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        醫(yī)學(xué)教育環(huán)境感知對(duì)醫(yī)學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響:學(xué)業(yè)自我效能感的中介作用

        2020-05-20 01:48:54李德志王平
        關(guān)鍵詞:學(xué)業(yè)醫(yī)學(xué)生效能

        李德志,王平

        (中國醫(yī)科大學(xué) 1.公共衛(wèi)生學(xué)院社會(huì)醫(yī)學(xué)教研室,沈陽 110122;2.附屬第四醫(yī)院泌尿外科,沈陽 110032)

        學(xué)習(xí)投入是一種積極主動(dòng)的學(xué)習(xí)心理活動(dòng)或狀態(tài)[1],不僅影響個(gè)人對(duì)學(xué)習(xí)的主觀能動(dòng)性,影響個(gè)人所能達(dá)到的學(xué)習(xí)成就及技術(shù)水平,同時(shí)也影響整體的學(xué)習(xí)氛圍和專業(yè)培養(yǎng)[2-3]。研究[4]證明,學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)成績呈正相關(guān)。同時(shí),教育環(huán)境對(duì)學(xué)習(xí)投入和學(xué)習(xí)成就有顯著影響[5]。另有研究[6]表明,中學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感受到外部學(xué)習(xí)環(huán)境的影響。因此,推測(cè)教育環(huán)境通過影響學(xué)業(yè)自我效能感而對(duì)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。國內(nèi)外的研究多注重于探討社會(huì)支持、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)業(yè)壓力、情感和認(rèn)知等的影響,而對(duì)教育環(huán)境及學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系的研究較少。因此,本研究擬對(duì)在校醫(yī)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入、教育環(huán)境感知和學(xué)業(yè)自我效能感進(jìn)行調(diào)查,并進(jìn)行相關(guān)分析,構(gòu)建中介模型,旨在考察醫(yī)學(xué)生的教育環(huán)境感知對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響,以及學(xué)業(yè)自我效能感是否在其中發(fā)揮中介作用。

        1 材料與方法

        1.1 研究對(duì)象

        采用分層隨機(jī)抽樣法,在遼寧省某醫(yī)學(xué)院校臨床、護(hù)理、預(yù)防和藥學(xué)4個(gè)專業(yè)中抽取學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查。研究者征得學(xué)校同意后,以班為單位由調(diào)查員于自習(xí)或課間休息時(shí)集體進(jìn)行測(cè)試。共發(fā)放問卷680份,剔除無效問卷后,回收有效問卷611份,有效回收率為89.8%。

        1.2 調(diào)查工具

        1.2.1 教育環(huán)境評(píng)估量表(Dundee Ready Education Environment Measure,DREEM):由英國Dundee大學(xué)開發(fā),而后由孫寶志等[7]將其修訂為更適合中國學(xué)生的中文版。該量表分為5個(gè)維度,共50個(gè)條目,采用5級(jí)評(píng)分法。該量表包括9個(gè)反向記分題,滿分200分。

        1.2.2 學(xué)習(xí)投入問卷(Utrecht Work Engagement Scale-Student,UWES-S):由SCHAUFELI等[2]在工作投入量表的基礎(chǔ)上編制而成,經(jīng)檢驗(yàn)適用于國內(nèi)外大學(xué)生的相關(guān)研究。本研究采用李西營等[8]修訂的更加適用于中國學(xué)生的UWES-S,該量表包括3個(gè)維度,共17個(gè)條目。采用Likert7級(jí)評(píng)分法。

        1.2.3 學(xué)業(yè)自我效能感量表:由BANDURA[9]制訂,并由梁宇頌[10]修訂,適用于中國學(xué)生。該量表包括2個(gè)維度,共22個(gè)條目。采用5級(jí)評(píng)分,分?jǐn)?shù)越高表示學(xué)生的自我效能感越高。

        1.3 研究方法

        采用數(shù)據(jù)錄入軟件EpiData3.1建立數(shù)據(jù)庫,由經(jīng)過培訓(xùn)并了解數(shù)據(jù)錄入要求的人員進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入,確保錄入的準(zhǔn)確性。采用SPSS 19.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO檢驗(yàn)、Bartlett球形檢驗(yàn)、共同方法偏差檢驗(yàn)、Harman單因素分析、相關(guān)分析及方差分析。采用amos21.0軟件進(jìn)行中介模型的構(gòu)建及中介效應(yīng)檢驗(yàn),用非參數(shù)百分位Bootstrap程序進(jìn)行中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)。

