饒 艷，江大為

（衢州職業(yè)技術(shù)學(xué)院醫(yī)學(xué)院，浙江 衢州 324000）

近年來，在“健康中國”戰(zhàn)略實(shí)施背景下，高職護(hù)生人數(shù)呈逐漸遞增趨勢，然而數(shù)量的增加并不意味著質(zhì)量的提升，由于生源質(zhì)量不高、缺乏學(xué)習(xí)動力和職業(yè)規(guī)劃意識，高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入處于中等偏下水平[1]。作為一種積極品質(zhì)，學(xué)習(xí)投入能讓學(xué)生在良好教育活動中保持對學(xué)習(xí)持久的、充滿積極情感的狀態(tài)[2]，是學(xué)生學(xué)業(yè)成績、能力發(fā)展等的重要預(yù)測變量[3]。因此，關(guān)注護(hù)生學(xué)習(xí)投入狀況，評估其影響因素非常重要。研究表明，學(xué)生的學(xué)習(xí)表現(xiàn)不僅取決于認(rèn)知能力，還取決于他們的人格特征[4]。人格特質(zhì)理論中最具影響力的是大五人格理論，能較好地預(yù)測與人格相關(guān)的行為[5]，這是因?yàn)榉从吃谌烁裉卣髦械男袨閮A向會影響某些習(xí)慣，而這些習(xí)慣會對學(xué)業(yè)成就產(chǎn)生影響[6]。研究證實(shí)，第二課堂和人際互動是促進(jìn)大學(xué)生學(xué)習(xí)投入的關(guān)鍵因素，大學(xué)生參加學(xué)校各項(xiàng)課外活動、與校園里各類人群社交互動，都有可能從認(rèn)知、情感或行為上改變其學(xué)習(xí)投入[7-9]。美國教育學(xué)家Astin 的學(xué)生參與理論認(rèn)為，學(xué)生的學(xué)習(xí)參與意味著內(nèi)在心理活動和外在行為的共同投入[10]。本研究從積極心理學(xué)視角出發(fā)，提出研究假設(shè)：大五人格除了從心理學(xué)層面的內(nèi)在機(jī)制直接引起外顯的學(xué)習(xí)投入行為外，還可以通過社會文化層面的第二課堂、人際互動，來影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。若通過研究證實(shí)上述假設(shè)，則有助于教育管理者提前預(yù)測高職護(hù)生的學(xué)習(xí)狀態(tài)，及時采取針對性干預(yù)措施，提高護(hù)生學(xué)習(xí)投入水平。

1 對象與方法

1.1 研究對象

根據(jù)肖順貞[11]提出的樣本量計算方法，樣本計算公式為n=[Max（條目數(shù)）×（5～10）]×[1+（10%～30%）]。本研究取量表的最大條目數(shù)25，考慮到無效問卷，故將樣本量擴(kuò)大10%～30%，計算樣本量為138～325 人。采用便利抽樣法，于2021 年10—11 月對浙江、江西、廣東4 所高職院校護(hù)理專業(yè)的在校生進(jìn)行調(diào)查。研究對象納入標(biāo)準(zhǔn)：全日制高職護(hù)理專業(yè)在校生；知情同意且自愿參與本調(diào)查。最終納入668 名護(hù)生。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料問卷 為自設(shè)問卷，包括性別、年級、政治面貌等內(nèi)容。

1.2.2 大五人格量表 使用Cheung 等[12]根據(jù)我國國情翻譯修訂的大五人格量表。該量表包括適應(yīng)性、社交性、開放性、宜人性和盡責(zé)性5 個維度，共25 個條目，采用李克特5 級計分制，除適應(yīng)性維度為反向計分外，其余4 個維度均為正向計分，分?jǐn)?shù)越高表示越傾向某種人格特質(zhì)。大五人格量表是研究大五人格特質(zhì)的成熟量表，Cronbach′s α 系數(shù)為0.786。

