黃時華　鐘泳如　李玉杰　周　楊　龔文進　張　衛(wèi)

①中國.廣州中醫(yī)藥大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院(廣東廣州)　510006　E-mail：huangshihua@163.com　②華南師范大學(xué)心理學(xué)院(廣東廣州)?、勰戏结t(yī)科大學(xué)圖書館(廣東廣州)?、軓V西省桂林市公安局

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·論著·(心理評估)

初中生課堂無聊應(yīng)對策略問卷的編制*

黃時華①②鐘泳如③李玉杰①周楊④龔文進①張衛(wèi)②

①中國.廣州中醫(yī)藥大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院(廣東廣州)510006E-mail：huangshihua@163.com②華南師范大學(xué)心理學(xué)院(廣東廣州)③南方醫(yī)科大學(xué)圖書館(廣東廣州)④廣西省桂林市公安局

目的:編制初中生課堂無聊應(yīng)對策略問卷并測定其信效度。方法:通過理論分析、開放式問卷調(diào)查及個案訪談編制問卷條目，以239名初中生為被試進行初測，對初始問卷進行項目分析和探索性因素分析。以1291名初中生為被試進行正式施測，對問卷進行驗證性因素分析和信效度檢驗。結(jié)果:問卷共24題，探索性因素分析結(jié)果表明初中生課堂無聊應(yīng)對策略包括4種方式(KMO=0.84，P<0.001)：認知指向、行為指向、認知回避和行為回避。驗證性因素分析結(jié)果表明，所提取的4個因素與理論構(gòu)想模型擬合較好(χ2/df=4.41，RMSEA=0.05，GFI=0.93，NFI=0.88，CFI=0.90)。量表4個因素的內(nèi)部一致性系數(shù)介于0.69～0.77之間。結(jié)論:該問卷具有良好的信效度，可以作為初中生課堂無聊應(yīng)對策略的測量工具。

初中生；課堂無聊應(yīng)對策略；信度；效度

無聊(boredom)作為一種普遍的情緒體驗，與心理健康密切相關(guān)[1]。而學(xué)業(yè)無聊(academic boredom)是無聊在學(xué)生特定的生活領(lǐng)域-學(xué)習(xí)領(lǐng)域-的推廣。最早由Pekrun等人[2]提出，是一種與學(xué)習(xí)活動、課堂教學(xué)以及學(xué)業(yè)成績有關(guān)的情緒。在中學(xué)階段，“課堂學(xué)習(xí)”占據(jù)了學(xué)生學(xué)校生活的絕大部分時間，是學(xué)生學(xué)習(xí)的主要平臺，也是教師教學(xué)活動的出發(fā)點和歸宿。因此，在中學(xué)生群體中，學(xué)業(yè)無聊更多地具體表現(xiàn)為課堂無聊。課堂無聊是一種與課堂活動或課堂學(xué)習(xí)過程相聯(lián)系的情緒。國外研究[3]發(fā)現(xiàn)，學(xué)生在課堂上體驗到的無聊比焦慮要頻繁得多。一項全國中小學(xué)生的調(diào)查報告[4]結(jié)果也顯示，初中生的厭學(xué)情緒明顯高于小學(xué)生，在學(xué)校中更容易感到無聊。

相比小學(xué)生，初中生具有較高的自主性，更加渴望課堂中的“參與”和“探究”。但由于其生理和心理發(fā)展不平衡，相比高中生，初中生在處理課堂情緒和學(xué)業(yè)問題等方面又顯得不夠成熟。如果僅僅依靠教師努力來避免課堂無聊，往往并不能完全奏效。學(xué)生作為課堂主體，應(yīng)該有能力采用有效方式來應(yīng)對課堂無聊。無聊應(yīng)對(boredom coping)是一個積極的心理過程，可以幫助個體減少不良的行為和不想要的結(jié)果。大多數(shù)應(yīng)對研究都集中在壓力應(yīng)對或其他消極情緒(如焦慮和憤怒)的應(yīng)對上面[5-6]，而無聊應(yīng)對的研究成果不多，目前有Nett、Goetz和Daniels[7]編制的無聊應(yīng)對量表(Boredom Coping Scale,BCS)，但這個領(lǐng)域還缺乏系統(tǒng)和針對性的研究，而國內(nèi)相關(guān)研究幾乎沒有。

