董越娟

（河南護理職業(yè)學院，河南 安陽 455000）

學習倦怠是個體對學習缺乏興趣，或因承受持續(xù)性學習壓力，對學習感到厭倦的情感耗竭狀態(tài)，會導致消極的學習行為和態(tài)度。研究發(fā)現(xiàn)，學習倦怠不僅會影響個體的學習成績和專業(yè)成就，還會一定程度地影響個體情緒（如逃避學習、焦慮、低自尊等）及身心健康[1，2]。期望—價值理論認為，在學習目標中獲取的激勵值越大，個體完成特定任務(wù)的動機就越強，更傾向?qū)W習價值做出積極評價[3]。學習內(nèi)生動機是個體因?qū)Ｗ⒂趯W習，并樂于享受其帶來的快樂，學習難度越大越能竭盡全力的一種內(nèi)在動力[4]。專業(yè)適應(yīng)性是指學生調(diào)適自身認知，使專業(yè)與環(huán)境和諧發(fā)展的心理和行為傾向[5]。有研究表明，學習內(nèi)生動機的激發(fā)能夠提升個體專業(yè)認可度，專業(yè)適應(yīng)性與個體職業(yè)發(fā)展有關(guān)[6]。鮮有研究探討學習內(nèi)生動機在高職護生學習倦怠與專業(yè)適應(yīng)性之間是否具有中介作用。針對專業(yè)承諾、專業(yè)學習效能、專業(yè)學習動力和行為對學習倦怠、學習內(nèi)生動機的影響是否具有協(xié)同效應(yīng)的相關(guān)研究較少。本研究擬通過對高職護生進行調(diào)查，探討學習倦怠與專業(yè)適應(yīng)性、學習內(nèi)生動機之間的關(guān)系，為制定高職護生學習倦怠干預(yù)策略提供理論依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 對象

采用分層整群隨機抽樣法，于2017年8—9月對鄭州市、安陽市、鶴壁市的高職院校護理專業(yè)學生進行調(diào)查。根據(jù)《臨床流行病學：臨床科研設(shè)計、測量與評價》中對多因素分析樣本量的要求，確定本次研究的樣本量為420人[7]。以社會經(jīng)濟發(fā)展水平為分層標準，抽取3所高職院校，根據(jù)學?？?cè)藬?shù)確定樣本量，按照學號隨機抽取調(diào)查對象。發(fā)放問卷420份，填寫資料不完整11份，回收有效問卷409份，有效回收率97.4%。

1.2 工具

1.2.1 大學生學習倦怠量表（Learning Burnout Inventory-S-tudent Survey，LBI-SS）測評研究對象的學習倦怠程度。該量表由連榕等編制，共20個條目，包括情緒低落、行為不當、成就感低3個維度，采取5級計分法，總分20～100分，評分越高，表示大學生學習倦怠程度越嚴重。量表Cronbach’s α系數(shù)為0.83[8]。

1.2.2 大學生學習動機量表（Learning Motivation Scale，LIMS）測評大學生學習動機水平。該量表由池麗萍等編制，共30個條目，包括學習外生動機（Learning Exogenous Motivation Scale，LEMS）和學習內(nèi)生動機（Learning Intrinsic Motivation Scale，LIMS）兩個分量表。本研究選取LIMS分量表，包括熱衷性和挑戰(zhàn)性兩個維度14個條目。每個條目從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～4分，總分14～56分，評分越高，表示學習內(nèi)生動機越強。學習內(nèi)生動機分量表Cronbach’s α系數(shù)為0.78[9]。

1.2.3 專業(yè)適應(yīng)性量表（Professional Adaptability Scale，PAS）測評研究對象的專業(yè)適應(yīng)性狀況。該量表由唐文清編制，共38個條目，由4個分量表組成：專業(yè)承諾（Profession Promises Scale，PPS），專業(yè)學習動力 （Profession Study Motivation Scale，PSMS），專業(yè)學習行為（Profession Study Behavior Scale，PSBS），專業(yè)自我效能（Profession Self-efficiency Scale，PSES）。每個條目從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～4分，總分34～152分，評分越高，表示專業(yè)適應(yīng)性越強。總量表Cronbach’s系數(shù)為0.89，分量表 Cronbach’s系數(shù)為 0.67 ～ 0.82[2]。

