中學生課堂參與問卷的編制與信效度檢驗

周佩靈　周悅

摘? ? ? 要 課堂參與是衡量學生學習效能和學校教育教學質量的關鍵指標。為實現學生學習提質增效的價值訴求，需要重識學生在課堂場域中參與的廣度、程度和深度。在分析國內外相關文獻的基礎上結合半結構化訪談，明晰中學生課堂參與的內涵與理論框架。經過兩輪的數據收集和分析，形成了包含課堂行為參與、課堂認知參與和課堂情感參與三個維度的“中學生課堂參與問卷”，共計32個題項。研究表明該問卷具有良好的信效度，符合測量學的各項要求，可作為測評中學生課堂參與水平和質量的有效工具。

關 鍵 詞 中學生；課堂參與；學習效能；教育教學質量

引用格式 周佩靈，周悅.中學生課堂參與問卷的編制與信效度檢驗[J].教學與管理，2024（12）：60-64.

一、問題提出

《關于深化教育教學改革全面提高義務教育質量的意見》指出，要“強化課堂主陣地作用，切實提高課堂教學質量”[1]?！渡罨聲r代教育評價改革總體方案》強調，要“完善過程性考核與結果性考核有機結合的學業考評制度，加強課堂參與和課堂紀律考查，引導學生樹立良好學風”[2]?？梢?，國家已從政策層面將提升學校教育質量的著力點聚焦于學生的課堂參與。而當前基礎教育課堂教學中多表現出學生整體參與面不廣，學生個體消極表層參與，甚至不參與的癥結，這極大地影響了學生的學習效率和學業成就。因此，在新時期，為了更好地滿足學生學習提質增效的訴求，實現學校育人方式變革，需要重新認識學生在課堂場域中參與的廣度、程度和深度。

課堂參與是指學生在課堂學習過程中投入時間和精力的過程變量[3]。已有研究表明，課堂參與不僅能顯著影響其學業成就、學習動機等[4]，還能有效緩解焦慮、厭學、輟學等消極的學習表現[5]。當前對學生課堂參與的研究較多關注學生外顯的參與行為，即通過學生是否表現出積極的學習行為來判斷其參與程度。如Jackson主張使用課堂觀察的方式對學生的參與行為進行測量，以此來了解學生在課堂上的參與程度[6]。隨著研究的進一步深化，有學者指出，對學生課堂參與的衡量不能只依靠外顯的行為表征，而更應該關注到以行為為載體的內在心理活動[7]。在此基礎上，Fredricks等人正式提出了包含行為、認知和情感參與的三維結構，并得到了廣泛的認可和應用[8]。有學者針對物理、數學等學科編制了課堂參與問卷，重點考察學生在不同學科課堂學習中的行為、認知和情感參與的情況[9，10]。此外，也有研究者根據不同學段的特征，設計了包含行為、情感和認知參與的《大學生課堂參與問卷》《小學生課堂參與量表》[11，12]?？傊?，課堂參與作為一個多元的概念，其測量維度經歷了從單一維度逐漸演變為多元結構的復雜蛻變，呈現出從僅關注人的外在行為表征逐漸轉向將行為、認知與情感體驗有機結合的新趨勢。

縱觀已有學生課堂參與的測量工具，主要存在以下不足之處：一是主要關注大學生和小學生兩類群體，較少將研究重點放在中學階段；二是較多考察不同具體學科的參與情況，而對一般課堂場域中對學生參與的測量比較匱乏。鑒于此，本研究基于Fredricks所提出的參與三維結構模型，并借鑒國內外研究成果，嘗試編制出符合我國教育實踐情境、信效度較好的中學生課堂參與問卷。

