衛校學生學習動機現狀與影響因素調查研究

宮曉飛，王美蘭，高晶晶，黃曉紅，曲永松

（山東省萊陽衛生學校，山東 煙臺 265200）

衛校學生是醫療衛生人力資源的重要組成部分，但很多學生缺乏學習積極性，學習質量不高。學習動機是影響學習積極性的重要因素，學生若具備較強學習動機，學習積極性也會較高，能更大限度地發揮潛能，取得較好學習效果。因此，激發學習動機是提升學生學習質量的重要途徑。而現有學習動機研究多針對中小學生和大學生，對中職生的研究較少，專門針對衛校學生的研究更少。

1 概念

1.1 學習動機

學習動機是學生進行高質量學習的強大基石。按照來源的不同可將學習動機分為內部動機和外部動機[1]。內部動機的滿足來自學習活動本身，而外部動機的滿足則來自外界的誘因。一般認為，受內部動機驅動的學生，在學習行為的堅持性和學習成績上都會表現得更好，而外部動機并不具備持久作用[2]，但會對內部動機產生一定影響作用。研究表明，指向成功或增加自我效能感的外在獎勵對內部動機有增強作用，而指向社會控制的外在獎勵對內部動機具有削弱作用[3]。學習動機的影響因素很多，大致可分為外部環境因素和個體內部因素[4]。

1.2 感知學校氛圍

衛生學校多采取封閉管理模式，學生大部分時間在學校度過，因此學校是影響學生成長最重要的外部環境。學校不僅是學生學習知識的場所，也是其在情感、行為和社會關系等方面獲得發展的重要場所[5]。學校氛圍是對學生在校經歷的反映，近年來逐漸成為學校特征研究的焦點[6]。學校氛圍的概念因研究目的不同存在不同界定方法，但基本可以分為社會系統環境、組織氛圍和社會心理氛圍3 類。目前，越來越多的研究者傾向于從心理體驗，即學生感知角度，對學校氛圍進行界定和測量[6]，且愈發關注社會關系和自主機會對學生造成的影響。比如，Jia等[7]將學生感知學校氛圍分為師生關系、同學關系和自主機會3個維度，其中師生關系是指教師給予的情感和學習方面的支持，同學關系是指同學間的情感支持，自主機會是指學生在課堂上的選擇和決策機會。

有研究者指出教師是學生課堂學習最臨近的影響因素[8]，師生關系可以顯著增強學生的學習動機[9]。也有研究[10]認為同學支持是對學習的有效支持，良好的同學關系能夠創造出一種“親學習”氛圍，還能為學習提供外部激勵。Barbara 等[11]的研究表明，學生的自主機會與學習動機、學習投入和學習成績之間均呈正相關關系。但Jia 等[7]的研究表明學生的自主機會與學習成績相關性較低。因此推測，學生感知學校氛圍對其學習動機具有正向影響作用。

1.3 專業認同感

由于研究內容和研究角度不同，不同學者對專業認同感的理解也有所不同。本研究中專業認同感指的是學生在對所學專業有一定了解和認識的基礎上，認可并接受該專業，同時伴隨有內心的適切感，并表現出積極的外在行為[12]。

高水平的專業認同感會對學習產生積極影響。張田等[13]認為專業認同感會影響學生的學習滿意度和學習倦怠程度，進而影響其學業成就。趙慧勇等[14]對高職生的一項研究發現，專業認同感會對學習動機產生影響，專業認同感高的學生學習動機將會得到強化。據此推測，專業認同感是影響學生學習動機的重要內部因素，可以正向影響學習動機水平。也有較多研究探討了專業認同感的影響因素，大致分為個人、他人、學校和社會等維度[15]。任小玲[16]的研究發現教師與同齡人都會對專業認同感產生影響。因此推測，專業認同感會受學生感知學校氛圍的影響，在學生感知學校氛圍與學習動機間起中介作用。

基于此，本研究旨在探討衛校學生學習動機現狀，并進一步分析學生感知學校氛圍和專業認同感對學習動機的影響機制，從而為提升學習動機水平提供參考依據。

2 對象與方法

2.1 對象

將我校在校學習的一、二年級學生作為研究對象，進行匿名網絡問卷調查。共發放問卷1 208 份，得到有效問卷894 份，有效回收率為74.0%。研究對象基本情況見表1。

