农村订单定向本科医学生时间管理倾向与学习倦怠的关系研究＊

2015-03-04张合喜吴卫东

重庆医学 2015年31期

吴辉，李强，张合喜，吴卫东

（1.新乡医学院公共卫生学院，河南新乡453003；2.河南省全科医学教育研究中心，河南新乡453003）

根据《关于印发开展农村订单定向医学生免费培养工作实施意见的通知》，我国从2010年起，开始为乡镇卫生院及以下的医疗卫生机构培养从事全科医疗的卫生人才。在教学过程中，有教师反映农村订单向医学生（以下简称定向生）学风存在问题，可能存在学习倦怠。有研究表明时间管理倾向作为调节变量，对学习倦怠起到一定的调节作用［1］。本研究拟对定向生的学习倦怠和时间管理倾向的现状及其关系进行分析，以帮助其更好地管理时间，更有效地利用时间，缓解学习倦怠带来的负面影响；同时也对学习倦怠的干预提供一定的研究基础。

1 资料与方法

1.1 一般资料新乡医学院每年招录定向生占河南省的60%以上，本研究选择新乡医学院为研究单位，采用普查方式获取资料，调查包括2010～2012级，共发放问卷818份，经测谎维度检验得到有效问卷739份，问卷有效率92.61%。其中男生359人，女生380 人。大一、大二和大三学生分别有182人、425人和132人。长期家庭居住地为农村、乡镇、县城和县级以上城市学生有575人、51人、86人和27人。汉族、回族和蒙古族学生有731人、7 人和1 人。独生子女68 人。除了年龄，其他人口学指标差异无统计学意义（P＞0.05）。

1.2 方法在2013年4～5月，采取集中施测方式进行现场调查。

1.3 研究工具（1）大学生学习倦怠量表，由连榕等［2］编制，该量表由20道题组成，分为情绪低落、行为不当和成就感低3个维度。得分越高表示学习倦怠程度越严重；（2）青少年时间管理倾向量表，由黄希庭等［3］编制。该量表共44题，由时间价值感、时间监控观和时间效能感3个维度组成。得分越高表示时间管理效能越高。

1.4 统计学处理数据采用Epidata3.1软件进行数据录入，SPSS18.0软件进行数据统计学处理，计量资料采用±s表示，计数资料用百分比表示；两样本均数比较采用独立样本t检验，多组样本均数比较采用单因素方差分析，两两比较采用LSD-t检验；两变量采用Person相关分析，学习倦怠影响因素采用多因素Logistic回归分析。检验水平α＝0.05，以P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 定向生的学习倦怠和时间管理倾向得分情况定向生学习倦怠总分为（57.62±9.01）分，其中，情绪低落维度得分为（21.73±4.82）分，行为不当维度得分为（18.67±3.83）分，成就感低维度得分为（17.22±2.87）分。中等及以上学习倦怠的比例是45.06%，中等及以上行为不当比例占61.65%。与连榕等［4］和徐萍等［5］的研究结果比较，除情绪低落外，其余各维度得分均数均相对较高，差异有统计学意义（P＜0.05），见表1。定向生时间管理倾向总分为（147.27±18.56）分，其中，时间价值感维度得分为（36.65±5.43）分，时间监控观维度得分为（69.99±10.58）分，时间效能感维度得分为（34.74±4.79）分。

2.2 不同人口统计学特征定向生学习倦怠与时间管理倾向得分情况不同性别学生在情绪低落维度得分差异有统计学意义（t＝2.849，P＝0.005），男生的情绪低落程度高于女生；独生子女与非独生子女在时间监控观维度和时间管理倾向得分差异有统计学意义（t＝2.151，P＝0.032；t＝2.317，P＝0.021）。不同年级学生在时间价值感和时间监控观和时间管理倾向得分差异有统计学意义（F＝3.597，P＝0.028；F＝3.114，P＝0.045），见表2。