二、編制過程與方法

1.項目的搜集和編制

（1）項目的初步搜集

在廣泛搜集國內外文獻資料的基礎上，參照Fredricks的參與三維結構模型，將行為參與、認知參與及情感參與作為三個主要的子維度編制初始問卷。其中，課堂行為參與是學生在課堂中所表現出的外顯行為狀態；課堂認知參與是學生在課堂中所使用的認知策略及思維模式；課堂情感參與是學生在課堂學習過程中所經歷的情緒情感體驗。在此定義的基礎上并結合其他測量工具，初步形成了包含60個題項的初始問卷。

（2）半結構化訪談

在理論建構的基礎上，分別從行為參與、認知參與以及情感參與三個方面對8位中學教師，15名中學生進行了半結構化訪談。對教師訪談的重點主要涉及以下兩方面：在課堂教學中您如何判斷學生是否參與課堂學習？您衡量學生積極參與課堂學習與活動的指標包括哪些方面？對學生訪談的重點為以下兩方面：您認為積極參與課堂學習的表現主要體現在哪些方面？您認為不主動參與課堂學習的表現主要體現在哪些方面？在每次訪談后對訪談內容進行整理、提煉和歸納，并采用內容分析法對每個維度下所要評測的內容做進一步篩選，最終得到了一組反映課堂行為參與、認知參與及情感參與的內涵特征詞（如表1所示）。

（3）預測問卷的編制

在完成項目的初步搜集及半結構化訪談的基礎上，進一步編制符合中學生課堂參與實際情況的題項。首先，由6名心理學專業的研究生對這些題項進行初次篩選，對與各維度聯系不緊密、表述不清的題項予以刪除，共刪除8個題項。其次，邀請2名心理學專家對剩余題項進行整體評定，共刪除2個題項，最終形成了包含50個題項的中學生課堂參與預測問卷。其中，課堂行為參與包含21題，課堂認知參與包含14題，課堂情感參與包含15題，共有6題為反向計分題。問卷采用Likert五點計分法（“完全不符合”“比較不符合”“不確定”“比較符合”“完全符合”），分數越高表示中學生課堂參與度越高。

2.研究對象

（1）預測樣本

采用整群抽樣的方法，選取H省兩所中學的520名學生進行問卷調查，共回收有效問卷462份，有效率為88.85%。其中，男生195人（42.21%）、女生267人（57.79%）；初中生241人（52.16%）、高中生221人（47.84%）。

（2）正式施測樣本

采用整群抽樣的方法，選取H省四所中學的1300名學生進行問卷調查，共回收有效問卷1125份，有效率為86.54%。其中，男生516人（45.87%）、女生609人（54.13%）；初中生765人（68.00%）、高中生360人（32.00%）。

3.效標工具

（1）中學生學習滿意度量表

該量表由王蕊[13]編制，主要用以測量中學生的學習滿意度，共有12個題項，包含學業滿意度、教學滿意度和硬件設施滿意度三個維度。該量表采用Likert五點計分（1=非常不符合，2=比較不符合，3=不確定，4=比較符合，5=非常符合），得分高說明個體對學習具有較高的滿意度。在本研究中，該量表的Cronbachα系數為0.88。

（2）青少年情緒彈性問卷

該問卷由張敏和盧家楣[14]編制，主要用于測查青少年應對負性情緒刺激的能力，共有11個題項，包含積極情緒能力和情緒恢復能力兩個維度。該問卷采用Likert六點計分（1=完全不符合，2=基本不符合，3=不太符合，4=有些符合，5=基本符合，6=完全符合），得分越高表示情緒彈性能力越強。在本研究中，該問卷的Cronbachα系數為0.78。

4.統計分析

運用SPSS 26.0與AMOS 26.0統計軟件對所獲取的樣本數據進行項目分析、同質性檢驗、探索性因素分析、驗證性因素分析、信度分析和效度檢驗。

三、研究結果

1.項目分析

首先，根據問卷總分大小將預測樣本（N=462）進行排序，其中前27％定義為高分組，后27％定義為低分組，將高分組、低分組的被試在每一題上的得分進行獨立樣本t檢驗，以確定題項的區分度。除了決斷值（CR值）不顯著的2個題項被刪除外，其余各題項的得分在高低分組上的差異均顯著（p<0.05）。其次，采用Pearson相關分析計算題總相關，刪除相關系數低于0.3或與總分相關系數不顯著的3個題項，剩余題項的題總相關系數在0.31～0.78之間（p<0.05）。

