郝梓旭 崔嚴尹 劉金萍 夏 昉

長春中醫(yī)藥大學健康管理學院，吉林長春 130117

醫(yī)學技術(shù)發(fā)展和醫(yī)療體制改革對醫(yī)學人才的培養(yǎng)提出了更高的要求，醫(yī)學院校本科導師制的實施是實現(xiàn)這一培養(yǎng)目標的有效途徑[1]。醫(yī)學生所學專業(yè)和未來職業(yè)具有特殊性，醫(yī)學院校在本科培養(yǎng)模式上與普通綜合類高等院校有較大差異，在醫(yī)學院校實行本科導師制的作用和效果相對其他專業(yè)院校更為明顯[2]。研究表明[3-4]，醫(yī)學院校實行“本科導師制”對提升學生綜合素質(zhì)、穩(wěn)定醫(yī)學生的專業(yè)思想、培養(yǎng)學生創(chuàng)新實踐能力有重要作用?，F(xiàn)階段我國醫(yī)學院校實行本科導師制尚處起步階段[5]，關(guān)于醫(yī)學院校本科導師制的研究大多數(shù)集中在實施現(xiàn)狀和必要性的探討以及對于實施過程存在問題提出對策，為進一步探討本科導師制的培養(yǎng)模式和作用機制，本研究運用結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建長春中醫(yī)藥大學本科生導師制學習效果作用模型，為有效提高醫(yī)學院校本科教學水平和學習效果提供參考，為醫(yī)學院校構(gòu)建本科導師制培養(yǎng)拔尖創(chuàng)新醫(yī)學人才的育人機制提供依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用分層整群隨機抽樣，于2019年10月—11月對長春中醫(yī)藥大學2018級和2019級在校本科生進行問卷調(diào)研。選取16個班級，每個班級隨機選取20人作為研究對象。

1.2 方法

1.2.1 調(diào)查工具 問卷基于蘭國帥等[6]開發(fā)與編制的中文版探究社區(qū)量表和蔣艷雙等[7]總結(jié)設(shè)計的元認知理論框架為依據(jù)進行設(shè)計與改編，包括學生基本信息、導師行為、學生自我調(diào)節(jié)能力、學習環(huán)境、本科導師制學習效果5部分。記分從1～5表示“非常不同意”到“非常同意”?？偭勘淼倪m當性系數(shù)KMO值為0.959，巴特利特球形檢驗結(jié)果達到了顯著性水平（P ＜0.001），因子的累計方差達到了80.23%；總量表的克朗巴赫α系數(shù)為0.964，分量表的值在0.936～0.973之間，說明問卷數(shù)據(jù)具有較高的有效性和可靠性。

1.2.2 醫(yī)學院校本科導師制學習效果結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建 教學存在指導教師為了使學生獲得有價值的學習深度，從而對教學活動進行的設(shè)計和實施；社會存在衡量本科導師制形成的學習環(huán)境，學習者通過學習在社交和情感方面表現(xiàn)的能力；認知存在能有效評價學生在一段時間內(nèi)的學習反饋，即學生達到的學習效果與程度[8-9]。元認知指學生對自身的認知過程進行控制調(diào)節(jié)的能力。根據(jù)已有研究成果[10-16]，本研究對導師行為、學生自我調(diào)節(jié)能力、學習環(huán)境和本科導師制學習效果之間路徑關(guān)系作以下假設(shè)。本科導師制學習效果作用模型見圖1。

圖1 本科導師制學習效果作用模型

1.3 統(tǒng)計學方法

運用SPSS 22.0統(tǒng)計學軟件進行數(shù)據(jù)分析，計量資料用均數(shù)±標準差（）表示；計數(shù)資料用例數(shù)或百分率表示；相關(guān)性分析采用Pearson相關(guān)分析。運用AMOS 22.0進行模型適配度檢驗、中介效應(yīng)檢驗和實證分析。以P <0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料

