本科護(hù)生隱性逃課的潛在類別及影響因素決策樹(shù)分析

王洋洋，馬驕娜，尹斐，楊楠，田玲

（哈爾濱醫(yī)科大學(xué)a.附屬第二醫(yī)院；b.大慶校區(qū)，黑龍江 哈爾濱 150086）

隱性逃課是一種心理曠課行為， 指學(xué)生在上課過(guò)程中進(jìn)行與授課內(nèi)容無(wú)關(guān)的活動(dòng)， 表現(xiàn)為被動(dòng)參與甚至不參與各項(xiàng)教學(xué)環(huán)節(jié)， 在各類學(xué)校和專業(yè)大學(xué)生中覆蓋率高達(dá)90%[1]， 妨礙大學(xué)生專業(yè)知識(shí)獲得與綜合素質(zhì)能力提升，也對(duì)其思維方式、價(jià)值觀念和心理健康產(chǎn)生不利影響。 隱性逃課雖受社會(huì)、學(xué)校、家庭、個(gè)體多系統(tǒng)因素影響，但本質(zhì)還是心理層面行為，個(gè)體自身因素是隱性逃課最直接、最重要影響因素[2]。 大學(xué)生自身因素主要包括[3-4]：因?qū)λ鶎W(xué)專業(yè)不感興趣或沒(méi)有信心表現(xiàn)出的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)缺乏；因自律性不強(qiáng)表現(xiàn)出的低自我控制水平； 因缺乏學(xué)習(xí)目標(biāo)或難以適應(yīng)學(xué)習(xí)生活表現(xiàn)出的學(xué)業(yè)倦怠。 目前國(guó)內(nèi)外針對(duì)本科護(hù)生隱性逃課研究， 主要依據(jù)護(hù)生隱性逃課量表得分高低判斷護(hù)生隱性逃課總體水平，進(jìn)而分析其影響因素，忽略了不同水平護(hù)生群體間的異質(zhì)性[5]，且多通過(guò)Logistic 回歸分析護(hù)生隱性逃課影響因素， 但該方法所得結(jié)果在提供分類干預(yù)建議方面具有明顯不足。 潛在剖面分析（latent profile analysis，LPA）所構(gòu)建的潛在類別模型可依據(jù)個(gè)體外顯變量的作答模式來(lái)判斷個(gè)體所屬類別及類別亞組間存在的差異[6]。 決策樹(shù)通過(guò)建立樹(shù)形結(jié)構(gòu)預(yù)測(cè)模型，實(shí)現(xiàn)分類結(jié)果的可視化，有利于提供精準(zhǔn)決策建議[7]。 本研究采用潛在剖面分析法，以本科護(hù)生為研究對(duì)象， 探討其隱性逃課行為的異質(zhì)性亞組及其特征， 并構(gòu)建影響隱性逃課潛在類別的決策樹(shù)模型，以明確其核心影響因素，以期為護(hù)理教育者提供針對(duì)性的決策建議，為精準(zhǔn)干預(yù)提供依據(jù)。

1 對(duì)象及方法

1.1 研究對(duì)象 采取便利抽樣，2022 年9—10 月納入黑龍江省某醫(yī)科大學(xué)2020～2022 級(jí)本科護(hù)生作為本研究調(diào)查對(duì)象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1） 全日制本科護(hù)生；（2）知情同意，自愿參加。 排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）無(wú)法正常填寫問(wèn)卷；（2）有心理及精神疾病者。

依據(jù)橫斷面調(diào)查樣本量估算公式n=μ2α/2σ2/δ2[8-9]，本研究取α=0.05，μ0.05/2=1.96，2022 年6 月預(yù)調(diào)查80名本科護(hù)生結(jié)果顯示，隱性逃課總分為（78.39±16.61）分，因此σ=16.61；δ=｜x-μ｜；根據(jù)文獻(xiàn)結(jié)果所得[10]：大學(xué)生隱性逃課總分為（76.87±11.38）分，得出δ=1.52，計(jì)算n=1.962×16.612/1.522， 計(jì)算樣本量為459 例，按照20%失訪率擴(kuò)大樣本量至551 例。 另外，本研究主要涉及潛在剖面分析和決策樹(shù)模型分析：對(duì)于潛在剖面分析，每個(gè)類別至少要有50 個(gè)樣本，本研究潛類別數(shù)有3 個(gè)，樣本量至少要有150 個(gè)[6]；對(duì)于決策樹(shù)模型分析， 每個(gè)影響因素需要5～10 例研究對(duì)象[8-9]，本研究有18 個(gè)自變量（分類變量以類別計(jì)數(shù)）， 樣本量應(yīng)為90～180。 本次調(diào)查實(shí)際納入687名本科護(hù)生。本研究經(jīng)哈爾濱醫(yī)科大學(xué)大慶校區(qū)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（SJGZ20220071），受試者均簽署知情同意書。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制，包括護(hù)生年齡、性別、年級(jí)及家庭所在地。

