謝都全 郭應(yīng)可

(1.上海對外貿(mào)易學(xué)院 外語學(xué)院，上海 201620;2.上海電機學(xué)院 外國語學(xué)院，上海 200240)

1.引言

近半個世紀(jì)以來，隨著全球英語教學(xué)重心的轉(zhuǎn)移，即從注重學(xué)生的聽說讀寫等語言技能的培養(yǎng)(Lado，1961;Caroll，1968)到注重學(xué)生語言交際能力的培養(yǎng)(Hymes，1972;Li，1984)，再到注重學(xué)生的跨文化能力(Jensen，et al.，1995;Byram，1997，2001)的培養(yǎng)，可以說已經(jīng)從注重講授語言技能本身過渡到注重語言及語言教學(xué)的本質(zhì)。

在我國，教育部在2004年新頒布的《大學(xué)英語課程教學(xué)要求(試行)》中強調(diào)“大學(xué)英語的教學(xué)目標(biāo)是培養(yǎng)學(xué)生英語綜合應(yīng)用能力，特別是聽說能力，使他們在今后工作和社會交往中能用英語有效地進行口頭和書面的信息交流……”。很多教材編寫和課堂教學(xué)也都很注重假設(shè)的跨文化交際情境之下的互動交流活動?？梢娊浑H在中國大學(xué)英語教學(xué)中的重要性，它既融于整個英語教學(xué)過程，又是教學(xué)的目標(biāo)。然而，縱觀我們的大學(xué)英語教學(xué)，要使學(xué)生自由交際成為教學(xué)目標(biāo)的路程似乎還很遙遠(yuǎn)，很多學(xué)生都把英語作為一種知識來學(xué)習(xí)，從而產(chǎn)生高分低能、啞巴英語等現(xiàn)象。所以，在外語教學(xué)當(dāng)中應(yīng)該盡量給學(xué)生創(chuàng)造各種機會，激發(fā)學(xué)生的交際意愿，因為“任何不能讓學(xué)生產(chǎn)生交際意愿的外語教學(xué)計劃都是一種失敗”(MacIntyre，et al.，1998:547)。

交際意愿(Willingness to Communicate)最初由McCroskey等學(xué)者提出(McCroskey，et al.，1987，1992)，指“發(fā)起交際的意圖及傾向”(MacIntyre，et al.，2001:369)。這一概念本來用于母語交際，被MacIntyre和Charos(1996)運用到二語習(xí)得當(dāng)中。國內(nèi)有關(guān)交際意愿研究尚處在起步階段，相關(guān)研究文章數(shù)量很少，能夠利用有效的統(tǒng)計方法對交際意愿進行多元變量統(tǒng)計的研究就更少了。目前已有的研究中有余衛(wèi)華和林明紅(2004)關(guān)于穗港高校學(xué)生英語交際意愿的對比研究、吳旭東(2008)對我國英語專業(yè)學(xué)生的英語口語交際意愿和影響交際意愿因素的調(diào)查、彭劍娥(2007)對大學(xué)生英語交際意愿的多元變量研究和發(fā)現(xiàn):現(xiàn)融合性動機對英語水平和英語交際信心有直接的影響。本研究在試圖在MacIntyre交際意愿模型和Gardner的社會教育模型的基礎(chǔ)上，對影響中國非英語專業(yè)大學(xué)交際意愿的各變量之間的關(guān)系進行探討，并試圖建立一個能反映中國非英語專業(yè)大學(xué)生交際意愿的模型，用結(jié)構(gòu)方程建模進行驗證。

2.理論框架

2.1 交際意愿的模型演變

二語習(xí)得個體差異的研究表明情感因素，包括態(tài)度、動機和焦慮等對二語習(xí)得會產(chǎn)生影響，而最近的一些研究認(rèn)為情感因素應(yīng)該包含交際意愿，這樣可以更好地解釋二語學(xué)習(xí)者在母語和二語交際方面的差異，也可使二語習(xí)得和交際學(xué)的跨學(xué)科研究變?yōu)榭赡堋＝浑H意愿從其誕生之日起，便受到了語言學(xué)家，心理學(xué)家和交際學(xué)家的關(guān)注，他們從不同的角度紛紛致力于交際意愿的模型構(gòu)建。

由于交際恐懼和交際焦慮會對交際行為產(chǎn)生影響(Daly＆ McCroskey，1984;McCroskey，1977)，MacIntyre(1994)建立了一個如圖1所示的母語交際意愿的路徑模型，認(rèn)為越強的可覺察的交際能力(Perceived Competence)和越小的交際焦慮(Communication Anxiety)會產(chǎn)生更強的交際意愿，從而會有更高的交際頻率(Communication Frequency)。

