石 晶

（聊城大學外語教育學院，山東聊城 252000）

分級教學環(huán)境下學生對于英語泛讀態(tài)度變化的實證研究

石 晶

（聊城大學外語教育學院，山東聊城 252000）

當前英語的泛讀研究大部分是在ESL環(huán)境下實施的。由于無法控制干預變量，研究成果缺乏說服力，而其中相當一部分的研究只是關注泛讀教學對語言能力的影響，卻忽視了個體之間的差異。此研究通過一學期的泛讀實驗教學，以問卷調查方式研究分級教學環(huán)境下不同語言水平學生對英語閱讀的態(tài)度變化。實驗證明，廣泛閱讀使得不同英語水平的學生泛讀態(tài)度發(fā)生積極的變化。

閱讀態(tài)度；英語泛讀；分級教學

一、引言

分級教學使得大學英語教學更具針對性，可以更好地滿足不同語言水平學生的個性化需求，為大學英語教學新綱要中的一般要求、較高要求和更高要求三個層次提供了系統(tǒng)的教學體系的支撐。新綱要的頒布，提高了對學生聽說能力的要求并強調了計算機作為媒介在英語教學中的作用，使得聽說能力的培養(yǎng)在大學英語教學中受到越來越多的關注。較之聽說課程在軟件與硬件方面的不斷加強，大部分高校對于讀寫能力的培養(yǎng)卻仍沿用傳統(tǒng)的教師講授方法，即老師照本宣科，學生“上課記筆記、下課對筆記、考前背筆記”。

二、研究問題的提出

在此情況下，將泛讀課納入大學英語課程體系是筆者所作的嘗試性教學實踐。我國的泛讀教學在理論和實踐上都遠遠落后于國外。國外的泛讀研究大部分是在ESL環(huán)境下實施的，由于無法控制干預變量，研究成果缺乏說服力，而其中相當一部分的研究只是關注泛讀教學對語言能力的影響，忽視了個體之間的差異。本研究旨在探討分級教學環(huán)境下，不同語言水平的學生在實施泛讀教學前后對于閱讀態(tài)度的變化。

三、研究過程

（一）研究對象

選擇A班（優(yōu)生）、C班（差生）作為實驗班，將泛讀教學納入大學英語課程。教師課下指導學生進行大量閱讀，課堂上壓縮部分精讀課授課時間對學生泛讀結果進行評估，并將泛讀結果納入形成性評價。該實驗過程為一個學期（約15周）。

（二）研究方法

本次研究采用問卷調查的方法了解160名受試實驗前后對于閱讀的態(tài)度變化以及學生視角下阻礙泛讀的各因素。本研究運用SPSS13.0比較所得數(shù)據(jù)。問卷中各變量的選擇是基于前人的研究（Mokhtari and Sheorey，1994）以及筆者個人的教學經驗

問卷分為三部分：Part A為受試個人信息；Part B關于閱讀興趣與態(tài)度，旨在了解受試對于閱讀的意愿和對閱讀價值的認識；Part C為可能影響閱讀的各個因素，受試從中選擇對阻礙自己進行英語閱讀影響較大的三項。

一般來說，態(tài)度的心理結構包括三因素：認知、情感及行為傾向。認知反映個體贊同或不贊同、相信或不相信，問卷中Part B部分item，即用于檢驗受試對于閱讀的認知方面；情感反映受試對于目標喜歡或不喜歡的態(tài)度傾向，item（b）和（d）即用于了解受試對于英語閱讀的情感因素；行為傾向揭示了個體行動意圖以及對于目標的準備狀態(tài)，item（a）即檢測受試對閱讀的行為傾向。

在選擇各因子時，應了解各因子的潛在意義。例如，Part C檢驗學生視角下影響閱讀的各因素中，如果個體對外語閱讀持積極態(tài)度，便會找時間進行閱讀；而如果受試選擇“沒有時間”作為限制閱讀的原因，較之選擇“沒有合適的書”或“不知道讀什么”的受試，他們的閱讀態(tài)度更消極。所以，與時間無關的三項原因可以反映出更積極的閱讀態(tài)度（a，c，and e in Part C）；而另外三項（b，d and f）基于缺少時間或興趣的選項則表示相對消極的閱讀態(tài)度。

實驗過程之前和之后進行兩次問卷調查，運用獨立樣本T檢查兩次問卷是否具有顯著性差異。為檢驗問卷信度，本研究從160名受試中選擇30名受試進行試測。

（三）問卷的信度與效度

本研究運用兩次測試的方法檢驗問卷的信度。在問卷調查實施四周后，實驗采用5分制的里克特量表從160名受試中選取30名受試進行再測，由SPSS 13.0分析收集數(shù)據(jù)。Pearson相關系數(shù)統(tǒng)計結果表明，首次測試與再次測試之間的相關系數(shù)為.834，兩變量之間存在正相關的線性關系，顯著水平為0.000。結果顯示具有統(tǒng)計顯著性，證明問卷的效度。Cronbach alpha系數(shù)用以檢驗問卷的同質性信度，Crombach’s Alpha＝.894＞.70，結果證明問卷的信度。