1.2.2 大學(xué)生隱性逃課量表 （Recessive Truancy Scale，RTS） 由蘇明宏于2015 年編制[11]，用于測(cè)量大學(xué)生群體隱性逃課問(wèn)題，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.85。 該量表包括學(xué)業(yè)認(rèn)知（5 個(gè)條目）、學(xué)習(xí)習(xí)慣（6 個(gè)條目）、自我調(diào)整（7 個(gè)條目）、課堂認(rèn)知（5 個(gè)條目）和學(xué)習(xí)環(huán)境（5 個(gè)條目）5 個(gè)維度，共計(jì)28 個(gè)條目。 使用Likert 5 級(jí)評(píng)分法，從完全不符合～完全符合分別計(jì)1～5 分。 總分為28～140 分，得分越高代表受試者的隱性逃課越嚴(yán)重。 本研究正式調(diào)查中量表總Cronbach α 系數(shù)為0.903，各維度的Cronbach α系數(shù)在0.824～0.910。

1.2.3 學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)量表 由Amabile 等于1994 年編制[12]，池麗萍等[13]于2006 年漢化修訂，用于評(píng)估大學(xué)生群體學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.85。 該量表包括內(nèi)部學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)（14 個(gè)條目）、外部學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)（16 個(gè)條目）2 個(gè)分量表， 其中內(nèi)部學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)包括挑戰(zhàn)性（8 個(gè)條目）和熱衷性（6 個(gè)條目）2 個(gè)維度，外部學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)包含依賴他人評(píng)價(jià)（6 個(gè)條目）、選擇簡(jiǎn)單任務(wù)（4 個(gè)條目）、關(guān)注人際競(jìng)爭(zhēng)（4 個(gè)條目）和追求回報(bào)（2 個(gè)條目）4 個(gè)維度。 均采用Likert 4 級(jí)評(píng)分，從完全不符合～完全符合分別計(jì)1～4 分， 總分30～120分，得分越高代表受試者學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)越高。本研究正式調(diào)查中量表總Cronbach α 系數(shù)為0.880，6 個(gè)維度的Cronbach α 系數(shù)為0.779～0.902。

1.2.4 學(xué)業(yè)倦怠量表（Learning Burnout Scale,LBS）

由連榕等[14]于2005 年編制，用于評(píng)估大學(xué)生群體的學(xué)業(yè)倦怠程度，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.865。 該量表包括情緒低落（8 個(gè)條目）、行為不當(dāng)（6 個(gè)條目）和成就感低（6 個(gè)條目）3 個(gè)維度，共計(jì)20 個(gè)條目。均采用Likert 5 級(jí)計(jì)分法，從完全不符合～完全符合分別計(jì)1～5 分，總分20～100 分，得分越高代表受試對(duì)象的學(xué)業(yè)倦怠程度越高。 本研究正式調(diào)查中量表總Cronbach α 系數(shù)為0.861， 各維度Cronbach α 系數(shù)為0.807～0.852。

1.2.5 大學(xué)生自我控制量表 （Self-control Scale,SCS） 由Tangney 等于2004 年編制[15]，譚樹(shù)華等[16]于2008 年漢化修訂，用于評(píng)估大學(xué)生群體自我控制能力，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.865。 該量表包括沖動(dòng)控制（6 個(gè)條目）、健康習(xí)慣（3 個(gè)條目）、抵御誘惑（4 個(gè)條目）、專注工作（3 個(gè)條目）和節(jié)制娛樂(lè)（3個(gè)條目）5 個(gè)維度，共19 個(gè)條目。 采用Likert 5 級(jí)計(jì)分， 從完全不符合～完全符合分別計(jì)1～5 分， 總分19～95 分， 得分越高代表受試者的自我控制能力越差。本研究正式調(diào)查量表總Cronbach α 系數(shù)為0.874，各維度Cronbach α 系數(shù)為0.773～0.868。