表1 定向生学习倦怠各维度得分平均值及学习倦怠程度（n＝739）

表2 不同人口统计学特征定向生学习倦怠与时间管理倾向得分情况（n＝739，±s）

项目情绪低落行为不当成就感低学习倦怠总分时间价值感时间监控观时间效能感时间管理倾向得分性别男 22.25±5.05 18.68±3.99 17.06±3.08 57.99±9.43 36.78±6.01 70.55±11.41 34.85±4.99 148.19±19.99 女 21.24±4.55 18.66±3.69 17.37±2.66 57.27±8.58 36.52±4.82 69.47±9.71 34.64±4.59 146.39±17.08 t 2.849 0.068 1.441 1.087 0.661 1.392 0.581 1.318 P 0.005 0.946 0.150 0.277 0.509 0.164 0.562 0.188年级大一 21.63±5.14 19.07±3.71 17.48±2.92 58.19±8.93 36.33±5.45 68.30±11.27 34.30±4.69 144.65±18.77 大二 21.89±4.74 18.68±3.86 17.12±2.91 57.70±9.10 36.43±5.40 70.57±10.46 34.84±4.83 147.80±18.65 大三 21.33±4.55 18.09±3.87 17.15±2.68 56.58±8.77 37.19±5.40 70.49±9.78 35.04±4.78 149.14±17.71 F 0.724 2.515 1.036 1.265 3.597 3.114 1.113 2.677 P 0.485 0.082 0.355 0.283 0.028 0.045 0.329 0.069居住地农村 21.54±4.87 18.60±3.99 17.21±2.93 57.34±9.21 36.75±5.50 70.15±10.46 34.79±4.73 147.57±18.61 乡镇 22.14±4.09 18.88±2.94 16.78±2.49 57.80±6.74 36.67±5.25 72.10±10.69 35.31±5.17 150.20±18.79 县城 22.49±5.04 18.99±3.52 17.42±2.83 58.90±9.37 36.13±5.43 67.80±11.75 34.02±4.86 143.79±18.98 县级以上 22.63±4.04 18.89±2.84 17.56±2.34 59.07±6.63 36.07±4.24 69.70±8.04 35.04±5.11 146.26±14.57 F 1.459 0.348 0.652 0.998 0.430 1.960 0.939 1.511 P 0.224 0.790 0.582 0.393 0.731 0.119 0.421 0.210独生子女是 21.38±4.90 17.99±3.81 16.94±2.80 56.31±9.32 37.69±4.96 72.62±10.48 35.82±4.81 152.22±18.02 否 21.76±4.81 18.74±3.83 17.25±2.88 57.75±8.97 36.54±5.47 69.73±10.56 34.63±4.78 146.76±18.55 t 0.620 1.553 0.833 1.259 1.667 2.151 1.954 2.317 P 0.535 0.121 0.405 0.208 0.096 0.032 0.051 0.021

2.3 定向生学习倦怠与时间管理倾向的相关分析学习倦怠的各个维度与时间管理倾向的各个维度存在显著负相关，即时间管理倾向越高者，学习倦怠的程度越轻，反之则越严重，见表3。

表3 定向生学习倦怠与时间管理倾向各维度的相关分析

表4 时间管理倾向各维度与学习倦怠的回归分析

2.4 时间管理倾向各维度与学习倦怠各维度的回归分析以时间价值感、时间监控观和时间效能感为自变量，分别以情绪低落、行为不当、成就感低和学习倦怠总分为因变量进行逐步回归分析。结果显示，情绪低落、成就感低和学习倦怠总分作为因变量时，时间效能感和时间监控观均作为自变量进入回归方程，2个变量解释了因变量14.0%、19.8%和32.2%的变异量。行为不当作为因变量时，时间管理倾向的3个维度作为自变量都进入了回归方程，3个变量解释了因变量29.1%的变异量，见表4。

3 讨论

3.1 定向生的学习倦怠情况对比发现，定向生学习倦怠得分比连榕等［4］和徐萍等［5］报道的更为严重，与廖红等［6］的结果比较接近，低于廖于［7］的研究结果，廖于等的研究对象是高职学生，可能是因为本科生的学习倦怠水平没有高职生严重。但就学习倦怠水平而言，据Jennings［8］报道，美国样本量为4 287的多所医学院校医学生，有超过50%的学生存在相对严重的学习倦怠；提示医学生的学习倦怠水平比较严重。本研究显示有45.06%定向医学生的学习倦怠水平呈中等以上程度，作为一类特殊的医学生，定向医学生的学习倦怠水平也比较高。与其他医学生相比，除了情绪低落，本研究其他维度均高于徐萍等的研究结果，表明定向医学生的学习倦怠水平高于其他医学生。定向生行为不当维度的得分高于以往研究［4-6］，行为不当反映大学生由于厌倦学习而表现出逃课、不听课、迟到、早退、不交作业等行为特征［4］，本研究的研究对象也表现有类似的行为特征。