Nett等人借鑒了Holahan等人[5]提出的壓力應(yīng)對模型，認為無聊應(yīng)對同樣包括兩個維度：指向-回避(approach-avoidance)、認知-行為(cognitive-behavioral)，兩兩結(jié)合可以得到4種不同的無聊應(yīng)對策略：認知指向、行動指向、認知回避和行動回避。他們以德國5～10年級學(xué)生為研究樣本編制了20題的無聊應(yīng)對量表，研究表明適用于中學(xué)生和大學(xué)生的課堂無聊應(yīng)對策略的測量，除了德文版，還有英文版和中文版[6-8]。指向型應(yīng)對策略和回避型應(yīng)對策略，與Lazarus和Folkman的問題關(guān)注應(yīng)對和情緒關(guān)注應(yīng)對相類似。前者關(guān)注問題解決，后者則通過想或做一些與當(dāng)前環(huán)境無關(guān)的事情來達到緩解情緒的目的[7]。還有研究指出，Nett的這4種無聊應(yīng)對策略，與Gross的情緒調(diào)節(jié)過程模型中的4種情緒調(diào)節(jié)策略相對應(yīng)[6]。

具體而言，認知指向策略主要是調(diào)整自我心態(tài)以改變對當(dāng)前情境的認知，例如“提醒自己這些課程內(nèi)容很重要”，類似于Gross模型中的認知重評。而行為指向策略則通過外部行動來改變當(dāng)前無聊的上課情境，例如“請求老師做更有趣的課堂練習(xí)”，類似于Gross模型中的情境修正。如果學(xué)生的需求得到滿足，他就成功地改變了當(dāng)前情境從而擺脫無聊。而即使要求沒有得到滿足，但學(xué)生的行動也會讓老師意識到問題，從而修改課程教學(xué)形式或內(nèi)容，在不經(jīng)意間也改變了課堂的無聊現(xiàn)狀。認知回避策略就是想一些和上課內(nèi)容無關(guān)、自己感興趣的事情，如“想著其他科目或?qū)W習(xí)其他科目”。這種策略類似于Gross模型中的注意分配，通過轉(zhuǎn)移注意力來讓自己關(guān)注那些開心的事情來逃離乏味的上課內(nèi)容。行為回避策略對應(yīng)的是Gross模型中注意轉(zhuǎn)移和反應(yīng)改變，不僅將注意力從無聊情景上轉(zhuǎn)移走，還采取了一些與上課內(nèi)容無關(guān)的行動(如“與其他同學(xué)聊天”)來減輕無聊。

為數(shù)不多的幾篇國外文獻[6-8]，還指出不同的無聊應(yīng)對策略會對無聊體驗、學(xué)業(yè)動機和成績產(chǎn)生不同的調(diào)節(jié)作用。每種應(yīng)對策略的有效性并不相同，認知指向策略似乎是最有效的降低無聊的策略，而回避應(yīng)對可能是最無效的策略。但是，Tze等[6]跨文化研究結(jié)果表明，在無聊應(yīng)對量表的某些項目和應(yīng)對策略的有效性上存在著文化差異。加拿大的大學(xué)生傾向于使用指向策略來應(yīng)對挑戰(zhàn)、滿足個人需求和目標(biāo)，從而戰(zhàn)勝無聊。而中國大學(xué)生不太會使用那些挑戰(zhàn)老師的應(yīng)對策略(如，問老師是否可以做其他事情、準(zhǔn)備其他功課、做家庭作業(yè)、和其他同學(xué)聊天等)，他們更傾向選擇回避應(yīng)對。有趣的是，雖然這種策略對于緩解無聊的效果并不好，但對中國學(xué)生的學(xué)習(xí)成績并沒有造成太大的影響。Tze等人認為，在強調(diào)社會和諧的集體主義國家(如中國)中，回避應(yīng)對的選擇具有文化適應(yīng)性，和中國的學(xué)習(xí)觀念和教育背景有關(guān)。通過分析BCS的20個項目可以看出，量表的某些題目(主要集中在行動指向維度上)并不適合中國學(xué)生群體(如“問老師我們是否可以做其他事情”)，而中國學(xué)生常常使用的一些策略卻沒有體現(xiàn)(如“抄課上的筆記”)；而且，回避類型的項目上表述上重復(fù)性比較大，所涵蓋的內(nèi)容過于單一，基本上只涉及了“準(zhǔn)備或?qū)W習(xí)其他功課”和“與他人聊天”這兩大類，不能很好地反映中國初中生的實際情況。

