學(xué)習(xí)適應(yīng)在高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)與學(xué)習(xí)倦怠間的中介作用

陳 華，陳 樹,2，張 瑾，羅雪蓮

(1.銅陵職業(yè)技術(shù)學(xué)院心理健康教育中心，安徽 銅陵 244061；2.銅陵市護(hù)理院心理科，安徽 銅陵 244000)

提高人才技能、培養(yǎng)應(yīng)用型人才，是我國(guó)高等職業(yè)教育發(fā)展的關(guān)鍵，同時(shí)也是促進(jìn)全民素質(zhì)提升的重要路徑[1]。有研究顯示高職生的學(xué)習(xí)情況、學(xué)習(xí)效果直接關(guān)系到應(yīng)用型人才培養(yǎng)的質(zhì)量[2]。并且高職生的學(xué)習(xí)問題一直是擺在高等職業(yè)教育發(fā)展面前的一個(gè)突出問題[3]；郝萍等人認(rèn)為，高職護(hù)生存在明顯的學(xué)習(xí)倦怠現(xiàn)象，并建議采取相應(yīng)措施降低護(hù)生的學(xué)習(xí)倦怠[4]。所以，研究高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠現(xiàn)狀及其內(nèi)在影響機(jī)制，對(duì)有效干預(yù)高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠和提升高等職業(yè)教育人才培養(yǎng)質(zhì)量具有重要現(xiàn)實(shí)意義。所謂學(xué)習(xí)倦怠，是指學(xué)生由于學(xué)習(xí)壓力過大或?qū)W習(xí)興趣缺乏而出現(xiàn)的情緒、行為和態(tài)度體驗(yàn)上的一系列消極反應(yīng)，嚴(yán)重時(shí)甚至可以引發(fā)生理上的癥狀[5]。Judge認(rèn)為，核心自我評(píng)價(jià)是個(gè)體對(duì)自身能力和價(jià)值所持有的最基本的評(píng)價(jià)，它主要通過個(gè)體的知、情、意、行對(duì)其心理和行為產(chǎn)生直接或間接影響[6]，甘怡群指出核心自我評(píng)價(jià)水平可以顯著預(yù)測(cè)大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠[7]。學(xué)習(xí)適應(yīng)性則是指?jìng)€(gè)體能夠克服學(xué)習(xí)中的困難并取得較好學(xué)習(xí)效果的一種能力傾向，有研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)適應(yīng)性對(duì)大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠也具有顯著預(yù)測(cè)作用[8]。然而，核心自我評(píng)價(jià)、學(xué)習(xí)適應(yīng)與高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠之間的內(nèi)在影響機(jī)制尚不清楚。據(jù)此，本研究提出假設(shè)：學(xué)習(xí)適應(yīng)在高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)與學(xué)習(xí)倦怠之間存在中介作用，并通過實(shí)證研究進(jìn)行檢驗(yàn)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象以銅陵市和黃山市2所高職院校一年級(jí)護(hù)理專業(yè)學(xué)生為研究對(duì)象，征得知情同意后，采用隨機(jī)表法在每所學(xué)校各抽取2個(gè)班級(jí)學(xué)生。共發(fā)放調(diào)查問卷262份，回收254份(回收率96.95%)，剔除漏答5題以上和規(guī)律性答題問卷，共獲得有效問卷240份(有效率94.49%)。其中女生230人，男生10人；文科生210人，理科生30人；農(nóng)村學(xué)生185人，城鎮(zhèn)學(xué)生55人；獨(dú)生子女65人，非獨(dú)生子女175人；學(xué)生干部48人，非學(xué)生干部192人；年齡最小為16歲，最大為19歲，平均年齡(17.261.45)歲。

1.2 研究工具

1.2.1 一般人口學(xué)問卷 自編《一般人口學(xué)問卷》，包括性別、文理科和生源地等6項(xiàng)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

1.2.2 核心自我評(píng)價(jià)量表 使用杜建政[9]等翻譯和修訂的《核心自我評(píng)價(jià)量表》(Core Self-Evaluations Scale，CSES)測(cè)查高職護(hù)生的核心自我評(píng)價(jià)水平。該量表為單維度量表，共有10個(gè)條目，每個(gè)條目從“完全不同意”到“完全同意”分別計(jì)1～5分。其中，條目2、3、5、7、8、10為反向計(jì)分題。量表總分值范圍為10～50分，得分越高表明個(gè)體核心自我評(píng)價(jià)的水平也就越高。經(jīng)檢驗(yàn)，本研究中量表的Cronbach's 系數(shù)為0.82；驗(yàn)證性因素分析顯示，其擬合指數(shù)為χ2/df=2.48，NFI=0.90，CFI=0.91，RMSEA=0.07。說明量表具有較好的信效度。

