（廣西幼兒師范高等專科學(xué)校特教系，廣西南寧530022）

一、引 言

課堂沉默是指在課堂環(huán)境下，老師和學(xué)生之間出現(xiàn)靜默、不出聲的一種表現(xiàn)[1]。與西方學(xué)生相比，我國學(xué)生在課堂上往往表現(xiàn)出安靜、羞澀、內(nèi)斂、不愿發(fā)表觀點[2]。課堂沉默屬于沉默在教學(xué)過程中的一種表現(xiàn)類型，國內(nèi)學(xué)者自1996年便開始了對課堂沉默現(xiàn)象的研究。劉向前[3]根據(jù)課堂沉默出現(xiàn)時主體的自發(fā)性，將其分為自發(fā)與非自發(fā)兩類，這說明在進行課堂沉默研究中需要注重學(xué)生主體的情況。王勇[4]認為影響課堂沉默的原因既有主觀的因素，也有客觀的因素，是教育、社會、心理等因素綜合作用的結(jié)果，并將課堂沉默分為無奈型沉默、防御型沉默、顧慮型沉默、無聊型沉默、內(nèi)向型沉默、環(huán)境型沉默及思考型沉默七種類型，但未能進行實證研究，這表明要考慮學(xué)生的個體因素如性格、信念等對課堂沉默的影響。殷杰、賀嶺峰[1]認為大學(xué)生課堂沉默的個體心理因素包括認知資源因素、情緒情感因素、動機驅(qū)動因素和人格特質(zhì)因素，動機歸因、成就目標、責(zé)任心及性格的內(nèi)外傾性都會影響學(xué)生的課堂沉默。祝振兵、陳麗麗、金志剛[5]基于內(nèi)隱理論視角對大學(xué)生課堂沉默的影響因素進行質(zhì)性研究，對大學(xué)生為何不敢進行課堂表達進行探索，發(fā)現(xiàn)了四種與課堂沉默有關(guān)的信念，即：“擔(dān)心回答不正確或質(zhì)量不高會丟面子”“擔(dān)心因自己的問題而打斷老師、干擾全班同學(xué)會被認為是自私的”“擔(dān)心被認為是愛出風(fēng)頭而受到孤立”和“擔(dān)心提出的問題會讓老師難堪而遭到報復(fù)”。

在課堂沉默的量化研究方面，呂林海、張紅霞、李婉芹[6]編制了《中國學(xué)生的保守課堂學(xué)習(xí)行為傾向量表》。該量表共13道題，具有較好的內(nèi)容效度，包含利他沉默傾向、習(xí)慣沉默傾向和自我沉默傾向三個維度，但該量表缺乏嚴密的信效度檢驗。葉詩杰[2]編制了《大學(xué)生課堂沉默量表》，該量表共13題，認為大學(xué)生課堂沉默傾向包括“謹言慎行”“自我保護”“利及他人”和“習(xí)慣心理”四個層面，但該研究只進行了多元回歸分析仍未對其結(jié)構(gòu)效度進行嚴密檢驗。趙越[7]自編《大學(xué)生課堂沉默類型》問卷，該問卷共18題，包含無知型沉默、無奈型沉默、順從型沉默和思考型沉默四個維度，該量表Cronbach＇α為0.872，探索性因子分析結(jié)果顯示四個因子的累計方差貢獻率74.599%，但也未能進行效度檢驗。

綜上，國內(nèi)學(xué)者對課堂沉默的研究大多聚焦于概念、分類及影響因素等方面的質(zhì)性研究，也有部分學(xué)者對課堂沉默的現(xiàn)狀及內(nèi)部結(jié)構(gòu)進行量化研究，但多局限于描述性層面，且編制的量表大多缺乏嚴密的信效度驗證。因此本研究擬通過實證調(diào)研，以特殊教育專業(yè)學(xué)生為例探討大學(xué)生課堂沉默信念的內(nèi)在結(jié)構(gòu)，并編制出信效度良好的《大學(xué)生課堂沉默信念問卷》。