可見，簡單地照搬西方國家的無聊應(yīng)對量表的項目來對中國初中生群體進行測量，可能會帶來極大的誤差。為了解決這個問題，有必要根據(jù)我國初中生實際學(xué)習(xí)和課堂教學(xué)情境編制適合我國初中生的課堂無聊應(yīng)對策略的測量工具，以期讓社會各界對我國初中生的課堂無聊應(yīng)對現(xiàn)狀有更為全面和正確的認識，為將來進一步開展干預(yù)研究打下基礎(chǔ)。在編制問卷時，以Nett等人提出的無聊應(yīng)對四維度模型為基礎(chǔ)，通過開放式問卷和個案訪談收集初始問卷條目，再進行探索因素分析和驗證性因素分析最終確定結(jié)構(gòu)效度。

1　對象與方法

1.1對象

初始問卷(45題)的施測樣本以方便取樣的方式在廣東某中學(xué)抽取286名初中生進行集體施測。回收有效問卷242份(84.6%)。其中男生124人，女生118人。刪除總分在3個標(biāo)準(zhǔn)差之外的極端值，共3份，剩余239份有效數(shù)據(jù)。正式施測選取廣東省不同地區(qū)9所中學(xué)的初中生，共派發(fā)1500份問卷，回收有效問卷1291份(86.01%)。其中男生631人，女生660人；城鎮(zhèn)659人，農(nóng)村632人；初一483人，初二677人，初三131人，年齡12～15歲之間。

1.2方法

初始問卷條目池的建立。首先在廣州某中學(xué)校園進行開放式問卷調(diào)查，調(diào)查問題是：“當(dāng)在你上課感覺無聊的時候，你通常會采取哪些應(yīng)對方式？”要求被試結(jié)合實際進行回答。課題組隨機邀請了在教室自習(xí)的67名初中生參與調(diào)查。其中初一學(xué)生19人，初二學(xué)生28人，初三學(xué)生20人，男生33人，女生34人。從中隨機抽取11名學(xué)生(女5人)進行了面對面的個案訪談。其余學(xué)生進行紙筆調(diào)查。由經(jīng)過訓(xùn)練并熟練本問卷評估方法的心理學(xué)專業(yè)的4名教師和學(xué)生對訪談結(jié)果進行整理，將回答中的典型策略進行歸類和編寫，將其作為初始問卷項目來源之一。并查閱與無聊應(yīng)對相關(guān)的文獻，主要參考Nett等人[7]編制的無聊應(yīng)對量表，根據(jù)量表維度定義增加了部分符合國內(nèi)初中生實際情況的題目。最后獲得了56個項目。

根據(jù)理論構(gòu)想，并參考了Nett等人[7]對無聊應(yīng)對策略的維度劃分，把這些原始條目歸并到認知指向、行為指向、認知回避和行為回避4個維度上，對這些原始項目進一步篩選，刪除表意不明、內(nèi)容重復(fù)、表述累贅的項目。并征詢3位長期從事中學(xué)語文教學(xué)和心理教育工作的中學(xué)教師的意見，做了進一步的語義修訂以保證表意清晰、準(zhǔn)確，最終保留45個項目，認知指向10題、行為指向10題、認知回避10題、行為回避15題，將這些項目交叉排列。問卷采用5點計分方法，“我從不這樣”計1分，“我很少這樣”計2分，“我有時候這樣”計3分，“我經(jīng)常這樣”計4分，“我總是這樣”計5分。最后方便選取了12名初中生(女6人)來填寫這份初始問卷。在被試填答完畢后，研究者詢問了他們答題的情況，沒有發(fā)現(xiàn)問卷項目存在語義理解困難的問題。