1.2.3 學(xué)習(xí)倦怠量表 使用連榕[10]等編制的《大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表》(Learning Burnout of Undergraduates Scales，LBUS)測(cè)查高職護(hù)生的學(xué)習(xí)倦怠情況。該量表包含情緒低落、行為不當(dāng)、低成就感3個(gè)維度，共有20個(gè)條目，每個(gè)條目從“完全不符合”到“完全符合”分別計(jì)1～5分。其中，條目1、3、6、8、11、13、15、18為反向計(jì)分題。量表總分值范圍為20～100分，得分越高表明個(gè)體學(xué)習(xí)倦怠情況越加嚴(yán)重。經(jīng)檢驗(yàn)，本研究中總量表的Cronbach's 系數(shù)為0.86，3個(gè)維度的Cronbach's 系數(shù)分別為0.74、0.72和0.72；驗(yàn)證性因素分析顯示，其擬合指數(shù)為χ2/df=1.92，NFI=0.89，CFI=0.90，RMSEA=0.06。說明量表的信效度可以接受。

1.2.4 學(xué)習(xí)適應(yīng)性量表 使用周士勤[11]等編制的《高職大學(xué)生學(xué)習(xí)適應(yīng)性量表》(Learning Adaptability Scale of Vocational College Students，VCSLAS)測(cè)查大學(xué)生的學(xué)習(xí)適應(yīng)性情況。該量表包含身心健康、學(xué)習(xí)興趣、學(xué)習(xí)策略、學(xué)習(xí)環(huán)境、教學(xué)模式5個(gè)維度，共有40個(gè)條目。每個(gè)條目從“完全不同意”到“完全同意”分別計(jì)1～5分。其中，條目2、10、12、13、14、15、18、20、23、25、31、34、35為反向計(jì)分題。量表總分值范圍為40～200分，得分越高表明個(gè)體的學(xué)習(xí)適應(yīng)性水平就越高。經(jīng)檢驗(yàn)，本研究中總量表的Cronbach's 系數(shù)為0.89，5個(gè)維度的Cronbach's 系數(shù)分別0.76、0.75、0.75、0.72、0.63；驗(yàn)證性因素分析顯示，其擬合指數(shù)為χ2/df=2.33，NFI=0.89，CFI=0.89，RMSEA=0.08。說明量表的信效度基本可以接受。

1.3 調(diào)查方法將所有調(diào)查問卷裝訂成冊(cè)，以班級(jí)為單位進(jìn)行團(tuán)體測(cè)試；每次測(cè)試由2名心理學(xué)教師共同承擔(dān)，統(tǒng)一制定測(cè)試指導(dǎo)語；問卷實(shí)施現(xiàn)場(chǎng)匿名調(diào)查、現(xiàn)場(chǎng)回收，整個(gè)測(cè)試時(shí)間控制在30min以內(nèi)。數(shù)據(jù)錄入前，再由2名心理學(xué)教師對(duì)問卷進(jìn)行篩選，剔除無效問卷，保留有效問卷。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法使用EpiData 3.1建立數(shù)據(jù)庫，雙份錄入，邏輯核對(duì)。首先，對(duì)有效問卷數(shù)據(jù)，采用Harman單因素檢驗(yàn)法(未旋轉(zhuǎn))進(jìn)行問卷共同方法偏差的檢驗(yàn)，顯示第1個(gè)公因子方差的解釋率為20.53%，特征根大于1的因子共有19個(gè)，表明本研究數(shù)據(jù)未出現(xiàn)共同方法的變異；其次，采用SPSS 24.0進(jìn)行數(shù)據(jù)的處理和分析，兩組間的比較采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，相關(guān)分析采用雙變量Pearson系數(shù)檢驗(yàn)；最后，利用AMOS 24.0進(jìn)行數(shù)據(jù)的驗(yàn)證性因素分析與結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建，采用偏差校正的Bootstrap法抽樣5000次檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)方程模型的中介效應(yīng)。

