駱飛莉，張艷紅

（1.長江大學(xué)文理學(xué)院，湖北荊州 434020；2.長江大學(xué)教育與體育學(xué)院，湖北荊州 434023）

課堂教學(xué)是高等教育開展教育活動的主要方式，課堂教學(xué)的效果直接影響了人才培養(yǎng)的質(zhì)量。然而，隱性逃課已成為威脅高校課堂教學(xué)質(zhì)量的主要因素。隱性逃課是指學(xué)生雖然身在課堂，但并沒有聽教師講課，而是進行一些與上課內(nèi)容無關(guān)的事情，例如睡覺、自學(xué)其它科目、玩手機、同學(xué)聊天、發(fā)呆想事情等［1］。郎佳［2］指出，70.8%的學(xué)生在上課期間存在隱性逃課現(xiàn)象，且在各層次高校和不同專業(yè)中都普遍存在［3］，導(dǎo)致高等教育資源的極大浪費。如今，在互聯(lián)網(wǎng)盛行以及新型冠狀病毒肺炎疫情常態(tài)化時代背景下，如何通過有效措施降低隱性逃課率是當(dāng)今高校亟需解決的問題，深入研究大學(xué)生隱性逃課的影響因素及內(nèi)在機制將對減少大學(xué)生隱性逃課具有一定的啟示意義。

依據(jù)社會認同理論，學(xué)校認同是學(xué)校組織影響學(xué)生的重要心理機制，是研究和解釋學(xué)生群體行為的一個重要概念和視角［4］。因此，在探索隱性逃課的影響因素時，學(xué)校認同是不容忽視的一個因素。學(xué)校認同是指個體意識到自己是屬于學(xué)校的一員，并且也清楚作為該校的成員所引發(fā)的情感和價值意義，是對學(xué)校的歸屬感［5-6］。自我一致理論指出，個體為了維持自我認知，會選擇那些與自我認知相一致的行為方式。因此，高學(xué)校認同的學(xué)生會秉承學(xué)校的價值觀和辦學(xué)理念，遵守學(xué)校的規(guī)章制度，主動地適應(yīng)學(xué)校環(huán)境，對學(xué)校的評價更積極，在學(xué)習(xí)上也會表現(xiàn)出更多的學(xué)習(xí)投入和積極認真的學(xué)習(xí)行為［7］。實證研究也證明，學(xué)校認同能正向預(yù)測學(xué)生的自主學(xué)習(xí)能力［8］。而低學(xué)校認同的學(xué)生會有更高的缺勤率，更低的學(xué)習(xí)成績，并更容易發(fā)生厭學(xué)逃課現(xiàn)象［9］。此外，當(dāng)學(xué)生的學(xué)校認同越強時，越容易把學(xué)?？醋魇亲约旱难由?，從而會通過認真學(xué)習(xí)的方式來維護學(xué)校的聲譽和形象［10］。因此，筆者在本研究中提出假設(shè)1：學(xué)校認同對大學(xué)生隱性逃課具有顯著的負向預(yù)測作用。

目前，關(guān)于學(xué)校認同對隱性逃課影響的研究還比較欠缺，特別是變量之間的關(guān)系和作用機制尚不明確，筆者在查閱以往的文獻后認為，學(xué)習(xí)動機可作為二者的中介變量。學(xué)習(xí)動機是能激活個體的學(xué)習(xí)行為，維持已有的學(xué)習(xí)活動，并指引學(xué)習(xí)行為趨向?qū)W習(xí)目標(biāo)的一種內(nèi)在的過程或內(nèi)部心理狀態(tài)［11］，是學(xué)業(yè)行為的主要影響因素之一［12］。學(xué)習(xí)動機的產(chǎn)生既依賴于個體的內(nèi)在需要，也受外界學(xué)習(xí)環(huán)境的影響［13-14］。楊睿［15］的研究表明，學(xué)校認同可正向預(yù)測學(xué)習(xí)動機。與此同時，學(xué)習(xí)動機作為學(xué)業(yè)表現(xiàn)的內(nèi)在推力［16］，最能反映學(xué)生學(xué)習(xí)的自發(fā)性、能動性和目的性［17］。學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)動機越高，就越積極主動地建構(gòu)知識，學(xué)習(xí)成績也就越好［18］。隱性逃課作為一種非適應(yīng)性的課堂參與行為，同樣會受到學(xué)習(xí)動機的影響。尹忠澤［19］的研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)動機可負向預(yù)測隱性逃課。因此，筆者提出假設(shè)2：學(xué)習(xí)動機在學(xué)校認同與隱性逃課之間起中介作用。