1.2.3 第二課堂參與度問卷及人際互動問卷 該問卷參考龍琪等[9]的研究進(jìn)行設(shè)計，采用李克特5 級計分制。第二課堂參與度問卷包括社會實(shí)踐、師生交談、教師助手、參與科研、社團(tuán)活動、專業(yè)比賽6 個條目，得分越高表示參加的第二課堂活動次數(shù)越多。人際互動問卷包括與同門朋輩、異門朋輩、專任教師、教輔教師、后勤職工相處質(zhì)量5 個條目，得分越高表示校園人際互動質(zhì)量越高。第二課堂參與度問卷與人際互動問卷的Cronbach′s α系數(shù)分別為0.892、0.944。

1.2.4 學(xué)習(xí)投入量表 該量表由王娟[13]借鑒具有權(quán)威性、代表性的NSSE 和NSSE-China 量表修訂而成，包括認(rèn)知投入、行為投入、情感投入3 個維度，共22 個條目，采用1～5 級評分，得分越高說明學(xué)習(xí)投入度越高，量表及3 個維度的Cronbach′s α 系數(shù)分別為0.918、0.901、0.824、0.917。

1.3 資料收集方法

使用問卷星編輯電子問卷，調(diào)查對象在線作答，所有條目填寫完整才可提交。共收回問卷725 份，雙人核查已填寫問卷，刪除答題時間＜3 min、所有題目填寫相同答案等無效問卷57份，得到有效問卷668 份，問卷有效率為92.1%。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法

運(yùn)用SPSS 22.0 和AMOS 22.0 統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

2 結(jié)果

2.1 研究對象一般資料

共收回668 份有效問卷，研究對象一般資料見表1。

表1 不同特征高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入量表得分比較（n=668）Table 1 Comparison of scale scores of higher vocational nursing students′ learning engagement with different characteristics（n=668）

2.2 高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入現(xiàn)狀

高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入量表總分為（63.94±11.70）分，條目均分為（2.91±0.53）分，認(rèn)知投入維度得分為（2.84±0.65）分，行為投入維度得分為（2.65±0.63）分，情感投入維度得分為（3.26±0.69）分。

2.3 不同特征高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入量表得分比較（見表1）

從學(xué)習(xí)投入量表總分來看，政治面貌為黨員或預(yù)備黨員的護(hù)生得分最高，高中或大學(xué)有獲獎或班干部經(jīng)歷的護(hù)生得分高于無此經(jīng)歷的護(hù)生，高中成績中等偏下的護(hù)生得分較低，自主選擇報考護(hù)理專業(yè)的護(hù)生得分高于其他原因報考護(hù)理專業(yè)的學(xué)生，單考單招生源護(hù)生得分高于高考統(tǒng)招和“3+2”生源護(hù)生。

2.4 高職護(hù)生大五人格、第二課堂、人際互動和學(xué)習(xí)投入的相關(guān)性分析

高職護(hù)生大五人格量表得分為（61.97±10.41）分，其中適應(yīng)性維度得分為（9.77±2.86）分，社交性維度得分為（13.27±3.07）分，開放性維度得分為（14.57±2.73）分，宜人性維度得分為（11.94±3.25）分，盡責(zé)性維度得分為（12.42±3.06）分。第二課堂參與度問卷得分為（16.63±4.74）分，人際互動問卷得分為（18.18±4.03）分。相關(guān)分析表明，護(hù)生開放性人格與學(xué)習(xí)投入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.168，P＜0.001），適應(yīng)性、社交性、宜人性、盡責(zé)性人格與學(xué)習(xí)投入呈正相關(guān)關(guān)系（r=0.236、0.378、0.362、0.359，均P＜0.001），第二課堂、人際互動與學(xué)習(xí)投入呈正相關(guān)關(guān)系（r=0.691、0.502，均P＜0.001）。