1.3 資料收集方法 本研究采用問(wèn)卷調(diào)查法，于2022—2023 年第一學(xué)期初由經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的研究團(tuán)隊(duì)成員以班級(jí)為單位在班級(jí)教室現(xiàn)場(chǎng)投影發(fā)放電子問(wèn)卷二維碼和網(wǎng)址，電子問(wèn)卷基于問(wèn)卷星平臺(tái)制作（https://www.wjx.cn/vm/mTKPotK.aspx）。 調(diào)查前采用統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)講解本次調(diào)查目的、問(wèn)卷填寫方法及注意事項(xiàng)，受試者知情同意參與調(diào)查即填寫網(wǎng)絡(luò)版電子問(wèn)卷。 電子問(wèn)卷設(shè)置了禁止重復(fù)做答、必答項(xiàng)、邏輯檢查項(xiàng)等確保調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量。 本研究共收回720 份問(wèn)卷，其中687 份有效問(wèn)卷，有效回收率為95.4%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 25.0 分析數(shù)據(jù)， 使用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述符合正態(tài)分布的計(jì)量資料，使用頻數(shù)及百分比描述計(jì)數(shù)資料。采用Mplus 7.4 進(jìn)行潛在剖面分析，以隱性逃課5 個(gè)維度得分作為外顯變量，模型類別從1 開(kāi)始，逐漸累加類別數(shù)目，潛在剖面模型適配性指標(biāo)如下：艾凱克信息標(biāo)準(zhǔn)（Akaike information cirte-rion，AIC）， 貝葉斯信息標(biāo)準(zhǔn)（Bayesian information cirterion，BIC），經(jīng)過(guò)校正的BIC（adjust Bayesian information cirterion，aBIC），羅·夢(mèng)戴爾·魯本校正似然比標(biāo)準(zhǔn)（Lo-mendell-rubin Likelihood，LMR），基于Bootstrap 的似然比檢驗(yàn)（Bootstrapped likelihood ratio test，BLRT），信息熵（Entropy）。 其中，AIC、BIC、aBIC值越小代表模型擬合度越好，LMR、BLRT 的P<0.05代表較上個(gè)模型擬合度改善，Entropy 值越接近1 代表模型類別越精準(zhǔn)[6]，直至模型擬合適配指標(biāo)取值達(dá)到最佳。

確定最優(yōu)模型后，采用SPSS 25.0，通過(guò)χ2檢驗(yàn)比較隱性逃課不同類別在本科護(hù)生一般資料和影響因素的組間差異， 將具有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異的自變量納入決策樹(shù)模型， 構(gòu)建本科護(hù)生隱性逃課不同類別影響因素模型，模型規(guī)則：（1）樹(shù)的生長(zhǎng)，采用顯著性水準(zhǔn)α=0.05 作為樹(shù)生長(zhǎng)分枝規(guī)則；（2）樹(shù)的修剪，采取預(yù)修剪法，決策樹(shù)生長(zhǎng)的層數(shù)設(shè)定為2 層，樹(shù)停止規(guī)則為α=0.05， 父節(jié)點(diǎn)和子節(jié)點(diǎn)最小樣本量分別為100和50，任何節(jié)點(diǎn)樣本量不足最小樣本量，即終止樹(shù)分割，為最終節(jié)點(diǎn)[17]。 以P<0.05 作為差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn) 本研究對(duì)隱性逃課、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、 學(xué)業(yè)倦怠和自我控制的評(píng)估結(jié)果均來(lái)自于本科護(hù)生的自我報(bào)告， 因其結(jié)果可能會(huì)受到共同方法偏差的影響，因此，在施測(cè)語(yǔ)中強(qiáng)調(diào)問(wèn)卷的匿名性和保密性，部分條目設(shè)計(jì)反向計(jì)分；同時(shí)，通過(guò)Harman檢驗(yàn)對(duì)全部變量進(jìn)行探索性因子分析， 全部變量進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)主成分因子分析。 結(jié)果顯示：特征根值>1的因子有16 項(xiàng)，第1 項(xiàng)公因子解釋變異量為18.34%，低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)， 說(shuō)明本研究共同方法偏差檢驗(yàn)不顯著[18]。