1.3統(tǒng)計處理

使用SPSS 19.0進行探索性因素分析、項目分析、信度、效度分析，Amos 17.0進行驗證性因素分析。

2　結(jié)　果

2.1初始問卷的探索性因素分析

對預(yù)試數(shù)據(jù)(n=239)進行了項目分析，根據(jù)項目間相關(guān)過高(高于0.8)則合并，題總相關(guān)過低(低于0.3)或達不到顯著性(P<0.05)則直接刪除這兩個標(biāo)準(zhǔn)進行題項篩選，共刪除5題。對保留的40個題項進行探索性因素分析。取樣適當(dāng)性檢驗結(jié)果為：KMO=0.84，Bartlett球形檢驗給出的相伴概率小于0.001，數(shù)據(jù)適合做因素分析。再采用主成分分析法和方差極大正交旋轉(zhuǎn)法對各項目進行分析和逐步排除，排除標(biāo)準(zhǔn)為：①該項目因素負荷小于0.40；②該項目在兩個因素的負荷差值小于0.30；③單一因子中所包括項目少于3個。依據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)反復(fù)進行分析和排除，先后刪除19個項目，剩余21個項目。再次進行因素分析，根據(jù)碎石圖和特征根大小，最終抽取4個因子，共解釋總方差的51.80%，經(jīng)過方差極大法正交旋轉(zhuǎn)，各項目在所屬因子上的負荷在0.45～0.81間，見表1。

表1　初中生課題無聊應(yīng)對問卷各維度的項目及負荷矩陣(n=239)

由表1可見，問卷包括4個因子，根據(jù)題項內(nèi)容，4個因子分別命名為認知回避、行為回避、行為指向和認知指向。認知回避是指學(xué)生往往通過“做白日夢”、“想自己感興趣的事”或“發(fā)呆”等形式在認知上回避無聊的課堂學(xué)習(xí)，包括6個條目。行為回避是指學(xué)生通過“在課堂上找其他同學(xué)聊天”、“看課外書”等與課堂學(xué)習(xí)無關(guān)的行為來應(yīng)對無聊感，包含6個條目。行為指向是指學(xué)生會通過“堅持聽課”、“看黑板、看課本”這些與課堂學(xué)習(xí)相關(guān)的行為來應(yīng)對無聊感，包括5個條目。認知指向是指學(xué)生通過“努力讓自己集中注意”、“再給點耐心”等具體方式來提高對課堂學(xué)習(xí)的認知，從而避免無聊，只有3個條目。

由于初測問卷中認知指向和行為指向維度的題目較少，所以在正式問卷中加入了4題，包括認知指向的3個條目：“告訴自己只要認真聽課就能從中收益”(條目11)、“思考老師提的問題”(條目1)、“告訴自己要是不認真聽課，考試不及格就慘了”(條目16)；以及行為指向的1個條目“抄課上的筆記”(條目2)。這些條目雖然在探索性因素分析階段由于負荷量過低(小于0.3)被刪除，但在先前開放性問卷調(diào)查中報告的頻率較高?？梢?，這些條目在現(xiàn)實情況中可能還是比較常見的，因此仍將其納入正式問卷。最終條目共24個。