二、大學(xué)生課堂沉默信念問卷的初步編制及預(yù)調(diào)查

（一）問卷題目的初步收集與編制

對某?？茖W(xué)校30名特教專業(yè)學(xué)生進行開放式調(diào)研，收集學(xué)生出現(xiàn)課堂沉默的原因及對于課堂沉默的看法，共收集整理題項32項，包括“擔(dān)心回答不正確或質(zhì)量不高會丟面子”“擔(dān)心因自己的問題而打斷老師，干擾全班同學(xué)會被認為是自私的”“擔(dān)心被認為是愛出風(fēng)頭而受到孤立”“擔(dān)心提出問題會讓老師難堪而遭到報復(fù)”四個方面，根據(jù)收集到的內(nèi)容初步編制了《大學(xué)生課堂沉默信念問卷》，問卷中條目共計32項，采用隨機方式對題項進行排列。問卷的評定標尺為Likert五點量表法，從“很不符合”到“很符合”，按照1到5統(tǒng)計計分，得分越高表明該題項描述的內(nèi)容與被試實際情況越符合，得分越高說明被試的課堂沉默信念越高。

（二）預(yù)測及結(jié)果

1.被試

對269名特殊教育專業(yè)學(xué)生進行調(diào)查，回收有效問卷266份，回收率為98.88%；其中，男生129人、女生137人；大一104人、大二109人、大三53人；農(nóng)村地區(qū)學(xué)生189人、鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)學(xué)生45人、城市地區(qū)32人。

2.項目分析與因子檢驗

（1）內(nèi)部一致性檢驗

對問卷進行內(nèi)部一致性檢驗，結(jié)果顯示問卷32題的內(nèi)部一致性信度Cronbach＇α系數(shù)為0.98。按心理測量學(xué)要求，當(dāng)信度系數(shù)達到0.70以上即認為問卷是可以接受的，可見該問卷具有非常好的內(nèi)部一致性信度。

（2）項目分析

為明確各題項的適合性，本研究結(jié)合臨界比率法、題項總分相關(guān)法進行項目研究和綜合判斷。臨界比率法（CR）即先將所有被試的問卷總分進行由高到低排序，并將總分在前后27%的被試分別劃為高低兩組，再對兩組在具體每個題項上的得分進行獨立樣本t檢驗，以檢測兩組在各題項上的差異。若題項的CR值達到顯著性水平（p＜0.05），則表明其具有良好的鑒別力；反之，就應(yīng)對其予以修訂或刪除處理。題項總分相關(guān)法是計算各題項與問卷總分的相關(guān)系數(shù)，相關(guān)系數(shù)越高表明該題項的項目區(qū)分度越高。

檢驗分析顯示，臨界比率法（CR）在對問卷的所有題項進行檢測后，發(fā)現(xiàn)所有題項t值均達到顯著水平（p＜0.05）。使用題項總分相關(guān)法對所有題項進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，“課堂時間有限，我向老師提問會占用同學(xué)們的時間”“如果我的回答很精彩，那我就會感到開心”“上課也就是聽個大概、框架，細節(jié)部分主要靠課后自學(xué)”等7條題項與總分的相關(guān)雖然顯著（p＜0.05），但其相關(guān)系數(shù)小于 0.6，為提高問卷質(zhì)量將其刪除。

（3）探索性因子分析及因子命名

對經(jīng)項目分析后的題項數(shù)據(jù)進行KMO和Bartlett球形檢驗，結(jié)果顯示 KMO 值為 0.968，大于 0.9，說明數(shù)據(jù)非常適合進行因子分析。

采用主成分法（Principle Factor Analysis）對問卷剩余的25個題項進行探索性因素分析，轉(zhuǎn)軸的方法為最大正交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果表明，特征值大于1的有4個因素，能夠解釋整個變異量的68.868%，對獨立負荷小于0.5，且共同負荷之差小于0.3的題目進行刪除，最終保留題項17項，分析結(jié)果見表1。