1.3 統(tǒng)計學方法

應(yīng)用SPSS 18.0軟件對數(shù)據(jù)進行描述和分析。計數(shù)資料以構(gòu)成比表示，計量資料以（均數(shù)±標準差）表示，組間比較采用t檢驗、單因素方差分析，通過Pearson相關(guān)分析、回歸分析了解學習內(nèi)生動機、專業(yè)適應(yīng)性、學習倦怠之間的關(guān)系。P＜0.05表示差異有顯著性。

2 結(jié)果

2.1 高職護生LBI-SS評分的描述性分析

高職護生LBI-SS條目分均值（2.68）低于中值（3），得分高于中值的人數(shù)占68.7%。

2.2 不同人口學特征的高職護生LBI-SS評分比較（見表1）

高職護生LBI-SS評分，大一低于大二，擔任學生干部者低于未擔任學生干部者，高自尊水平組低于中自尊、低自尊水平組，社會支持高分組低于中分組、低分組，均P＜0.01。

表1 不同人口學特征的高職護生LBI-SS評分比較

2.3 高職護生LBI-SS、LIMS、PAS評分的相關(guān)分析

高職護生LBI-SS評分（53.52±10.76）與LIMS評分（42.81±5.76）呈負相關(guān)，與 PPS評分（29.27±5.42）、PSBS評分（34.42±5.82）、PSES評分（18.04±3.51）呈負相關(guān)（r=-0.35、-0.27、-0.34），LIMS 評分與 PPS、PSBS、PSES 評分呈正相關(guān)（r=0.32、0.37、0.33），均 P＜0.05。

2.4 高職護生LBI-SS、LIMS、PAS評分的逐步多元回歸分析

基于專業(yè)適應(yīng)性對高職護生學習倦怠、學習動機影響可能不同的理論假設(shè)[12]，以LBI-SS評分為因變量，LIMS評分和PAS各因子評分為自變量進行逐步多元回歸分析。將LIMS評分、PSBS評分納入回歸方程，算得LBI-SS評分預(yù)測的變異量為27.3%（F=71.86，P＜0.01）；基于學習動機可能在專業(yè)適應(yīng)性與學習倦怠之間發(fā)揮中介效應(yīng)的理論假設(shè)[13]，以LIMS評分為因變量，將專業(yè)適應(yīng)性各因子評分作為自變量進行逐步多元回歸分析 。將PPS、PSBS、PSES評分納入回歸方程，算得LIMS評分預(yù)測的變異量為 35.1%（F=94.13，P＜0.01），見表 2。

表2 高職護生LBI-SS、LIMS、PAS各分量表評分的逐步多元回歸分析

2.5 高職護生LBI-SS、LIMS、PAS評分的路徑分析

基于高職護生學習動機可能通過提高專業(yè)適應(yīng)性對學習倦怠產(chǎn)生影響的理論假設(shè)建立結(jié)構(gòu)方程模型[12]。將LBI-SS評分、LIMS評分、PAS各分量表評分納入方程，并進行反復(fù)擬合檢驗，依據(jù)修正指標對模型進行修正。結(jié)果，模型的絕對適度指數(shù)和增值適度指數(shù)均良好：χ2/df=1.75、P=0.327、漸進殘差均方和平方根（RMSEA）=0.026、規(guī)準適配指數(shù)（NFI）=0.928、相對適配指數(shù)（RFI）=0.910、增值適配指數(shù)（IFI）=0.921、非標準適配指數(shù)（TLI）=0.910、比較適配指數(shù)（CFI）=0.926。PPS 評分對 LBI-SS評分的間接效應(yīng)β=-0.10，總效應(yīng)β=-0.12；PSES評分對LBI-SS評分的間接效應(yīng)β=-0.09，總效應(yīng)β=-0.12；PSBS評分對LBI-SS評分的直接效應(yīng)β=-0.27，間接效應(yīng)β=-0.04，總效應(yīng)β=-0.31；LIMS評分對LBI-SS評分的直接效應(yīng)β=-0.41，總效應(yīng)β=-0.41（見圖1）。