2.2 一般資料 687 名本科護(hù)生， 年齡18～24 歲（20.64±2.40）歲；多為女生566 名（82.4%）；年級(jí)：大一225 名（32.7%），大二234 名（34.1%），大三228 名（33.2%）；家庭所在地：城鎮(zhèn)325 名（47.3%），農(nóng)村362 名（52.7%）。

2.3 本組本科護(hù)生隱性逃課、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)業(yè)倦怠及自我控制得分 本組本科護(hù)生的隱性逃課、 學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)業(yè)倦怠及自我控制總分分別為（81.56±17.60）分、（72.86±15.12）分、（59.15±10.43）分和（59.67±13.10）分，各維度得分及條目均分見(jiàn)表1。

表1 本組本科護(hù)生的隱性逃課、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)業(yè)倦怠及自我控制得分情況（n=687，±S，分）

表1 本組本科護(hù)生的隱性逃課、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)業(yè)倦怠及自我控制得分情況（n=687，±S，分）

項(xiàng)目隱性逃課總分學(xué)業(yè)認(rèn)知學(xué)習(xí)習(xí)慣自我調(diào)整課堂認(rèn)知學(xué)習(xí)環(huán)境學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)總分內(nèi)部學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)外部學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)學(xué)業(yè)倦怠總分情緒低落行為不當(dāng)成就感低自我控制總分沖動(dòng)控制健康習(xí)慣抵制誘惑專注工作節(jié)制娛樂(lè)條目數(shù)28 56755 30 14 16 20 866 19 63433理論得分范圍28～140 5～25 6～30 7～35 5～25 5～25 30～120 14～56 16～64 20～100 8～40 6～30 6～30 19～95 6～30 3～15 4～20 3～15 3～15得分81.56±17.60 13.58±4.89 17.70±4.82 19.55±5.57 16.84±5.20 13.89±4.87 72.86±15.12 38.49±7.81 34.37±7.85 59.15±10.43 21.18±4.48 19.93±3.67 18.04±3.53 59.67±13.10 20.02±4.25 9.55±2.19 13.41±2.55 8.62±2.02 8.07±2.14條目均分2.91±0.62 2.72±0.96 2.95±0.81 2.79±0.80 3.37±1.02 2.78±0.97 2.43±0.51 2.75±0.55 2.15±0.50 2.96±0.52 2.65±0.55 3.32±0.60 3.00±0.57 3.14±0.67 3.34±0.69 3.18±0.70 3.35±0.65 2.87±0.67 2.69±0.71

2.4 本組本科護(hù)生隱性逃課的潛在剖面分析 采用Mplus 7.4 進(jìn)行潛在剖面分析， 以隱性逃課5 個(gè)維度學(xué)業(yè)認(rèn)知、學(xué)習(xí)習(xí)慣、自我調(diào)整、課堂認(rèn)知和學(xué)習(xí)環(huán)境的均分為資料，模型1 代表納入1 個(gè)潛在類別，模型2 代表納入2 個(gè)潛在類別，以此類推。本研究共擬合出5 個(gè)潛在類別， 模型擬合指標(biāo)見(jiàn)表2。AIC、BIC、aBIC 隨著剖面?zhèn)€數(shù)增加而降低，但4 和5類別模型中LMR 的P 值變得不顯著（P>0.05），且3類別模型中Entropy 取值0.931 為最大， 綜合以上指標(biāo)及結(jié)果的可解釋性，最終選擇3 個(gè)類別為最優(yōu)模型[6]。