        2 結(jié)果

        2.1 人口學(xué)因素分析

        本次調(diào)查對(duì)象中,女生所占比例較大,且多為本科一、二年級(jí)學(xué)生,其中貧困生較多,學(xué)習(xí)成績?yōu)橹械燃爸邢碌膶W(xué)生占比較多。相關(guān)研究[1]表明,由于醫(yī)學(xué)院校的特殊人員構(gòu)成,男女?dāng)?shù)量的差異對(duì)結(jié)果并無影響。見表1。

        2.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

        為了降低共同方法偏差效應(yīng)的影響,本研究使用了指導(dǎo)語控制和反向題目計(jì)分等方法進(jìn)行控制,并在數(shù)據(jù)分析之前,進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。首先進(jìn)行KMO檢驗(yàn)以及Bartlett's球形檢驗(yàn),結(jié)果顯示,Bartlett系數(shù)為32 381.9,KMO值為0.95,df值為4 851,伴隨顯著性<0.001,表明本次調(diào)查數(shù)據(jù)適合繼續(xù)進(jìn)行因子分析。隨后進(jìn)行Harman單因素分析,結(jié)果顯示特征值>1的公因子共有99個(gè),且第一個(gè)公因子對(duì)方差的解釋量為25.23%,該結(jié)果<40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)值。表明本研究中未發(fā)現(xiàn)明顯的共同方法偏差問題。

        表1 人口學(xué)因素分析Tab.1 Demographic factor analysis

        2.3 DREEM量表得分情況

        DREEM量表得分顯示,Cronbach's α系數(shù)為0.93,分半信度系數(shù)為0.90,具有良好的測(cè)量學(xué)指標(biāo)。驗(yàn)證性因子分析模型的擬合指數(shù)分別為χ2/df=2.00,NFI=0.84,TLI=0.90,CFI=0.91,RMSEA=0.04,可見數(shù)據(jù)與模型擬合較理想。如表2所示,調(diào)查人群的教育環(huán)境感知較好,總分平均分達(dá)141.73,得分率達(dá)70.9%,說明醫(yī)學(xué)生對(duì)所處的教育環(huán)境整體感知較好。其中,學(xué)術(shù)自我知覺的得分率在各維度中相對(duì)較低,社交自我知覺次之。見表2。

        2.4 醫(yī)學(xué)生學(xué)習(xí)投入得分現(xiàn)狀

        本研究中,UWES-S 3個(gè)維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.90、0.91和0.90,總問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.96,分半信度系數(shù)為0.92,具有良好的測(cè)量學(xué)指標(biāo)。驗(yàn)證性因素分析的模型擬合系數(shù)χ2/df=2.62,NFI=0.97,TLI=0.97,CFI=0.98,RMSEA=0.05,可見數(shù)據(jù)與模型擬合理想。如表3所示,被調(diào)查人群的學(xué)習(xí)投入量表總得分尚可,而精力維度的得分率較低,僅有45.8%。

        2.5 醫(yī)學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感得分現(xiàn)狀

        學(xué)業(yè)自我效能感量表的Cronbach's α系數(shù)為0.87。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示,χ2/df=2.38,NFI=0.91,TLI=0.93,CFI=0.95,RMSEA=0.05,可見數(shù)據(jù)與模型擬合理想。如表4所示,被調(diào)查人群的學(xué)業(yè)自我效能感量表得分(73.3%)屬于中等偏高,2個(gè)維度中,學(xué)習(xí)行為自我效能感的得分率(69.8%)相對(duì)較低,處于中等程度。說明學(xué)生對(duì)于自身的學(xué)習(xí)能力和行為信心較高。

        表2 醫(yī)學(xué)教育環(huán)境感知量表得分情況Tab.2 Medical education environment perception scale scores

        表3 學(xué)習(xí)投入得分情況Tab.3 Learning engagement Score

        表4 學(xué)業(yè)自我效能感得分情況Tab.4 Academic self-efficacy scores

        2.6 醫(yī)學(xué)教育環(huán)境、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的相關(guān)性