2.2正式問卷的驗證性因素分析

使用正式施測取得的數(shù)據(jù)(n=1291)對問卷的結(jié)構(gòu)進行驗證性因子分析。以初始問卷探索性分析后得到的維度作為原始模型M1；根據(jù)驗證性因素分析中的修正指數(shù)，對M1進行了修正，增加了題項殘差e15與e14、e5與e6、e10與e9、e13與e17的共變關(guān)系后得到修正模型M1-1。根據(jù)理論構(gòu)想，中學(xué)生課堂無聊應(yīng)對策略可以分為指向-回避兩個維度，而且從路徑圖中也可以看到認知指向和行為指向之間的相關(guān)系數(shù)為0.88，認知回避和行為回避的相關(guān)系數(shù)為0.84，都是達到顯著水平的高相關(guān)。因此把指向性條目和回避性條目合并后得到M2模型。再根據(jù)修正指數(shù)對M2進行修正，增加了題項殘差e15與e14、e5與e6、e10與e9、e13與e17的共變關(guān)系后得到修正模型M2-1。從M3模型中，依然分別把指向性條目和回避性條目合并，建一個二階因子模型，但模型擬合沒有成功。對5個模型進行對比發(fā)現(xiàn)，M1-1模型的各項擬合指數(shù)最優(yōu)，初中生課堂無聊應(yīng)對策略的一階四因素模型經(jīng)過修正后得到了數(shù)據(jù)支持。各個模型的擬合指數(shù)詳見表2。

表2　初中生課堂無聊應(yīng)對策略問卷結(jié)構(gòu)的驗證性因素分析(n=1291)

表3　初中生課堂無聊應(yīng)對策略問卷各維度間的相關(guān)(r)

注：**P<0.01,***P<0.001,下同。對角線上的粗體數(shù)字為因子的內(nèi)部一致性系數(shù)

2.3信度檢驗

本研究檢驗了量表的內(nèi)部一致性信度。由于該問卷是根據(jù)Nett等人[7]所提出的對課堂中無聊體驗的應(yīng)對策略結(jié)構(gòu)所編制的，而該模型中包含了互斥的指向型和回避型兩個維度。因此，本問卷不能計算問卷總分，只對各個維度分?jǐn)?shù)進行計算。從表3對角線上的粗體數(shù)字可以看出，認知指向、行為指向、認知回避和行為回避的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.71、0.77、0.77和0.69。

2.4效度檢驗

本研究檢驗了問卷的內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度。初中生課堂無聊應(yīng)對策略問卷在項目編制的過程中，經(jīng)過了學(xué)生訪談、開放式問卷施測以取得編制問卷題項的材料，初始問卷施測前經(jīng)過多位心理學(xué)教師、研究生以及中學(xué)教師的審核和判斷。表3的相關(guān)分析結(jié)果也表明，4個因子之間的相關(guān)程度屬于中等相關(guān)，均達到統(tǒng)計學(xué)的顯著性水平(P<0.01)，說明各個因子之間既相關(guān)又獨立(見表3)。該問卷具有較高的內(nèi)容效度。本問卷的CMIN/DF為4.41，擬合指數(shù)GFI、NFI、IFI、CFI均大于0.8，近似誤差指數(shù)RMSEA為0.05，說明本研究的模型擬合較為合理。

表4　初中生課堂無聊應(yīng)對策略問卷的得分情況±s)

2.5初中生課堂無聊應(yīng)對策略的特點

4個因子的均值按高低依次排列是認知指向(19.41±4.20)、行為指向(19.30±4.28)、認知回避(14.58±4.36)和行為回避(12.66±3.78)。分別以性別、年級、生源地和是否獨生子女為自變量，以認知指向、行為指向、認知回避、行為回避為因變量，進行獨立樣本t檢驗或單因素F檢驗。見表4。差異性檢驗表明：男女生在認知指向、行為指向和認知回避3個因子存在顯著顯著，即女生更傾向于使用認知指向和行為指向的課堂無聊應(yīng)對策略，而男生則更喜歡采用認知回避的無聊應(yīng)對策略，但在行為回避的策略使用上男女生并沒有顯著差異。3個年級在行為指向、認知回避和行為回避3個因子上有顯著差異，即初三學(xué)生比初一和初二學(xué)生更喜歡使用行為指向的應(yīng)對策略，而初二學(xué)生比初一學(xué)生更傾向于使用認知回避應(yīng)對策略，比初一和初三學(xué)生都更喜歡采用行為回避策略。在4個因子上都存在生源地差異，城鎮(zhèn)學(xué)生比農(nóng)村學(xué)生更多采用指向性的無聊應(yīng)對策略，而農(nóng)村學(xué)生則會更多采用回避應(yīng)對策略。獨生子女比非獨生子女更多采用認知指向策略，而非獨生子女則更多地使用認知回避和行為回避的應(yīng)對策略。