2.同質性檢驗

同質性檢驗是通過刪除問卷中某一題項后，觀察整體問卷信度的變化情況，將同質性較低的題項刪除。結果顯示，有3個題項在刪除后Cronbachα系數有不同程度的增大，故不再保留。其余各題項在刪除后Cronbachα系數均有不同程度的減小，因此最終保留了42個題項。

3.探索性因素分析

采用探索性因素分析對剩余的42個題項進行檢驗后發現，KMO值為0.95，Bartlett球形檢驗的近似卡方值為7913.90，自由度為741（p<0.001），表明問卷數據適用于因素分析。利用主成分分析法提取出3個特征值大于1的因子，累積方差貢獻率為68.41%，符合理論構想。同時，結合使用碎石檢驗法確定因子數量。碎石圖結果顯示，特征值在第3個因子處出現拐點，之后的特征值逐漸趨于平緩（如圖1），這表明在第3個因子以后的因子對解釋原始變量的貢獻率開始逐漸變小，故考慮提取3個因子。

根據旋轉后的成分矩陣，繼續將因子載荷小于0.4并且存在雙重載荷的10個題項刪除，最終保留32題。對剩余的32個題項再次進行探索性因素分析，3個因子累積方差貢獻率為70.07%，探索性因素分析的因子載荷矩陣（見表2）。根據題項內容特征，將因子1命名為課堂行為參與，共8個題項；因子2命名為課堂認知參與，共11個題項；因子3命名為課堂情感參與，共13個題項。

4.驗證性因素分析

使用正式施測的數據進行驗證性因素分析。根據探索性因素分析的結果，采用結構方程模型對其進行驗證性因素分析，模型圖（如圖2所示）。模型擬合指標顯示，χ2/df=2.46，CFI=0.93、IFI=0.93、GFI=0.81、NFI=0.88、TLI=0.92、RMSEA=0.08、RMR=0.04，模型擬合的各項評估指標均在標準參考值范圍內，說明中學生課堂參與問卷的三因子模型結構設計合理，具有良好的構想效度。

5.信度分析

為保證問卷的可靠性，對中學生課堂參與問卷進行信度檢驗。中學生課堂參與總問卷的Cronbachα系數為0.94，課堂行為參與的Cronbachα系數為0.87，課堂認知參與的Cronbachα系數為0.92，課堂情感參與的Cronbachα系數為0.82，這說明中學生課堂參與問卷具有良好的信度。

6.效度檢驗

（1）結構效度分析

驗證性因素分析的各項擬合指標均符合標準參考值要求，可見本問卷的三因子模型擬合良好，具有較好的結構效度。此外，本問卷總分與各因子之間存在顯著相關（r＝0.84～0.88），各因子之間彼此中等程度相關（r＝0.58～0.66），如表3所示。這說明問卷各維度之間既彼此獨立，又能反映總問卷所要測查的內容，具有良好的結構效度。

（2）效標關聯效度

對正式施測樣本進行效標關聯效度分析（見表3），中學生課堂參與問卷及其三個維度與學習滿意度量表總分呈顯著正相關，相關系數分別為0.61、0.51、0.52、0.55（p<0.01）；與情緒彈性問卷總分呈顯著正相關，相關系數分別為0.48、0.42、0.44、0.41（p<0.01），表明中學生課堂參與問卷具有較好的效標關聯效度。

四、討論

促進學生課堂參與從單一、淺表的行為參與向多元、深度的認知和情感參與轉變，是豐富學生自主學習策略、增強課堂學習體驗，進而提升其學習積極性、能動性和創造性的關鍵路徑和重要舉措。本研究所編制的中學生課堂參與問卷具有良好的信效度，可以為更深層次地了解中學生在課堂參與過程中的行為表現、認知策略及情感體驗提供科學、可靠、有效的測量工具。