感恩作為青少年成長過程中的一種非常重要的積極心理品質(zhì)，對個體的社會適應(yīng)具有積極的促進作用［20］。已有研究表明，感恩水平越高，問題行為就越少［21］。根據(jù)感恩的應(yīng)對理論［22］，對學(xué)校認同低時，高感恩個體一般會選擇更加積極的應(yīng)對策略，尋找更多的社會支持，社會適應(yīng)能力更強而且可以長時間堅持，通過在現(xiàn)實中堅持和追求實現(xiàn)自己的目標(biāo)，從而減少隱性逃課；相反，低感恩個體通常會選擇放棄，采取消極的應(yīng)對方式，經(jīng)常表現(xiàn)出隱性逃課等不良行為來躲避現(xiàn)實。因此，筆者認為，感恩可能在學(xué)校認同與隱性逃課的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。另外，感恩的拓寬建構(gòu)理論指出，感恩可以使個體的認知范圍更廣闊，認知的靈活性也更強。這些拓展效應(yīng)會使高感恩者的認知和行為相比低水平的個體而言更具有適應(yīng)性，這些適應(yīng)良好的認知和行為，會使高感恩者的學(xué)習(xí)動機更強，從而具備強抵抗誘惑的能力，并最終使得學(xué)業(yè)成績提高［23］。即高感恩者的學(xué)校認同更能增強學(xué)習(xí)動機，降低隱性逃課行為發(fā)生的可能性。所以，感恩還可能在學(xué)校認同與學(xué)習(xí)動機的關(guān)系中起到調(diào)節(jié)作用。由此，筆者提出假設(shè)3：學(xué)校認同對隱性逃課的直接預(yù)測效應(yīng)及學(xué)習(xí)動機的中介效應(yīng)均會受到感恩的調(diào)節(jié)。

基于社會認同理論、自我一致理論、感恩的應(yīng)對理論和感恩的拓寬建構(gòu)理論，筆者在本研究中建構(gòu)了一個有調(diào)節(jié)的中介模型（見圖1），主要探討學(xué)校認同預(yù)測隱性逃課的中介（學(xué)習(xí)動機）和調(diào)節(jié)（感恩）機制，希望可以明確學(xué)校認同影響大學(xué)生隱性逃課的心理機制及其個體差異，為降低或預(yù)防隱性逃課提供實證依據(jù)和理論參考。

圖1 學(xué)習(xí)動機的中介作用及感恩的調(diào)節(jié)作用假設(shè)模型

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

使用整群抽樣法，對1200名在校大學(xué)生進行學(xué)校認同、隱性逃課、學(xué)習(xí)動機及感恩的問卷施測。共發(fā)放1200 份問卷，獲得有效問卷1098 份（91.5%）。其中男生485人（44.17%），女生613人（55.83%）；大一322 人（29.33%），大二380 人（34.61%），大三215 人（19.58%），大四181 人（16.48%）；來自城鎮(zhèn)454 人（41.35%），來自鄉(xiāng)村644 人（58.65%）；獨生子女376 人（34.24%），非獨生子女722人（65.76%）。

1.2 研究工具

1.2.1 學(xué)校認同量表

采用丁甜［24］編制的學(xué)校認同量表調(diào)查大學(xué)生對學(xué)校的認同程度。該量表由群體認知、情感聯(lián)系、積極評價和自主行為四個維度所組成，共20 道題。采用1～7 七點計分，得分越高表明個體學(xué)校認同的程度越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.928。

1.2.2 學(xué)習(xí)動機問卷

采用萬偉［25］編制的學(xué)習(xí)動機問卷對大學(xué)生學(xué)習(xí)動機情況施測。該問卷分為兩個維度：內(nèi)部動機和外部動機，共16 道題。采用Likert 5 點計分法，分數(shù)越高代表大學(xué)生學(xué)習(xí)動機水平越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.847。

1.2.3 隱性逃課量表

采用蘇明宏［26］編制的大學(xué)生隱性逃課量表（Recessive Truancy Scale，RTS）對大學(xué)生隱性逃課情況施測。該量表包含5個維度（學(xué)業(yè)認知、學(xué)習(xí)習(xí)慣、自我調(diào)整、課堂認知和學(xué)習(xí)環(huán)境），共28個條目。采用1（完全不符合）～5（完全符合）五點計分，分數(shù)越高代表隱性逃課程度越嚴(yán)重。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.817。