3　討　論

探索性和驗證性因素分析結(jié)果顯示，初中生課題無聊應(yīng)對策略問卷包括4個維度：認知指向、行為指向、認知回避和行為回避，與理論構(gòu)想維度-Nett等[7]的無聊應(yīng)對模型一致，但每個維度的具體條目存在差異。

根據(jù)理論構(gòu)想，認知指向策略類似于認知重評，是一種積極的關(guān)注問題的應(yīng)對方式，當(dāng)課堂無聊情緒出現(xiàn)時，個體傾向于調(diào)整自己的認知態(tài)度，對課堂學(xué)習(xí)內(nèi)容的價值進行重新評估，從而保證注意力集中以完成課堂教學(xué)目標(biāo)。除了保留了原來BCS中“提醒自己要集中注意、上課內(nèi)容很重要”這些條目之外，還增加了“不認真聽考試不及格就慘了”這一條目，這符合中國教育現(xiàn)狀，從側(cè)面反映了應(yīng)試教育帶來的殘酷競爭性對學(xué)生的認知的巨大影響。此外，還包括了提醒自己“控制情緒、要有耐心，等一會就下課了”這一類情緒調(diào)節(jié)方式，符合中國人隱忍的性格特點[9]。

與BCS相比，我國初中生的行為指向策略的內(nèi)容存在較大不同。在西方國家，行為指向策略一般是通過個體努力(即直接向教師提要求)來改變當(dāng)前的無聊課堂氣氛，如請求老師“在課堂上多加變化”、“更換教學(xué)主題”、“讓我們做更有趣的課堂練習(xí)”等[6-8]。而本研究的前期開放性問卷調(diào)查和個案訪談結(jié)果顯示，我國初中生在課堂上很少會直接向老師表達自己的想法和需求，67名參與前期調(diào)查訪談的學(xué)生中只有5人提到“舉手問老師可不可以講些有趣的東西”，但這個條目在進行探索性因素分析的時候由于載荷很低(小于0.1)已被刪除。中國人比較含蓄內(nèi)斂，不善于表達自我感情，喜怒哀樂都善于隱忍[9]。這種特點也在初中生應(yīng)對課堂無聊時體現(xiàn)出來了。而且Tze等人[6]也提到，中國學(xué)生比較尊重和服從老師、尊師重道的思想較為濃重。在課上隨意打斷老師、直接提要求的行為顯得不禮貌和不恰當(dāng)，因此中國學(xué)生不太可能會使用這些策略。他們更傾向于做一些與課堂教學(xué)有關(guān)的事情，如“抄課上的筆記”、“看課本、看黑板”、“復(fù)習(xí)或預(yù)習(xí)與本節(jié)課相關(guān)的內(nèi)容”。這樣既有助于緩解無聊和提升學(xué)習(xí)效果，同時也向教師傳遞了一種積極信息-我在很努力地投入學(xué)習(xí)，這可能會激發(fā)教師要上好課的激情并帶來教學(xué)上的轉(zhuǎn)變，在一定程度上間接地修正了環(huán)境。由此，中國初中生采取的行為指向策略是一種“較為溫和”的情境修正策略，仍然屬于一種較為積極的關(guān)注問題的應(yīng)對方式。

認知回避策略是指通過想一些與課堂無關(guān)的、但能令自己感覺開心的事情來緩解無聊。這是一種消極的關(guān)注情緒的應(yīng)對方式，與注意分配策略類似，即把注意力從當(dāng)前無聊情景上轉(zhuǎn)移走，可以“做白日夢”、“發(fā)呆、冥想”，或者“想自己感興趣的人或事”、“想假期的計劃”、“放學(xué)以后干什么”等。雖然腦海里面可以想到的用來打發(fā)無聊課堂時光的事情很多，但很少有和課程學(xué)習(xí)相關(guān)的。而BCS的條目中包括了自己感興趣的其他課程的學(xué)習(xí)?？赡苡捎谥袊鴮W(xué)生在校上課時間長達12小時，課程學(xué)習(xí)壓力比較重，能令他們逃離課堂無聊、感覺開心的事情不太可能會是其他課程的學(xué)習(xí)。這也體現(xiàn)了中西方文化和教育的差異。

