李德志，王平

（中國醫(yī)科大學(xué) 1.公共衛(wèi)生學(xué)院社會醫(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的學(xué)習(xí)心理活動或狀態(tài)［1］，不僅影響個人對學(xué)習(xí)的主觀能動性，影響個人所能達(dá)到的學(xué)習(xí)成就及技術(shù)水平，同時也影響整體的學(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，教育環(huán)境對學(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，推測教育環(huán)境通過影響學(xué)業(yè)自我效能感而對學(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支持、學(xué)習(xí)動機(jī)、學(xué)業(yè)壓力、情感和認(rèn)知等的影響，而對教育環(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)或課間休息時集體進(jìn)行測試。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個維度，共50個條目，采用5級評分法。該量表包括9個反向記分題，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個維度，共17個條目。采用Likert7級評分法。

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個維度，共22個條目。采用5級評分，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)計軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO檢驗、Bartlett球形檢驗、共同方法偏差檢驗、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，用非參數(shù)百分位Bootstrap程序進(jìn)行中介效應(yīng)顯著性檢驗。

2 結(jié)果

2.1 人口學(xué)因素分析

本次調(diào)查對象中，女生所占比例較大，且多為本科一、二年級學(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)量的差異對結(jié)果并無影響。見表1。

2.2 共同方法偏差檢驗

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。首先進(jìn)行KMO檢驗以及Bartlett's球形檢驗，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，且第一個公因子對方差的解釋量為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，具有良好的測量學(xué)指標(biāo)。驗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，具有良好的測量學(xué)指標(biāo)。驗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個維度中，學(xué)習(xí)行為自我效能感的得分率（69.8%）相對較低，處于中等程度。說明學(xué)生對于自身的學(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。

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，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

本研究檢驗中介效應(yīng)顯著性的方法為非參數(shù)百分位Bootstrap程序，計算總效應(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)生對教育環(huán)境感知的得分率較高，說明醫(yī)學(xué)生對教育環(huán)境的知覺較好，其中對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到五年級的在校生，對職業(yè)以及專業(yè)考試尚未認(rèn)知到位，導(dǎo)致學(xué)生對學(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，增強學(xué)生對學(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)生對自我要求不夠高，對學(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)生對教育環(huán)境感知越好，學(xué)業(yè)自我效能感就越好，同時對學(xué)習(xí)的投入程度也會越高，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)生獎勵，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。