2.5 高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入的影響因素分析

以學(xué)習(xí)投入分值為因變量，對自變量進(jìn)行賦值，高中經(jīng)歷：有獲獎或班干部經(jīng)歷=1，無獲獎或班干部經(jīng)歷=2；高中成績：中等偏上=1，中等=2，中等偏下=3；大學(xué)經(jīng)歷：有獲獎或班干部經(jīng)歷=1，無獲獎或班干部經(jīng)歷=2；政治面貌：以黨員或預(yù)備黨員為參照設(shè)置啞變量，黨員或預(yù)備黨員（A1=0，A2=0），共青團(tuán)員（A1=1，A2=0），群眾（A1=0，A2=1）；報考護(hù)理專業(yè)原因：以他人推薦為參照設(shè)置啞變量，他人推薦（A1=0，A2=0），自主選擇（A1=1，A2=0），父母意愿（A1=0，A2=1）；生源類型：以高考統(tǒng)招為參照設(shè)置啞變量，高考統(tǒng)招（A1=0，A2=0，A3=0），“3+2”（A1=1，A2=0，A3=0），單考單招（A1=0，A2=1，A3=0），社會擴(kuò)招（A1=0，A2=0，A3=1）；適應(yīng)性、社交性、開放性、宜人性、盡責(zé)性、第二課堂參與度、人際互動為連續(xù)性變量，以實(shí)際數(shù)值賦值，進(jìn)行多元線性回歸分析，結(jié)果見表2。

表2 高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入影響因素的回歸分析（n=668）Table 2 Regression analysis of influencing factors of higher vocational nursing students′ learning engagement（n=668）

2.6 盡責(zé)性人格、第二課堂和人際互動對高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入的作用路徑

AMOS分析結(jié)果顯示，χ2/df=4.241，RMSEA=0.070，GFI=0.903，AGFI=0.875，各項(xiàng)擬合指標(biāo)優(yōu)良[14-15]。限定2 000 個樣本隨機(jī)抽樣，采用Bias-Corrected Bootstrap 程序檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。結(jié)果顯示：總效應(yīng)值為1.374，95%CI：1.012～1.700，總效應(yīng)存在；直接效應(yīng)值為0.546，95%CI：0.313～0.798，直接效應(yīng)存在；盡責(zé)性人格經(jīng)第二課堂至學(xué)習(xí)投入、盡責(zé)性人格經(jīng)第二課堂由人際互動至學(xué)習(xí)投入、盡責(zé)性人格經(jīng)人際互動至學(xué)習(xí)投入的間接效應(yīng)顯著（95%CI 均不包含0），中介效應(yīng)值分別為0.576、0.088、0.164（均P＜0.01），表明盡責(zé)性人格通過第二課堂對學(xué)習(xí)投入的作用比通過人際互動對學(xué)習(xí)投入的作用更大，該模型總中介效應(yīng)值為0.827，95%CI：0.610～1.092，P＜0.01。中介效應(yīng)占比為0.827/1.374×100%=60.19%（見圖1）。

圖1 第二課堂、人際互動在盡責(zé)性人格與學(xué)習(xí)投入間的中介作用路徑Figure 1 The mediating pathway of the role of second classroom，interpersonal interaction between dutiful personality and learning engagement

3 討論

3.1 高職護(hù)生處于中等偏下學(xué)習(xí)投入狀態(tài)

調(diào)查結(jié)果顯示，高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入量表?xiàng)l目均分為（2.91±0.53）分，各維度均分為2～4 分，屬于中等偏下水平，與其他專業(yè)高職生一致[16]，但低于本科護(hù)生學(xué)習(xí)投入水平[13]，這可能與高職護(hù)生高中成績普遍較差有關(guān)。由本研究結(jié)果可知，高中成績是高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入的影響因素，由于成績差，因此自信心和學(xué)習(xí)興趣相對缺乏，故學(xué)習(xí)投入水平較低，Palos 等[17]的研究也證實(shí)了這一點(diǎn)。在學(xué)習(xí)投入量表各維度中，情感投入維度得分最高，行為投入維度得分最低，說明高職護(hù)生雖然學(xué)習(xí)態(tài)度積極，但因自身和環(huán)境等因素影響，學(xué)習(xí)熱情難以轉(zhuǎn)化為實(shí)際學(xué)習(xí)行為，投入的時間和精力不夠。這可能是因?yàn)楸狙芯恐杏幸话胱笥业母呗氉o(hù)生是因父母意愿或他人推薦報考護(hù)理專業(yè)，而多因素分析顯示，自主報考護(hù)理專業(yè)者較其他原因報考護(hù)理專業(yè)者學(xué)習(xí)投入量表得分更高，這是因?yàn)榍罢邔ψo(hù)理專業(yè)認(rèn)同感更強(qiáng)，更愿意克服學(xué)習(xí)過程中遇到的各種困難，主動投入學(xué)習(xí)過程中并探索和提升自我[18]。提示護(hù)理教育者在護(hù)生入學(xué)之初就要了解其高中成績和職業(yè)意愿，對成績較差、被動就讀護(hù)理專業(yè)的學(xué)生給予更多關(guān)懷，指導(dǎo)其高效學(xué)習(xí)，穩(wěn)定專業(yè)思想。

