護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力影響因素及作用機(jī)制

李玉瑩 陳昱霆 王敏 杜世正

摘要 目的：探索護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的影響因素并分析其作用機(jī)制。方法：采用基于年級(jí)的配額抽樣策略，線上選取4所高校護(hù)理學(xué)院大學(xué)一年級(jí)至四年級(jí)的全日制護(hù)理本科生311名為調(diào)查對(duì)象，應(yīng)用問卷星軟件進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果：護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力總分為（206.84±29.22）分，得分最高的維度是人際關(guān)系技能維度（42.79±6.98）分，得分最低的維度是學(xué)習(xí)行為維度（40.16±6.45）分。多因素線性回歸分析顯示，學(xué)業(yè)自我效能感、專業(yè)認(rèn)同感及是否擔(dān)任學(xué)生干部是影響護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的重要因素（P＜0.05），可解釋總變異的47.0%。結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果顯示，專業(yè)認(rèn)同感既可以正向影響自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力（P＜0.05），又可以通過學(xué)業(yè)自我效能感間接作用于自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力（P＜0.05）。結(jié)論：護(hù)理專業(yè)本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力總分處于中等水平，護(hù)理教育者應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注學(xué)生的專業(yè)認(rèn)同感、學(xué)業(yè)自我效能，采取針對(duì)策略，提升其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力。

關(guān)鍵詞 護(hù)理本科生；自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)；影響因素；橫斷面調(diào)查；學(xué)業(yè)自我效能；專業(yè)認(rèn)同感

doi：10.12102/j.issn.2095－8668.2023.07.019

隨著社會(huì)發(fā)展和時(shí)代進(jìn)步，常規(guī)教學(xué)已不再能滿足現(xiàn)代人的學(xué)習(xí)需求，終身學(xué)習(xí)、自主學(xué)習(xí)已經(jīng)成為當(dāng)代人學(xué)習(xí)的新標(biāo)簽［1］。自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)（self－directed learning）是指學(xué)習(xí)者主動(dòng)判斷學(xué)習(xí)需求，形成學(xué)習(xí)目標(biāo)，評(píng)估可利用的資源，選擇并執(zhí)行合適的學(xué)習(xí)方法，并評(píng)價(jià)學(xué)習(xí)效果的過程［2］。當(dāng)前醫(yī)學(xué)知識(shí)更新速度日益加快，傳統(tǒng)學(xué)習(xí)方式已不能完全滿足護(hù)理本科生的學(xué)習(xí)需要，因此，培養(yǎng)和提高其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力具有現(xiàn)實(shí)必要性。專業(yè)認(rèn)同感指學(xué)生對(duì)所學(xué)專業(yè)及未來職業(yè)社會(huì)價(jià)值的認(rèn)可度，包括對(duì)專業(yè)的認(rèn)識(shí)程度和積極的情感體驗(yàn)［3］，與學(xué)生的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)密切相關(guān)［4］，顯著影響學(xué)生學(xué)習(xí)積極性和學(xué)習(xí)效果。學(xué)業(yè)自我效能指學(xué)生個(gè)體對(duì)自身成功完成學(xué)業(yè)任務(wù)所具有能力的判斷與自信，由學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)行為自我效能感構(gòu)成［5］。大量研究表明，學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感的高低直接或間接決定了其自主努力學(xué)習(xí)的程度［6－8］，是學(xué)生學(xué)習(xí)行為的重要影響因素。目前已有研究關(guān)注護(hù)理本科生的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力［9－10］，但與學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和行為密切相關(guān)的自我效能、專業(yè)認(rèn)同感對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的影響，尚未見相關(guān)報(bào)道。本研究在評(píng)估護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力現(xiàn)況的基礎(chǔ)上，深入探索學(xué)業(yè)自我效能、專業(yè)認(rèn)同感對(duì)學(xué)生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的影響及作用機(jī)制，為有針對(duì)性制定干預(yù)策略提供參考依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 調(diào)研對(duì)象

2021年3月—2021年6月，采用基于年級(jí)分層的配額抽樣策略，通過線上“問卷星”平臺(tái)，選取南京中醫(yī)藥大學(xué)、復(fù)旦大學(xué)、南通大學(xué)、川北醫(yī)學(xué)院等4所高校護(hù)理學(xué)院大學(xué)一年級(jí)至四年級(jí)的全日制護(hù)理本科生311名為調(diào)查對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：①已正常在校注冊(cè)；②通過網(wǎng)絡(luò)簽署知情同意書。

