1. 引言
课堂参与度即学生在课堂中自我投入的程度，是衡量课堂教学的重要指标。它主要表现在两方面，一是学生整体参与人数、频次和形式，二是学生个人参与态度、时长和效果(王琼琼，2019) [1] 。据以往研究，课堂参与度高的学生往往有更强的学习动机，逻辑思维和沟通表达能力也更容易得到锻炼(Leraas, Kippen, & Larson, 2018) [2] 。当前很多高校课堂上学生参与度较低，达不到理想的教学效果(郑文齐，王真真，2020) [3] 。课堂参与作为使用率最高的教育手段之一(Elise, Julie, & Marjorie, 2004) [4] ，有利于学生建立清晰的自我认知，全盘考虑问题，有利于教师掌握学生真实学习情况，因而有效开展课堂参与十分必要。经文献综述发现，影响课堂参与度的因素多从学生角度出发，如对所学专业的认可度(杨博文，2020) [5] 、就业压力(郭志军，2017) [6] 等。上述因素皆源于外部，对于内部因素如无聊倾向、从众心理等的研究较少。本研究引入无聊倾向，分析其对课堂参与度的影响，有助于丰富高等教育领域的成果。
无聊倾向是在贫乏的内外部刺激作用下，人们实现需求愿望的动机不足以被激发，进而表现出淡漠、无所作为的状态(黄时华，张卫，胡谏萍，2011) [7] 。无聊倾向会导致学生出现不良的心理和行为，如焦虑(王雨函，陈丹筠，陈逸雯，杨翠梅，2022) [8] 、抑郁(唐辉一，周玉凤，罗超，陈泽婧，杨娟，2022) [9] 和拖延(马雪玉，张恒泽，于帅琦，金童林，张亚利，2020) [10] 等。高无聊倾向的大学生缺乏对生命意义的感知，自我管理能力较差，缺乏主动参与课堂教学的积极性(姚梦萍，贾振彪，陈欣，周静，2016) [11] 。为了更好地提高大学生的课堂参与度，研究无聊倾向对大学生课堂参与度的影响具有非常重要的价值。
伴随着生活方式和教育手段的更新，大学生群体使用手机的频率变高、时间变久。“机不离手”已是常态，手机依赖成为当前急需关注的问题(黄俊霞，梁雅丽，陈佰锋，陈玉娟，宋建根，2018) [12] 。手机依赖是指个体在经常性地使用手机的过程中，逐渐形成的成瘾状态(屠斌斌，章俊龙，姜伊素，2011) [13] 。手机依赖可能在无聊倾向与大学生课堂参与度间起中介作用。纵观国内关于手机依赖的研究，主要是将其作为前因或结果变量，但将其作为中介变量分析的成果较少。无聊倾向不一定直接影响课堂参与，也可能通过其他因素间接影响。无聊程度愈高，个体在手机上耗费的时间愈久，愈可能沉迷其中(刘香华，刘若汾，蒲敏，陈金萍，徐含笑，2021) [14] 。而高水平的手机依赖会导致学生消极应对课业(吴若晗，陈思萍，叶秋云，蔡静怡，张建江，2022) [15] 。因此本研究引入手机依赖观察无聊倾向对课堂参与度的作用机制，为院校改进课堂管理提供思路。
班级是学校教育的一个单元，班级气氛对大学生身心适应和学业表现有着重要的影响(郑显亮&顾海根，2013) [16] 。班级氛围是指师生通过日常的交流互动，联系不断加深，久而久之产生的体现成员共同接受并自觉遵守的行为规范等方面的心理环境(王清，2020) [17] 。与气氛低沉的大学生相比，气氛昂扬的大学生更愿意在充分信任伙伴的情况下分享学习资源(黎玲，陈晶，祝雅婷，2021) [18] 。鉴于不同行为之间的关系链条可能受到环境变量的调节(张正堂，吴琼，2016) [19] ，本文推测班级氛围可能是手机依赖和课堂参与度的调节变量。国内外有关氛围的研究多以青少年和员工群体为对象，在大学生方面未能引起足够的关注。本研究以新颖的视角，引入班级氛围探讨其在手机依赖和课堂参与之间的调节作用，思考班级风气对个体行为变化的影响。
本文在国内高等教育发展情境下，考查大学生无聊倾向与课堂参与度的关系，并深入探究手机依赖的中介作用和班级氛围的调节作用，为学生提高学习效率提供启发，为教职工降低无聊倾向在课堂参与方面的负面影响提供建议。
