在线学习期间本科护生时间管理倾向与自主学习能力的纵向研究

张 静，李 洁，魏 云，郑继盛，赵晓敏

（滨州医学院护理学院，山东 烟台 264003）

新冠肺炎疫情使居家在线学习成为主要的学习方式，与传统的课堂学习方式不同，在线学习留给学生更多的时间自我管理，要求学生具备更高的主动性，时间管理良好的学生有较强的自主学习能力和良好的学习成绩[1]。时间管理倾向是个体在运用时间方式上所表现出来的心理和行为特征，是一种人格特征[2]。护生自主学习能力是指运用元认知和客观人力、物力资源高质量地获取和掌握护理服务所必需的知识与技能的能力[3]。既往横断面研究显示，时间管理倾向有助于大学生提高学习投入水平[4-5]，可正向预测自主学习的发生[6]。目前针对本科护理学专业学生（以下简称护生）时间管理倾向和自主学习能力关系的研究较少且多为横断面研究，鲜少见纵向研究，因此很难明确两个变量间的因果时序关系。交叉滞后分析可处理两个（或多个）观测变量随时间变化的关系，通过同时收集两个变量多个时间点的数据，比较双向交叉滞后效应的标准化路径系数的关系，初步分析两个变量间的因果关系[7]。本研究旨在通过交叉滞后分析探索在线学习期间本科护生时间管理倾向和自主学习能力的因果时序关系，为护理教学模式改革方案的制订提供理论依据。

1 对象与方法

1.1 对象

选取山东省某省属医学院2017—2019级本科护理学专业学生为研究对象，采用分层随机抽样法（按年级分层），每个年级随机抽取两个班，共342人。纳入标准：（1）注册在籍的护理学专业本科生；（2）知情同意并自愿参与；（3）调查期间参与线上教学活动的本科护生。排除标准：（1）专升本护生；（2）因各种原因休学的护生。

分别于2020年3—4月初（T1）和7月初（T2）进行两次调查。T1阶段回收有效问卷336份，T2阶段回收有效问卷328份，两次调查信息相匹配的有效问卷317份。317位护生的年龄18～25岁，平均年龄（20.51±1.39）岁；男生 43人（13.56%），女生274人（86.44%）；大一护生109人（34.38%），大二护生103人（32.49%），大三护生105人（33.12%）。

1.2 方法

1.2.1 研究工具（1）一般资料调查问卷：参考文献并结合护生实际情况自行设计，包括性别、出生日期、年级、班级、专业兴趣、学习成绩、每周在线学习天数、每天在线学习时长、与教师交流情况等。

（2）护理专业学生自主学习能力量表：由林毅等[8]编制，分为3个分量表，共8个维度，28道题目，其中12个条目反向计分。具体结构：①自我管理能力分量表：确定学习需要的能力、时间管理能力及学习监控能力维度；②信息能力分量表：信息获取能力，拓宽信息渠道能力，信息分析、处理能力维度；③学习合作能力分量表：寻求帮助的能力和交流能力维度。该量表采用Likert 5级评分法，得分越高表明护生自主学习能力越强。量表的 Cronbach’s α系数为 0.863，各分量表的 Cronbach’s α系数为0.690～0.789，具有较好的区分度和信效度。本研究中该量表的 Cronbach’s α系数为 0.829。

（3）青少年时间管理倾向量表：由黄希庭等[9]编制，分为3个分量表，共9个维度，44个条目。①时间价值感分量表：社会取向及个人取向维度；②时间监控观分量表：设置目标、计划、优先级、时间分配和反馈性维度；③时间效能感分量表：时间管理效能及时间管理行为效能维度。采用Likert 5级评分法，从“完全不符合”至“完全符合”分别计1～5分，其中5个条目反向计分，总分为44～220分，得分越高表明护生时间管理水平越高，条目均分高于或低于3分则表明时间管理倾向分别高于或低于中等水平[10]。该量表的因素结构清晰，分量表的Cronbach’s α系数为0.61～0.81，具有良好的信效度。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为 0.933。

1.2.2 资料收集方法 借助问卷星平台进行在线调查，说明调查目的及注意事项，由负责人将问卷二维码发送到班级微信群，参与者扫码进行答题。调研结束后回收问卷并及时检查问卷质量。以研究对象的出生日期、性别、班级等一般资料进行纵向数据匹配，确保前后两次数据匹配一致。

1.3 统计分析方法

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验法对两次调查数据进行共同方法偏差检验，结果显示，两次调查数据分别有14个和13个因子的特征值大于1，且第一个因子解释的变异量分别为19.73%和25.61%，均小于40%的临界标准，表明本研究没有明显的共同方法偏差问题[11]。