1.2 調(diào)研工具

共包括4部分內(nèi)容：一般資料、護(hù)理專業(yè)學(xué)生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)評(píng)價(jià)問卷、學(xué)業(yè)自我效能感量表及護(hù)理本科生專業(yè)認(rèn)同調(diào)查問卷。

1.2.1 一般資料問卷

旨在調(diào)查學(xué)生的一般情況，主要包括性別、年級(jí)、專業(yè)志愿、各學(xué)期成績(jī)、是否擔(dān)任學(xué)生干部、高中文理分科、生源地、是否為獨(dú)生子女等。

1.2.2 自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)評(píng)定量表（Self－Rating Scale of Self－Directed Learning，SRSSDL）

該量表從建構(gòu)主義教育理念出發(fā)，基于學(xué)生對(duì)自身學(xué)習(xí)方式的評(píng)價(jià)這一標(biāo)準(zhǔn)，由Williamson教授于2007年研制。該量表包括學(xué)習(xí)意識(shí)、學(xué)習(xí)行為、學(xué)習(xí)策略、學(xué)習(xí)評(píng)價(jià)、人際關(guān)系技能5個(gè)維度，每個(gè)維度12個(gè)條目，共60個(gè)條目。采用Likert 5級(jí)計(jì)分法，總是、經(jīng)常、有時(shí)、很少、從不分別計(jì)5分、4分、3分、2分、1分，所有條目均為正向計(jì)分，學(xué)生根據(jù)自己對(duì)學(xué)習(xí)的感受和想法，選出一個(gè)最合適的答案。量表的總分為5個(gè)維度所有條目得分總和，范圍為60～300分，分值越高，表示學(xué)生的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)等級(jí)越高?？偡?0～140 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(guó)學(xué)者沈王琴等［11］通過翻譯、文化調(diào)試形成中文版本，其Cronbach′s α系數(shù)為0.996，內(nèi)容效度為0.963，具有良好的測(cè)評(píng)性能。本研究中，自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的學(xué)習(xí)意識(shí)、學(xué)習(xí)行為、學(xué)習(xí)策略、學(xué)習(xí)評(píng)價(jià)、人際關(guān)系技能等5個(gè)維度的Cronbach′s α系數(shù)分別為0.908，0.912，0.915，0.928，0.948，總量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.978。

1.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感量表

采用梁宇頌［12］編制的學(xué)業(yè)自我效能感量表測(cè)評(píng)研究對(duì)象的學(xué)業(yè)自我效能。該量表包括學(xué)習(xí)能力自我效能（11個(gè)條目）和學(xué)習(xí)行為自我效能（11個(gè)條目），共2個(gè)維度、22個(gè)條目，各條目均采用Likert 5級(jí)評(píng)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(xué)業(yè)自我效能感越高。該量表Cronbach′s α系數(shù)為0.820，具有良好的信度和效度，在國(guó)內(nèi)被廣泛應(yīng)用于測(cè)量大學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感。本研究中該量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.934。

1.2.4 護(hù)理本科生專業(yè)認(rèn)同調(diào)查問卷

采用由胡忠華［13］編制的護(hù)理本科生專業(yè)認(rèn)同調(diào)查問卷，該問卷主要包括2部分內(nèi)容：①被調(diào)查對(duì)象的基本情況；②專業(yè)認(rèn)同以及影響因素。本研究主要采用第2部分內(nèi)容，包括專業(yè)認(rèn)識(shí)、專業(yè)情感、專業(yè)意識(shí)、專業(yè)價(jià)值觀、專業(yè)技能以及專業(yè)期望6個(gè)維度，采用Likert 5級(jí)計(jì)分法，在條目當(dāng)中所顯示的非常正性的回答，計(jì)5分，依序依次計(jì)4分、3分和2分，對(duì)于非常負(fù)性的回答計(jì)1分，最終得分越高表明專業(yè)認(rèn)同程度越高。該問卷內(nèi)容效度指數(shù)（CVI）為0.856，Cronbach′s α系數(shù)為0.876，在我國(guó)被廣泛使用。本研究中，該量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.898。