表1 預(yù)調(diào)研轉(zhuǎn)軸后因素負荷量

同時，請專家（2名特殊教育專業(yè)碩士及3名心理學(xué)專業(yè)碩士）對剩余的題項進行整理分類，刪除一些無法歸類于任一因素的題項、單獨成一類的和一些明顯歸類錯誤的題項，最終得到14道題，其中“我的提問會引起同學(xué)們的反感”“主動回答問題會被認為是愛出風(fēng)頭”“我答得不全面會讓同學(xué)們覺得我很差”等7道題主要反映被試由于自我保護，害怕受到傷害而選擇沉默，故將這一因子命名為“自我保護型沉默”；“如果我提問的話會打亂老師的思路”“如果我提問的話會影響課堂的進程”等4道題主要反應(yīng)被試由于害怕打攪或損害到他人的利益而選擇沉默，主要是一種“親社會”的心理，故將這一因子命名為“親社會型沉默”；“我應(yīng)該與同學(xué)們保持言行一致”“大家都習(xí)慣了課堂認真聽講不提問的方式，這樣很高效”等3道題目主要反映了被試由于存在一種習(xí)以為?；螂S大流的心理而選擇沉默，這主要是一種漠然或從眾的心理，故將這一因子命名為“從眾型沉默”（詳見表 2）。

表2 大學(xué)生課堂沉默信念問卷維度報告表

三、大學(xué)生課堂沉默信念正式問卷的分析

（一）被試對象

對268名特殊教育專業(yè)學(xué)生進行正式問卷調(diào)研，剔除無效問卷3份，獲得有效問卷265份，有效回收率98.88%。其中男生120人，女生145人；大一107名，大二120名，大三38名；農(nóng)村學(xué)生190人，鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)生44人，城市學(xué)生31人；性格偏內(nèi)向93人，中庸117人，偏外向55人。

（二）研究結(jié)果

1.正式問卷的因子適配性檢驗

對正式問卷數(shù)據(jù)進行KMO與Bartlett球形檢驗，分別為：KMO 的值為 0.944，P＜0.001，說明非常適合進行因素分析。

2.正式問卷的信度

（1）總量表與分量表的相關(guān)

結(jié)構(gòu)效度檢驗的一種檢驗方法是總量表與各分量表之間的相關(guān)是否大于各分量表之間的相關(guān)。由表3可知，各分量表和總量表的相關(guān)在0.879到0.959 之間，各分量表間的相關(guān)在 0.693 到 0.792 之間，低于和總量表之間的相關(guān)，說明量表的內(nèi)部信度較好。

表3 大學(xué)生課堂沉默信念正式問卷總量表與分量表相關(guān)系數(shù)

（2）正式問卷的 Cronbach＇α 系數(shù)

對正式問卷進行了Cronbach＇α系數(shù)的檢驗，結(jié)果見表4。統(tǒng)計結(jié)果表明問卷總的Cronbach＇α系數(shù)為0.953，自我保護型沉默、親社會型沉默、從眾型沉默3個維度的Cronbach＇α 系數(shù)分別 0.928、0.943 和 0.766，均大于 0.7，反映了本量表作為一種測量工具具有較高的可信性。

表4 大學(xué)生課堂沉默信念正式問卷總量表及各分量表內(nèi)部一致性

（3）正式問卷驗證性因子檢驗

①共同方法偏差檢驗

本研究采用了自我報告數(shù)據(jù)，因此可能存在共同方法偏差問題[8]，使用Aoms21.0進行驗證性因子分析，對所有自評項目進行共同方法偏差檢驗，結(jié)果顯 示 模 型 擬 合 很 差 ，CMIN/DF ＝8.051；CFI＝0.831；NFI＝0.812，RMSEA＝0.163；所以不存在嚴重共同方法偏差問題。