1.2.4 感恩問卷

采用魏旭［27］修訂的六項目感恩問卷（GQ-6）對大學(xué)生感恩情況施測。該問卷共有6道題。所有項目均采用1～6 六級評分，分數(shù)越高代表大學(xué)生感恩水平越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.886。

2 研究結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗

使用Harman 單因素檢驗法對數(shù)據(jù)進行分析。分析結(jié)果顯示，共有13個因子的特征根大于1，其中最大因子解釋的變異量為19.235%，小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%，說明本研究不存在共同方法偏差。

2.2 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)矩陣

描述及相關(guān)分析結(jié)果見表1。結(jié)果顯示，感恩與學(xué)校認同、學(xué)習(xí)動機呈顯著正相關(guān)，與隱性逃課呈顯著負相關(guān)；隱性逃課與學(xué)校認同、學(xué)習(xí)動機呈顯著負相關(guān)；學(xué)校認同與學(xué)習(xí)動機呈顯著正相關(guān)。

表1 描述統(tǒng)計、相關(guān)分析結(jié)果

2.3 學(xué)校認同與隱性逃課的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

先將所有變量進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，接著在控制性別、是否獨生子女、年級和家庭背景的條件下進行兩步驟的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析，以上分析都選用SPSS宏程序PROCESS開展。

第一步，先檢驗簡單中介模型。筆者選擇Hayes［28］編制的SPSS宏中的Model4檢驗學(xué)習(xí)動機在學(xué)校認同與隱性逃課中的中介作用。結(jié)果見表2表3。從表2可知，學(xué)校認同對隱性逃課有著顯著的負向預(yù)測作用（B=-0.27，t=-9.4，P＜0.01），假設(shè)1得到驗證。當(dāng)中介變量（學(xué)習(xí)動機）放入模型后，學(xué)校認同對隱性逃課的影響依舊顯著（B=-0.15，t=-4.92，P＜0.01）。學(xué)校認同對學(xué)習(xí)動機有顯著的正向預(yù)測作用（B=0.42，t=15.78，P＜0.01），而學(xué)習(xí)動機又對隱性逃課有顯著的負向預(yù)測作用（B=-0.29，t=-9.15，P＜0.01）。

表2 學(xué)習(xí)動機的中介模型檢驗

表3 總效應(yīng)、直接效應(yīng)及中介效應(yīng)分解表

從表3 發(fā)現(xiàn)，學(xué)校認同對隱性逃課影響的直接效應(yīng)及學(xué)習(xí)動機的中介效應(yīng)的bootstrap95%置信區(qū)間的上、下限均不包含0，說明學(xué)校認同不但可以直接預(yù)測隱性逃課，還可以通過學(xué)習(xí)動機的中介作用來間接預(yù)測隱性逃課。該直接效應(yīng)（-0.15）和中介效應(yīng)（-0.12）分別占總效應(yīng)（-0.27）的55.56%，44.44%。驗證了假設(shè)2。

第二步，對有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)進行檢驗。由于調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)的是中介效應(yīng)的前半段，所以選用Hayes［28］編制的SPSS宏中的Model8進行檢驗。表4-5顯示，在模型中加入調(diào)節(jié)變量（感恩）后，學(xué)校認同與感恩的交互項能顯著預(yù)測隱性逃課（B=-0.09，t=-3.66，P＜0.01），說明感恩調(diào)節(jié)了學(xué)校認同與隱性逃課之間的關(guān)系（直接效應(yīng)）。另外，學(xué)校認同與感恩的交互項也能顯著預(yù)測學(xué)習(xí)動機（B=-0.06，t=-2.49，P＜0.05），表明感恩還調(diào)節(jié)了學(xué)校認同對學(xué)習(xí)動機的預(yù)測作用（前半路徑）。因此，感恩對直接效應(yīng)和中介模型的前半路徑均起到調(diào)節(jié)作用，故驗證了本研究的假設(shè)3。