學生的課堂參與作為一種“元結構”，是由可觀察的行為、內部認知和情感體驗三個因素構成的連續體。因此，在理論建構層面，本研究主要從三個獨立且相互關聯的維度，即從課堂行為參與、課堂認知參與和課堂情感參與著手編制中學生課堂參與問卷。在課堂行為參與方面，主要是通過學生所表現出來的堅持、努力、主動參與課堂討論等積極的外顯行為來測量。在課堂認知參與方面，主要是通過考察個體是否能夠靈活使用自我調節、自我監控的學習策略等來測量。對于學習者來說，如果在課堂學習過程中未能激發起其認知結構的重組及改造，僅僅采用“機械”的程序式參與，就不能真正的掌握所學知識[15]。在課堂情感參與方面，側重于考察個體在課堂學習中積極或消極的情感反應，如個體的歸屬感、興趣、沮喪和焦慮等。學生在課堂中只有將自身的知識獲得與情感體驗建立起有效聯結，才能以積極、自覺的心理狀態參與課堂學習活動，并且激勵其他參與行為的發生?？傊?，學生唯有以積極的行為表現、深層的認知思維策略及充沛的情感意志參與到課堂學習過程之中，才能有效提升他們在課堂場域中參與的廣度、程度和深度，進而提高其學習效能、激發學習潛能、實現更加全方位的成長與發展。

在問卷的有效性方面，本研究通過整理國內外關于學生課堂參與的相關文獻，并對中學教師和中學生進行半結構化訪談，進一步剖析中學生課堂參與的內涵與結構，確定了包含50個項目的中學生課堂參與初測問卷。經由項目分析、同質性檢驗、探索性因素分析后，本研究提取出課堂行為參與、課堂認知參與和課堂情感參與三個因子，最終形成了由32個題項所組成的中學生課堂參與問卷，各題項的因子載荷值均在0.60以上。在正式施測階段，驗證性因素分析結果表明，各擬合指數均符合參考標準，且問卷三個維度間均存在顯著相關，這充分說明本問卷具有良好的結構效度。同時，問卷的內部一致性系數達到了0.94，表明該問卷的信度較好，各題項能夠很好地反映所要測量的內容。此外，本問卷與學習滿意度量表及情緒彈性問卷均呈顯著正相關，這進一步說明了本問卷具有良好的效標效度?？傊?，本問卷各項指標均達到了測量學要求，模型的擬合度較好，驗證了預期的理論構想，為更有效地測評中學生課堂參與水平和質量提供了良好的測量工具。

綜上所述，中學生課堂參與問卷具備較好的信效度，契合測量學要求，可應用在考察中學生課堂參與水平和質量的實踐中。但是，本研究也不可避免地存在一定的不足之處。例如本研究的樣本均在H省部分地區抽取，被試的取樣范圍較為局限，未來相關的研究應進一步擴大樣本覆蓋面，以增強問卷的穩定性和代表性。此外，由于課堂參與相關研究的逐漸發展和深入，關于中學生課堂參與這一概念的內涵和結構可能會隨著研究的深入而發生變化，在未來研究中還需對問卷指標體系的構建做進一步的豐富和完善。

五、結論

本研究編制的中學生課堂參與問卷包括課堂行為參與、課堂認知參與和課堂情感參與三個維度，共計32題。該問卷具有良好的信效度，能夠作為測量中學生課堂參與水平和質量的有效工具。

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[作者：周佩靈（1985-），女，廣西桂林人，河南大學教育學部，副教授，博士；周悅（1998-），女，安徽阜陽人，河南大學教育學部，碩士生。]

【責任編輯 武磊磊】

*該文為國家社會科學基金教育學一般課題“‘雙減背景下我國中小學生的課堂參與：理論模型、影響機制及干預策略研究”（BHA220148）的研究成果