②效標關(guān)聯(lián)效度分析

本研究使用呂林海、張紅霞、李婉芹編制的《中國學(xué)生的保守課堂學(xué)習(xí)行為傾向量表》作為校標工具。該量表共13道題，具有較好的內(nèi)容效度，包含利他沉默傾向、習(xí)慣沉默傾向和自我沉默傾向三個維度。陳鑫、呂林海[9]使用該量表進行研究，報告其整體信度系數(shù)α為0.865。由表5可知，《大學(xué)生課堂沉默信念正式問卷》各維度均分及總量表均分與校標量表均分的相關(guān)系數(shù)在 0.762～0.891 之間，相關(guān)性顯著，證明該問卷具有良好的效標關(guān)聯(lián)效度。

表5 校標量表均分與各維度均分的相關(guān)性分析

表6 大學(xué)生課堂沉默信念正式問卷結(jié)構(gòu)效度分析

③結(jié)構(gòu)效度分析

用Aoms21.0做驗證性因素分析，來驗證題目的歸屬維度是否正確。由表 6可知，2/df的值為 3.101，接近3 小于 5，適配良好；RMSEA 為 0.071，小于 0.08，適配良好；IFI值為 0.952，大于 0.9，結(jié)果適配良好；CFI為0.952，大于 0.9，結(jié)果適配良好；綜合來看，自我保護型沉默、親社會型沉默、從眾型沉默的整體模型適配良好。圖1是大學(xué)生課堂沉默信念正式問卷的標準載荷，由圖1可以看出，量表有較好的擬合度結(jié)構(gòu)，可以用于進一步的測量研究之中。

圖1 大學(xué)生課堂沉默信念正式問卷驗證性因素分析模型圖

④聚斂效度分析

由表7可知，自我保護型沉默、親社會型沉默、從眾型沉默各個潛變量對應(yīng)各個題目的因子載荷均大于0.5，說明其各個潛變量對應(yīng)所屬題目具有很高的代表性。另外各個潛變量的平均方差變異AVE均大于0.5，且組合信度CR均大于0.7，說明聚斂效度理想。

表7 大學(xué)生課堂沉默信念正式問卷聚斂效度分析

⑤區(qū)分效度分析

由表8可知，自我保護型沉默、親社會型沉默、從眾型沉默三者之間具有顯著的相關(guān)性（p＜0.01），另外相關(guān)性系數(shù)絕對值均小于所對應(yīng)的AVE的平方根，即說明各個潛變量之間具有一定的相關(guān)性，且彼此之間又具有一定的區(qū)分度，即說明正式問卷數(shù)據(jù)的區(qū)分效度理想。

表8 大學(xué)生課堂沉默信念正式問卷區(qū)分效度分析

四、大課堂沉默信念正式問卷的人口學(xué)分析

使用spss21.0對數(shù)據(jù)進行人口學(xué)分析，結(jié)果表明：在自我保護型沉默、親社會沉默、從眾型沉默這三個維度的均分及總量表均分上，男女生并未有顯著性差異（p＞0.05）；不同年級的被試在這四個方面上的得分也不存在顯著差異（p＞0.05）；來自不同地區(qū)（農(nóng)村、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、城市）的學(xué)生在這四個方面的得分也不存在顯著性差異（p＞0.05）。

對不同性格類型在自我保護型沉默、親社會型沉默、從眾型沉默這三個維度及總量表上的均分進行單因素方差分析，結(jié)果如表9。結(jié)果顯示不同性格類型的被試在三個維度均分及總量均分上存在顯著差異，且“偏內(nèi)向”性格得分均顯著大于“中庸”與“偏外向”這兩類性格，說明“偏內(nèi)向”性格的學(xué)生其在課堂沉默程度上高于其他兩類學(xué)生。