最后一種策略是行為回避，相當(dāng)于Gross模型中的注意轉(zhuǎn)移和反應(yīng)改變，也是一種消極的情緒關(guān)注的應(yīng)對。個體不僅將注意力從上課內(nèi)容上轉(zhuǎn)移走，還直接通過具體行動來逃避課堂學(xué)習(xí)。Nett等人認為“和同學(xué)聊天”是一種典型的行為回避策略，BCS在行為回避維度上的5個條目幾乎都是對這個問題的不同表述。而中國學(xué)生除了在課堂“聊天”之外，他們還會采取其他一些不會對課堂正常教學(xué)造成明顯破壞的應(yīng)對策略，例如看課外書、做其它科的作業(yè)、學(xué)習(xí)與課堂無關(guān)但是自己感興趣的東西、傳紙條等。這和一項跨文化研究[10]的結(jié)論一致。該研究發(fā)現(xiàn)，我國中小學(xué)教師報告頻率最高的學(xué)生課堂問題行為是“上課走神，不專心聽講”，而美國教師報告頻率最高的是“上課隨便說話”。

可見，初中生課堂無聊應(yīng)對策略問卷的維度結(jié)構(gòu)和BCS的維度結(jié)構(gòu)基本一致，只是在一些具體條目存在文化差異。Chun等人[11]認為，中西方國家的學(xué)生在應(yīng)對方式存在差異，這主要是因為情緒調(diào)節(jié)的文化規(guī)范不同，集體主義國家(如中國)非常強調(diào)社會的和諧。因此我國學(xué)生在應(yīng)對無聊時，無論采取指向還是回避的應(yīng)對策略，都有意識或無意識地維護團體的秩序。

問卷編制時經(jīng)過了開放式問卷和個案訪談來取得編制問卷條目的材料，初始問卷施測前經(jīng)過多位中學(xué)教師、心理學(xué)教師和研究生的審核和判斷，具有較高的內(nèi)容效度。4個因子之間的相關(guān)系數(shù)在0.18～0.59之間，處于中低的相關(guān)水平，表明問卷具有良好的區(qū)分效度。問卷結(jié)構(gòu)經(jīng)過探索性因素分析確定并在驗證性因素分析中經(jīng)過修正后得到了較好的擬合，這說明本問卷的結(jié)構(gòu)效度較高。各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.69～0.77間，達到測量學(xué)要求。

此外，本文還對初中生課堂無聊應(yīng)對的特點進行了分析。從4個維度的均值得分來看，初中生比較常用的策略是認知指向策略和行為指向策略，有時會使用認知回避策略，而很少使用行為回避策略。前人研究表明，相比回避應(yīng)對，指向應(yīng)對可以更有效地減少無聊[6-8]。可見，在本研究的初中生樣本中，學(xué)生大多能采取較為有效的指向性策略來緩解課堂無聊。

男女生在應(yīng)對課堂無聊時存在差異，主要體現(xiàn)在認知指向、行為指向、認知回避上。女生更傾向于使用認知指向和行為指向的應(yīng)對策略，而男生則更喜歡通過認知回避的方法來緩解無聊。這與以往中學(xué)生壓力應(yīng)對研究的結(jié)論一致，馮娟和屈妍[12]的研究發(fā)現(xiàn)男生比女生更傾向于采取混合型和不成熟型應(yīng)對方式。如尹小琳等人[13]的研究顯示，女生比男生更傾向于采用問題關(guān)注應(yīng)對策略(如求助)，女生本具有較高自律、細心嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膫€性特征，而男生較容易放松對自己的要求，對學(xué)習(xí)更多的采取回避態(tài)度。