表2 本組本科護(hù)生隱性逃課潛在剖面分析的模型擬合指標(biāo)（n=687）

2.5 本組本科護(hù)生隱性逃課的各潛在類別特征以模型3 作為理想模型， 依據(jù)本科護(hù)生隱性逃課5個(gè)維度的得分情況得出， 本組本科護(hù)生隱性逃課行為存在3 個(gè)類別，見(jiàn)圖1。 依據(jù)各自特點(diǎn)分別命名：（1）C1（適應(yīng)不良組）254 名（37.0%），學(xué)習(xí)習(xí)慣和自我調(diào)整2 個(gè)維度得分較高，學(xué)業(yè)認(rèn)知、課堂認(rèn)知和學(xué)習(xí)環(huán)境3 個(gè)維度得分較低， 表明歸屬于該類別本科護(hù)生存在不良學(xué)習(xí)習(xí)慣， 不能主動(dòng)適應(yīng)教師課堂教學(xué)模式，但對(duì)大學(xué)學(xué)業(yè)和課堂學(xué)習(xí)存在正確的認(rèn)知；（2）C2（認(rèn)知偏差組）276 名（40.2%），學(xué)業(yè)認(rèn)知和課堂認(rèn)知2 個(gè)維度得分較高，學(xué)習(xí)習(xí)慣、自我調(diào)整和學(xué)習(xí)環(huán)境3 個(gè)維度得分較低， 表明歸屬于該類別的本科護(hù)生對(duì)大學(xué)學(xué)業(yè)和課堂學(xué)習(xí)存在偏向負(fù)性的認(rèn)知，認(rèn)為課堂講授知識(shí)無(wú)用，但學(xué)習(xí)習(xí)慣和主動(dòng)適應(yīng)課堂教學(xué)模式能力尚可；（3）C3（深度逃課組）157 名（22.8%），學(xué)業(yè)認(rèn)知、學(xué)習(xí)習(xí)慣、自我調(diào)整、課堂認(rèn)知及學(xué)習(xí)環(huán)境5 個(gè)維度得分均較高， 表明歸屬于該類別的本科護(hù)生既存在不良學(xué)習(xí)習(xí)慣， 也對(duì)自身學(xué)業(yè)和課堂學(xué)習(xí)模式存在負(fù)性認(rèn)知偏差。

圖1 本科護(hù)生隱性逃課3 個(gè)潛在類別在5 個(gè)維度上對(duì)應(yīng)的應(yīng)答得分情況

2.6 本組本科護(hù)生隱性逃課潛在類別的單因素分析 將本組本科護(hù)生按隱性逃課潛在類別分組，比較其一般資料、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)業(yè)倦怠和自我控制的差異。 單因素分析結(jié)果顯示：3 個(gè)潛在類別護(hù)生年級(jí)、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)業(yè)倦怠和自我控制比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。 見(jiàn)表3。

表3 不同特征本科護(hù)生隱性逃課潛在類別的比較（n=687）

2.7 本組本科護(hù)生隱性逃課不同類別影響因素的決策樹(shù)模型建立 采用SPSS 25.0，因變量為隱性逃課，自變量取年級(jí)（大一=1，大二=2，大三=3）、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、 學(xué)業(yè)倦怠和自我控制建立決策樹(shù)模型， 見(jiàn)圖2。本研究決策樹(shù)生長(zhǎng)有2 層，存在6 個(gè)終末節(jié)點(diǎn)，有3 個(gè)解釋變量被篩選出，本科護(hù)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、自我控制和學(xué)業(yè)倦怠是影響其隱性逃課潛在類別的重要因素，首層為學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，表明學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)與隱性逃課歸屬類別的發(fā)生相關(guān)性最高。低學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)本科護(hù)生相較高學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)者更容易出現(xiàn)隱性逃課行為， 低學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)護(hù)生進(jìn)入適應(yīng)不良組（類別1）和深度逃課組（類別3）的概率（41.3%、26.5%）高于高學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)組護(hù)生概率（32.1%、18.7%），在此前提下低學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)護(hù)生中，低自我控制水平護(hù)生進(jìn)入適應(yīng)不良組（類別1）和深度逃課組（類別3）的概率（44.6%、28.5%）高于高自我控制者概率（34.7%、22.6%）；高學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)護(hù)生中高學(xué)業(yè)倦怠者進(jìn)入認(rèn)知偏差組（類別2）和深度逃課組（類別3）的概率（52.2%、23.3%）高于低學(xué)業(yè)倦怠者概率（45.4%、12.8%）。