表9 不同性格類型學(xué)生在課堂沉默信念各維度上的均分差異檢驗

五、討論與展望

（一）特殊教育專業(yè)學(xué)生課堂沉默結(jié)構(gòu)問卷編制的科學(xué)性分析

本研究在問卷編制過程中，查閱了國內(nèi)外的相關(guān)文獻，在前人的研究基礎(chǔ)上，結(jié)合對特教專業(yè)學(xué)生的訪談初步編制了問卷，經(jīng)過項目分析、因子分析及相關(guān)專家評判修改，最后形成包含自我保護型沉默、親社會型沉默及從眾型沉默三個維度共14個項目的正式問卷，這一結(jié)構(gòu)與許多國內(nèi)外學(xué)者的研究相接近[10]。隨后對正式問卷進行信效度檢驗，結(jié)果顯示該問卷具有較高的內(nèi)部一致性信度，驗證性因子分析的結(jié)果也顯示該問卷具有較高的結(jié)構(gòu)效度、聚斂效度與區(qū)分效度。同時，問卷及其三個維度的均分與校標問卷的相關(guān)顯著，說明量表具有較好的關(guān)聯(lián)校標效度。

綜上，本問卷的編制科學(xué)，規(guī)范。

（二）重視性格內(nèi)向?qū)W生的自我效能感的培養(yǎng)

與性格外向的學(xué)生相比，性格內(nèi)向的學(xué)生一般不善言談，在課堂上很少會主動回答問題或是提問，而且如果回答錯誤或不完全，將會進一步削弱其發(fā)言的主觀能動性，強化沉默意識[11]。本研究的研究結(jié)果也表明，在課堂沉默及其三個維度上，性格內(nèi)向的學(xué)生得分均顯著高于中庸型與性格外向的學(xué)生，這說明性格內(nèi)向的學(xué)生的課堂沉默程度或者信念更高。劉雨[12]和鄭國鋒[13]都認為自我效能感的高低會影響課堂沉默，自我效能感越強則學(xué)習(xí)積極性與主動性就越強，課堂的參與性就越高，而自我效能感低的學(xué)生則對問題不感興趣，不會去主動發(fā)言。

因此，教師應(yīng)鼓勵學(xué)生發(fā)言與參與課堂活動，并及時進行積極的反饋，當(dāng)學(xué)生在學(xué)習(xí)上遭遇失敗與挫折時，要引導(dǎo)學(xué)生進行合理歸因，同時努力營造和諧良好的學(xué)習(xí)氛圍[14]，同時還應(yīng)該積極尋找教學(xué)中的“思政元素”，加強思想引領(lǐng)，提高學(xué)生的自我效能感，減輕學(xué)生的課堂沉默信念與程度。

（三）重視深入推進翻轉(zhuǎn)課堂及信息化教學(xué)改革

由于受到中國傳統(tǒng)儒家“師道尊嚴”要求的影響[11]，中國父母歷來在教養(yǎng)方式上特別強調(diào)等級觀念、社會秩序和行為規(guī)范[15]，這些都會讓學(xué)生非常注重面子，在課堂中積極維護老師和同伴的面子，嘗試通過沉默來保持自己尊重老師、謙遜、友好、禮貌、自尊的好學(xué)生形象[16]。翻轉(zhuǎn)課堂教學(xué)模式通過對知識傳授和知識內(nèi)化的顛倒安排，改變了傳統(tǒng)教學(xué)中的師生角色，使教師由傳統(tǒng)課堂中“知識傳授者、課堂管理者”變?yōu)榱恕皩W(xué)習(xí)的指導(dǎo)者、促進者”，學(xué)生也由傳統(tǒng)課堂的“被動接受者”轉(zhuǎn)變?yōu)椤爸鲃拥难芯空摺保凑n堂從以“教師為主體”轉(zhuǎn)變?yōu)橐浴皩W(xué)生為主體”[17]。國內(nèi)外多所學(xué)校的教學(xué)實踐也表明[18]，翻轉(zhuǎn)課堂的教學(xué)模式有利于教育人性化與重構(gòu)和諧的師生關(guān)系，信息化教學(xué)手段的應(yīng)用使得學(xué)生可以完全掌控自己的學(xué)習(xí)時間與進度，還可以在聊天室、云課堂里通過匿名發(fā)言、彈幕發(fā)言的方式與教師和同學(xué)交流，這減少了學(xué)生與教師直接“面對面”的焦慮，無形中提高了學(xué)生的課堂參與度。