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        非英語(yǔ)專業(yè)大學(xué)生二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的實(shí)證研究

        2018-10-30 05:39:38端義鐳周景蕓遲秋雅
        關(guān)鍵詞:效應(yīng)系統(tǒng)研究

        端義鐳 ,周景蕓 ,遲秋雅 ,李 潔

        (1.金陵科技學(xué)院 外國(guó)語(yǔ)學(xué)院,江蘇 南京 211169;2.南京工業(yè)大學(xué) 外國(guó)語(yǔ)言文學(xué)學(xué)院,江蘇 南京 211800)

        一、研究背景

        動(dòng)機(jī)能激發(fā)學(xué)習(xí)行為,并為行為保持提供內(nèi)驅(qū)力。二語(yǔ)習(xí)得眾多因素都以學(xué)習(xí)者具有動(dòng)機(jī)為前提(D?rnyei2005:65),因此動(dòng)機(jī)研究一直是二語(yǔ)習(xí)得研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)。二語(yǔ)動(dòng)機(jī)研究始于20世紀(jì)50年代,歷經(jīng)社會(huì)心理、認(rèn)知情境和過程取向三個(gè)階段,現(xiàn)已發(fā)展至社會(huì)動(dòng)態(tài)階段(D?rnyei & Ushioda 2011)。作為此階段的標(biāo)志性成果,二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)理論受到了學(xué)界的廣泛關(guān)注,論文集Motivation,Language Identity and the L2 Self(D?rnyei & Ushioda 2009)的出版更是帶動(dòng)了相關(guān)實(shí)證研究的開展(Booet al.2015)。

        二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)由理想二語(yǔ)自我、應(yīng)該二語(yǔ)自我和二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)①國(guó)內(nèi)學(xué)界對(duì)L2 learning experience的翻譯各異,本文統(tǒng)一翻譯為二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)。三要素組成(D?rnyei 2005,2009)。理想二語(yǔ)自我是個(gè)體理想自我中與二語(yǔ)學(xué)習(xí)相關(guān)的方面,如果學(xué)習(xí)者的理想自我能熟練掌握某種第二語(yǔ)言,就會(huì)產(chǎn)生學(xué)習(xí)這種語(yǔ)言的動(dòng)力。應(yīng)該二語(yǔ)自我是學(xué)習(xí)者為了滿足重要他者的期待、避免負(fù)面結(jié)果的出現(xiàn),而自我設(shè)定的應(yīng)該具備的二語(yǔ)學(xué)習(xí)特征。理想二語(yǔ)自我和應(yīng)該二語(yǔ)自我都屬于自我導(dǎo)向(self-guide)的范疇,都是學(xué)習(xí)者渴望實(shí)現(xiàn)的目標(biāo)狀態(tài),都是能產(chǎn)生縮小現(xiàn)實(shí)自我和未來自我之間差距的動(dòng)機(jī),但前者表現(xiàn)為各種期望和抱負(fù),后者則表現(xiàn)為各種義務(wù)和責(zé)任,兩者的結(jié)合與“趨利避害”的動(dòng)機(jī)原則一致。二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)是與學(xué)習(xí)環(huán)境和個(gè)人經(jīng)歷相關(guān)的情境動(dòng)機(jī),由教師、課堂、課程、前期學(xué)習(xí)經(jīng)歷等多種因素構(gòu)成。