圖1 MacIntyre(1994)母語交際意愿的路徑模型

后來，MacIntyre將這一模型應(yīng)用到二語交際當(dāng)中，通過大量的實證研究證明其在二語交際意愿研究中的適用性，并且和其他學(xué)者一起將這一模型和Gardner提出的社會教育模型結(jié)合起來，同時引入了更多的影響二語交際意愿的因素，對影響二語交際意愿的各變量之間的關(guān)系有了更清楚的闡述。下圖是MacIntyre和Charos(1996)建立的關(guān)于二語交際意愿的模型(圖2):

圖2 MacIntyre和Charos(1996)二語交際意愿的模型(圖中各路徑和回歸系數(shù)顯示了影響二語交際意愿各變量之間的關(guān)系)

以上的二語交際模型都是基于交際和習(xí)得理論的能夠被實證的模型。MacIntyre、Clément、Dornyei和Noels于1998年提出了一個關(guān)于二語交際意愿的分層的(Layered)金字塔模型(圖3)。在這個模型中，學(xué)習(xí)者的個性、組間氣氛、組間動機、二語自信、交際能力及其它一些因素都互相關(guān)聯(lián)并影響著二語的交際意愿和二語的使用。

這是一個綜合型的模型，考慮到了各種變量對二語交際意愿產(chǎn)生的影響?；谠撃Ｐ停嚓P(guān)學(xué)者都進行了大量的研究。研究發(fā)現(xiàn)，二語交際意愿與自我察覺的語言能力存在正相關(guān)關(guān)系，而與外語焦慮存在負(fù)相關(guān)關(guān)系(Baker＆MacIntyre，2000:311－341;Hashimoto，2002:29 －70;Yashima，2002:54 －66)，二語語言水平(L2 proficiency)通過學(xué)習(xí)者的交際信心對交際意愿產(chǎn)生間接影響(Yashima，2002:54－66)。同時，學(xué)習(xí)動機與交際意愿呈正相關(guān)關(guān)系(MacIntyre等，2002:537－564)甚至存在直接影響作用(Hashimoto，2002:29－70)。

2.2 Gardner社會教育模型

Gardner(1985)提出的二語習(xí)得的社會教育模型認(rèn)為二語融合型態(tài)度(Integrativeness)，即二語學(xué)習(xí)者為了能和以二語為母語的目標(biāo)群體進行接觸和交際而學(xué)習(xí)二語的愿望和對學(xué)習(xí)情景的態(tài)度會影響二語學(xué)習(xí)者的動機(見圖3的下半部分)，而動機又會影響二語學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)結(jié)果，包括學(xué)習(xí)成績和二語水平。該模型得到很多的實證支持(Gardner 1980，1985，1988)。例如圖2顯示二語的動機會影響交際意愿，繼而影響交際頻率。

圖3 MacIntyre等(1998)的二語交際意愿金字塔模型

Yashima(2002)在MacIntyre等人交際意愿模型和Gardner的社會教育模型(態(tài)度、動機和成績之間的關(guān)系)的基礎(chǔ)上，提出了一個關(guān)于日本學(xué)生的交際意愿模型，詳圖如下:

圖4 Yashima(2002)日本學(xué)生的交際意愿模型

從結(jié)構(gòu)方程模型可以看出，對日本學(xué)生來說，他們的國際性態(tài)度影響著二語(英語)學(xué)習(xí)動機，而后者又影響著他們的英語水平;學(xué)生的動機影響著他們的交際信心(圖中虛線表示數(shù)據(jù)驅(qū)動路徑)，繼而影響著他們的英語交際意愿，這是一條間接路徑;同時學(xué)生的國際性態(tài)度直接影響著他們的交際意愿。上述模型得到了很好的擬合，其中GFI為0.97，AGFI為0.95，CFI為0.99，RMSEA 為0.031。

很多的實證研究(Aida，1994;Horwitz，1986;Gardner，1994;Young，1986)表明語言焦慮和學(xué)習(xí)成績存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3.研究目標(biāo)

基于前賢尤其是Yashima(2002)的研究，本研究旨在探討影響中國學(xué)生二語交際和二語習(xí)得各變量之間的關(guān)系，具體說來本研究是為了驗證Yashima(2002)的模型(簡圖5)，看看該模型能否移植到中國大學(xué)生的二語交際意愿的研究當(dāng)中。