2. 研究假设
2.1. 无聊倾向对课堂参与的影响
无聊倾向是由于缺乏内外部刺激作用，人们实现需求愿望的动机难以被激发，进而表现出淡漠、无所作为的状态(黄时华等，2011)。无聊倾向会诱发一些负性行为(孟庆新，2016) [20] ，如较少的课堂互动。高无聊倾向的人经常处于一种低情绪唤起状态，对生活的追求和方向性不清晰，创新性较差(丁小芳，陈绣丽，2021) [21] ，由此带来的迷茫感可能会导致个体缺乏对学习意义的正确认识，减弱学习动机，投入下降，从而产生课堂参与度较低。已有研究表明，高无聊倾向会抑制大学生课堂参与，无聊情绪的泛滥会导致假性学习行为的产生(段海丹，汪滢，2021) [22] 。基于此，我们提出假设：
H1：无聊倾向负向影响课堂参与。
2.2. 手机依赖的中介作用
手机依赖是指个体在经常性地使用手机的过程中，逐渐形成的成瘾状态(屠斌斌等，2011)。依照期望理论 [23] ，个体行为积极性作用的大小取决于目标效价和期望值的乘积。大学生产生无聊情绪时，企图通过改变当前的情况来缓解或摆脱无聊(苗芃，谢晓非，2021) [24] 。智能手机、平板电脑等设备信息丰富、使用便捷，能够满足个体的猎奇心和控制欲(周喜华，2010) [25] 。因而，学生常常选择使用手机来转移情绪，而这一过程极易成瘾(李董平等，2018) [26] 。前人研究表明，无聊倾向与消极情绪密切关联，是手机依赖的成因之一(徐成芳，顾林，2011) [27] 。即无聊倾向能够直接预测手机依赖(冯喜珍，郭玉丹，姬梦璇，2021) [28] 。
自我损耗理论指出，行动的产生必须依赖心理能量，而心理能量是有限的，在某一方面的能量损耗会削减其他方面的可用能量。在课堂中，学生将大部分的精力用于手机娱乐，很难有足够的精力认真听课、参与小组讨论等，这在一定程度上影响了课堂参与。研究显示，沉迷手机会导致上课学习变成一个支离破碎的过程，学习的有效时间减少，课堂参与质量下降(张桐，高磊，2008) [29] 。大量研究表明，手机依赖在无聊倾向和隐性逃课、学业倦怠等关系中起到中介作用。大学生在课堂上产生无聊倾向时，会选择玩手机来避免一些枯燥和困难课程带来的无聊情绪，且手机依赖水平越高，隐性逃课的几率越大(段海丹，汪滢，2021)。基于此，我们提出以下假设：
H2：手机依赖在无聊倾向与课堂参与度之间起中介作用。
2.3. 班级氛围的调节作用
班级氛围是指师生通过日常的交流互动，联系不断加深，久而久之产生的体现成员共同接受并自觉遵守的行为规范等方面的心理环境(王清，2020)。班级氛围会在潜移默化中对学生的学习投入产生影响(蒋娟，2018) [30] 。由群体社会化发展理论(王正中，2014) [31] 的主要观点：个体会认同自己的同伴，并根据所在群体的行为规范来调整自身的行为表现。合作、支持的班级氛围能够让某位同学对外在的消极行为(如课堂上不集中听讲等)感到羞愧，之后会避免该类行为(李丹，宗利娟，刘俊升，2013) [32] 。手机依赖水平高的学生虽然自控力较差，但在学风优秀的班级中会感到沉迷手机的行为与环境是相悖的，进而调整自身行为，降低在课堂上使用手机的频率，积极参与教学活动。即班级氛围可能在调节手机依赖强度进而影响课堂参与状况过程中产生作用。前人研究中，班级氛围在从众心理与网络成瘾(黎玲等，2021)，外显行为问题与集体心理行为(李丹等，2013)之间起调节作用。基于此，提出假设：
H3：班级氛围在手机依赖和课堂参与度之间起调节作用。
综上，本研究基于已有研究成果，建构一个有调节的中介研究模型(见图1)，探索无聊倾向、手机依赖、班级氛围对大学生课堂参与的作用，明晰四个变量之间的影响机理。