2.2 青少年时间管理倾向量表得分情况

青少年时间管理倾向量表得分在T1和T2阶段比较差异有统计学意义（P＜0.05，见表1）。

表1 青少年时间管理倾向量表得分情况（±s，分）

t值时间价值感分量表个人取向社会取向时间监控观分量表设置目标计划优先级时间分配反馈性时间效能感分量表时间管理效能时间管理行为效能总分38.39±4.97 18.58±2.46 19.81±2.90 82.84±10.13 16.38±2.31 16.34±2.67 18.07±2.10 14.41±2.33 17.64±3.03 35.57±4.53 18.63±2.62 16.94±2.39 156.79±17.95 T1 T2 37.17±5.77 18.15±2.77 19.02±3.32 82.02±10.46 16.33±2.32 16.43±2.44 17.50±2.17 14.20±2.31 17.56±2.91 35.07±4.96 18.18±2.88 16.89±2.37 154.26±19.74 1.22（0.61，1.84）0.43（0.12，0.73）0.79（0.42，1.16）0.82（-0.41，2.04）0.04（-0.25，0.34）-0.09（-0.40，0.22）0.57（0.31，0.84）0.21（-0.09，0.50）0.08（-0.29，0.46）0.40（-0.09，1.09）0.44（0.08，0.81）0.05（-0.23，0.34）2.53（0.31，4.76）差值（95%CI） P值0.000 0.006 0.000 0.191 0.769 0.575 0.000 0.171 0.668 0.099 0.018 0.712 0.026 3.91 2.77 4.18 1.31 0.30-0.56 4.27 1.37 0.43 1.65 2.39 0.37 2.24

2.3 护理专业学生自主学习能力量表得分情况

护理专业学生自主学习能力量表得分在T1和T2阶段比较差异无统计学意义，但信息获取能力、寻求帮助的能力和交流能力维度得分在T1和T2阶段比较差异有统计学意义（P＜0.05，见表2）。

表2 护理专业学生自主学习能力量表得分情况（±s，分）

表2 护理专业学生自主学习能力量表得分情况（±s，分）

t值自我管理能力分量表确定学习需要的能力时间管理能力学习监控能力信息能力分量表信息获取能力拓宽信息渠道能力信息分析、处理能力学习合作能力分量表寻求帮助的能力交流能力总分32.34±4.10 8.97±1.72 9.66±1.75 13.71±2.20 34.08±4.74 13.54±2.74 10.77±1.72 9.77±1.66 22.49±2.99 8.02±1.79 14.47±2.19 88.91±9.76 T1 T2 32.39±3.64 8.89±1.44 9.77±1.56 13.74±2.21 34.49±4.09 14.29±2.50 10.61±1.49 9.59±1.61 22.59±2.89 8.52±1.82 14.08±2.10 89.47±8.48-0.05（-0.49，0.38）0.09（-0.10，0.28）-0.11（-0.28，0.06）-0.03（-0.32，0.26）-0.40（-0.89，0.09）-0.74（-1.05，-0.44）0.16（-0.04，0.35）0.18（-0.03，0.40）-0.10（-0.42，0.22）-0.50（-0.71，-0.28）0.40（0.15，0.64）-0.56（-1.49，037）差值（95%CI） P 值0.808 0.363 0.207 0.832 0.106 0.000 0.109 0.090 0.530 0.000 0.002 0.238-0.24 0.91-1.27-0.21-1.62-4.78 1.61 1.70-0.63-4.58 3.18-1.18

2.4 时间管理倾向与自主学习能力的相关分析

对T1、T2阶段的青少年时间管理倾向量表与护理专业学生自主学习能力量表得分进行Pearson相关分析，结果显示，各变量间均存在显著正相关（P＜0.01，见表3）。