表4 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

續(xù)表4

為了進一步更清楚地揭示有調(diào)節(jié)的中介模型，筆者進行了簡單斜率檢驗，結(jié)果見圖2-3。從圖2發(fā)現(xiàn)，對于低感恩者（M-1SD），隨著學(xué)校認同水平的增加，學(xué)習(xí)動機表現(xiàn)出顯著上升的趨勢（simple slope=0.36，t=9.38，P＜0.001）；對于高感恩者（M+1SD），隨著學(xué)校認同水平的增加，學(xué)習(xí)動機也表現(xiàn)出顯著的上升趨勢（simple slope=0.24，t=7.25，P＜0.001），但其上升幅度較小。因此，學(xué)校認同對學(xué)習(xí)動機的影響，隨著感恩水平的增加而下降。從圖3 發(fā)現(xiàn)，對于低感恩者（M-1SD），隨著學(xué)校認同水平的增加，隱性逃課無顯著降低（simple slope=0.02，t=0.47，P＞0.05）；對于高感恩者（M+1SD），隨著學(xué)校認同水平的增加，隱性逃課呈現(xiàn)出顯著下降的趨勢（simple slope=-0.15，t=-4.29，P＜0.001），表明隨著感恩水平的上升，學(xué)校認同對隱性逃課的直接影響由不顯著變得顯著且逐步增強（見表5）。另外，為了檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)下學(xué)校認同對隱性逃課的間接效應(yīng)，取感恩水平高于1個標(biāo)準(zhǔn)差和低于1個標(biāo)準(zhǔn)差的分數(shù)進行Bootstrap抽樣（Sample=5000）檢驗，結(jié)果見表5。從表5 可知，低（M-1SD）、中（M）、高（M+1SD）三種水平的感恩，間接效應(yīng)值出現(xiàn)顯著的逐步下降的趨勢，說明隨著感恩水平的上升，學(xué)校認同更不容易通過學(xué)習(xí)動機來影響隱性逃課。

圖2 感恩在學(xué)校認同與學(xué)習(xí)動機關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

圖3 感恩在學(xué)校認同與隱性逃課關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

表5 在感恩的不同水平上的直接效應(yīng)及中介效應(yīng)

3 討論

筆者在本研究中依據(jù)社會認同理論、自我一致理論和感恩的拓寬建構(gòu)理論，建立了一個以學(xué)習(xí)動機為中介變量、感恩為調(diào)節(jié)變量的有調(diào)節(jié)的中介模型，一方面解決了學(xué)校認同“如何影響”（學(xué)習(xí)動機的中介作用）大學(xué)生隱性逃課的問題，另一方面也回應(yīng)了學(xué)校認同在怎樣的情況下（感恩的調(diào)節(jié)作用）對隱性逃課的影響更顯著的問題。研究結(jié)果對于理解大學(xué)生個體差異對隱性逃課行為的影響，探討通過提升學(xué)校認同和感恩教育來減少隱性逃課的發(fā)生具有現(xiàn)實實踐意義。

3.1 學(xué)校認同可負向影響大學(xué)生的隱性逃課

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制了性別、是否獨生子女、家庭背景和年級的作用后，學(xué)校認同對隱性逃課具有顯著的負向預(yù)測作用，說明學(xué)校認同是隱性逃課的保護因子。該結(jié)果支持了以往研究的觀點，學(xué)校認同低的學(xué)生，其學(xué)習(xí)自主性和責(zé)任感較差［4］，也出現(xiàn)更多的學(xué)習(xí)倦?。?0］。學(xué)校具有滿足個體活動需求的功能，對學(xué)校認同能激發(fā)個體的積極情緒，塑造個體的行為，與學(xué)生學(xué)業(yè)成功有直接和間接的聯(lián)系［29］。大學(xué)生對學(xué)校的認同實際上也是對自己學(xué)生身份的認同。高學(xué)校認同的學(xué)生，對自己的學(xué)校在情感、認知、行為上都有較高的歸屬感，比低學(xué)校認同的學(xué)生更有可能參與到學(xué)校活動中，遵守學(xué)校書面和不成文的行為規(guī)則，在學(xué)習(xí)上投入更多的精力，隱性逃課的現(xiàn)象更少。因此，學(xué)校通過改善硬件設(shè)施和軟件條件，提高學(xué)生對學(xué)校的認同感，可減少學(xué)生的隱性逃課。