1.3 質(zhì)量控制

本調(diào)查為橫斷面研究，調(diào)查前2位調(diào)查員接受統(tǒng)一培訓(xùn)并開展預(yù)調(diào)查，隨后采用問卷星軟件開展線上調(diào)研。調(diào)查嚴(yán)格遵守知情同意原則，采用不記名方式由調(diào)查對(duì)象在線填寫，為保證問卷的填寫質(zhì)量，由調(diào)查員在后臺(tái)進(jìn)行質(zhì)量控制，保證填寫的完整性和有效性。最終在后臺(tái)統(tǒng)一整理、導(dǎo)出和分析調(diào)查數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)被嚴(yán)格保密，由課題組一位研究者采用密碼保存。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

運(yùn)用SPSS 23.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，對(duì)研究對(duì)象的人口學(xué)特征、自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力、學(xué)業(yè)自我效能、護(hù)理專業(yè)認(rèn)同感等結(jié)局指標(biāo)進(jìn)行描述性分析，用頻數(shù)、均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（x±s）描述調(diào)查對(duì)象的一般資料和各量表得分。若數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布和方差齊性，采用兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)或F檢驗(yàn)；若數(shù)據(jù)不符合正態(tài)分布或方差不齊，則采用非參數(shù)秩和檢驗(yàn)。對(duì)于變量間關(guān)聯(lián)性，根據(jù)數(shù)據(jù)是否符合正態(tài)分布，分別采用Pearson或Spearman相關(guān)分析。在統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)上，分別以自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力總分及各維度得分為因變量，以單因素分析中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的變量為自變量，進(jìn)行Stepwise多因素線性回歸分析，變量進(jìn)入水平為α=0.05，剔除水平為α=0.10，進(jìn)一步探析影響護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的因素。最后，采用AMOS 26.0軟件建立結(jié)構(gòu)方程模型，探究護(hù)理本科生專業(yè)認(rèn)同感、學(xué)業(yè)自我效能對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的影響機(jī)制。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力現(xiàn)況（見表1）

2.2 影響護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的單因素分析

結(jié)果顯示，是否擔(dān)任學(xué)生干部組間差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.001），不同性別、不同專業(yè)志愿、高中分科、不同生源地、是否為獨(dú)生子女組間差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。F檢驗(yàn)結(jié)果顯示，不同平均成績(jī)的學(xué)生其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力總分差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.001），進(jìn)一步LSD分析結(jié)果表明：除各學(xué)期成績(jī)中和差組間差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義外，其余各組間差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05）；各學(xué)期成績(jī)優(yōu)的學(xué)生其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力總分高于成績(jī)良、中、差的學(xué)生，各學(xué)期成績(jī)良的學(xué)生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力總分高于成績(jī)等級(jí)為中和差的學(xué)生。不同年級(jí)間差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見表2。

2.3 護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力與學(xué)業(yè)自我效能感、專業(yè)認(rèn)同感相關(guān)性

Pearson相關(guān)分析顯示，學(xué)業(yè)自我效能感和護(hù)理專業(yè)認(rèn)同感與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的5個(gè)維度：學(xué)習(xí)意識(shí)、學(xué)習(xí)策略、學(xué)習(xí)行為、學(xué)習(xí)評(píng)價(jià)、人際關(guān)系技能相關(guān)系數(shù)均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.001），自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力總分與專業(yè)認(rèn)同感、學(xué)業(yè)自我效能的相關(guān)系數(shù)分別為0.423，0.656（P<0.001），見表3。

2.4 護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力多因素回歸分析

以自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力總分及各維度得分為因變量，以上述分析過程中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的變量為自變量，進(jìn)行Stepwise多因素線性回歸分析，變量進(jìn)入水平為α=0.05，剔除水平為α=0.10，進(jìn)一步探析影響護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的因素。最終，學(xué)業(yè)自我效能感、專業(yè)認(rèn)同感及是否擔(dān)任學(xué)生干部3個(gè)變量進(jìn)入方程，該3個(gè)變量能解釋護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力總變異的47.0%。見表4。

2.5 護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型

采用結(jié)構(gòu)方程模型，進(jìn)一步探索護(hù)理本科生專業(yè)認(rèn)同感、學(xué)習(xí)自我效能對(duì)其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的影響機(jī)制。基于文獻(xiàn)研究，對(duì)上述變量關(guān)系進(jìn)行分析，提出如下假設(shè)：①護(hù)理本科生專業(yè)認(rèn)同感可直接影響自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力；②護(hù)理本科生專業(yè)認(rèn)同感亦可通過影響其自我效能，進(jìn)而間接影響其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力。