3.2 第二課堂對高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入具有正向預(yù)測作用

既往研究中多聚焦于第一課堂，第二課堂的人才培養(yǎng)作用易被忽視。第二課堂是指在第一課堂外進(jìn)行的、由學(xué)校統(tǒng)一管理與教師指導(dǎo)下，學(xué)生志愿參加的一系列相互關(guān)聯(lián)但又不同類型的課外實(shí)踐教育活動[19]。積極參與第二課堂活動并不會真正影響學(xué)生的學(xué)習(xí)時間，反而會讓學(xué)生領(lǐng)悟時間管理、知識和能力的重要性，更加專注于學(xué)習(xí)，不管是對普通學(xué)生還是瀕臨輟學(xué)的學(xué)生都會產(chǎn)生積極影響[20-21]。本研究結(jié)果也顯示，第二課堂參與度越高，高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入度越高。路徑分析結(jié)果顯示，第二課堂可以對學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生直接正性效應(yīng)（非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為1.374），也可以通過人際互動對學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生間接正向預(yù)測（非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.21）作用，表明直接作用是第二課堂影響學(xué)習(xí)投入的主要方式，而人際互動是第二課堂影響學(xué)習(xí)投入的重要因素。通過開展見習(xí)實(shí)踐、社團(tuán)活動、專業(yè)比賽等第二課堂活動，為學(xué)生創(chuàng)造校園人際交往機(jī)會，在與不同的個體、群體一起工作的過程中可以讓學(xué)生獲得更多的自信、自主權(quán)，欣賞他人，促進(jìn)其在學(xué)習(xí)上的情感投入和認(rèn)知投入[9]。因此，高職院校應(yīng)高度重視第二課堂發(fā)揮的作用，加大經(jīng)費(fèi)支持，建立第二課堂導(dǎo)師制度，出臺政策鼓勵護(hù)理專任教師將工作重心從課堂適度轉(zhuǎn)移到課外，發(fā)揮主導(dǎo)作用。此外，第二課堂政策還要向處于學(xué)業(yè)危機(jī)中的邊緣高職護(hù)生傾斜，從而降低其掛科或退學(xué)的可能性。

3.3 校園人際互動直接作用于高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入

本研究結(jié)果顯示，校園人際互動質(zhì)量越高，越能促進(jìn)高職護(hù)生對學(xué)習(xí)的投入，人際互動對學(xué)習(xí)投入有顯著的預(yù)測作用。通過路徑分析可知，人際互動不僅可以直接對學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生正性影響（非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.757），同時也可以作為其他變量的中介因素影響學(xué)習(xí)投入，這與嵇艷等[8]的研究結(jié)果類似。師生互動、朋輩支持對學(xué)習(xí)投入的促進(jìn)作用已在國內(nèi)外多項(xiàng)研究中得以證實(shí)[22-24]，總體而言，與教師和同班同學(xué)互動的積極體驗(yàn)，能形成學(xué)習(xí)共同體的相互聯(lián)系的感覺，學(xué)生更易獲得幫助，也能更好地投入學(xué)習(xí)。但也有研究顯示[9]，大學(xué)生與異門朋輩的交往雖然有利于其更好地融入校園生活，但若交往內(nèi)容不以學(xué)習(xí)為主時，會減少其在學(xué)習(xí)上的投入，不利于專業(yè)學(xué)習(xí)。另外，不要忽視為學(xué)生提供服務(wù)的后勤職工，他們是校園學(xué)習(xí)和生活環(huán)境的組成部分，其工作態(tài)度與服務(wù)質(zhì)量是學(xué)生實(shí)際感知到的校園環(huán)境，對學(xué)生的綜合投入度有顯著影響。因此，教師要主動營造師生互動氛圍，創(chuàng)設(shè)同伴合作的課堂學(xué)習(xí)環(huán)境，建立朋輩互助的課外學(xué)習(xí)模式，并且積極發(fā)揮后勤職工的育人作用。