圖5 Yashima(2002)二語交際意愿意愿模型簡圖

4.研究方法

4.1 研究對象

參加問卷調(diào)查的學(xué)生共150人，分別來自上海五所本科院校，包括重點大學(xué)，一般本科院校，高職高專三個層次，每個大學(xué)30名學(xué)生參加。專業(yè)的覆蓋面盡可能具有代表性，性別選擇上男女生比例大體相當(dāng)。他們都沒有在國外求學(xué)生活經(jīng)歷，都曾參加過2009年6月的大學(xué)英語四級考試(CET－4)。最后共有127份有效問卷作數(shù)據(jù)分析。

4.2 研究工具

本試驗采用問卷調(diào)查來獲取數(shù)據(jù)。我們在有關(guān)研究(Gardner＆ Lambert，1972;MacIntyre＆ Charos，1996;Macintyre＆ Clément，1996;Yashima，2000、2002)問卷設(shè)計的基礎(chǔ)上，從以下10個方面來調(diào)查中國學(xué)生的交際意愿。

我們采用McCroskey(1992)的問卷來調(diào)查中國學(xué)生的二語交際意愿(L2WTC)。

為了調(diào)查學(xué)生的國際性態(tài)度，我們用了四個問卷，分別是:

(1)跨文化交際導(dǎo)向問卷(IFO)。該問卷主要用來調(diào)查學(xué)生學(xué)習(xí)英語的跨文化方面的原因;

(2)群體間的接近或避免傾向問卷(IAAT)。該問卷用來調(diào)查學(xué)生接觸或避免接觸外國人的傾向;

(3)對國際性職業(yè)或活動的興趣問卷(IIVA)。該問卷用來測量學(xué)生對國際在性職業(yè)或生活在國外感興趣的程度;

(4)對國外事件的興趣問卷(IFA)。該問卷用來測評學(xué)生對國際性事件的興趣。但是由于該工具的信度太低(Cronbach’s α =0.254)，所以收集的相關(guān)數(shù)據(jù)沒有用于本研究。

二語的交際信心指較低交際焦慮(CA)和較強的可覺察的二語交際能力(PC)，這與 Clément(1985)的模型是一致的:信心包含交際焦慮和可察覺的交際能力。MacIntyre和Charos(1996)認(rèn)為交際焦慮和可覺察的二語交際能力會影響二語的交際意愿。為了調(diào)查學(xué)生二語的交際信心，我們采用MacIntyre和Charos(1996)的兩個問卷，分別是交際焦慮(CA)和可覺察的二語交際能力問卷。

學(xué)生的二語學(xué)習(xí)動機用 Gardner和 Lambert(1972)設(shè)計的關(guān)于動機強度(MI)和學(xué)習(xí)英語的意愿(DLE)兩個問卷來調(diào)查。學(xué)生的英語水平(ACH)用學(xué)生的四級成績來表示。

除CET-4成績問卷之外，每個小問卷均采用從“完全不同意”到“完全同意”、“從不愿意”到“總是愿意”、“完全沒有能力勝任”到“完全有能力勝任”、“從不緊張”到“總是緊張”的Likert 7點尺度量表記分制。為了防止學(xué)生隨意答題，部分題項逆向設(shè)計，逆向記分。問卷的相關(guān)數(shù)據(jù)見下表(表1):

表1 問卷的相關(guān)系數(shù)表

4.3 數(shù)據(jù)收集

數(shù)據(jù)收集于2009年9月份四級成績出來之后，具體實施由各任課教師負(fù)責(zé)。任課教師專門騰出30分鐘上課時間，指導(dǎo)學(xué)生認(rèn)真填寫，盡量確保問卷有效。

4.4 數(shù)據(jù)分析

本研究采用了SPSS 11.5和Amos 6.0統(tǒng)計工具。

5.結(jié)果與討論

5.1 待測模型的擬合情況

我們采用Amos4.0軟件將數(shù)據(jù)進行處理，發(fā)現(xiàn)模型與數(shù)據(jù)間的擬合度差，每個自由度(23)的卡方值(55.155)為2.398(P=0.00)，高于 Byrne(1989)建議的2.0的最大值。擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)和修正擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)分別為0.910和0.823，但是還沒有接近1。平方根殘差(RMSEA)為0.105，高于Browne等人(1993)建議的0.10的最大值和.08的可接受值。