利用調(diào)研數(shù)據(jù)，基于最大似然估計(jì)法（maximum likelihood）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。初始模型擬合結(jié)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(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）=0.871＜0.900，表示假設(shè)模型與觀察數(shù)據(jù)尚無法有效契合。經(jīng)修正指標(biāo)值發(fā)現(xiàn)，增列誤差項(xiàng)e1與e2、e10與e12、e11與e12之間的共變關(guān)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(yōu)度指數(shù)（GFI）=0.936＞0.900，相似擬合指數(shù)（CFI）=0.970＞0.900，標(biāo)準(zhǔn)擬合指數(shù)（NFI）=0.950＞0.900，均達(dá)到模型的適配標(biāo)準(zhǔn)，表明模型擬合良好，詳見圖1。

根據(jù)模型擬合結(jié)果，護(hù)理本科生專業(yè)認(rèn)同感對(duì)其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的影響路徑包括2個(gè)：①專業(yè)認(rèn)同感可直接正向影響其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力（β=0.15，P＜0.05）；②專業(yè)認(rèn)同感可通過影響學(xué)習(xí)自我效能（β=0.39，P＜0.05），間接影響自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力（β=0.68，P＜0.05），在此過程中，學(xué)習(xí)自我效能起中介效應(yīng)。故護(hù)理本科生專業(yè)認(rèn)同感對(duì)其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力影響的總效果值=0.15+0.39×0.68=0.415 2。

3 討論

3.1 護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力現(xiàn)況

本研究結(jié)果顯示，護(hù)理本科生具有一定的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力且處于中等水平，與楊春等［3－4］研究結(jié)果一致，表明護(hù)理本科生的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力依舊存在很大提升空間。人際關(guān)系技能指管理者處理人事關(guān)系的能力，即理解、激勵(lì)他人并與他人共事的能力，是區(qū)分有效管理者和無效管理者的關(guān)鍵［14］。本研究中，人際關(guān)系技能維度得分最高，可能與當(dāng)前混合式教學(xué)模式下小組合作學(xué)習(xí)次數(shù)增多，且大學(xué)期間學(xué)生參與較多社團(tuán)和社會(huì)實(shí)踐，團(tuán)隊(duì)互助能力和交流能力得到有效提升有關(guān)［15］。相關(guān)研究顯示，自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)與本科生團(tuán)隊(duì)合作傾向呈正相關(guān)，合作傾向更好的學(xué)生信息獲得、資源共享能力更佳，自主學(xué)習(xí)能力也更強(qiáng)［16］，提示護(hù)理教育者在日常教學(xué)中可增加小組討論、虛擬仿真教學(xué)、情景模擬教學(xué)等合作交互型學(xué)習(xí)模式，讓學(xué)生在團(tuán)隊(duì)合作中完成學(xué)習(xí)任務(wù)，培養(yǎng)其交流溝通技能及分析、解決問題的能力，從而提高學(xué)生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力［17－18］。本研究結(jié)果還顯示，自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力中學(xué)習(xí)行為維度得分最低，表明學(xué)生具體學(xué)習(xí)計(jì)劃實(shí)施滯后、在自我監(jiān)督管理方面仍存在較大問題，可能與長(zhǎng)期以來被動(dòng)式教學(xué)體制下學(xué)習(xí)動(dòng)力不足、學(xué)習(xí)環(huán)境不佳以及護(hù)理專業(yè)學(xué)生學(xué)業(yè)壓力較大、課余時(shí)間較少等有關(guān)。提示護(hù)理教育者需增加學(xué)生自主學(xué)習(xí)時(shí)間并重點(diǎn)關(guān)注和指導(dǎo)本科護(hù)生的學(xué)習(xí)行為，可通過問題引導(dǎo)鼓勵(lì)學(xué)生課后閱讀相關(guān)專業(yè)文獻(xiàn)等，在對(duì)新知識(shí)篩選、整合的過程中不斷拓寬視野、激發(fā)專業(yè)興趣，從而在主動(dòng)學(xué)習(xí)過程中養(yǎng)成良好學(xué)習(xí)習(xí)慣，繼而提升個(gè)人自控水平［19］。