Table 1：Item Analysis of the Questionnaire

（四）問卷項目分析

將30名受試的回答賦值并按降序排列，前七名（n＝30，30×25%）設定為高分組，最低分數(shù)為14；后25%組成低分組，最高分是10。運用獨立樣本T檢驗檢查問卷中各項目是否能夠有效的區(qū)分受試，結果如下表：

如表1所示：Sig（2-tailed）為.000表明兩組中各變量的平均分具有顯著性差異，問卷可以有效的區(qū)分受試。

四、實驗數(shù)據(jù)分析

（一）分析A1班閱讀態(tài)度變化

配對樣本T檢驗用于檢測受試對于泛讀的態(tài)度是否有變化。表2為A1班問卷調查前測與后測的平均分

Table2：Paired Samples Statistics of Class A1

表2顯示前測平均分為13.7000，低于后測平均分14.8500.

Table 3：Paired Sample Correlation of Class A1

如表3所示：兩次測試的相關性較高（correlation＝.864），顯著水平為sig.＝.000

表4表明平均分增加1.15000，方差為1.00128，置信區(qū)間為（upper limit＝1.47023，lower limit＝0.82977），sig.（2－tailed）為.000，結果證明兩變量之間具有顯著性差異（t＝7.264，df＝40－1＝39）。

Table 4：Paired Samples Test of Class A1

（二）分析C1班閱讀態(tài)度變化

配對樣本T檢驗用于檢測受試對于泛讀的態(tài)度是否有變化。表5為C1班問卷調查前測與后測的平均分

Table 5：Paired Samples Statistics of Class C1

Table 5顯示前測平均分為11.4000，低于后測平均分（M＝12.5750）。

Table 6：Paired Sample Correlation of Class C1

如表6所示：前后測相關性較高（correlation＝.826，sig.＝.000），結果表明兩次測試線性相關。

如表7所示：平均分增加1.17500，方差為1.27877，置信區(qū)間（upper limit＝1.58397，lower limit＝0.76603），sig.（2－tailed）為.000。結果表明兩變量之間具有顯著性差異（t＝5.811，df＝40－1＝39）。

Table 7：Paired Samples Test of Class C1

（三）學生視角下影響閱讀因素的分析

實驗教學開始之前，調查了學生視角下影響閱讀的各因素，“由于學習大學課程沒有充足的閱讀時間”為影響閱讀的最主要因素，占36.46%；其次為“沒有足夠適合我的閱讀水平的書籍”，占19.69%。

實驗結束之后，對受試進行了如上問題的再測，結果發(fā)生了明顯的變化，原第二位的“沒有足夠適合我的閱讀水平的書籍”成為影響閱讀的第一因素，占29.84%；而原排第一位的“由于學習大學課程沒有充足的閱讀時間”成為第二主要原因，占28.69%。

由再測發(fā)現(xiàn)，項目5所占百分比有很大提高，而項目2卻下降?；谒x項目的潛在含義可作如下推斷：如果個體對外語閱讀持積極態(tài)度，便會找時間進行閱讀；而如果受試選擇“沒有時間”作為限制閱讀的原因，較之選擇“沒有合適的書”或“不知道讀什么”的受試，他們的閱讀態(tài)度更消極。另外，反應消極閱讀態(tài)度的項目6所占比例也下降了。所以，學生此變化也反映出在實驗教學結束之后，A班與C班學生對于閱讀的態(tài)度都發(fā)生了積極的變化。

五、結論

人們通常認為閱讀作為第二外語學習中非常有效的方法僅適用于中高級讀者。因此，語言能力較差者（C班學生），因其缺少閱讀策略和閱讀動機，往往被認為不具備閱讀所必需的語言知識和詞匯量，無法取得像A班（優(yōu)生）學生的顯著進步。本文通過比較實驗教學A班和C班學生對于閱讀態(tài)度前后的變化發(fā)現(xiàn)，通過為期15周的實驗教學，無論A班還是C班的學生，對閱讀的態(tài)度均發(fā)生顯著的積極變化。所以，成功的閱讀經驗有助于閱讀興趣的產生，長期來看，泛讀教學對于語言能力較差的學生同樣可產生積極效果。

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［3］ 秦曉晴.外語教學研究中的定量數(shù)據(jù)分析［M］.武漢：華中科技大學出版社，2003

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G642.0

A

1671-8275（2012）01-0101-03

2011-11-18

石晶（1976-），女，山東聊城人，聊城大學外語教育學院講師，語言學碩士。

風 清