5.2 中國大學(xué)生的交際意愿模型

我們認(rèn)為，較差的模型擬合度由于中國學(xué)生在英語交際意愿方面不同于日本學(xué)生所致，影響中日學(xué)生的英語交際意愿的各變量之間的關(guān)系也可能不一樣，所以有必要對模型進行調(diào)整改動。通過調(diào)整潛變量之間的直接或間接影響關(guān)系、刪減回歸系數(shù)值中沒有統(tǒng)計意義的潛在變量或觀測變量等做法，我們建立了多種結(jié)構(gòu)方程模型。其中有些模型的擬合指數(shù)不在可接受的擬合指數(shù)的范圍里，有些在可接受的范圍里。但是，我們最終確定的“中國學(xué)生交際意愿結(jié)構(gòu)方程型”(圖6)及其變量標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)值(表2)比較理想，并能從理論上簡潔明確地反映各變量與交際意愿之間的關(guān)系。

圖6 中國學(xué)生交際意愿結(jié)構(gòu)方程型

表二 “中國學(xué)生英語交際意愿的結(jié)構(gòu)方程模型”變量標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)值表

該模型的各項擬合指數(shù)如下:每個自由度的卡方值為1.113，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)為 0.961，修正的擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)為0.918，比較擬合指數(shù)(CFI)為0.991，平方根殘差(RMSEA)為 0.030，這說明模型和數(shù)據(jù)能很好地擬合。

從圖6和表中我們得知Gardner＆Lambert的社會教育模式得到實證，即學(xué)生的態(tài)度影響他們的動機繼而影響他們二語水平。這里的態(tài)度包含了學(xué)生對國際社會、對國際性職業(yè)或活動等幾個方面的態(tài)度，與Gardner和Lambert所提及的態(tài)度具有極大的相關(guān)性。學(xué)生的動機強弱會影響他們的二語水平，這說明動機越強的學(xué)生，學(xué)習(xí)越努力并且成績越好。同時MacIntyre＆Charos(1996)和 Yashima(2002)的交際意愿模型也得到了部分的實證，即學(xué)生的可覺察的交際能力越強，其交際意愿也越強。在該研究中，由于交際焦慮和會其它可觀測變量之間的低相關(guān)性，我們在模型修正的過程中將該變量刪除，當(dāng)然交際焦慮之所以會在中國的學(xué)生當(dāng)中呈現(xiàn)出獨特性，這還有待于更多的后續(xù)研究。

而且，上述模型中二語水平這一變量是基于Gardner和Lambert的社會教育模型而提出的，與本文所研究中心問題交際意愿關(guān)系不顯著(在相關(guān)矩陣和模型調(diào)整修正過程中的回歸系數(shù)中都不具有統(tǒng)計意義)，所以上述模型可以進一步簡化如下:

圖7 進一步修正后的中國學(xué)生交際意愿結(jié)構(gòu)方程型

該模型的各項擬合指數(shù)如下:每個自由度(11)的卡方值(8.877)為 0.807，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)為.981，修正的擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)為 0.950，比較擬合指數(shù)(CFI)為1.000，平方根殘差(RMSEA)為0.000。這些擬合指數(shù)說明該模型與數(shù)據(jù)的擬合是非常完美的。

根據(jù)這一模型，我們可知:(1)中國學(xué)生的國際性態(tài)度直接影響他們的學(xué)習(xí)動機，并通過二語學(xué)習(xí)動機對二語的交際意愿產(chǎn)生直接或間接影響;(2)二語學(xué)習(xí)動機對二語交際意愿產(chǎn)生直接影響，并通過影響可覺察的交際能力對二語交際意愿產(chǎn)生間接影響;(3)可覺察的交際能力除了受到二語學(xué)習(xí)動機的直接影響和國際性態(tài)度的間接影響外，直接影響二語交際意愿;(4)成績因素或二語水平不會影響學(xué)生的二語交際意愿。

5.3 中日大學(xué)生交際意愿比較

對上述中日大學(xué)生交際意愿的結(jié)構(gòu)方程模型比較中我們可以看出，中日大學(xué)生的交際意愿方面既有一些共同之處，也有相異之處。主要的共同之處有:1)中日大學(xué)生的國際性態(tài)度會影響他們學(xué)習(xí)英語的動機強弱，并通過可覺察的交際能力，影響二語交際意愿。如果一個學(xué)生跨文化交流的意愿越強，對國際性職業(yè)或活動的興趣愈濃，更愿意與外國人尤其是英語國家的人接近，那么他學(xué)習(xí)英語的動機就更強，并且認(rèn)為自己更有能力去交際，從而產(chǎn)生更強的二語交際意愿;2)對中日大學(xué)生而言，學(xué)生的英語水平對學(xué)生的交際意愿影響很小。這一點出乎我們的意料，通常我們認(rèn)為學(xué)生英語水平越高，那么他的交際信心越強，即認(rèn)為自己交際能力越強而交際焦慮越少，從而交際意愿越強。然而課堂上面我們經(jīng)常會碰到很多英語水平很一般甚至很差的學(xué)生，但是他們的交際意愿卻非常強烈，交際頻率也是非常高，即便是冒著被同學(xué)們譏笑的危險。對日本學(xué)生來說，二語水平至交際信心的路徑是不顯著的。于中國學(xué)生而言，由于英語水平對交際信心和交際意愿影響不顯著，所以在結(jié)構(gòu)模型當(dāng)中沒有將其體現(xiàn)出來。