        目前有關(guān)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的實(shí)證研究集中于對(duì)理論的驗(yàn)證,探討系統(tǒng)三要素之間及其與努力程度或?qū)W習(xí)行為之間的關(guān)系(Csizér & Kormos 2009; D?rnyei & Chan 2013; Kormoset al.2011; Papi 2010;Ryan 2009;Taguchiet al.2009;You & D?rnyei 2016;Youet al.2016;劉鳳閣 2015;劉珍等2012;彭劍娥2015;徐智鑫、張黎黎2013;韋曉保2013,2014;詹先君2015)??傮w而言,與傳統(tǒng)的融合性動(dòng)機(jī)(Gardner 1985,2001)相比,二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)對(duì)努力程度或?qū)W習(xí)行為的解釋力更強(qiáng)(Ryan 2009;Taguchiet al.2009;徐智鑫、張黎黎2013)。然而,上述研究在具體發(fā)現(xiàn)上仍存在一些差異,例如理想二語(yǔ)自我與應(yīng)該二語(yǔ)自我是相互影響的(Papi 2010;劉珍等 2012;韋曉保 2013,2014;詹先君2015),還是彼此獨(dú)立的(Taguchiet al.2009;Youet al.2016;劉鳳閣 2015;徐智鑫、張黎黎 2013);對(duì)努力程度或?qū)W習(xí)行為預(yù)測(cè)力最強(qiáng)的是二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)(Papi 2010;You & D?rnyei 2016;Youet al.2016;劉珍等 2012;彭劍娥 2015;韋曉保 2013,2014),還是理想二語(yǔ)自我(Taguchiet al.2009;徐智鑫、張黎黎 2013;詹先君 2015);應(yīng)該二語(yǔ)自我的動(dòng)機(jī)效應(yīng)是被完全邊緣化的(彭劍娥 2015;韋曉保 2013,2014),還是受到應(yīng)有的關(guān)注的(徐智鑫、張黎黎 2013)。關(guān)于這些問題,學(xué)界尚需要通過更多實(shí)證研究來予以回答。此外,雖然部分研究對(duì)樣本進(jìn)行了分組,考察了性別、地域、受教育程度對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的影響(Ryan 2009;You & D?rnyei 2016;葛娜娜、金立鑫 2016),但這還不夠,因?yàn)閷I(yè)背景、語(yǔ)言水平等因素尚未被納入研究之中。因此,在前人研究的基礎(chǔ)上,本研究擬采用問卷調(diào)查的方式,對(duì)非英語(yǔ)專業(yè)大學(xué)生二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的現(xiàn)狀、影響因素及其與學(xué)習(xí)努力程度之間的關(guān)系進(jìn)行深入探究。

        二、研究設(shè)計(jì)

        (一)研究問題

        本研究旨在回答以下3個(gè)問題:1)非英語(yǔ)專業(yè)大學(xué)生二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的總體情況如何?2)性別、專業(yè)背景和英語(yǔ)水平是否會(huì)對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)產(chǎn)生影響?3)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度之間的關(guān)系如何?

        (二)研究工具

        本研究使用的問卷由兩部分構(gòu)成:第一部分調(diào)查學(xué)生的個(gè)人信息,第二部分調(diào)查學(xué)生的學(xué)習(xí)努力程度和二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的狀況。后者在設(shè)計(jì)時(shí)參考了Taguchiet al.(2009)研究使用的問卷,采用李克特六點(diǎn)量表,從“非常不同意”(1分)到“非常同意”(6分),共有22個(gè)題項(xiàng)。為了檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)效度和信度,研究組在155名非英語(yǔ)專業(yè)大學(xué)生中進(jìn)行了問卷試測(cè)。KMO測(cè)度和Barlett球形檢驗(yàn)結(jié)果顯示,KMO值為0.934,遠(yuǎn)大于0.60的最低要求(秦曉晴 2009:226),Barlett球形檢驗(yàn)也達(dá)顯著水平(p=0.000),表明試測(cè)數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。運(yùn)用主成分分析法按方差最大旋轉(zhuǎn)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析,依據(jù)碎石圖并結(jié)合特征值和理論構(gòu)念,將22個(gè)題項(xiàng)聚成4個(gè)特征值大于1的因子,分別命名為“學(xué)習(xí)努力程度”“理想二語(yǔ)自我”“應(yīng)該二語(yǔ)自我”和“二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)”。所有題項(xiàng)的因子負(fù)荷介于0.421和0.858之間,大于0.30的最低要求(秦曉晴2009:231),累積可解釋69.84%的方差。因此,量表的結(jié)構(gòu)效度較為理想。內(nèi)在一致性檢驗(yàn)顯示,量表整體的Cronbachα系數(shù)達(dá)0.946,4個(gè)變量的Cronbachα系數(shù)介于0.700和0.936之間,滿足不低于0.70的標(biāo)準(zhǔn)(秦曉晴2009:220)。因此,量表的信度亦符合要求,可將其用于后續(xù)大規(guī)模實(shí)測(cè),實(shí)測(cè)量表題項(xiàng)的編排如表1所示。

        表1 實(shí)測(cè)量表題項(xiàng)的編排信息

        (三)數(shù)據(jù)收集與分析

        2017年11—12月,研究組在課堂上分別對(duì)來自江蘇省5所高等院校(綜合性院校2所,師范類院校1所,理工類院校2所)的931名非英語(yǔ)專業(yè)大學(xué)生進(jìn)行了問卷調(diào)查,其中大一學(xué)生503人,大二學(xué)生428人,之前均無在國(guó)外學(xué)習(xí)或生活的經(jīng)歷。為了打消學(xué)生的顧慮以獲得真實(shí)的數(shù)據(jù),施測(cè)者事先向?qū)W生承諾問卷作答情況僅作研究之用,與個(gè)人評(píng)價(jià)和成績(jī)?cè)u(píng)定無關(guān),不會(huì)對(duì)其產(chǎn)生任何負(fù)面影響。研究組共回收問卷931份,剔除作答不全的問卷后共得到有效問卷920份,問卷有效率為98.82%。920名研究對(duì)象的基本信息如表2所示。

