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《全国护理事业发展规划(2016-2020年)》中的发展目标强调要提升护理人员的能力和素质,表明国家非常重视护士素质的培养与建设。作为未来护理专业发展的中坚力量,高职护理专业学生(高职护生)的培养,对于稳定和发展护理队伍至关重要。但在高等职业技术教育迅猛发展的当下,作为受教育主体的高等职业院校学生的实际学习情况与社会期望值普遍存在一定差距。研究[1]发现,高职护生的学习倦怠水平总体处于中等程度,甚至还有研究[2]发现高职护生的倦怠检出率高达83.74%。学习倦怠作为一种慢性压力相关综合征,主要是学生因长期课业压力或负担而产生的情感耗竭状态,表现为对学校课业及活动缺乏兴趣、感到厌倦,对同学态度冷漠等一系列消极的学习行为和态度。学习倦怠不仅会影响个体的学习成绩和专业成就,还会一定程度地影响个体情绪(如逃避学习、焦虑、低自尊等)及身心健康[3],且这种心理还有可能延续到毕业后的工作岗位,发展为职业倦怠现象,对个人、家庭甚至社会带来不良影响。因此,在当前护生队伍学习倦怠现状严重的现实下,以高职护生为研究对象,探索其内部影响机制,对提升高等护理职业教育人才培养质量具有重要现实意义。
Bandura的社会认知理论将倦怠看作是自我效能的缺失危机,个体对自身能力的消极评估容易诱发倦怠情绪。学业自我效能感则是自我效能在教育学领域上的延展,指学生对自身形成和达到既定学习目的的行动过程的能力判断[4]。学习自我效能感高的学生拥有满足学习需求、规划和组织学习的能力,更容易投入更多的努力和毅力坚持学习[5],是学习倦怠的有效预测因素。护生的学习倦怠主要表现为成就感低、行为不当及情绪低落[6],而情绪弹性作为一种情绪能力,是个体面对负性情绪刺激时产生积极情绪以及从负性情绪体验中快速恢复的能力[7]。研究[8]证实,情绪弹性对学习倦怠有显著的负性预测作用,对自我效能感有显著的正向预测作用。然而,情绪弹性、学业自我效能感与高职护生学习倦怠之间的内在影响机制尚不清楚。因此,本研究探讨情绪弹性能否通过学业自我效能对学习倦怠间接产生影响,即学业自我效能感在情绪弹性与学习倦怠之间是否存在中介作用。
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高职护生学习倦怠、学业自我效能感及情绪弹性总分分别为(52.42±12.67)分、(73.46±11.78)分、(39.85±7.49)分,各维度得分及维度均分见表 1。27.38%(69/252)的学生学习倦怠总分≥60分,为学习倦怠者;16.27%(41/252)的学生学习倦怠总分 < 40分,为不存在学习倦怠;56.35%(142/252)的学生为不确定的中间状态。学习倦怠中情绪低落、成就感低、行为不当三个维度平均分≥3分的比例分别为30.56%(77/252)、33.33%(84/252)、39.29%(99/252)。
维度 维度总分 维度均分 情绪低落 20.32±6.42 2.54±0.80 成就感低 15.83±4.10 2.64±0.68 行为不当 16.27±4.23 2.71±0.71 学习倦怠总分 52.42±12.67 2.62±0.63 积极情绪能力 20.24±4.67 4.05±0.93 情绪恢复能力 19.65±4.80 3.28±0.80 情绪弹性总分 39.85±7.49 3.62±0.68 学习能力自我效能感 36.75±6.72 3.34±0.61 学习行为自我效能感 36.59±5.97 3.33±0.54 学业自我效能感总分 73.46±11.78 3.34±0.54 -
高职护生的情绪弹性总分与学习倦怠总分及各维度得分均呈明显负相关关系(P < 0.01),与学业自我效能感总分及各维度得分均呈明显正相关关系(P < 0.01);学业自我效能感总分与学习倦怠总分及各维度得分均呈明显负相关关系(P < 0.01)(见表 2)。
项目 情绪低落 成就感低 行为不当 学习倦怠总分 积极情绪能力 情绪恢复能力 情绪弹性总分 学习能力自我效能感 学习行为自我效能感 学业自我效能感总分 情绪低落 1.000 成就感低 0.471** 1.000 行为不当 0.705** 0.619** 1.000 学习倦怠总分 0.895** 0.769** 0.892** 1.000 积极情绪能力 -0.307** -0.461** -0.316** -0.411** 1.000 情绪恢复能力 -0.466** -0.170** -0.345** -0.406** 0.241** 1.000 情绪弹性总分 -0.502** -0.408** -0.428** -0.530** 0.776** 0.791** 1.000 学习能力自我效能感 -0.256** -0.179** -0.271** -0.278** 0.138** 0.096 0.148** 1.000 学习行为自我效能感 -0.339** -0.212** -0.315** -0.346** 0.160** 0.171** 0.216** 0.749** 1.000 学业自我效能感总分 -0.318** -0.198** -0.322** -0.333** 0.159** 0.144** 0.195** 0.938** 0.918** 1.000 **P < 0.01 -
为进一步分析高职护生的学习倦怠与情绪弹性、学业自我效能感的关系,根据温忠麟等[12]研究的中介效应检验程序,对学业自我效能感在情绪弹性和学习倦怠间的中介效应进行验证。首先,分析自变量情绪弹性(X)对因变量学习倦怠(Y)的影响是否显著,即检验系数c;然后分析情绪弹性(X)对中介变量学业自我效能感(M)的影响,即检验系数a;再分析学业自我效能感(M)对学习倦怠(Y)的影响,即检验系数b;最后分析在纳入中介变量学业自我效能感(M)后,情绪弹性(X)对学习倦怠(Y)的影响,即检验系数c′,若c′不显著,则提示有完全中介效应,若c′显著,则为部分中介效应。分析结果显示,情绪弹性、学业自我效能感均对高职护生的学习倦怠有明显作用(P < 0.01),效应分别为-0.896和-0.257;学业自我效能感对学习倦怠有明显影响(P < 0.01),效应为0.307(见表 3)。学业自我效能感在情绪弹性与学习倦怠关系中起部分中介效应,中介效应为0.079,中介效应占总效应的比例为8.81%(见图 1)。
标准化回归方程 R2 系数 t P 第一步 Y=cX+e1 0.280 c -0.896 9.87 < 0.01 第二步 M=aX+e2 0.038 a 0.307 3.15 < 0.01 第三步 Y=c′X+bM+e3 0.335 c′ -0.817 9.17 < 0.01 b -0.257 4.53 < 0.01 **P < 0.01