2 結(jié)果

2.1 LBUS及其3個(gè)維度得分在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上的比較經(jīng)描述性統(tǒng)計(jì)，高職護(hù)生LBUS及其情緒低落、行為不當(dāng)、低成就感3個(gè)維度的均分分別為(2.80±0.53)、(2.69±0.63)、(3.01±0.66)和(2.74±0.62)。經(jīng)比較，男、女學(xué)生在LBUS及其3個(gè)維度上的得分差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=1.235、0.376、1.767、1.096，均P>0.05)；文、理科學(xué)生在LBUS及其3個(gè)維度上的得分差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=-0.025、-0.449、0.413、0.097，均P>0.05)，農(nóng)村、城鎮(zhèn)學(xué)生在LBUS及其3個(gè)維度上的得分差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=1.234、1.133、0.835、1.049，均P>0.05)，獨(dú)生、非獨(dú)生學(xué)生在LBUS及其3個(gè)維度上的得分差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=0.135、-0.383、0.955、-0.112，均P>0.05)，干部、非干部學(xué)生在LBUS及其3個(gè)維度上的得分差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=-0.743、-1.044、0.399、-1.102，均P>0.05)，見表1。

表1 LBUS及其3個(gè)維度得分在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上的比較

注：LBUS為大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表。

2.2 CSES與LBUS、VCSLAS得分的相關(guān)性將CSES與LBUS、VCSLAS總均分進(jìn)行相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，CSES與LBUS總均分呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.66，P<0.01)，CSES與VCSLAS總均分呈顯著正相關(guān)(r=0.64，P<0.01)，LBUS與VCSLAS總均分呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.68，P<0.01)，見表2。

表2 CSES、LBUS、VCSLAS得分的相關(guān)(r)

注：CSES為核心自我評(píng)價(jià)量表，LBUS為大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表，VCSLAS為高職大學(xué)生學(xué)習(xí)適應(yīng)性量表；*P<0.01。

2.3 VCSLAS在CSES對(duì)LBUS影響中的中介作用檢驗(yàn)根據(jù)研究假設(shè)，為檢驗(yàn)VCSLAS在高職護(hù)生CSES與LBUS間的中介作用，以CSES得分為自變量、LBUS得分為因變量、VCSLAS得分為中介變量，采用AMOS24.0構(gòu)建中介結(jié)構(gòu)方程模型，見圖1。模型的擬合指數(shù)為：χ2/df=1.43，TLI=0.99，GFI=0.98，NFI=0.98，CFI=0.99，RMSEA=0.04。其中，CSES對(duì)VCSLAS的路徑系數(shù)為(γ=0.63，SE=0.04，P<0.01)；VCSLAS對(duì)LBUS的路徑系數(shù)為(γ=-0.45，SE=0.19，P<0.001)；CSES對(duì)LBUS的路徑系數(shù)為(γ=-0.47，SE=0.05，P<0.001)。

圖1 CSES、LBUS與VCSLAS得分的中介結(jié)構(gòu)方程模型注：CSES為核心自我評(píng)價(jià)量表，LBUS為大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表；VCSLAS為高職大學(xué)生學(xué)習(xí)適應(yīng)性量表，**P<0.01、***P<0.001。

模型使用偏差校正的百分位Bootstrap法，抽樣5000次計(jì)算CSES對(duì)LBUS的間接作用，其95%的區(qū)間顯示為[-0.28，-0.12]，不包括值0，表明VCSLAS在CSES與LBUS間的間接效應(yīng)存在，研究假設(shè)得以驗(yàn)證，其間接效應(yīng)值為-0.19；抽樣5000次計(jì)算CSES對(duì)LBUS的直接作用，其95%的區(qū)間顯示為[-0.43，-0.20]，不包括值0，表明CSES對(duì)LBUS的直接效應(yīng)也存在，其直接效應(yīng)值為-0.32，說明VCSLAS在CSES與LBUS間的中介作用為部分中介作用。CSES對(duì)LBUS的直接效應(yīng)值、間接效應(yīng)值、總效應(yīng)值及信賴區(qū)間見表3。

表3 CSES對(duì)LBUS的效應(yīng)值及其信賴區(qū)間

注：CSES為核心自我評(píng)價(jià)量表，LBUS為大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表；5,000 Bootstrap samples。