Figure 1. Theoretical hypothesis model: A moderated mediation model
图1. 理论假设模型：一个有调节的中介模型
3. 方法
3.1. 被试
研究对象来自各高校的大学生，通过问卷星收集、整理数据。此次调研总计发出470份问卷，舍弃作废问卷，得到有效问卷427份，有效回收率90.1%。研究对象基本情况见表1。
Table 1. demographic information of the subjects
表1. 研究对象的人口统计信息
3.2. 研究工具
3.2.1. 大学生无聊倾向量表
使用黄时华等人(2011)编写的大学生无聊倾向量表。该量表包括4个题项，如“我常常觉得自己无事可做，很闲”。本研究中该量表的Cronbach’ α系数为0.89。
3.2.2. 大学生手机成瘾倾向量表
使用由熊婕等人(2012)编制的大学生手机成瘾倾向量表 [33] 。该量表有5个题项，如“如果没有手机我会感到孤独，没有安全感”。本研究中该量表的Cronbach’ α系数为0.83。
3.2.3. 大学生课堂投入量表
采用由屈佳琦(2017)编订的大学生课堂投入量表。该量表有5个题项，如“集中注意力认真听老师讲课”。本研究中该量表的Cronbach’ α系数为0.93。
3.2.4. 大学生班级氛围问卷
采用Choi等人(2003) [34] 编制的积极团队感知量表。该量表包括3个题项，如“同学们积极参与班级事务和活动”。本研究中该量表的Cronbach’ α系数为0.88。
上述量表中所有题项均采用Likert 5级计分，其中大学生课堂投入量表中从“1”到“5”表示“很不重要”到“很重要”，其他量表从“1”到“5”均表示“完全不符合”到“完全符合”。
3.3. 控制变量
前人研究表明，性别会对网络使用、学业表现等行为产生某种程度的影响。熊俊峰等人(2020) [35] 以性别为分组变量，发现男女生在课堂上参与教学活动的行为表现存在明显差异。鉴于此，本研究对性别加以控制，剖析大学生无聊倾向对课堂参与度的作用机制，以获得更加真实有效的结论。
3.4. 数据处理与分析
前期借助Excel简单处理数据，中期使用SPSS 25.0、AMOS 24.0共同检查同源方法偏差，进行Harman单因子检验、验证性因子分析，后期利用Mplus 7.4建模，厘清中介调节效应。
4. 结果
4.1. 同源方法偏差检验
考虑到问卷调查可能产生的误差，本研究先对全部题项进行Harman因素分析，得到有4个因子特征参数超过1，主方法因子解释总变异值38.86%，小于临界值50%，说明CMV问题不严重。另外，对假设模型进行CFA测试，将潜变量对应的题目打包为一个因子，发现单因子模型拟合效果差(χ2/df = 20.291, CFI = 0.515, GFI = 0.530, AGFI = 0.396, NFI = 0.505, RMSEA = 0.213)，同样说明由共同方法变异引起的偏差较小。
4.2. 结构效度分析
本文利用验证性因子分析检测问卷的结构效度、聚合效度和区分效度，结果如表所示。由表2可知χ2/df为2.731，RMSEA为0.064，PGFI为0.043，GFI，NFI，IFI，TLC，CFI数值均大于0.9，表明模型拟合良好。由表3可知，手机依赖、课堂参与、无聊倾向、班级氛围4个潜变量对应题目的因子载荷数均大于0.6，说明各个潜变量对应题目具有很高的代表性，平均方差变异AVE均大于0.5，组合信度均大于0.8，说明信效度理想。由表4可知，四因子模型拟合效果最优，说明各变量间具有良好的区分效度。
Table 2. Global fit coefficient table (construct validity)
表2. 整体拟合系数表(结构效度)
Table 3. Factor charge table (aggregation validity)