共發(fā)放問卷320份，回收316份，有效回收率為98.75%。研究對象年齡為19～21歲，平均（19.26±1.04）歲；大一學生157名（49.7%），大二學生159名（50.3%）；男生83名（26.3%），女生233名（73.7%）；與導師交流的頻次，每3天1次、1次/周、兩周1次和每月及以上1次占比分別為220名（69.6%）、34名（10.8%）、48名（15.2%）和14名（4.4%）；在學校遇到問題尋找導師幫助的學生僅有44名（13.9%），144名（45.6%）學生選擇自己解決，95名（30.1%）學生尋求朋友幫助，33名（10.4%）學生會向家人求助。

學生自我調(diào)節(jié)能力平均（3.32±0.50）分，導師行為平均（2.55±0.46）分，學習環(huán)境平均（2.61±0.43）分，本科導師制學習效果平均（2.56±0.44）分。

2.2 各變量之間相關(guān)性分析

學生自我調(diào)節(jié)能力與導師行為呈負相關(guān)（r=-0.147，P ＜0.01），與學習環(huán)境呈負相關(guān)（r=-0.115，P ＜0.05），與本科導師制學習效果呈負相關(guān)（r=-0.246，P ＜0.01）；導師行為與學習環(huán)境呈正相關(guān)（r=0.684，P ＜0.01），與本科導師制學習效果呈正相關(guān)（r=0.652，P ＜0.01）；學習環(huán)境與本科導師制學習效果呈正相關(guān)（r=0.756，P ＜0.01）。

2.3 結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建和適配度檢驗

適配度檢驗結(jié)果顯示：CMTN/DF ＜5、GFI ＞0.9、AGFI＞0.7、RMR＜0.05、RMSEA＜0.1、比較擬合指數(shù)（CFI）＞0.9、TLI＞0.9，本研究理論模型與數(shù)據(jù)的擬合程度較好。12個標識變量的因子載荷量均＞0.5，說明樣本具有較好的結(jié)構(gòu)效度。本科導師制學習效果結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果見圖2。

H1、H2、H3、H4和H5假設(shè)關(guān)系均通過檢驗。其中，導師行為與本科導師制學習效果的間接效應(yīng)值大于直接效應(yīng)值，學習環(huán)境對本科導師制學習效果標準化路徑系數(shù)高于導師行為與本科導師制學習效果，提示學習環(huán)境對本科導師制學習效果的影響比導師行為明顯。結(jié)構(gòu)方程模型假設(shè)檢驗和路徑系數(shù)結(jié)果見表1。

圖2 本科導師制學習效果結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果

表1 結(jié)構(gòu)方程模型假設(shè)檢驗和路徑系數(shù)結(jié)果

2.3 結(jié)構(gòu)方程模型中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)Bootstrap法檢驗學習環(huán)境和學生自我調(diào)節(jié)能力在導師行為對本科導師制學習效果中的中介效應(yīng)，結(jié)果顯示學習環(huán)境和學生自我調(diào)節(jié)能力對導師行為影響本科導師制學習效果的中介效應(yīng)總值為0.493，中介效應(yīng)顯著（P=0.001，95%CI：0.362～0.585）。學生自我調(diào)節(jié)能力的中介效應(yīng)估計值為0.022，占總中介效應(yīng)的4.46%，學習環(huán)境的中介效應(yīng)估計值為0.471，占總中介效應(yīng)的95.54%，提示學習環(huán)境是導師行為影響本科導師制學習效果重要的中介變量。