3 討論

3.1 高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠的現(xiàn)狀分析根據(jù)華嘉志等人關(guān)于學(xué)習(xí)倦怠的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)[12]，高職護(hù)生僅在“行為不當(dāng)”1個(gè)維度上的均分>3分，表明其存在輕度學(xué)習(xí)倦怠。這一結(jié)果與陶燕芳對(duì)高職學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的調(diào)查與統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果基本一致[13]，反映出高職護(hù)生作為高職學(xué)生中的一個(gè)群體，具有高職學(xué)生的一般特征。究其原因，可能是因?yàn)樗麄兇蠖酁閷W(xué)業(yè)的“被動(dòng)選擇者”。因此，高職護(hù)生可能存在學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)不足或?qū)W習(xí)習(xí)慣不良等問題，群體的人格類型呈現(xiàn)多樣性和復(fù)雜性，行為表現(xiàn)具有“叛逆性”；同時(shí)他們心理上的“挫敗感”、“自卑感”與“無所畏懼感”往往并存，自我期望值較低，缺乏對(duì)自我行為的約束意識(shí)。如，上課期間睡覺或玩弄手機(jī)、下課抄襲作業(yè)甚至不完成作業(yè)、時(shí)常曠課遲到或早退、出席晚自習(xí)頻率下降等，均為學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的具體表現(xiàn)?？傊?，高職護(hù)生出現(xiàn)輕度學(xué)習(xí)倦怠可能受到內(nèi)部與外部?jī)煞N因素的影響。其中，內(nèi)部影響因素主要為學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)習(xí)壓力、自我效能感和自尊等；外部因素主要為父母的教育方式、教師的教育方式和他人及社會(huì)評(píng)價(jià)等。所以，要有效緩解高職護(hù)生的學(xué)習(xí)倦怠，就必須從內(nèi)、外兩個(gè)方面有針對(duì)性實(shí)施干預(yù)。此外，在本研究中高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠及其3個(gè)維度在性別、是否獨(dú)生等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上沒有顯著差異，經(jīng)回顧文獻(xiàn)關(guān)于這一結(jié)果已有研究定論不一。這可能與研究階段、研究對(duì)象和研究工具的選擇等有關(guān)，然而究竟是否存在差異？在什么情況下有或無差異？還需要統(tǒng)一理論研究假設(shè)，在一定范圍內(nèi)選取具有代表性的大樣本進(jìn)行研究。

3.2 高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)、學(xué)習(xí)倦怠與學(xué)習(xí)適應(yīng)的相關(guān)分析研究發(fā)現(xiàn)，高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)與學(xué)習(xí)適應(yīng)存在顯著正相關(guān)，并均與學(xué)習(xí)倦怠存在顯著負(fù)相關(guān)，這與大部分學(xué)者研究結(jié)論基本相同。核心自我評(píng)價(jià)是個(gè)體對(duì)自身能力和價(jià)值的最基本認(rèn)識(shí)，是一種潛在的、寬泛的人格結(jié)構(gòu)，其與自尊、一般自我效能感、心理控制源等人格特質(zhì)之間具有高度的一致性[14]。李潔等研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感越高、學(xué)習(xí)適應(yīng)性越好，他們就能體驗(yàn)到更多的積極情緒，反之則體驗(yàn)到更多的消極情緒[15]。學(xué)習(xí)適應(yīng)性是高職護(hù)生在學(xué)習(xí)過程中自覺調(diào)整身心，以適應(yīng)和滿足學(xué)習(xí)環(huán)境的一種能力傾向。核心自我評(píng)價(jià)與學(xué)習(xí)適應(yīng)性作為人格特質(zhì)的傾向，將會(huì)直接或間接影響個(gè)體學(xué)習(xí)效率與學(xué)習(xí)質(zhì)量，甚至影響到學(xué)生的身心健康，對(duì)學(xué)習(xí)倦怠具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用。因此，目前在針對(duì)高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠的干預(yù)中，主要是從個(gè)體因素著手，考慮培養(yǎng)和提升個(gè)體對(duì)自我的客觀評(píng)價(jià)能力，以及提高自我適應(yīng)環(huán)境的能力。