表1 研究對象基本情況Table 1 Basic information of research subjects

2.2 研究工具

2.2.1 學習動機問卷 參考田瀾[17]、池麗萍[18]等編制的學習動機問卷，結合學生特點，形成適合衛校學生的學習動機問卷，內容包括學習興趣、求知進取、聲譽獲取、避免失敗和物質追求5 個維度。其中學習興趣和求知進取維度屬于內部動機分問卷，用于測量內部動機（10 題），聲譽獲取、避免失敗和物質追求維度屬于外部動機分問卷，用于測量外部動機（13 題）。對問卷進行驗證性因子分析，主要擬合指標為：χ2/df=5.727，NFI=0.939，CFI=0.949，TLI=0.942，IFI=0.949，GFI=0.915，RMSEA=0.062。因χ2值會因樣本量的增高而增高[19]，所以模型的χ2/df 值雖然較高，但考慮到NFI、CFI、GFI 等指標均大于0.9，故認為模型擬合度較好，說明問卷具有較好的結構效度。學習動機總問卷和內、外部動機分問卷的克隆巴赫系數分別為0.904、0.933、0.867，說明問卷具有較好的信度。

2.2.2 學生感知學校氛圍問卷 參照Jia 等[7]的青少年感知校園氛圍問卷，結合學生特點和學校實際情況修訂而成。因考慮到衛校學生在課堂上難以有較多選擇和決策機會的實際情況，刪除了自主機會維度，使用師生關系和同學關系兩個維度進行測量。修訂后的問卷共10 個題目，其中師生關系6 題，同學關系4題。修訂后問卷的驗證性因子分析主要擬合指標為：χ2/df=3.756，NFI=0.984，CFI=0.989，TLI=0.985，IFI=0.989，GFI=0.972，RMEA=0.056，擬合度良好。總問卷和各維度的克隆巴赫系數分別為0.936、0.938、0.943。

2.2.3 專業認同感問卷 參考秦攀博[12]的專業認同感問卷，結合學生特點，形成適合衛校學生的專業認同感問卷。因原問卷中行為性維度與學習動機問卷的部分題目有所重疊，故采用認知性、情感性和適切性3 個維度對專業認同感進行測量，共12 個題目。其中認知性維度考查的是學生對所學專業的就業方向、學習要求和畢業要求等的了解程度，情感性維度考查的是學生對所學專業的接受程度和滿意程度，適切性維度考查的是學生自身學習基礎、學習能力、性格特點等方面與所學專業的契合程度。問卷的驗證性因子分析主要擬合指標為：χ2/df=6.461，NFI=0.973，CFI=0.977，TLI=0.970，IFI=0.977，GFI=0.958，RMSEA=0.067。對各指標進行綜合考量，認為模型擬合度較好。問卷的克隆巴赫系數為0.907，信度較高。

以上各問卷均為5 級計分，1～5 分表示“完全不符合”到“完全符合”，得分越高說明各變量水平越高。

2.3 統計方法

使用SPSS 22.0 和AMOS 24.0 軟件對數據進行統計分析。

3 結果

3.1 問卷調查結果（見表2）

表2 衛校學生學習動機、感知學校氛圍和專業認同感問卷得分Table 2 Score of students' Iearning Motivation in Health School，Perceived Atmospheres in School，and Professional Identity Questionnaire

3.2 學習動機水平的差異性檢驗

對不同年級學生學習動機水平進行差異性檢驗，結果顯示存在顯著性差異，二年級學生學習動機水平顯著高于一年級，其中內部動機差異顯著，外部動機差異不顯著（見表3）。不同專業學生學習動機問卷得分見表4，經方差分析不存在顯著性差異（F 學習動機=1.525，F 內部動機=1.763，F 外部動機=1.218，P＞0.05）。

表3 不同年級學生學習動機水平的差異性檢驗Table 3 Differences test in learning motivation levels among students of different grades

表4 不同專業學生學習動機問卷得分Table 4 Score of learning motivation questionnaire for students engaged in different majors

3.3 相關性分析

對學生感知學校氛圍、專業認同感和學習動機進行相關性分析，結果表明：師生關系、同學關系與內部動機、外部動機及專業認同感均呈顯著正相關關系，專業認同感與內部動機、外部動機也呈顯著正相關關系（見表5）。