        如表5所示,學(xué)習(xí)投入與教育環(huán)境感知、學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)自我效能感以及教育環(huán)境感知與學(xué)業(yè)自我效能感之間,均呈顯著正相關(guān)。

        2.7 學(xué)業(yè)自我效能感在教育環(huán)境感知與學(xué)習(xí)投入之間的中介作用

        為了考察“教育環(huán)境→學(xué)業(yè)自我效能感→學(xué)習(xí)投入”的關(guān)系,本研究將教育環(huán)境感知作為前因變量,以學(xué)業(yè)自我效能感作為教育環(huán)境感知和學(xué)習(xí)投入之間的中介變量。相關(guān)分析結(jié)果如表4所示,學(xué)習(xí)投入、學(xué)業(yè)自我效能感和教育環(huán)境感知三者兩兩之間呈顯著正相關(guān),以該結(jié)果為前提條件,可進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

        本研究應(yīng)用構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型的方法,構(gòu)建了以學(xué)習(xí)投入為內(nèi)生潛變量、以教育環(huán)境感知為外生潛變量、以學(xué)業(yè)自我效能感為中介潛變量的結(jié)構(gòu)方程模型(模型圖見圖1)。經(jīng)檢驗(yàn),模型的χ2值為41.963,df=19,χ2/df=2.21,RMSEA=0.045,CFI=0.995,TLI=0.988,SRMR=0.02,TLI、CFI擬合指數(shù)均>0.98,RMSFA=0.045(<0.05),SRMR=0.02(<0.05),故認(rèn)為該模型為可接受模型。

        表5 教育環(huán)境、學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)自我效能感的相關(guān)分析Tab.5 The correlation of education environment,learning engagement and academic self-efficacy

        圖1 學(xué)業(yè)自我效能感在醫(yī)學(xué)教育環(huán)境感知與學(xué)習(xí)投入之間的中介作用Fig.1 The mediating role of academic self-efficacy between medical education environment perception and learning engagement

        本研究檢驗(yàn)中介效應(yīng)顯著性的方法為非參數(shù)百分位Bootstrap程序,計(jì)算總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng),然后導(dǎo)出置信區(qū)間,置信區(qū)間范圍設(shè)置為95%。根據(jù)模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)的數(shù)值可得知路徑兩端的變量的關(guān)系緊密程度,數(shù)值越大,關(guān)系越緊密。如圖1所示,教育環(huán)境對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的路徑系數(shù)為0.67,影響較大。

        為了進(jìn)一步考察學(xué)習(xí)投入、學(xué)業(yè)自我效能感以及教育環(huán)境感知之間造成的直接影響和間接影響的大小,本研究分析了教育環(huán)境感知對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入影響的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。結(jié)果見表6。

        如表6和圖1所示,教育環(huán)境感知對(duì)學(xué)習(xí)投入的直接效應(yīng)(β=0.20,P< 0.001)和間接效應(yīng)(β=0.42,P< 0.001)均顯著。增加學(xué)業(yè)自我效能感作為中介變量后,教育環(huán)境感知對(duì)學(xué)習(xí)投入的總效應(yīng)為0.62,其中,間接效應(yīng)占總效應(yīng)的67.7%,提示學(xué)業(yè)自我效能感在教育環(huán)境感知和學(xué)習(xí)投入之間發(fā)揮中介作用。中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的結(jié)果表明,學(xué)業(yè)自我效能感在教育環(huán)境感知與學(xué)習(xí)投入之間發(fā)揮的中介效應(yīng)值為0.42,中介作用的95%置信區(qū)間為0.103~0.735,置信區(qū)間不包含0,表明中介效應(yīng)顯著。

        3 討論

        3.1 醫(yī)學(xué)生教育環(huán)境感知、學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入的現(xiàn)狀

        3.1.1 醫(yī)學(xué)生教育環(huán)境感知現(xiàn)狀:本研究表明醫(yī)學(xué)生對(duì)教育環(huán)境感知的得分率較高,說明醫(yī)學(xué)生對(duì)教育環(huán)境的知覺較好,其中對(duì)教師的知覺的得分率最高,說明該校教師資源得到學(xué)生的認(rèn)可。學(xué)術(shù)自我知覺的得分率最低,這與調(diào)查人群的年齡有關(guān),本研究調(diào)查人群主要為本科一年級(jí)到五年級(jí)的在校生,對(duì)職業(yè)以及專業(yè)考試尚未認(rèn)知到位,導(dǎo)致學(xué)生對(duì)學(xué)業(yè)的自我知覺較低,提示學(xué)校應(yīng)開展職業(yè)規(guī)劃與發(fā)展的相關(guān)講座,增強(qiáng)學(xué)生對(duì)學(xué)業(yè)生涯的認(rèn)知。