3.2 學(xué)習(xí)動機在學(xué)校認同與隱性逃課之間起中介作用

學(xué)習(xí)動機是學(xué)習(xí)行為的源頭。探討學(xué)習(xí)動機在學(xué)校認同與隱性逃課之間關(guān)系的中介作用，一是可以幫助我們揭示隱性逃課產(chǎn)生的發(fā)展機制，二是可以為隱性逃課的干預(yù)提供實證依據(jù)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)校認同能夠通過學(xué)習(xí)動機的中介作用預(yù)測大學(xué)生隱性逃課。該結(jié)果支持了以往研究的觀點，學(xué)校認同可正向預(yù)測個體的學(xué)習(xí)動機，即學(xué)校認同越高，個體的學(xué)習(xí)動機越強［7］。另外，高學(xué)校認同個體對學(xué)校的外在形象有更多正面評價，隨著時間的推移，認同成為持續(xù)學(xué)習(xí)的內(nèi)在動力［30］，而學(xué)習(xí)動機對人的學(xué)習(xí)活動產(chǎn)生持久、有效、直接的推動力［11］，會對穩(wěn)定的自主學(xué)習(xí)行為具有促進作用［31］。學(xué)習(xí)動機高的學(xué)生，為了實現(xiàn)某一學(xué)習(xí)目標(biāo)，在學(xué)習(xí)過程中，能進行較好的自我管理，具有較強抵擋外界事物誘惑的能力，當(dāng)面對學(xué)習(xí)困難時，也更容易采取積極應(yīng)對措施繼續(xù)當(dāng)下的學(xué)習(xí)，較少出現(xiàn)隱性逃課行為。

3.3 感恩的調(diào)節(jié)作用

筆者在本研究中構(gòu)建了一個有調(diào)節(jié)的中介模型，對感恩在學(xué)校認同與學(xué)習(xí)動機及隱性逃課之間關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用進行了考察。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，感恩不僅能夠在學(xué)校認同與隱性逃課的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用，而且能夠?qū)Α皩W(xué)校認同-學(xué)習(xí)動機-隱性逃課”這一中介鏈條的前半段起調(diào)節(jié)作用。

具體來說，學(xué)校認同對隱性逃課直接預(yù)測效應(yīng)對低感恩個體不顯著，對高感恩個體才顯著。該結(jié)果說明了感恩是隱性逃課的保護因素，證實了“保護因子—保護因子模型”的促進假說［32］，高水平的感恩更能促進學(xué)校認同對隱性逃課的作用。首先，根據(jù)社會控制理論［33-34］和社會發(fā)展模型［35］，當(dāng)大學(xué)生發(fā)展出對社會（祖國）和他人（父母、教師、朋友）的感恩、體驗到感激的情緒時，高感恩水平與低感恩水平學(xué)生相比，更愿意回報社會和他人，更能增強自己對學(xué)校的認同，對學(xué)習(xí)更投入［36］，進而降低隱性逃課的出現(xiàn)。其次，根據(jù)感恩的應(yīng)對理論［22］，在學(xué)校認同相似的情況下，高感恩個體往往能夠采取更為積極的應(yīng)對策略，尋找更多的社會支持，有更好的社會適應(yīng)能力而且能夠長久堅持，從而防止隱性逃課的發(fā)生；相反，低感恩個體更容易放棄，采用更為消極的應(yīng)對策略，更容易通過隱性逃課等不良行為來逃避現(xiàn)實。因此，感恩可以增強學(xué)校認同的積極學(xué)習(xí)行為，進而減少隱性逃課產(chǎn)生的可能性。另外，隨著感恩水平的增加，學(xué)校認同通過學(xué)習(xí)動機影響隱性逃課的間接效應(yīng)呈逐漸下降趨勢，這表明，感恩水平低的個體學(xué)習(xí)動機更容易受學(xué)校認同的影響。與本研究的假設(shè)不一致，這是一個新發(fā)現(xiàn)，以往觀點認為，學(xué)校認同更容易使高感恩個體的學(xué)習(xí)動機增強［37］，［38］145-166，筆者在本研究中卻發(fā)現(xiàn)，學(xué)校認同使低感恩者的學(xué)習(xí)動機上升速度更快?？赡苁且驗榈透卸魉絺€體的社會資源比較少，獲得的歸屬感不足，所以當(dāng)?shù)透卸鱾€體一旦對學(xué)校產(chǎn)生歸屬感時，其學(xué)習(xí)動機增加的速度會更快。因此，對于感恩水平低的個體，可以通過提高學(xué)生對學(xué)校的認同感，來增強學(xué)生的學(xué)習(xí)動機，并最終減少隱性逃課。