3.2 一般人口學(xué)資料對(duì)護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的影響

本研究結(jié)果表明，是否擔(dān)任學(xué)生干部和各學(xué)期成績(jī)對(duì)護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力具有影響（P<0.001）。研究顯示，擔(dān)任學(xué)生干部的學(xué)生相較未擔(dān)任學(xué)生干部的學(xué)生，其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)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(yīng)護(hù)理專業(yè)高強(qiáng)度的學(xué)習(xí)模式，從而提高學(xué)習(xí)效率及學(xué)習(xí)主動(dòng)性［20］；也可能與其在任職期間組織活動(dòng)較多，能夠樹立明確的目標(biāo)并高效執(zhí)行，并能對(duì)出現(xiàn)的問題及時(shí)反饋和解決有關(guān)［21］。提示護(hù)理教育者在教學(xué)過程中應(yīng)盡可能讓每一位同學(xué)都有機(jī)會(huì)成為團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)者，活躍思維方式，鍛煉其管理、協(xié)調(diào)及人際溝通能力，從而提高其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力。

在各學(xué)期成績(jī)方面，研究結(jié)果表明，除各學(xué)期成績(jī)中和差組間差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義外，其余各組中成績(jī)?cè)胶玫膶W(xué)生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力越強(qiáng)，這可能與學(xué)生易從優(yōu)越的成績(jī)中獲得成就感，其學(xué)習(xí)興趣和學(xué)習(xí)積極性增加有關(guān)。

3.3 學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的影響

相關(guān)分析和線性回歸分析結(jié)果顯示，學(xué)業(yè)自我效能感是影響自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的重要因素，學(xué)業(yè)自我效能感越高的學(xué)生，其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力越強(qiáng)，此與王菊等［22］的研究結(jié)果一致。美國(guó)心理學(xué)家 Bandura［23］將自我效能定義為 “個(gè)體對(duì)其組織和實(shí)施達(dá)成特定目標(biāo)所需行為過程的能力信念”。學(xué)業(yè)自我效能感高的學(xué)生，認(rèn)為自己有能力完成相應(yīng)的學(xué)習(xí)任務(wù)，能夠?qū)W(xué)習(xí)困境當(dāng)作一種挑戰(zhàn)并積極應(yīng)對(duì)。研究顯示，學(xué)業(yè)自我效能感與積極的學(xué)習(xí)情緒存在正相關(guān)，并在大學(xué)生學(xué)習(xí)情緒和學(xué)習(xí)投入間起中介作用，即積極的學(xué)習(xí)情緒可以增加學(xué)生的自我效能感，進(jìn)而提高學(xué)習(xí)投入水平［24］。也有研究顯示，學(xué)業(yè)自我效能感越高的學(xué)生，更能夠?qū)Ｗ⒂趩栴}的解決，從而經(jīng)歷更多的成功體驗(yàn)，降低學(xué)業(yè)倦?。?5］。提示護(hù)理教育者在教學(xué)過程中需注意教學(xué)目標(biāo)和學(xué)生能力的匹配，減少學(xué)生學(xué)習(xí)過程中的不良情緒和負(fù)性體驗(yàn)。同時(shí)學(xué)生在定位個(gè)人成就目標(biāo)時(shí)，鼓勵(lì)學(xué)生更多關(guān)注自我的成長(zhǎng)與進(jìn)步，適度弱化外部競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，以期學(xué)生能通過完成相應(yīng)目標(biāo)獲得成就感和更高的學(xué)業(yè)自我效能感，從而提高其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力［26］。

3.4 專業(yè)認(rèn)同感對(duì)護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的影響

研究結(jié)果顯示，護(hù)理本科生的專業(yè)認(rèn)同感對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力有重要影響。本研究顯示，專業(yè)認(rèn)同感與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力呈正相關(guān)，這可能與護(hù)理專業(yè)認(rèn)同感越高的學(xué)生更相信護(hù)理工作可以實(shí)現(xiàn)自我實(shí)現(xiàn)，將來選擇從事護(hù)理行業(yè)的傾向性更大，因此其學(xué)習(xí)積極性更強(qiáng)，更愿意投入時(shí)間、精力和其他資源于專業(yè)學(xué)習(xí)中有關(guān)［27］。專業(yè)認(rèn)同感可以直接影響個(gè)體的行為和認(rèn)知，并對(duì)其專業(yè)態(tài)度產(chǎn)生影響［28］，提示護(hù)理教育者在培育護(hù)生的過程中，應(yīng)強(qiáng)化專業(yè)情感教育，從教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)形式、教學(xué)氛圍等各方面優(yōu)化課程，體現(xiàn)護(hù)理專業(yè)特色，明確護(hù)理專業(yè)的社會(huì)價(jià)值，使學(xué)生形成健康的職業(yè)道德、積極的職業(yè)態(tài)度，從而增強(qiáng)學(xué)生的專業(yè)認(rèn)同感，提高其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力［29］。Sonoko 等［30］研究發(fā)現(xiàn)專業(yè)榜樣的樹立不僅影響護(hù)生的專業(yè)認(rèn)同，也影響其自主學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，在培養(yǎng)護(hù)生職業(yè)認(rèn)同教育中起著至關(guān)重要的作用，提示護(hù)理教育者可通過各種形式如舉辦分享會(huì)、邀請(qǐng)優(yōu)秀校友分享學(xué)習(xí)、升學(xué)和科研經(jīng)歷，使學(xué)生樹立專業(yè)榜樣，以他人職業(yè)成就引導(dǎo)學(xué)生逐步明確自身專業(yè)興趣，并積極轉(zhuǎn)變學(xué)習(xí)態(tài)度，增加學(xué)習(xí)動(dòng)力。