3.4 具有盡責(zé)性人格的高職護(hù)生學(xué)習(xí)更投入

大五人格是一種對學(xué)業(yè)表現(xiàn)具有強(qiáng)大預(yù)測作用的非認(rèn)知因素，相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，高職護(hù)生的開放性人格與學(xué)習(xí)投入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，其余人格與學(xué)習(xí)投入呈正相關(guān)關(guān)系。多元回歸結(jié)果表明，盡責(zé)性人格是高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入的影響因素，這與既往研究結(jié)果一致，擁有盡責(zé)性人格的學(xué)生往往能更加自律、有組織、有效地執(zhí)行包括學(xué)習(xí)在內(nèi)的各項(xiàng)任務(wù)，在考試或測試中有望獲得成功。Meta 分析顯示，在學(xué)業(yè)成績的可解釋變量中，盡責(zé)性人格的相對重要性是其他所有人格特質(zhì)總和的4 倍[25]。因此，可以利用大五人格對學(xué)習(xí)投入的預(yù)測作用，與認(rèn)知量表一起，來識別有學(xué)習(xí)投入不佳和有畢業(yè)困難風(fēng)險的學(xué)生。同時，專任教師和輔導(dǎo)員應(yīng)攜手，著重從盡責(zé)性人格入手，通過最佳實(shí)踐教育方式培養(yǎng)護(hù)生積極的人格品質(zhì)，提高其學(xué)習(xí)投入度。

3.5 第二課堂、人際互動在盡責(zé)性人格與學(xué)習(xí)投入間起部分中介效應(yīng)

本研究結(jié)果顯示，盡責(zé)性人格除了能直接預(yù)測高職護(hù)生的學(xué)習(xí)投入外（直接效應(yīng)值為0.546），還通過第二課堂、人際互動間接影響其學(xué)習(xí)投入。這說明，盡責(zé)性人格除了從心理學(xué)層面的內(nèi)在機(jī)制直接引起外顯的學(xué)習(xí)投入行為，還可以通過社會層面的第二課堂、人際互動，來影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。從盡責(zé)性人格對學(xué)習(xí)投入的路徑效應(yīng)可以看出，盡責(zé)性人格通過第二課堂對學(xué)習(xí)投入（中介效應(yīng)值為0.576）發(fā)揮的作用比通過人際互動對學(xué)習(xí)投入（中介效應(yīng)值為0.164）發(fā)揮的作用更大。因此，要充分認(rèn)識到第二課堂對促進(jìn)學(xué)習(xí)投入的關(guān)鍵作用，相對于第一課堂，學(xué)生在第二課堂的交流形式和內(nèi)容更加豐富，能更有效地促進(jìn)學(xué)習(xí)性發(fā)展[9]。

4 結(jié)語

本研究基于大五人格理論框架，分析高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入現(xiàn)狀及其影響因素。研究結(jié)果表明，高職護(hù)生處于中等偏下學(xué)習(xí)投入水平，高中成績、報考護(hù)理專業(yè)原因、盡責(zé)性人格、第二課堂、人際互動會影響護(hù)生的學(xué)習(xí)投入，第二課堂、人際互動在盡責(zé)性人格與學(xué)習(xí)投入間發(fā)揮部分中介效應(yīng)，充實(shí)了學(xué)習(xí)投入的機(jī)制研究。建議學(xué)校管理者關(guān)注護(hù)生人格特質(zhì)，合理安排第二課堂活動，引導(dǎo)教師在第二課堂發(fā)揮與第一課堂同等的主導(dǎo)作用，營造師生互動、同伴合作的課內(nèi)外學(xué)習(xí)氛圍，喚醒和激發(fā)護(hù)生對學(xué)習(xí)的熱情，從而提升學(xué)習(xí)投入程度。