護理本科生自我導向學習能力影響因素及作用機制

李玉瑩 陳昱霆 王敏 杜世正

摘要 目的：探索護理本科生自我導向學習能力的影響因素并分析其作用機制。方法：采用基于年級的配額抽樣策略，線上選取4所高校護理學院大學一年級至四年級的全日制護理本科生311名為調查對象，應用問卷星軟件進行調查。結果：護理本科生自我導向學習能力總分為（206.84±29.22）分，得分最高的維度是人際關系技能維度（42.79±6.98）分，得分最低的維度是學習行為維度（40.16±6.45）分。多因素線性回歸分析顯示，學業自我效能感、專業認同感及是否擔任學生干部是影響護理本科生自我導向學習能力的重要因素（P＜0.05），可解釋總變異的47.0%。結構方程模型結果顯示，專業認同感既可以正向影響自我導向學習能力（P＜0.05），又可以通過學業自我效能感間接作用于自我導向學習能力（P＜0.05）。結論：護理專業本科生自我導向學習能力總分處于中等水平，護理教育者應重點關注學生的專業認同感、學業自我效能，采取針對策略，提升其自我導向學習能力。

關鍵詞 護理本科生；自我導向學習；影響因素；橫斷面調查；學業自我效能；專業認同感

doi：10.12102/j.issn.2095－8668.2023.07.019

隨著社會發展和時代進步，常規教學已不再能滿足現代人的學習需求，終身學習、自主學習已經成為當代人學習的新標簽［1］。自我導向學習（self－directed learning）是指學習者主動判斷學習需求，形成學習目標，評估可利用的資源，選擇并執行合適的學習方法，并評價學習效果的過程［2］。當前醫學知識更新速度日益加快，傳統學習方式已不能完全滿足護理本科生的學習需要，因此，培養和提高其自我導向學習能力具有現實必要性。專業認同感指學生對所學專業及未來職業社會價值的認可度，包括對專業的認識程度和積極的情感體驗［3］，與學生的學習動機密切相關［4］，顯著影響學生學習積極性和學習效果。學業自我效能指學生個體對自身成功完成學業任務所具有能力的判斷與自信，由學習能力自我效能感和學習行為自我效能感構成［5］。大量研究表明，學生學業自我效能感的高低直接或間接決定了其自主努力學習的程度［6－8］，是學生學習行為的重要影響因素。目前已有研究關注護理本科生的自我導向學習能力［9－10］，但與學生學習動機和行為密切相關的自我效能、專業認同感對自我導向學習能力的影響，尚未見相關報道。本研究在評估護理本科生自我導向學習能力現況的基礎上，深入探索學業自我效能、專業認同感對學生自我導向學習能力的影響及作用機制，為有針對性制定干預策略提供參考依據。

1 對象與方法

1.1 調研對象

2021年3月—2021年6月，采用基于年級分層的配額抽樣策略，通過線上“問卷星”平臺，選取南京中醫藥大學、復旦大學、南通大學、川北醫學院等4所高校護理學院大學一年級至四年級的全日制護理本科生311名為調查對象。納入標準：①已正常在校注冊；②通過網絡簽署知情同意書。

1.2 調研工具

共包括4部分內容：一般資料、護理專業學生自我導向學習評價問卷、學業自我效能感量表及護理本科生專業認同調查問卷。

1.2.1 一般資料問卷

旨在調查學生的一般情況，主要包括性別、年級、專業志愿、各學期成績、是否擔任學生干部、高中文理分科、生源地、是否為獨生子女等。

1.2.2 自我導向學習評定量表（Self－Rating Scale of Self－Directed Learning，SRSSDL）

該量表從建構主義教育理念出發，基于學生對自身學習方式的評價這一標準，由Williamson教授于2007年研制。該量表包括學習意識、學習行為、學習策略、學習評價、人際關系技能5個維度，每個維度12個條目，共60個條目。采用Likert 5級計分法，總是、經常、有時、很少、從不分別計5分、4分、3分、2分、1分，所有條目均為正向計分，學生根據自己對學習的感受和想法，選出一個最合適的答案。量表的總分為5個維度所有條目得分總和，范圍為60～300分，分值越高，表示學生的自我導向學習等級越高。總分60～140 分為低等水平，141～220分為中等水平，221～300分為高等水平。該量表已由我國學者沈王琴等［11］通過翻譯、文化調試形成中文版本，其Cronbach′s α系數為0.996，內容效度為0.963，具有良好的測評性能。本研究中，自我導向學習能力的學習意識、學習行為、學習策略、學習評價、人際關系技能等5個維度的Cronbach′s α系數分別為0.908，0.912，0.915，0.928，0.948，總量表的Cronbach′s α系數為0.978。