圖2 本科護(hù)生隱性逃課影響因素的決策樹(shù)分析

3 討論

3.1 本組本科護(hù)生隱性逃課各潛在類別特征分析本研究潛在剖面分析結(jié)果顯示，本組本科護(hù)生隱性逃課行為存在3 個(gè)類別時(shí)模型為最優(yōu)類別， 說(shuō)明護(hù)生隱性逃課行為存在3 個(gè)異質(zhì)性亞組。 根據(jù)各類別特征分別命名為適應(yīng)不良型、認(rèn)知偏差型、深度逃課型。 適應(yīng)不良型占37.0%，該類別本科護(hù)生存在不良學(xué)習(xí)習(xí)慣，不能主動(dòng)適應(yīng)教師課堂教學(xué)模式，授課過(guò)程中易出現(xiàn)走神或玩手機(jī)、聊天等問(wèn)題，致課堂學(xué)習(xí)效果較差。 此類護(hù)生，護(hù)理教育者可采取“糾因—指導(dǎo)”模式，主動(dòng)與護(hù)生溝通，了解其存在的不良學(xué)習(xí)習(xí)慣及歸因，助其主動(dòng)適應(yīng)課堂，以提高課堂學(xué)習(xí)效果[19]。 認(rèn)知偏差型占40.2%，該類別護(hù)生雖課堂和學(xué)習(xí)習(xí)慣尚可，但對(duì)大學(xué)學(xué)業(yè)和課堂學(xué)習(xí)模式認(rèn)知偏向負(fù)性，認(rèn)為課堂講授知識(shí)無(wú)用，授課過(guò)程中學(xué)習(xí)其他科目或者自學(xué)授課內(nèi)容等， 導(dǎo)致課堂學(xué)習(xí)效果較差。此類護(hù)生，護(hù)理教育者可采取“糾偏—指導(dǎo)”模式，評(píng)估護(hù)生學(xué)業(yè)和課堂學(xué)習(xí)認(rèn)知偏差成因，搭建教師與學(xué)生互動(dòng)平臺(tái)，鼓勵(lì)護(hù)生與任課教師主動(dòng)交流，幫助護(hù)生參與教學(xué)內(nèi)容和教學(xué)方法的選擇決策，在課堂學(xué)習(xí)過(guò)程中從參與者逐步升華為主導(dǎo)者[20]。 深度逃課型占22.8%，該類別護(hù)生在隱性逃課的5 個(gè)維度得分均較高，說(shuō)明既存在不良學(xué)習(xí)習(xí)慣，也對(duì)自身學(xué)業(yè)和課堂學(xué)習(xí)模式存在負(fù)性認(rèn)知偏差，提示該群體是高校進(jìn)行學(xué)風(fēng)教育的重點(diǎn)對(duì)象。

3.2 基于潛在剖面分析的本科護(hù)生隱性逃課的影響因素

3.2.1 學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī) 本研究決策樹(shù)分析模型結(jié)果顯示：學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)位于決策樹(shù)的首層， 是本科護(hù)生隱性逃課潛在類別的最重要影響因素。 學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)<2.41 分護(hù)生更容易進(jìn)入適應(yīng)不良組（41.3%）和深度逃課組（26.5%），與石嫣等[21]對(duì)醫(yī)學(xué)院校大學(xué)生研究結(jié)果相似。 學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)是指引發(fā)學(xué)習(xí)者開(kāi)始或者維持學(xué)習(xí)活動(dòng)的一種內(nèi)部心理狀態(tài)。低學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)組護(hù)生，主動(dòng)進(jìn)行的學(xué)習(xí)活動(dòng)較少，對(duì)教學(xué)內(nèi)容缺乏學(xué)習(xí)興趣，在課堂教學(xué)活動(dòng)中無(wú)法保持持續(xù)學(xué)習(xí)狀態(tài)，易出現(xiàn)走神、玩手機(jī)或其他心理曠課等隱性逃課行為[9]。 建議高校護(hù)理教育者將低學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)者作為提高課堂教學(xué)效果的重點(diǎn)關(guān)注群體， 構(gòu)建以學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)提升為核心的干預(yù)可能對(duì)改善本科護(hù)生隱性逃課現(xiàn)狀具有重要意義。