圖1 高職護生LBI-SS、LIMS、PPS、PSBS、PSES評分的路徑分析

3 討論

我們關(guān)于高職護生學習倦怠的研究結(jié)果與其他報道一致[13]。研究結(jié)果顯示，高職護生學習倦怠情況較嚴重，考慮可能與專業(yè)環(huán)境變化及個體應(yīng)對方式有關(guān)。高職護生基礎(chǔ)知識相對薄弱，自主學習能力較差，導致專業(yè)學習興趣低，可能是造成學習倦怠最主要的原因。高職護生對專業(yè)學習模式不適應(yīng)可能是導致其學習倦怠的直接因素[14]，而持續(xù)學業(yè)壓力引發(fā)的厭學心理，可能是高職護生學習倦怠的協(xié)同因素[15]，使其生理和心理上產(chǎn)生疲乏、抑郁和挫折感，影響高職護生身心健康[16]。

本研究結(jié)果顯示，大二、未擔任學生干部、社會支持水平低及低自尊水平的高職護生學習倦怠情況較嚴重。隨著專業(yè)課難度的增加，大二高職護生對持續(xù)高強度的學習難以適應(yīng)，自我效能感下降，產(chǎn)生了學習無助感及懈怠情緒。未擔任學生干部的高職護生，參與學?；顒?、社會實踐的機會較少，缺乏主動獲取專業(yè)信息的意識，而學業(yè)競爭力的下降也會產(chǎn)生低成就感，進而出現(xiàn)學習倦怠[17]。低自尊水平的高職護生易產(chǎn)生自卑心理與焦慮情緒，進而產(chǎn)生學習倦怠[18]。高職護生主觀感受到社會支持，有利于其調(diào)節(jié)情緒，接受來自支持源的信息與信念,從而激發(fā)學習動力，緩解學習倦怠[19]。

本研究關(guān)于高職護生學習倦怠與學習內(nèi)生動機之間的相關(guān)性分析，與已有報道一致[20]。研究顯示，高職護生學習倦怠與學習內(nèi)生動機之間呈負相關(guān)。首先，學習內(nèi)生動機有利于高職護生設(shè)定較高的學習目標，進而采用積極的方式進行學習，提升自我效能感，這可能是緩解高職護生學習倦怠的重要手段之一。其次，激發(fā)學習內(nèi)生動機能夠促使高職護生以積極的態(tài)度應(yīng)對學習壓力，敢于挑戰(zhàn)困難，對專業(yè)認知做出合理價值期待，減輕學習倦怠[21]。

研究結(jié)果顯示，高職護生學習倦怠與專業(yè)承諾、專業(yè)學習行為和專業(yè)自我效能呈負相關(guān)，與學習內(nèi)生動機呈負相關(guān)。本研究支持期望—價值理論假設(shè)在高職護生群體中的實證檢驗，高職護生學習內(nèi)生動機與專業(yè)適應(yīng)性具有交互效應(yīng)，共同影響學習倦怠。第一，期望—價值理論假設(shè)認為，專業(yè)適應(yīng)不良使學習內(nèi)生動機不足，產(chǎn)生學習倦怠。高職護生高考成績與期望值有落差，所學專業(yè)不是自己的選擇，專業(yè)認可度低，使其更傾向于對自我價值取向做消極評價引起情感耗竭，進而產(chǎn)生學習倦怠[22]。第二，學習內(nèi)生動機激發(fā)了高職護生專業(yè)學習興趣，提升了專業(yè)認同感和專業(yè)情感承諾，使學生積極應(yīng)對學習中遇到的困難，提升成就感，緩解學習倦怠[8]。

綜上所述，高職護生學習倦怠水平較高，與護生自尊、社會支持水平及專業(yè)適應(yīng)性有關(guān)，通過學習內(nèi)生動機對學習倦怠產(chǎn)生影響。因此，提升專業(yè)適應(yīng)性可直接或間接激發(fā)學習內(nèi)生動機，減輕學習倦?。煌瑫r，較高的學習內(nèi)生動機有助于提升專業(yè)適應(yīng)性，減輕學習倦怠，促進護生職業(yè)發(fā)展。

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