1.2.3 學業自我效能感量表

采用梁宇頌［12］編制的學業自我效能感量表測評研究對象的學業自我效能。該量表包括學習能力自我效能（11個條目）和學習行為自我效能（11個條目），共2個維度、22個條目，各條目均采用Likert 5級評分，即完全不符合、較不符合、不能確定、較符合、完全符合，依序賦值為1分、2分、3分、4分、5分，總分為22～110分，總分越高表明學業自我效能感越高。該量表Cronbach′s α系數為0.820，具有良好的信度和效度，在國內被廣泛應用于測量大學生的學業自我效能感。本研究中該量表的Cronbach′s α系數為0.934。

1.2.4 護理本科生專業認同調查問卷

采用由胡忠華［13］編制的護理本科生專業認同調查問卷，該問卷主要包括2部分內容：①被調查對象的基本情況；②專業認同以及影響因素。本研究主要采用第2部分內容，包括專業認識、專業情感、專業意識、專業價值觀、專業技能以及專業期望6個維度，采用Likert 5級計分法，在條目當中所顯示的非常正性的回答，計5分，依序依次計4分、3分和2分，對于非常負性的回答計1分，最終得分越高表明專業認同程度越高。該問卷內容效度指數（CVI）為0.856，Cronbach′s α系數為0.876，在我國被廣泛使用。本研究中，該量表的Cronbach′s α系數為0.898。

1.3 質量控制

本調查為橫斷面研究，調查前2位調查員接受統一培訓并開展預調查，隨后采用問卷星軟件開展線上調研。調查嚴格遵守知情同意原則，采用不記名方式由調查對象在線填寫，為保證問卷的填寫質量，由調查員在后臺進行質量控制，保證填寫的完整性和有效性。最終在后臺統一整理、導出和分析調查數據。數據被嚴格保密，由課題組一位研究者采用密碼保存。

1.4 統計學方法

運用SPSS 23.0對數據進行統計學分析，對研究對象的人口學特征、自我導向學習能力、學業自我效能、護理專業認同感等結局指標進行描述性分析，用頻數、均數±標準差（x±s）描述調查對象的一般資料和各量表得分。若數據符合正態分布和方差齊性，采用兩獨立樣本t檢驗或F檢驗；若數據不符合正態分布或方差不齊，則采用非參數秩和檢驗。對于變量間關聯性，根據數據是否符合正態分布，分別采用Pearson或Spearman相關分析。在統計分析基礎上，分別以自我導向學習能力總分及各維度得分為因變量，以單因素分析中有統計學意義的變量為自變量，進行Stepwise多因素線性回歸分析，變量進入水平為α=0.05，剔除水平為α=0.10，進一步探析影響護理本科生自我導向學習能力的因素。最后，采用AMOS 26.0軟件建立結構方程模型，探究護理本科生專業認同感、學業自我效能對自我導向學習能力的影響機制。以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 護理本科生自我導向學習能力現況（見表1）

2.2 影響護理本科生自我導向學習能力的單因素分析

結果顯示，是否擔任學生干部組間差異有統計學意義（P<0.001），不同性別、不同專業志愿、高中分科、不同生源地、是否為獨生子女組間差異無統計學意義。F檢驗結果顯示，不同平均成績的學生其自我導向學習能力總分差異有統計學意義（P<0.001），進一步LSD分析結果表明：除各學期成績中和差組間差異無統計學意義外，其余各組間差異均有統計學意義（P<0.05）；各學期成績優的學生其自我導向學習能力總分高于成績良、中、差的學生，各學期成績良的學生自我導向學習能力總分高于成績等級為中和差的學生。不同年級間差異無統計學意義，見表2。

2.3 護理本科生自我導向學習能力與學業自我效能感、專業認同感相關性

Pearson相關分析顯示，學業自我效能感和護理專業認同感與自我導向學習能力的5個維度：學習意識、學習策略、學習行為、學習評價、人際關系技能相關系數均有統計學意義（P<0.001），自我導向學習能力總分與專業認同感、學業自我效能的相關系數分別為0.423，0.656（P<0.001），見表3。

2.4 護理本科生自我導向學習能力多因素回歸分析

以自我導向學習能力總分及各維度得分為因變量，以上述分析過程中有統計學意義的變量為自變量，進行Stepwise多因素線性回歸分析，變量進入水平為α=0.05，剔除水平為α=0.10，進一步探析影響護理本科生自我導向學習能力的因素。最終，學業自我效能感、專業認同感及是否擔任學生干部3個變量進入方程，該3個變量能解釋護理本科生自我導向學習能力總變異的47.0%。見表4。