表3. 因子荷数表(聚合效度)
注：四因子模型：手机依赖，无聊倾向，课堂参与，班级氛围4个因子；三因子模型：手机依赖 + 无聊倾向，课堂参与，班级氛围3个因子；二因子模型：手机依赖 + 无聊倾向，课堂参与 + 班级氛围2个因子；单因子模型：手机依赖 + 无聊倾向 + 课堂参与 + 班级氛围1个因子。
4.3. 描述统计和相关性分析
各变量的均值、标准差及相关矩阵如表5所示，无聊倾向对手机依赖有显著正向影响(r = 0.422, P < 0.001)、对课堂参与度有显著负向影响(r = −0.176, P < 0.001)，手机依赖对课堂参与度有显著负向影响(r = −0.288, P < 0.001)，班级氛围对课堂参与有显著正向影响(r = 0.343, P < 0.001)。
Table 5. Descriptive statistical results and correlations of the variables
表5. 各变量的描述统计结果和相关关系
注：N = 427，*P < 0.05，**P < 0.01，***P < 0.001，下同。
4.4. 主效应和中介效应检验
Figure 2. The mediating effect test of mobile phone dependence on the tendency of boredom and classroom participation
图2. 手机依赖在无聊倾向与课堂参与间的中介作用检验
如图2所示，在结构方程中引入性别，进行Bootstrap检验，并利用最大似然法(ML)计算路径系数。结果表明，大学生无聊倾向可直接作用于课堂参与度，二者相关性显著(β = −0.15, P < 0.01)，假设1成立。该模型各项拟合指数分别为χ2/df = 3.30，CFI = 0.96，TLI = 0.94，SRMR = 0.05，效果可接受。无聊倾向与手机依赖呈明显正相关(β=0.39, P < 0.001)；手机依赖与课堂参与度呈明显负相关(β = −0.33, P < 0.001)。无聊倾向对大学生课堂参与的直接、间接效应均显著，95% CI ([−0.23, −0.06]、[−0.21, −0.08])均不含0。间接效应值为−0.13，占总效应(−0.27)的47%，说明无聊倾向也可通过预测手机成瘾来影响课堂参与度，假设2得到验证。
4.5. 有调节的中介模型检验
运用LMS方法，分析班级氛围在“无聊倾向→手机依赖→课堂参与度”中介过程后半段的调节作用。首先，检查基准SEM模型(不含潜调节交互项“手机依赖 × 班级氛围”)，χ2/df = 2.77，CFI = 0.96，TLI = 0.94，SRMR = 0.07，拟合较优；其次，添加交互项，形成有调节的中介，对比基准SEM。AIC值(16012.02)减少了13.32，Log Likelihood值(−7934.01)增大了7.66，说明该模型更具代表性；最后，采用系数乘积法计算调节效应，得到其95% CI为[0.04, 0.15]，不包括0，表示无聊倾向经手机依赖对课堂参的中介效应受班级氛围的调节，即假设3成立。SEM中各路径的相关系数参见图3。
Figure3. The moderating effect test of class climate on mediation model
图3. 班级氛围对中介模型的调节作用检验
Figure 4. The moderating effect of class atmosphere
图4. 班级氛围的调节作用
选取手机依赖、班级氛围的平均值加减一个标准差的数值带入回归方程，绘制班级氛围的斜率检验图，见图4。由图知，当班级氛围较低时，手机依赖对课堂参与的影响较大，随着班级氛围得分的提高，手机依赖对课堂参与的影响变小。