3.2 不同人口统计学特征学生并无学习倦怠差异学者们对性别与学习倦怠的关系研究结果并不统一，本研究显示，作为独立因素，性别差异并不会导致学习倦态存在差异，与Bernhard［9］的研究结果接近。不同家庭居住地及是否独生子女对学习倦怠总分及其3个维度上的差异无统计学意义，与刘莹［1］的研究结果一致，主要原因是因为本次调查对象主要来源于农村，他们的家庭生活、社会支持及文化氛围的大致相同，假设研究对象分别来源于城市和农村，推测其入校后学习倦怠程度存在差异，Dyrbye等［10］已经证明了这点。

3.3 时间管理倾向与学习倦怠存在负相关时间管理倾向的各个维度与学习倦怠的各维度存在显著负相关，表明随着学生对时间重要性认识的加深，时间管理能力的增强，对时间管理的预期越来越合理，则学生的情绪低落程度得分越低，行为不当现象越来越少，成就感越来越高。从大一至大三，虽然各年级间学习倦怠各维度得分差异无统计学意义（P＞0.05），但得分有逐步下降趋势。同时，从大一到大三，定向生的时间价值感和时间监控观得分逐步增加，且差异有统计学意义（P＜0.05），从中也能够反映时间管理倾向越高者，学习倦怠的程度越轻。进一步回归分析发现，时间管理倾向是影响学习倦怠的重要因素，时间效能感和时间监控观对学习倦怠各维度回归效应量差异均有统计学意义（P＜0.05），是衡量学习倦怠非常好的指标。对于学生而言，时间是非常宝贵的资源，科学合理的利用好这项资源，将会平衡学习倦怠带来的各种损失［11］。但是，低年级学生和非独生子女的时间监控观水平相对较低，需要教育管理者引导这一部分学生树立合理的时间管理理念，这一结果与朱姝等［12］的研究接近。

3.4 降低定向生学习倦怠水平，提高定向生学习效果的建议（1）提高教师的基本素养和教学技能技巧；（2）改革教学模式，改变传统的课堂讲授教学模式；（3）贯彻定向生“理论学习＋临床医院学习＋社区基地学习”三阶段的培养模式，实施“基础医学＋临床医学＋预防医学＋社会医学”四大模块的教学计划；（4）充分发挥“本科生导师制”［13］的作用；（5）动员定向生参与全科医学相关的科研活动；（6）充分发挥“班委会”的作用，调动学生自我管理的积极性。

［1］刘莹.大学生压力，时间管理倾向对学习倦怠的影响［D］.武汉：华中师范大学，2010.

［2］连榕，杨丽娴，吴兰花.大学生的专业承诺、学习倦怠的关系与量表编制［J］.心理学报，2005，37（5）：632-636.

［3］黄希庭，张志杰.青少年时间管理倾向量表的编制［J］.心理学报，2001，33（4）：338-343.

［4］连榕，杨丽娴，吴兰花.大学生专业承诺、学习倦怠的状况及其关系［J］.心理科学，2006，29（1）：47-51.

［5］徐萍，张宁.医学生学习倦怠与专业承诺社会支持的关系研究［J］.中华行为医学与脑科学杂志，2009，18（2）：161-163.

［6］廖红.论大学生学习倦怠、社会支持的状况及其关系［J］.黑龙江高教研究，2010（3）：141-143.

［7］廖于，刘家英，吴海峰，等.高职医学生学习倦怠的初步研究［J］.重庆医学，2011，40（9）：924-926.

［8］ Jennings ML.Medical student burnout：interdisciplinary exploration and analysis［J］.J Med Humanit，2009，30（4）：253-269.

［9］ Bernhard HC.A survey of burnout among college Music-Majors［J］.Coll Stud J，2007，41（2）：392-401.

［10］ Dyrbye LN，Thomas MR，Harper W，et al.The learning environment and medical student burnout：a multicentre study［J］.Med Educ，2009，43（3）：274-282.

［11］ Alarcon GM，Edwards JM，Menke LE.Student burnout and engagement：a test of the conservation of resources theory［J］.J Psychol，2011，145（3）：211-227.

［12］朱姝，信宏.医学研究生专业认同与时间管理及人格的关系［J］.重庆医学，2012，41（23）：2445-2448.