課堂無聊應(yīng)對還存在一定的年級差異。初三學(xué)生的最常使用的行為指向的應(yīng)對策略，而初二學(xué)生更傾向于使用回避應(yīng)對策略。尹小琳等[13]的研究也發(fā)現(xiàn),隨著年級的升高，初中生采用問題解決應(yīng)對水平增加。年齡越大，采用應(yīng)對方式越成熟、有效。這可能是隨著年齡增長和心智發(fā)展，學(xué)生獲得了更多有效解決問題的方法和經(jīng)驗，解決問題的能力和認知水平不斷提高。初二學(xué)生經(jīng)歷了初一的懵懂期，正處于叛逆高峰期，自我意識比較強，而學(xué)習(xí)壓力相對初三要輕松一些，容易產(chǎn)生學(xué)習(xí)倦怠和松懈，這可能是導(dǎo)致他們更多采用回避策略來應(yīng)對課堂無聊的原因。

獨生子女比非獨生子女更多地采用認知指向策略，而非獨生子女則更多地使用回避應(yīng)對策略。這是因為獨生子女學(xué)生，平時沒有同齡的兄弟姐妹可以商量討論，面對挫折時更多的依靠自己，問題解決能力在此過程中得到提升。所以當(dāng)他們在課堂無聊應(yīng)對中也更傾向于選擇問題關(guān)注的應(yīng)對-認知指向。而非獨生子女學(xué)生則相反。

城鎮(zhèn)學(xué)生比農(nóng)村學(xué)生更多的采用指向應(yīng)對策略，而農(nóng)村學(xué)生則會更多地采用回避應(yīng)對策略。與韓艷萍和胡其圖[14]的壓力應(yīng)對研究的結(jié)論一致。這可能和他們所處的家庭環(huán)境、學(xué)校教育環(huán)境和社會文化環(huán)境有關(guān)。城鎮(zhèn)學(xué)生的學(xué)習(xí)壓力更大，不過城鎮(zhèn)的社會文化鼓勵表達、追求創(chuàng)新靈活，因而他們面對乏味的課堂時更有勇氣改變。而農(nóng)村學(xué)生的競爭意識不太強烈，而且很多是非獨生子女，在生活中遇到困難時首先會求助，如果求助失敗就轉(zhuǎn)向退避，這種壓力應(yīng)對模式成為習(xí)慣，很容易遷移到課堂無聊應(yīng)對上。

雖然本研究發(fā)現(xiàn)了無聊應(yīng)對策略在性別、年級、生源地以及是否獨生子女這些變量上存在一定的差異性，但是這種差異性是否會導(dǎo)致不同群體在無聊體驗、學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)的自我控制能力以及學(xué)業(yè)成績上也存在差別，即每種策略的有效性是否一樣，這個問題還需要進一步的深入研究。

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Development of the Classroom Boredom Coping Strategies Scale for Junior High School Students

Huang Shihua,Zhong Yongru,Li Yujie,et al

School of Economic and Management,Guangzhou University of Chinese Medicine.Guangzhou 510006，China

Objective:To establish Classroom Boredom Coping Strategies Questionnaire for junior high school students(CBCSQ)and examine its reliabilities and validities.Methods:Based on literatures and interview,we developed this scale.Two samples including 239 and 1291 junior high school students were tested.Item analysis,exploratory factor analysis,confirmatory factors analysis and Cronbach α were applied to all participants.Results:The exploratory factor analysis(n=239)had selected 24 items and four factors,which were cognitive-approach,behavioral-approach,cognitive-avoidance and behavioral-avoidance(KMO=0.84,P<0.001).Confirmatory factor analysis(n=1291)and reliability analysis showed CBCSQ had reached the psychometric standard(χ2/df=4.41，RMSEA=0.05，GFI=0.93，NFI=0.88，CFI=0.90,Cronbach＇s of subscales were 0.69～0.77).Conclusion:CBCSQ has good construct validity and internal reliability,it can be an effective measure tool of junior high school students' classroom boredom coping strategies.

Junior high school students;Classroom boredom coping strategies;Reliability;Validity

教育部人文社會科學(xué)研究青年基金(編號：14YJC190007)；廣東省高等教育教學(xué)改革項目(編號：DJG20142133)；華南師范大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金(編號：2012kyjj107)

RB841.7

A

1005-1252(2016)06-0878-07

10.13342/j.cnki.cjhp.2016.06.023

2015-12-02)