表5 各變量相關性分析結果Table 5 Correlation analysis results of various variables

3.4 回歸分析

（1）以學生感知學校氛圍問卷的兩個維度和專業認同感為自變量，以內部動機為因變量進行回歸分析。結果發現，師生關系、同學關系和專業認同感對內部動機都有顯著正向預測作用（β師生關系-內部動機=0.409，t=13.391，P＜0.01；β同學關系-內部動機=0.369，t=11.855，P＜0.01；β專業認同感-內部動機=0.561，t=20.255，P＜0.01）。（2）以師生關系、同學關系和專業認同感為自變量，以外部動機為因變量進行回歸分析。結果發現，三者對外部動機都有顯著正向預測作用（β師生關系-外部動機=0.271，t=8.412，P＜0.01；β同學關系- 外部動機=0.198，t=6.023，P ＜0.01；β專業認同感-外部動機=0.378，t=12.201，P＜0.01）。（3）以師生關系和同學關系為自變量，以專業認同感為因變量進行回歸分析。結果發現，師生關系和同學關系都對專業認同感有顯著正向預測作用（β師生關系-專業認同感=0.507，t=17.569，P＜0.01；β同學關系- 專業認同感=0.489，t=12.201，P＜0.01）。

由于師生關系、同學關系和專業認同感彼此之間都顯著相關，特進行共線性檢驗。結果顯示方差膨脹因子（VIF）最高為1.659，說明各自變量間不存在嚴重的多重共線性。回歸分析結果顯示：學生從教師和同學處獲得的支持越多，學習動機越強；學生的專業認同感越高，學習動機越強；積極和諧的學校氛圍有助于提升學生的專業認同感。通過比較回歸系數的大小發現：師生關系和同學關系對內部動機的影響大于外部動機，師生關系對學習動機的影響大于同學關系。

3.5 中介效應檢驗

以師生關系和同學關系為自變量，專業認同感為中介變量，學習動機為因變量，構建中介模型（見圖1）。當加入專業認同感作為中介變量后，同學關系對學習動機影響的路徑系數不顯著（β=0.05，P＞0.05），而師生關系對學習動機影響的路徑系數仍顯著（β=0.21，P＜0.01）。模型擬合情況良好，主要指標如下：χ2/df=1.757，NFI=0.997，CFI=0.999，TLI=0.994，IFI=0.999，GFI=0.998，RMSEA=0.029。

圖1 專業認同感中介效應模型圖Figure 1 Mesomeric effect model of professional identity

結果表明：（1）師生關系既可以直接正向影響學習動機，也可以通過專業認同感的部分中介作用對學習動機產生影響；中介效應值為0.22，與直接效應的比值為51.2%；95%置信區間為[0.096，0.170]，不包含0，說明中介效應顯著。（2）同學關系通過專業認同感的完全中介作用對學習動機產生影響；中介效應值為0.19；95%置信區間為[0.080，0.145]，不包含0，中介效應顯著。

4 討論

4.1 提升衛校學生學習動機水平非常必要

研究發現，衛校學生的內部動機、外部動機和學習動機總體水平均較低，尚有較大提升空間，與焦雨[20]、閆沙沙[21]對其他專業中職生的研究結果較為接近。

不同年級學生學習動機水平存在顯著性差異，二年級顯著高于一年級，與焦雨等[20-22]的研究結果一致。二年級學生學習動機水平雖然更高，但接近理論中值3，仍具備較大提升空間。出現年級差異的原因：（1）二年級學生經過一年的學校生活，比一年級學生更適應學校環境，逐漸養成了更好的學習習慣。（2）一年級學習的主要是文化課，而中職生往往不愿對文化課學習付出太多努力；二年級學習的是專業課，學生可能會覺得專業課對未來實習和就業更有價值。從學習動機的類型來看，不同年級學生內部動機存在顯著性差異，而外部動機不存在顯著性差異，這可能與學生處于同樣的學習環境，教師按照學校規章制度采用相似的學習評價方式有關。不同專業學生學習動機水平不存在顯著性差異，都處于較低水平。其原因可能是一、二年級學生均未經歷過實習，對所學專業了解程度不深，導致學習動機水平沒有因專業不同而出現差異。由此可見，不同年級、不同專業學生學習動機水平都具有較大提升空間，提升其學習動機水平非常必要。

4.2 可以通過增強專業認同感提升學習動機水平

研究結果顯示，專業認同感與學習動機顯著相關，對學習動機存在顯著正向影響作用。專業認同感高的學生，對所學專業會有更深入的認識，并感覺自己的學習基礎、學習能力、性格特點等與所學專業匹配，從而愿意進行與專業相關的學習和工作，因而具備較強學習動機。可見專業認同感是學習動機的重要影響因素，可以通過增強學生的專業認同感來提升學習動機水平。

4.3 可以通過創建積極和諧的學校氛圍提升學習動機水平

研究結果顯示，學生感知學校氛圍與學習動機顯著相關，且可以正向預測內、外部學習動機。可見學生感知學校氛圍也是學習動機水平的重要影響因素，可以通過創建積極和諧的學校氛圍來提升學生的學習動機水平。