3 討論

3.1 導師行為是影響本科導師制學習效果的重要因素

導師行為對本科導師制學習效果的總效應(yīng)值最高（0.699），其中間接效應(yīng)值為0.493，直接效應(yīng)值為0.206，導師行為對本科導師制學習效果的直接效應(yīng)低于間接效應(yīng)。說明該醫(yī)學院校本科導師制運行過程中導師資源的匱乏是制約本科導師制良性循環(huán)的關(guān)鍵。從探究社區(qū)理論角度來看，導師行為對學生認知活動的順利開展十分重要[17]，導師能引導學生進行高水平的認知思維，促使學生醫(yī)學理論與臨床實踐相結(jié)合，從而達到培養(yǎng)高水平醫(yī)療人才的目標，即導師在本科導師制培養(yǎng)過程中發(fā)揮著主導作用，導師數(shù)量和質(zhì)量的提升能夠有效提高學生的培養(yǎng)效果[18]。該醫(yī)學院?，F(xiàn)行的本科導師制，每位導師指導12～15名學生，導師負責學生數(shù)量較多，難以顧及每1名學生，影響本科導師制的實施效果。另外，該醫(yī)學院校的部分教師除了教學工作外還有繁重的醫(yī)療科研工作，醫(yī)學院校教師身兼醫(yī)師與教師雙職的職業(yè)特點會導致教學質(zhì)量的下降[19]，不能達到本科導師制的預期成效。

3.2 學習環(huán)境是導師行為影響醫(yī)學院校本科導師制學習效果重要的中介變量

學習環(huán)境中介效應(yīng)估計值為0.471，占導師行為對本科導師制學習效果中介效應(yīng)的95.54%，導師行為對學習效果的影響主要是通過學習環(huán)境的中介作用產(chǎn)生，這與詹澤慧[20]的研究結(jié)果相同。醫(yī)學生普遍存在從醫(yī)心理障礙、學業(yè)就業(yè)壓力大等問題[21]，導師建立積極有效的情緒支持氛圍對醫(yī)學生心理問題加以疏導是必要的。本科導師制實施過程中，導師通過設(shè)計心理衛(wèi)生相關(guān)教學、促進師生人際互動等方式來建立良好的學習環(huán)境[22]，學生通過積極的人際交流互相給予幫助指導[23]，良好的師生交互氛圍有助于提高學生的學習水平。該醫(yī)學院校導師制充分尊重師生意愿，采取“雙選”的方式分配導師，導師與指導的同一組學生之間相互了解，學生之間能獲得有效的情緒支持，有利于營造信任、共享、積極的醫(yī)學交流氛圍。此外，該醫(yī)學院校69.6%的學生能保證每3天與導師交流1次，導師通過與學生頻繁的交流溝通來監(jiān)測被指導學生的心理狀況，以便及時調(diào)節(jié)指導，增強學生專業(yè)和職業(yè)認同感，提高學習效果。

3.3 學生自我調(diào)節(jié)能力阻礙了醫(yī)學院校本科導師制學習效果的提升

結(jié)果顯示，導師行為對學生自我調(diào)節(jié)能力的總效應(yīng)值為-0.154，學生自我調(diào)節(jié)能力對本科導師制學習效果的總效應(yīng)值為-0.147，均為負相關(guān)。說明現(xiàn)階段本科導師對學生的自我調(diào)節(jié)能力缺乏引導，學生自主學習能力不盡人意，制約著學習效果的提升，這與蔣艷雙等[7]、彭正龍等[14]的研究結(jié)果相反。該醫(yī)學院校同一導師統(tǒng)一指導不同年級的學生，指導缺乏針對性，不同年級學生的自我調(diào)節(jié)能力水平存在差異，低年級學生對導師進度的適應(yīng)程度低于高年級，制約著本科導師制整體學習效果的提升。本研究的實驗對象是醫(yī)學院校低年級在校本科生，此階段學生醫(yī)學基礎(chǔ)理論課程繁多，證書考試頻繁（英語等級考試、省級VF考試），學習壓力較大，而該階段學生元認知水平尚未成熟[24-25]，“被動機械學習”還未過渡到“主動學習”，原有的學習方法、思維方式不能適應(yīng)現(xiàn)有學習任務(wù)的要求，自我調(diào)節(jié)能力亟待提高。