5. 讨论
5.1. 无聊倾向与课堂参与
本研究发现，大学生无聊倾向对课堂参与有较强的负向影响作用，与已有研究结论一致(Tze, Daniels, & Klassen, 2016) [36] 。基于社会惰性理论，学生个人在课堂上的贡献会随着人数的增加而减少。大学生在人数较多的课堂中无聊倾向较高时，手机依赖感会显著提升，导致课堂参与度下降。本研究结论揭示了无聊情绪的消极作用，补充了课堂参与的影响因素研究。本研究结果不仅在教职人员的教学管理过程起到重要作用，而且对营造良好班级氛围、降低手机依赖、培养学生正确课堂行为具有现实意义。
5.2. 手机依赖的中介作用
本研究发现，手机依赖在无聊倾向和课堂参与度的关系中起部分中介作用，即无聊倾向对课堂参与的显著负向预测作用一方面是直接产生，另一方面则是通过手机依赖这一中介变量对课堂参与度间接产生。本研究发现无聊感对手机成瘾有明显的正向预测作用(β = 0.39, P < 0.001)，手机依赖对大学生课堂参与有明显的负向预测作用(β = −0.33, P < 0.001)与段海丹和汪滢(2021)提出的手机依赖在无聊感与隐性逃课之间起中介效应的结论相符。其他研究表明，无聊倾向可极大地滋长不良的手机依赖行为(马婷婷，陈海凤，2021)。高强度使用手机的个体会更容易分心，对学习产生负面影响(Rosen, Carrier, & Cheever, 2013) [37] 。该结果证实了手机依赖在无聊倾向对课堂参与度影响过程中的中介作用。高校管理者应当注重增强学生的手机文化“免疫力”，引导学生正确使用手机(许静，王永保，2018) [38] 。
5.3. 班级氛围的调节作用
本研究构建了一个有调节的中介模型，剖析了班级气氛在“无聊倾向—手机依赖—课堂参与度”链条中的调节效应。研究发现，班级氛围在以手机依赖为中介的无聊倾向与课堂参与的关系中有显著调节作用。班级氛围正面预测大学生的学习投入程度，且对学业投入起到调节作用(郑泽卿，姜媛，田丽，方平，2021) [39] 。同时，陈奕荣和吴忠良(2021) [40] 也提出，感知班级氛围对学习投入有正向预测作用。当感知到班级学习氛围较高时，学生的学习投入程度越高，课堂参与度也越高，因此班级氛围的调节作用得到证实。从调节效应的位置来看，班级氛围调节了无聊倾向通过手机依赖对课堂参与影响的后半段路径。通过图4，可清楚发现相对于处在高班级氛围的学生，当个体处在低班级氛围时手机依赖对课堂参与的负向预测作用更加显著，即低班级氛围加剧了手机依赖对课堂参与的消极影响。本研究启发高校管理者能够通过提升班级风气推动大学生共同学习，从而提高大学生在课堂中对知识的掌握和运用(黎玲等，2021)。
6. 结论与不足
6.1. 结论
无聊倾向对课堂参与度有显著的负向预测作用，手机依赖部分中介作用于大学生无聊倾向与课堂参与度之间的关系，班级氛围在以手机依赖为中介作用的无聊到课堂参与路径上起显著调节作用，调节了手机依赖对课堂参与的影响。
6.2. 不足与展望
本研究收集各个高校不同专业的研究数据，从实证角度考察无聊倾向与课堂参与之间的关系，探讨手机依赖的中介作用和班级氛围的调节作用，丰富了课堂教学领域的理论成果，为展开更加深入的研究给予参考。本研究表明，降低学生的无聊倾向、提高学生对课堂的兴趣度、减少学生手机依赖程度及采取措施提高班级氛围有利于提高学生的课堂参与度。本研究仍有不足，亟待改善。本研究数据收集方法单一，添加访谈、实地调研等方式能获得更加全面真实的信息，可能是之后深化关于课堂参与领域的一个有益尝试。以往研究表明，学生的课堂参与度还受到其他因素的影响，如个人感知(徐佳丽，崔照笛，唐佳益，2021 [41] )。今后研究需要更综合的探索这些变量与无聊倾向、手机依赖和班级氛围之间的关系。
参考文献