3.5 學(xué)業(yè)自我效能感在專業(yè)認(rèn)同感對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力影響的中介作用

本研究探討了學(xué)業(yè)自我效能感在專業(yè)認(rèn)同感和自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力之間的中介作用。結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果顯示，專業(yè)認(rèn)同感不僅可以直接正向影響自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力，還可通過學(xué)業(yè)自我效能感間接作用于自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力。分析其原因，可能是專業(yè)認(rèn)同感高的護(hù)生，在專業(yè)學(xué)習(xí)中的情感體驗(yàn)更積極，面對(duì)護(hù)理專業(yè)高強(qiáng)度的理論學(xué)習(xí)和操作練習(xí)時(shí)往往表現(xiàn)出更高的自信心，更相信自己有能力完成相應(yīng)的學(xué)習(xí)任務(wù)［31］，同時(shí)能對(duì)遇到的問題做出積極的反應(yīng)并進(jìn)行反思，從而在此過程中相應(yīng)提高自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力［32］。此外，良好的學(xué)業(yè)自我效能感有利于學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中充分發(fā)揮主觀能動(dòng)性，加大學(xué)習(xí)投入，也能通過影響焦點(diǎn)思維，即如何更有效地解決問題來影響學(xué)生的學(xué)業(yè)投入水平［8］。提示護(hù)理教育者可以通過強(qiáng)化專業(yè)認(rèn)同教育增加學(xué)生學(xué)習(xí)信心，從而提高其自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力。

3.6 研究的局限性

本研究為橫斷面調(diào)查，囿于這一設(shè)計(jì)類型，變量間因果關(guān)系的推導(dǎo)強(qiáng)度受到一定的限制。此外，結(jié)果顯示專業(yè)認(rèn)同感量表的專業(yè)期望維度因子載荷較低，該量表研制于2006年，考慮到隨著時(shí)代變化，護(hù)理本科生對(duì)專業(yè)期望內(nèi)涵可能有所不同，提示學(xué)界需及時(shí)關(guān)注當(dāng)前護(hù)理本科生對(duì)專業(yè)期望的內(nèi)涵認(rèn)識(shí)，凸顯專業(yè)認(rèn)同感的時(shí)代特點(diǎn)。最后，本研究只納入了4所高校的護(hù)理本科生，建議未來研究可關(guān)注更廣地域、更多高校的本科護(hù)理學(xué)生，以期獲得更豐富的結(jié)果和更堅(jiān)實(shí)的結(jié)論。

4 小結(jié)

綜上所述，本研究發(fā)現(xiàn)護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力為中等水平，其學(xué)業(yè)自我效能感和專業(yè)認(rèn)同感及是否擔(dān)任學(xué)生干部是影響護(hù)理本科生自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力的重要因素，其中護(hù)理專業(yè)認(rèn)同感又可以通過學(xué)業(yè)自我效能感間接影響自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力。建議護(hù)理院校重點(diǎn)關(guān)注學(xué)生的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力，強(qiáng)化以學(xué)生為中心的教學(xué)意識(shí)，加強(qiáng)專業(yè)認(rèn)同情感教育，提升專業(yè)認(rèn)同感，以期提高學(xué)生的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力。

致謝：衷心感謝南通大學(xué)護(hù)理學(xué)院沈王琴副教授、復(fù)旦大學(xué)護(hù)理學(xué)院朱政博士、川北醫(yī)學(xué)院護(hù)理學(xué)院官計(jì)副教授，在本研究數(shù)據(jù)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）