        表2 研究對(duì)象的基本信息(n=920)

        數(shù)據(jù)分析使用SPSS 22.0和Amos22.0完成,具體分為以下3個(gè)步驟:1)取每個(gè)變量所有題項(xiàng)的均值作為學(xué)生在該變量上的得分,對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的總體情況進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì);2)將樣本按性別、專業(yè)背景和英語(yǔ)水平分組,先對(duì)分組樣本的二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),再用多元方差分析考察這3個(gè)因素對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的影響;3)采用皮爾遜相關(guān)分析考察二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度之間的相關(guān)關(guān)系,在此基礎(chǔ)上通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型來進(jìn)一步探究變量之間的關(guān)系。

        三、結(jié)果與討論

        (一)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的總體情況及影響因素

        如表3所示,學(xué)生的理想二語(yǔ)自我、應(yīng)該二語(yǔ)自我和二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)的均值分別為4.51、4.55和4.38,總體上處于中等偏上水平。

        表3 二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的總體和分組描述性統(tǒng)計(jì)

        我們以性別、專業(yè)背景和英語(yǔ)水平為自變量,以二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)為因變量,對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了多元方差分析。 結(jié)果顯示,專業(yè)背景(F(3,906)=4.509,p=0.004)和英語(yǔ)水平(F(6,1812)=8.716,p=0.000)對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)有顯著的主效應(yīng);性別無顯著的主效應(yīng)(F(3,906)=1.232,p=0.297),但與專業(yè)背景和英語(yǔ)水平有顯著的三重交互效應(yīng)(F(6,1812)=3.762,p=0.001)。

        我們進(jìn)一步分析了性別、專業(yè)背景和英語(yǔ)水平對(duì)理想二語(yǔ)自我、應(yīng)該二語(yǔ)自我和二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)的主效應(yīng)和三重交互效應(yīng),詳情見表4。

        表4 性別、專業(yè)背景和英語(yǔ)水平對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)三要素的主效應(yīng)和三重交互效應(yīng)

        由表 4 可知,專業(yè)背景對(duì)理想二語(yǔ)自我(F(1,908)=12.704,p=0.000)和二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)(F(1,908)=4.925,p=0.027)的主效應(yīng)達(dá)到顯著水平。兩兩比較發(fā)現(xiàn),文科學(xué)生的理想二語(yǔ)自我(MD=0.28,p=0.000)和二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)(MD=0.16,p=0.027)顯著強(qiáng)于理工科學(xué)生。與理工科學(xué)生相比,文科學(xué)生對(duì)同屬文科的英語(yǔ)課程有更強(qiáng)的認(rèn)同感,更容易想象自己將來在學(xué)習(xí)、工作、生活中使用英語(yǔ)進(jìn)行交流的圖景,對(duì)英語(yǔ)學(xué)習(xí)在其個(gè)人發(fā)展和自我實(shí)現(xiàn)中的重要性有更深刻的認(rèn)識(shí),因此,對(duì)英語(yǔ)語(yǔ)言文化以及英語(yǔ)學(xué)習(xí)的目標(biāo)、任務(wù)、環(huán)境、過程等持有更為積極的態(tài)度。

        與專業(yè)背景情況類似,英語(yǔ)水平對(duì)理想二語(yǔ)自我(F(2,908)=6.103,p=0.002)和二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)(F(2,908)=13.319,p=0.000)的主效應(yīng)也達(dá)到顯著水平。兩兩比較發(fā)現(xiàn),已過六級(jí)學(xué)生的理想二語(yǔ)自我顯著強(qiáng)于未過四級(jí)學(xué)生(MD=0.32,p=0.001),二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)顯著強(qiáng)于未過四級(jí)學(xué)生(MD=0.44,p=0.000)和已過四級(jí)學(xué)生(MD=0.28,p=0.012)。相對(duì)而言,已過六級(jí)學(xué)生對(duì)英語(yǔ)學(xué)習(xí)有更強(qiáng)的自信心和自我效能感,同時(shí),較為成功的學(xué)習(xí)經(jīng)歷使其對(duì)當(dāng)下的英語(yǔ)學(xué)習(xí)及未來成為一名成功英語(yǔ)使用者的愿景具有更為正面的情感。Henry(2015)指出,理想自我具有動(dòng)態(tài)性,在與現(xiàn)實(shí)自我的互動(dòng)中不斷發(fā)生改變,如果現(xiàn)實(shí)自我的二語(yǔ)水平不斷提升,那么理想二語(yǔ)自我也會(huì)隨之提升。