3.3 學(xué)習(xí)適應(yīng)在高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)與學(xué)習(xí)倦怠中的作用分析研究顯示，學(xué)習(xí)適應(yīng)在高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)與學(xué)習(xí)倦怠中起著部分中介作用(見圖1)，這說明高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)不僅直接影響學(xué)習(xí)倦怠，而且還可以通過學(xué)習(xí)適應(yīng)性來間接影響學(xué)習(xí)倦怠?？赡芤?yàn)楹诵淖晕以u(píng)價(jià)相對(duì)于學(xué)習(xí)適應(yīng)性是一種更為高階的人格特質(zhì)[16]，當(dāng)高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)較高時(shí)，表現(xiàn)為對(duì)自己的學(xué)習(xí)行為和學(xué)習(xí)能力有較高的評(píng)價(jià)，對(duì)學(xué)習(xí)中遇到的問題有較好的認(rèn)知和自信，有利于個(gè)體學(xué)習(xí)適應(yīng)能力的發(fā)展[17]，進(jìn)而促使個(gè)體對(duì)學(xué)習(xí)中遇到的問題能及時(shí)作出應(yīng)對(duì)和調(diào)整，有效控制學(xué)習(xí)倦??；反之，當(dāng)高職護(hù)生核心自我評(píng)價(jià)較低時(shí)，其在學(xué)習(xí)過程中往往難以認(rèn)清問題所在，不利于個(gè)體學(xué)習(xí)適應(yīng)能力的培養(yǎng)，表現(xiàn)出面對(duì)學(xué)習(xí)中的問題時(shí)不能及時(shí)采取有效措施進(jìn)行應(yīng)對(duì)，容易導(dǎo)致學(xué)習(xí)倦怠的發(fā)生。此外，在高職護(hù)生學(xué)習(xí)實(shí)踐活動(dòng)中，高核心自我評(píng)價(jià)者比較容易從問題的解決中感受到更多的快樂[18]，即使一時(shí)失敗，也能采用正確的歸因方式來緩解癥狀；而低核心自我評(píng)價(jià)者在面臨同樣的學(xué)習(xí)困難時(shí)，即使成功了，也很少將其歸因?yàn)槭强孔陨砼鉀Q的，他們?cè)诔晒χ懈惺懿坏礁嗟目鞓?，在失敗中卻能體驗(yàn)到更多的倦怠感。而學(xué)習(xí)適應(yīng)性與個(gè)體的學(xué)習(xí)環(huán)境直接發(fā)生聯(lián)系，是對(duì)個(gè)體學(xué)習(xí)能力和學(xué)習(xí)行為的直接反映。因此，學(xué)習(xí)適應(yīng)性對(duì)高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠的影響更加直接，也更易被學(xué)生所體驗(yàn)和接受。這也提示我們，在高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠的干預(yù)中，可以通過直接提高個(gè)體核心自我評(píng)價(jià)能力或者通過外因調(diào)節(jié)個(gè)體內(nèi)部變量的方式來緩解其學(xué)習(xí)倦怠，也可以同時(shí)通過培養(yǎng)其學(xué)習(xí)適應(yīng)能力來實(shí)現(xiàn)緩解高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠的目標(biāo)。

4 結(jié)語

本研究以高職護(hù)生為研究對(duì)象，對(duì)高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠情況，以及學(xué)習(xí)適應(yīng)在核心自我評(píng)價(jià)對(duì)高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠影響中的作用進(jìn)行了研究。旨在了解高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠現(xiàn)狀，驗(yàn)證核心自我評(píng)價(jià)、學(xué)習(xí)適應(yīng)與高職護(hù)生學(xué)生倦怠之間的內(nèi)在心理機(jī)制，為高職院校有效預(yù)防和緩解高職護(hù)生學(xué)習(xí)倦怠，提升護(hù)生學(xué)習(xí)效果，提高教育教學(xué)質(zhì)量提供理論借鑒。但由于本研究?jī)H采用了自陳問卷的形式獲取數(shù)據(jù)，取樣數(shù)量較少，且均為一年級(jí)學(xué)生，致使研究結(jié)果可能存在一定偏倚，研究結(jié)論可能還需進(jìn)一步驗(yàn)證。下一步，在研究的形式上將采取問卷調(diào)查與結(jié)構(gòu)式訪談相結(jié)合，在取樣選擇上將在全國(guó)多個(gè)院校中抽取大樣本，在研究的方法上將融入干預(yù)研究法、縱向研究法等，以期獲得更為可靠的結(jié)果。