2.5 護理本科生自我導向學習能力影響因素的結構方程模型

采用結構方程模型，進一步探索護理本科生專業認同感、學習自我效能對其自我導向學習能力的影響機制。基于文獻研究，對上述變量關系進行分析，提出如下假設：①護理本科生專業認同感可直接影響自我導向學習能力；②護理本科生專業認同感亦可通過影響其自我效能，進而間接影響其自我導向學習能力。

利用調研數據，基于最大似然估計法（maximum likelihood）進行參數估計。初始模型擬合結果顯示，整體模型適配度χ2=199.297，χ2/υ=3.21＞3.00，近似誤差均方根（RMSEA）=0.085＞0.080，調整的擬合優度指數（AGFI）=0.871＜0.900，表示假設模型與觀察數據尚無法有效契合。經修正指標值發現，增列誤差項e1與e2、e10與e12、e11與e12之間的共變關系，可降低χ2=55.697，由此χ2/υ=2.43＜3.0，RMSEA=0.068＜0.080，AGFI=0.901＞0.900，擬合優度指數（GFI）=0.936＞0.900，相似擬合指數（CFI）=0.970＞0.900，標準擬合指數（NFI）=0.950＞0.900，均達到模型的適配標準，表明模型擬合良好，詳見圖1。

根據模型擬合結果，護理本科生專業認同感對其自我導向學習能力的影響路徑包括2個：①專業認同感可直接正向影響其自我導向學習能力（β=0.15，P＜0.05）；②專業認同感可通過影響學習自我效能（β=0.39，P＜0.05），間接影響自我導向學習能力（β=0.68，P＜0.05），在此過程中，學習自我效能起中介效應。故護理本科生專業認同感對其自我導向學習能力影響的總效果值=0.15+0.39×0.68=0.415 2。

3 討論

3.1 護理本科生自我導向學習能力現況

本研究結果顯示，護理本科生具有一定的自我導向學習能力且處于中等水平，與楊春等［3－4］研究結果一致，表明護理本科生的自我導向學習能力依舊存在很大提升空間。人際關系技能指管理者處理人事關系的能力，即理解、激勵他人并與他人共事的能力，是區分有效管理者和無效管理者的關鍵［14］。本研究中，人際關系技能維度得分最高，可能與當前混合式教學模式下小組合作學習次數增多，且大學期間學生參與較多社團和社會實踐，團隊互助能力和交流能力得到有效提升有關［15］。相關研究顯示，自我導向學習與本科生團隊合作傾向呈正相關，合作傾向更好的學生信息獲得、資源共享能力更佳，自主學習能力也更強［16］，提示護理教育者在日常教學中可增加小組討論、虛擬仿真教學、情景模擬教學等合作交互型學習模式，讓學生在團隊合作中完成學習任務，培養其交流溝通技能及分析、解決問題的能力，從而提高學生自我導向學習能力［17－18］。本研究結果還顯示，自我導向學習能力中學習行為維度得分最低，表明學生具體學習計劃實施滯后、在自我監督管理方面仍存在較大問題，可能與長期以來被動式教學體制下學習動力不足、學習環境不佳以及護理專業學生學業壓力較大、課余時間較少等有關。提示護理教育者需增加學生自主學習時間并重點關注和指導本科護生的學習行為，可通過問題引導鼓勵學生課后閱讀相關專業文獻等，在對新知識篩選、整合的過程中不斷拓寬視野、激發專業興趣，從而在主動學習過程中養成良好學習習慣，繼而提升個人自控水平［19］。

3.2 一般人口學資料對護理本科生自我導向學習能力的影響

本研究結果表明，是否擔任學生干部和各學期成績對護理本科生自我導向學習能力具有影響（P<0.001）。研究顯示，擔任學生干部的學生相較未擔任學生干部的學生，其自我導向學習能力得分更高，可能是由于其自我感知壓力較低，能夠更好地適應護理專業高強度的學習模式，從而提高學習效率及學習主動性［20］；也可能與其在任職期間組織活動較多，能夠樹立明確的目標并高效執行，并能對出現的問題及時反饋和解決有關［21］。提示護理教育者在教學過程中應盡可能讓每一位同學都有機會成為團隊的領導者，活躍思維方式，鍛煉其管理、協調及人際溝通能力，從而提高其自我導向學習能力。

在各學期成績方面，研究結果表明，除各學期成績中和差組間差異無統計學意義外，其余各組中成績越好的學生自我導向學習能力越強，這可能與學生易從優越的成績中獲得成就感，其學習興趣和學習積極性增加有關。