表3 青少年时间管理倾向量表与护理专业学生自主学习能力量表得分的相关系数

2.5 本科护生时间管理倾向与自主学习能力的交叉滞后分析

在相关分析的基础上，采用结构方程模型考察本科护生自主学习能力与时间管理倾向间的关系。采用AMOS 22.0软件建立拟合模型，将学习成绩、每周在线学习天数、每天在线学习时长、专业兴趣、与教师交流情况等一般资料作为控制变量引入模型。交叉滞后分析的模型拟合指标显示：CHI/df=3.143（df=21，P＜0.001，n=317）；拟合优度指标：GFI=0.956，NFI=0.909，IFI=0.936，CFI=0.934；近似误差均方根 RMSEA=0.082（见图 1）。在自回归路径中，护理专业学生自主学习能力量表得分（T1）可正向预测护理专业学生自主学习能力量表得分（T2）；青少年时间管理倾向量表得分（T1）可正向预测青少年时间管理倾向量表得分（T2）；交叉滞后回归路径中，控制了青少年时间管理倾向量表得分（T1）和护理专业学生自主学习能力量表得分（T1）的相关系数后，护理专业学生自主学习能力量表得分（T1）可以显著预测青少年时间管理倾向量表得分（T2）；但青少年时间管理倾向量表得分（T1）对护理专业学生自主学习能力量表得分（T2）的预测作用无统计学意义。删除无统计学意义的路径后，模型拟合结果为 CHI/df=3.102（df=22，P＜0.001，n=317）；拟合优度指标：GFI=0.955，NFI=0.905，IFI=0.934，CFI=0.933；近似误差均方根RMSEA=0.082，模型拟合可接受。

3 讨论

3.1 在线学习期间青少年时间管理量表倾向纵向得分有所降低

图1 本科护生自主学习能力与时间管理倾向交叉滞后模型

时间管理倾向是个体管理时间的态度，相对稳定，但也会受到后天因素的影响；时间管理倾向具有动力性，对待时间的态度和价值观念促使人朝着一定的目标而行动[2]。本研究结果显示，护生青少年时间管理倾向量表得分T2阶段较T1阶段得分显著降低；其中，时间价值感分量表得分T2阶段较T1阶段显著降低；个人取向、社会取向、优先级和时间管理效能4个维度得分T2阶段较T1阶段均显著降低。这表明随着在线学习时间的延长，护生对时间功能和价值稳定的态度和观念、利用时间的能力和观念及对自己驾驭时间的信心有所下降。分析其原因，一是可能随着在线学习时间的延长，护生心理上对在线学习的新鲜度下降，且部分护生认为在线学习缺乏学习氛围[12]，持不乐观态度，这可能导致其时间管理水平下降[13]；二是护生在家学习期间，脱离学校管理，可能将娱乐时间放在学习前，导致目标优先级的混乱[14]；三是第二次调查选择在期末考试结束后进行，随着授课结束，护生暂时放松了学习，这将影响个人的时间管理态度。

3.2 在线学习期间护理专业学生自主学习能力量表纵向得分较稳定

自主学习能力不仅涵盖了“自主”一词的自我控制、独立的状态或性质的含义，而且强调为确保学习者能自主学习，在有效利用客观人力、物力资源方面所必须具备的能力[3]。结果显示，信息获取能力、寻求帮助的能力和交流能力维度得分在T1、T2阶段比较差异有统计学意义。具体表现：（1）信息获取能力维度得分提高。可能与在线教学模式有更多的学习资源，互联网及上网工具使用率增加有关，护生面对纷繁的信息，能够从中筛选出对自己有用的信息，这无形中提高了护生获取信息的能力。（2）寻求帮助的能力维度得分提高。可能是因为与以往的面授课相比，在线学习期间教师会设置较多的测试题激发护生的学习动力[12]，护生在解决问题的过程中可获得他人的提示和帮助。（3）交流能力维度得分降低。可能与疫情期间居家线上学习方式[15]导致研究对象与教师、学生沟通交流的机会减少，使其交流能力下降。

3.3 本科护生自主学习能力可预测时间管理倾向

交叉滞后分析结果表明，护理专业学生自主学习能力量表得分（T1）可显著预测青少年时间管理倾向量表得分（T2），说明自主学习能力越高的护生，其在运用时间方式上所表现出来的心理和行为特征也越积极。究其原因，自主学习能力强的护生，有更强的学习能力和更高的主动性，会“挤出”充足的时间来实现其目标，也会表现出较高的时间管理水平和时间管理能力。另外，自主学习能力强的学生，普遍具有较强的意志力[16]和自律性[17]，意志力是时间监控观和时间效能感的主要预测因素[18]，自律的人格特征对大学生时间监控观有积极作用[19]。

4 结语

疫情时期，“线上+线下”混合式教学模式被广泛应用，既要体现教师的主导作用，也要体现学生的主体作用。学校应重视提高护生的自主学习能力，如拓宽护生的信息获取渠道、提高护生的学习沟通能力等，使护生形成自主学习能力影响时间管理倾向的良性循环，促进其时间管理水平和教学效果的提高。本研究仅调查了间隔3个月的数据变化，未来研究可考虑延长间隔时间，深入、全面地揭示时间管理倾向与自主学习能力的内在因果关系。