基本心理需要理論（自我決定理論的子理論）可以較好地解釋學生感知學校氛圍與學習動機的關系。該理論認為，關系需要的滿足可以促使個體對社會群體價值的內化[1]。因此，良好的師生關系和同學關系有助于學生認同所學專業的價值，如本專業未來從事的工作是有意義的、應努力學習專業相關知識等，繼而增強學習動機。但該理論認為基本心理需要的滿足會促進內部動機的提升，而本研究結果顯示師生關系和同學關系與外部動機也顯著相關，這可能與學校的文化氛圍有關。一般來說，學校不僅鼓勵學生為求知進取而學習，也鼓勵其為競爭、榮譽和就業而學習，因此師生關系和同學關系也會在一定程度上影響外部動機。

本研究還發現，師生關系對學習動機的影響要大于同學關系，因而應更加重視師生關系對學習動機的影響。師生關系影響更大的原因可能如下：衛校學生主要在課堂上學習，而課堂教學中教師是組織者和主導者，是學生課堂學習最臨近的影響因素[8]；衛校采取的多是大班授課，課堂上同學之間合作學習機會相對較少。

4.4 同時對學生感知學校氛圍和專業認同感進行干預效果更好

研究結果表明，專業認同感在學生感知學校氛圍與學習動機間存在中介作用，學生感知學校氛圍可以通過專業認同感影響學習動機。在積極的學校氛圍下，教師的專業認知教育和同學間的交流，有助于學生了解所學專業，提升認知性方面的認同感。在此基礎上，教師給予的情感支持和同學間的友好關系，有助于學生從情感上接受和認可所學專業，提升情感性方面的認同感。融洽的師生關系和同學關系能為學生創造良好的學習氛圍，教師給予的學習方面的支持能夠幫助學生獲得學習上的成功體驗，學生在良好的學習氛圍中不斷取得成功，逐漸提升適切性方面的認同感。因為學生感知學校氛圍與專業認同感存在協同作用，所以創建積極和諧的學校氛圍與增強學生的專業認同感同時進行，將會更加有利于學習動機水平的提升。

5 對策與建議

5.1 通過學習本身激發學習動機

奧蘇伯爾認為動機與學習是相輔相成的關系，學習本身就是下一步學習的動機。因此，可以考慮通過外在措施讓學生先參與到學習中來。比如可以通過制定與學習行為、學習成績相關的規章制度并嚴格執行，利用制度強制力讓學生參與學習；也可以通過設置獎學金、舉辦技能競賽等外在獎勵引導學生參與學習。因為指向成功或增加自我效能感的外在措施會增強內部動機[3]，在學生學習過程中應注意加強教師支持，讓學生學有所獲，感受到學習的樂趣，取得理想的成績。

5.2 通過學校氛圍和專業認同感激發學習動機

5.2.1 教師為學生提供必要的支持 一方面，教師應加強學習，不斷發展自身的專業能力，更好地為學生提供支持；另一方面，教師應致力于教學方法改革，為學生提供情感和學習方面的支持，讓學生獲得良好的學習體驗。在情感支持上，教師要學會包容學生的缺點，對學生要有耐心；要加強與學生的交流，通過積極的言語和行為對學生進行激勵與引導，激發其學習熱情；既要關注學生的學習，也要關注學生的生活，與學生建立親密關系。在學習支持上，教師要根據學生的學習基礎制定合理的教學目標，要根據學生的學習特點選擇合適的教學策略，也要對學生的學習策略進行指導，提高其認知加工能力。

5.2.2 增強學生的專業認同感 除創建積極和諧的學校氛圍外，還可以通過以下措施增強學生的專業認同感。（1）加強專業認知教育，讓學生了解所學專業的就業方向、學習要求和畢業要求等，提升認知性方面的認同感。（2）通過邀請臨床專家到校舉辦講座、安排學生參加臨床見習等措施，讓學生早接觸臨床、多接觸臨床，從而了解臨床工作情境和意義，提升認知性和情感性方面的認同感。（3）選擇適合學生的教學方法和難度適中的評價方法，并在學生遇到困難時及時給予指導，讓學生在學習過程中體會到獲得感和成就感，提升情感性和適切性方面的認同感。

6 研究的不足

（1）本研究只考慮了學生感知學校氛圍（師生關系和同學關系）與專業認同感對學習動機的影響，而學習動機的影響因素和機制十分復雜，其他因素的影響和作用機制有待進一步研究分析。（2）本研究采用的是問卷調查法，難以避免方法本身的局限性，今后將采用觀察法、訪談法等其他方法做進一步研究。