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        高職護(hù)生學(xué)習(xí)投入的影響因素及路徑分析

        2023-04-11 02:52:18江大為
        衛(wèi)生職業(yè)教育 2023年7期
        關(guān)鍵詞:人際第二課堂人格

        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。

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