3.3 學業自我效能感對護理本科生自我導向學習能力的影響

相關分析和線性回歸分析結果顯示，學業自我效能感是影響自我導向學習能力的重要因素，學業自我效能感越高的學生，其自我導向學習能力越強，此與王菊等［22］的研究結果一致。美國心理學家 Bandura［23］將自我效能定義為 “個體對其組織和實施達成特定目標所需行為過程的能力信念”。學業自我效能感高的學生，認為自己有能力完成相應的學習任務，能夠將學習困境當作一種挑戰并積極應對。研究顯示，學業自我效能感與積極的學習情緒存在正相關，并在大學生學習情緒和學習投入間起中介作用，即積極的學習情緒可以增加學生的自我效能感，進而提高學習投入水平［24］。也有研究顯示，學業自我效能感越高的學生，更能夠專注于問題的解決，從而經歷更多的成功體驗，降低學業倦怠［25］。提示護理教育者在教學過程中需注意教學目標和學生能力的匹配，減少學生學習過程中的不良情緒和負性體驗。同時學生在定位個人成就目標時，鼓勵學生更多關注自我的成長與進步，適度弱化外部競爭關系，以期學生能通過完成相應目標獲得成就感和更高的學業自我效能感，從而提高其自我導向學習能力［26］。

3.4 專業認同感對護理本科生自我導向學習能力的影響

研究結果顯示，護理本科生的專業認同感對自我導向學習能力有重要影響。本研究顯示，專業認同感與自我導向學習能力呈正相關，這可能與護理專業認同感越高的學生更相信護理工作可以實現自我實現，將來選擇從事護理行業的傾向性更大，因此其學習積極性更強，更愿意投入時間、精力和其他資源于專業學習中有關［27］。專業認同感可以直接影響個體的行為和認知，并對其專業態度產生影響［28］，提示護理教育者在培育護生的過程中，應強化專業情感教育，從教學內容、教學形式、教學氛圍等各方面優化課程，體現護理專業特色，明確護理專業的社會價值，使學生形成健康的職業道德、積極的職業態度，從而增強學生的專業認同感，提高其自我導向學習能力［29］。Sonoko 等［30］研究發現專業榜樣的樹立不僅影響護生的專業認同，也影響其自主學習動機，在培養護生職業認同教育中起著至關重要的作用，提示護理教育者可通過各種形式如舉辦分享會、邀請優秀校友分享學習、升學和科研經歷，使學生樹立專業榜樣，以他人職業成就引導學生逐步明確自身專業興趣，并積極轉變學習態度，增加學習動力。

3.5 學業自我效能感在專業認同感對自我導向學習能力影響的中介作用

本研究探討了學業自我效能感在專業認同感和自我導向學習能力之間的中介作用。結構方程模型結果顯示，專業認同感不僅可以直接正向影響自我導向學習能力，還可通過學業自我效能感間接作用于自我導向學習能力。分析其原因，可能是專業認同感高的護生，在專業學習中的情感體驗更積極，面對護理專業高強度的理論學習和操作練習時往往表現出更高的自信心，更相信自己有能力完成相應的學習任務［31］，同時能對遇到的問題做出積極的反應并進行反思，從而在此過程中相應提高自我導向學習能力［32］。此外，良好的學業自我效能感有利于學生在學習過程中充分發揮主觀能動性，加大學習投入，也能通過影響焦點思維，即如何更有效地解決問題來影響學生的學業投入水平［8］。提示護理教育者可以通過強化專業認同教育增加學生學習信心，從而提高其自我導向學習能力。

3.6 研究的局限性

本研究為橫斷面調查，囿于這一設計類型，變量間因果關系的推導強度受到一定的限制。此外，結果顯示專業認同感量表的專業期望維度因子載荷較低，該量表研制于2006年，考慮到隨著時代變化，護理本科生對專業期望內涵可能有所不同，提示學界需及時關注當前護理本科生對專業期望的內涵認識，凸顯專業認同感的時代特點。最后，本研究只納入了4所高校的護理本科生，建議未來研究可關注更廣地域、更多高校的本科護理學生，以期獲得更豐富的結果和更堅實的結論。

4 小結

綜上所述，本研究發現護理本科生自我導向學習能力為中等水平，其學業自我效能感和專業認同感及是否擔任學生干部是影響護理本科生自我導向學習能力的重要因素，其中護理專業認同感又可以通過學業自我效能感間接影響自我導向學習能力。建議護理院校重點關注學生的自我導向學習能力，強化以學生為中心的教學意識，加強專業認同情感教育，提升專業認同感，以期提高學生的自我導向學習能力。

致謝：衷心感謝南通大學護理學院沈王琴副教授、復旦大學護理學院朱政博士、川北醫學院護理學院官計副教授，在本研究數據采集階段給予的熱忱幫助。

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（收稿日期：2022－06－07；修回日期：2023－03－05）

（本文編輯王雅潔）