關(guān)于不同，最主要的差異是國際性態(tài)度對中日學(xué)生交際意愿的影響有不同。對中日學(xué)生而言，國際性態(tài)度對英語交際意愿都通過二語交際動機產(chǎn)生間接影響，但是國際性態(tài)度對只對日本學(xué)生而不對中國學(xué)生的英語交際意愿產(chǎn)生顯著的直接影響。我們通常認(rèn)為，一個學(xué)生跨文化交際的意識越強，與英語國家人士接觸的欲望愈強，對國際性職業(yè)興趣越濃，那么他用英語交際的意愿也就更強。那么中日大學(xué)生為何會呈現(xiàn)出上述差異呢?我們推測這是由兩國的現(xiàn)實情況決定的。日本有著非常發(fā)達(dá)的經(jīng)濟，國際化程度很高，一般的大學(xué)生都意識到跨文化交際的重要性，學(xué)好了英語，就意味著融入了整個國際社會，所以學(xué)生的英語交際意愿也就更強。而對中國學(xué)生而言，學(xué)好了英語并不意味著能融入整個國際社會，畢竟在中國經(jīng)濟還稍欠發(fā)達(dá)，而且就業(yè)壓力很大，更談不上在國際性的組織從事工作，有相當(dāng)多的學(xué)生根本無法和外國人接觸，所以在中國學(xué)生的國際性態(tài)度和交際意愿之間不存在直接關(guān)系也就不難理解。

5.4 模型建立的意義

該模型的建立能夠比較直觀地反映影響中國大學(xué)生英語交際意愿的各變量之間的關(guān)系，無論是在理論和實踐方面都具有重要意義。

在理論啟示方面，該模型部分地支持了很多前人的研究，如 Yashima，et al.(2002)、Baker＆MacIntyre(2000)、Hashimoto(2002)和 Yashima(2002)等。建立反映中國大學(xué)生的交際意愿模型，可以進一步豐富交際意愿的研究，同時該模型凸顯了二語學(xué)習(xí)動機的重要性，其作為至關(guān)重要的變量直接或間接地影響著二語交際意愿。

該模型也具有重要的實踐意義。對于中國學(xué)生而言，學(xué)生的交際意愿和成績關(guān)系不大，而直接和間接影響英語交際意愿的，唯有學(xué)生的二語學(xué)習(xí)動機，所以只有加強學(xué)生的動機，才能真正激發(fā)學(xué)生的交際意愿。由于成績和交際意愿之間并沒有顯著關(guān)系，所以學(xué)生課堂參與，尤其是參與課堂交際活動只能作為評測學(xué)生的部分依據(jù)，不能以學(xué)生的課堂參與作為衡量一個學(xué)生成績的主要標(biāo)準(zhǔn)。我們就曾經(jīng)碰到過課堂參與非常積極可筆試卻得分很不理想的學(xué)生?？捎X察的交際能力，即“有效交流的信心”(McCroskey＆Richmond，1990)直接影響交際意愿，所以課堂教學(xué)中得注重學(xué)生的信心教育，尤其是要及時暗示學(xué)生所取得的進步，讓學(xué)生體會自己的成功，從而增加信心，同時也需創(chuàng)造一種寬松的氛圍，讓學(xué)生在輕松的氣氛中加強交際意愿，進行更多的二語交際。

6.結(jié)語

本研究對影響中國非英語專業(yè)大學(xué)生的英語交際意愿的各因素進行了探討，并建立了一個結(jié)構(gòu)方程模型。該模型基本上是一個以數(shù)據(jù)來驅(qū)動的定量研究模型，定性的解釋還有待深入。同時研究的樣本量稍小，樣本的地域覆蓋面略窄，還有很多的難以量化的因素，諸如性格，文化差異等對交際意愿的影響，都沒有考慮進去，當(dāng)然這也是今后交際意愿研究要考慮的問題和努力的方向。

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