3.2.2 自我控制 本研究決策樹(shù)模型結(jié)果顯示：自我控制也是本科護(hù)生隱性逃課潛在類別的重要影響因素， 低學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)中低自我控制護(hù)生更易進(jìn)入適應(yīng)不良組（44.6%）和深度逃課組（28.5%），與劉永麗[22]、董昊赟等[23]的研究結(jié)果相似。 大學(xué)學(xué)業(yè)內(nèi)容龐雜，學(xué)習(xí)進(jìn)度較快，尤其醫(yī)學(xué)專業(yè)性和實(shí)踐性強(qiáng)，課堂授課節(jié)奏快、難度大，對(duì)醫(yī)學(xué)生自控能力和自主學(xué)習(xí)能力有更高要求。本科護(hù)生自我控制能力越強(qiáng)，學(xué)習(xí)適應(yīng)性越高，學(xué)業(yè)投入程度越高[22]。 低自控大學(xué)生自我約束能力較弱，易在課堂上沉迷?shī)蕵?lè)短視頻，無(wú)法合理規(guī)劃學(xué)習(xí)程序，嚴(yán)重影響課堂學(xué)習(xí)效果[23]。 高校護(hù)理教育者應(yīng)加強(qiáng)其自我控制能力培養(yǎng)[24]，可制定基于正念的自我控制訓(xùn)練課程， 還可開(kāi)設(shè)學(xué)業(yè)計(jì)劃和職業(yè)規(guī)劃課程，幫助護(hù)生確立短期和長(zhǎng)期學(xué)習(xí)目標(biāo)，以目標(biāo)為導(dǎo)向提高自我控制能力，提高課堂學(xué)習(xí)效率，降低隱性逃課發(fā)生。

3.2.3 學(xué)業(yè)倦怠 本研究決策樹(shù)模型結(jié)果顯示：學(xué)業(yè)倦怠也是本科護(hù)生隱性逃課潛在類別的影響因素，高學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)護(hù)生中，學(xué)業(yè)倦怠≥3.21 分護(hù)生隱性逃課類別歸屬于認(rèn)知偏差型（52.2%）和深度逃課型（23.3%）概率較大，與王佳權(quán)等[25]的研究結(jié)果基本一致。 學(xué)業(yè)倦怠是指由于學(xué)業(yè)壓力或缺乏興趣，學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過(guò)程表現(xiàn)出厭倦的態(tài)度和消極的學(xué)習(xí)行為。學(xué)業(yè)倦怠水平高的護(hù)生，更易出現(xiàn)課堂講授知識(shí)無(wú)用或?qū)蜆I(yè)不重要的負(fù)性認(rèn)知，形成消極的學(xué)習(xí)態(tài)度和行為。親密型師生關(guān)系可促進(jìn)大學(xué)生保持積極學(xué)習(xí)態(tài)度和行為，從而降低學(xué)業(yè)倦怠發(fā)生[25]。龔少英等[26]研究指出獎(jiǎng)勵(lì)與反饋也可以減少學(xué)習(xí)者的倦怠水平，提示可以考慮從外部獎(jiǎng)勵(lì)與實(shí)時(shí)學(xué)習(xí)反饋兩方面來(lái)減少護(hù)生的學(xué)業(yè)倦怠，從而改善隱性逃課行為的發(fā)生。

4 本研究的不足

本研究所得隱性逃課及影響因素得分均為護(hù)生自我報(bào)告，較易出現(xiàn)報(bào)告和回憶偏倚，未來(lái)后續(xù)研究中考慮對(duì)任課教師、學(xué)校教務(wù)管理人員及班級(jí)學(xué)風(fēng)管理干部等圍繞護(hù)生隱性逃課進(jìn)行綜合評(píng)定，以降低護(hù)生主觀性等測(cè)量誤差的影響。 同時(shí)，本次調(diào)查的研究對(duì)象僅來(lái)自于1 所本科醫(yī)學(xué)院校，未來(lái)后續(xù)研究中將進(jìn)一步擴(kuò)大取樣范圍和增加樣本量。 此外，本研究?jī)H調(diào)查了本科護(hù)生一般資料（性別、年齡、年級(jí)、家庭所在地）和個(gè)體層面（學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、自我控制、學(xué)業(yè)倦?。┯绊懸蛩?，但對(duì)其他可影響本科護(hù)生隱性逃課水平的因素未做評(píng)估，后續(xù)將考慮擴(kuò)大影響因素的調(diào)查范圍。