        表6 模型中變量間的直接關(guān)系與間接關(guān)系總結(jié)Tab.6 Summary of direct and indirect relationships between variables in the model

        3.1.2 醫(yī)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入現(xiàn)狀:本研究中,調(diào)查的大多數(shù)醫(yī)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入總體得分處于尚可的水平,動(dòng)機(jī)維度的得分最高,處于較好程度;精力維度的得分最低,屬于偏低。說明醫(yī)學(xué)生對(duì)學(xué)習(xí)有較高的興趣,但是學(xué)習(xí)的精力不足,心理韌性較差。提示大部分醫(yī)學(xué)生對(duì)自我要求不夠高,對(duì)學(xué)業(yè)考試的認(rèn)知不夠全面,存在考試合格即可的心態(tài),學(xué)校應(yīng)加強(qiáng)相關(guān)方面的指導(dǎo)與教育。

        3.1.3 學(xué)業(yè)自我效能感現(xiàn)狀:本研究結(jié)果顯示,學(xué)業(yè)自我效能感總體得分較好,處于中等偏高水平,2個(gè)維度的得分也較好,說明學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感尚可,所取得的學(xué)業(yè)成就尚可。

        3.2 醫(yī)學(xué)生教育環(huán)境感知、學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入的相關(guān)

        本研究結(jié)果表明,醫(yī)學(xué)生的教育環(huán)境感知、學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入三者兩兩之間呈顯著正相關(guān),即學(xué)生對(duì)教育環(huán)境感知越好,學(xué)業(yè)自我效能感就越好,同時(shí)對(duì)學(xué)習(xí)的投入程度也會(huì)越高,與以往的研究結(jié)果一致。

        3.3 學(xué)業(yè)自我效能感在教育環(huán)境感知與學(xué)習(xí)投入間的部分中介作用

        本研究表明,學(xué)業(yè)自我效能感在教育環(huán)境感知與學(xué)習(xí)投入之間起部分中介作用。教育環(huán)境感知對(duì)學(xué)習(xí)投入有直接影響作用,也通過學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入起間接影響作用。本研究表明,關(guān)注學(xué)生的學(xué)業(yè)發(fā)展、學(xué)習(xí)成就,除了要關(guān)注教育、學(xué)習(xí)的外部環(huán)境,教師的教學(xué)質(zhì)量,同時(shí)也要關(guān)注學(xué)生的學(xué)習(xí)心理和學(xué)習(xí)情感的發(fā)展,關(guān)注學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感,做到內(nèi)外兼?zhèn)?。提高醫(yī)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入水平不僅要改善學(xué)校的教育道具、外部環(huán)境等外部條件,還要加強(qiáng)學(xué)生的學(xué)業(yè)指導(dǎo)以及生涯規(guī)劃指導(dǎo),提高學(xué)校教師對(duì)學(xué)生的支持,提高教師的教學(xué)質(zhì)量,優(yōu)化師生關(guān)系。關(guān)注學(xué)生的學(xué)習(xí)心理與學(xué)習(xí)情感發(fā)展,為學(xué)生樹立合適的學(xué)習(xí)榜樣和短期、長期的學(xué)習(xí)目標(biāo),適當(dāng)給予學(xué)生獎(jiǎng)勵(lì),提高學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感,使學(xué)生能自覺地進(jìn)行自我監(jiān)督,提高學(xué)習(xí)的積極性。

        綜上所述,本研究結(jié)果顯示,醫(yī)學(xué)生的醫(yī)學(xué)教育環(huán)境感知較好,學(xué)習(xí)投入尚可,學(xué)業(yè)自我效能感較好;醫(yī)學(xué)教育環(huán)境感知、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入顯著相關(guān);學(xué)業(yè)自我效能感在醫(yī)學(xué)教育環(huán)境感知與學(xué)習(xí)投入之間發(fā)揮部分中介作用。

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