）0.16（-0.04，0.35）0.18（-0.03，0.40）-0.10（-0.42，0.22）-0.50（-0.71，-0.28）0.40（0.15，0.64）-0.56（-1.49，037）差值（95%CI） P 值0.808 0.363 0.207 0.832 0.106 0.000 0.109 0.090 0.530 0.000 0.002 0.238-0.24 0.91-1.27-0.21-1.62-4.78 1.61 1.70-0.63-4.58 3.18-1.18

2.4 時間管理傾向與自主學習能力的相關分析

對T1、T2階段的青少年時間管理傾向量表與護理專業學生自主學習能力量表得分進行Pearson相關分析，結果顯示，各變量間均存在顯著正相關（P＜0.01，見表3）。

表3 青少年時間管理傾向量表與護理專業學生自主學習能力量表得分的相關系數

2.5 本科護生時間管理傾向與自主學習能力的交叉滯后分析

在相關分析的基礎上，采用結構方程模型考察本科護生自主學習能力與時間管理傾向間的關系。采用AMOS 22.0軟件建立擬合模型，將學習成績、每周在線學習天數、每天在線學習時長、專業興趣、與教師交流情況等一般資料作為控制變量引入模型。交叉滯后分析的模型擬合指標顯示：CHI/df=3.143（df=21，P＜0.001，n=317）；擬合優度指標：GFI=0.956，NFI=0.909，IFI=0.936，CFI=0.934；近似誤差均方根 RMSEA=0.082（見圖 1）。在自回歸路徑中，護理專業學生自主學習能力量表得分（T1）可正向預測護理專業學生自主學習能力量表得分（T2）；青少年時間管理傾向量表得分（T1）可正向預測青少年時間管理傾向量表得分（T2）；交叉滯后回歸路徑中，控制了青少年時間管理傾向量表得分（T1）和護理專業學生自主學習能力量表得分（T1）的相關系數后，護理專業學生自主學習能力量表得分（T1）可以顯著預測青少年時間管理傾向量表得分（T2）；但青少年時間管理傾向量表得分（T1）對護理專業學生自主學習能力量表得分（T2）的預測作用無統計學意義。刪除無統計學意義的路徑后，模型擬合結果為 CHI/df=3.102（df=22，P＜0.001，n=317）；擬合優度指標：GFI=0.955，NFI=0.905，IFI=0.934，CFI=0.933；近似誤差均方根RMSEA=0.082，模型擬合可接受。

3 討論

3.1 在線學習期間青少年時間管理量表傾向縱向得分有所降低

圖1 本科護生自主學習能力與時間管理傾向交叉滯后模型

時間管理傾向是個體管理時間的態度，相對穩定，但也會受到后天因素的影響；時間管理傾向具有動力性，對待時間的態度和價值觀念促使人朝著一定的目標而行動[2]。本研究結果顯示，護生青少年時間管理傾向量表得分T2階段較T1階段得分顯著降低；其中，時間價值感分量表得分T2階段較T1階段顯著降低；個人取向、社會取向、優先級和時間管理效能4個維度得分T2階段較T1階段均顯著降低。這表明隨著在線學習時間的延長，護生對時間功能和價值穩定的態度和觀念、利用時間的能力和觀念及對自己駕馭時間的信心有所下降。分析其原因，一是可能隨著在線學習時間的延長，護生心理上對在線學習的新鮮度下降，且部分護生認為在線學習缺乏學習氛圍[12]，持不樂觀態度，這可能導致其時間管理水平下降[13]；二是護生在家學習期間，脫離學校管理，可能將娛樂時間放在學習前，導致目標優先級的混亂[14]；三是第二次調查選擇在期末考試結束后進行，隨著授課結束，護生暫時放松了學習，這將影響個人的時間管理態度。

3.2 在線學習期間護理專業學生自主學習能力量表縱向得分較穩定

自主學習能力不僅涵蓋了“自主”一詞的自我控制、獨立的狀態或性質的含義，而且強調為確保學習者能自主學習，在有效利用客觀人力、物力資源方面所必須具備的能力[3]。結果顯示，信息獲取能力、尋求幫助的能力和交流能力維度得分在T1、T2階段比較差異有統計學意義。具體表現：（1）信息獲取能力維度得分提高。可能與在線教學模式有更多的學習資源，互聯網及上網工具使用率增加有關，護生面對紛繁的信息，能夠從中篩選出對自己有用的信息，這無形中提高了護生獲取信息的能力。（2）尋求幫助的能力維度得分提高。可能是因為與以往的面授課相比，在線學習期間教師會設置較多的測試題激發護生的學習動力[12]，護生在解決問題的過程中可獲得他人的提示和幫助。（3）交流能力維度得分降低。可能與疫情期間居家線上學習方式[15]導致研究對象與教師、學生溝通交流的機會減少，使其交流能力下降。

3.3 本科護生自主學習能力可預測時間管理傾向

交叉滯后分析結果表明，護理專業學生自主學習能力量表得分（T1）可顯著預測青少年時間管理傾向量表得分（T2），說明自主學習能力越高的護生，其在運用時間方式上所表現出來的心理和行為特征也越積極。究其原因，自主學習能力強的護生，有更強的學習能力和更高的主動性，會“擠出”充足的時間來實現其目標，也會表現出較高的時間管理水平和時間管理能力。另外，自主學習能力強的學生，普遍具有較強的意志力[16]和自律性[17]，意志力是時間監控觀和時間效能感的主要預測因素[18]，自律的人格特征對大學生時間監控觀有積極作用[19]。

4 結語

疫情時期，“線上+線下”混合式教學模式被廣泛應用，既要體現教師的主導作用，也要體現學生的主體作用。學校應重視提高護生的自主學習能力，如拓寬護生的信息獲取渠道、提高護生的學習溝通能力等，使護生形成自主學習能力影響時間管理傾向的良性循環，促進其時間管理水平和教學效果的提高。本研究僅調查了間隔3個月的數據變化，未來研究可考慮延長間隔時間，深入、全面地揭示時間管理傾向與自主學習能力的內在因果關系。