        性別無顯著的主效應(yīng),其對(duì)理想二語(yǔ)自我(F(2,908)=7.754,p=0.000)、應(yīng)該二語(yǔ)自我(F(2,908)=8.550,p=0.000)和二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)(F(2,908)=7.506,p=0.001)的顯著影響均體現(xiàn)在與專業(yè)背景和英語(yǔ)水平的三重交互效應(yīng)上。交互效應(yīng)顯著時(shí)需要采用簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)作進(jìn)一步分析,這里將專業(yè)背景和英語(yǔ)水平固定以考察性別效應(yīng)②三重交互效應(yīng)顯著說明,一個(gè)因素如何起作用要受另外兩個(gè)因素的影響。在做簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí),將哪兩個(gè)因素固定以考察第三個(gè)因素的效應(yīng)取決于研究者的理論興趣(舒華、張亞旭 2008:146)。,分組詳情見表5。

        簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)顯示,在理工科學(xué)生中,未過四級(jí)女生的理想二語(yǔ)自我 (F(1,913)=40.03,p=0.000)、應(yīng)該二語(yǔ)自我(F(1,913)=13.31,p=0.000)和二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)(F(1,913)=61.53,p=0.000)均顯著強(qiáng)于男生,已過四級(jí)男生的應(yīng)該二語(yǔ)自我顯著強(qiáng)于女生(F(1,913)=7.20,p=0.007),已過六級(jí)女生的應(yīng)該二語(yǔ)自我顯著強(qiáng)于男生(F(1,913)=3.98,p=0.046)。理工科其他組別和文科各組別的性別差異均未達(dá)到顯著水平。 之前,Ryan(2009),You & D?rnyei(2016)以及葛娜娜、金立鑫(2016)先后采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對(duì)男女生分組數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,并報(bào)告了二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的性別差異。本研究引入更多自變量并采用多元方差分析處理數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn),性別不能單獨(dú)對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)產(chǎn)生顯著影響,其對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的影響受專業(yè)背景和英語(yǔ)水平的制約,且這種影響具有一定的復(fù)雜性。

        表5 簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)分組描述性統(tǒng)計(jì)

        (二)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度的關(guān)系

        為了考察二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度的關(guān)系,本研究對(duì)變量進(jìn)行了相關(guān)分析。如表6所示,二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)三要素兩兩之間存在中等或高相關(guān)關(guān)系③相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值小于或等于0.39被認(rèn)為是低相關(guān),介于0.40和0.69之間被認(rèn)為是中等相關(guān),大于或等于0.70被認(rèn)為是高相關(guān)(秦曉晴、畢勁 2015: 415)。(r理想-應(yīng)該=0.575,p<0.01;r理想-體驗(yàn)=0.780,p<0.01;r應(yīng)該-體驗(yàn)=0.527,p<0.01); 三要素與學(xué)習(xí)努力程度之間也存在中等或高相關(guān)關(guān)系(r理想-努力=0.773,p<0.01;r應(yīng)該-努力=0.574,p<0.01;r體驗(yàn)-努力=0.843,p<0.01)。 這說明二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)三要素之間密切關(guān)聯(lián),共同發(fā)揮動(dòng)機(jī)效應(yīng)。

        表6 二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度的相關(guān)分析

        依據(jù)相關(guān)分析結(jié)果,參考Papi(2010)以及劉珍等(2012)的研究結(jié)果,本研究將二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)三要素作為自變量,將學(xué)習(xí)努力程度作為因變量,建構(gòu)了四者關(guān)系的假設(shè)模型(見圖1)。

        圖1 二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度關(guān)系的假設(shè)模型

        為了滿足模型的信度要求,本研究在實(shí)際建模過程中刪除了5個(gè)題項(xiàng)。選取的模型適配度指標(biāo)如下:CMIN/DF<5,p>0.05,GFI>0.90,AGFI>0.90,CFI>0.90,RMSEA<0.08,RMR<0.05(吳明隆 2010: 52-53)。根據(jù)Amos系統(tǒng)提示的修正指標(biāo)(modification indices)進(jìn)行必要修正后,模型在適配度指標(biāo)上的表現(xiàn)如下:CMIN/DF=4.935,p=0.000,GFI=0.938,AGFI=0.909,CFI=0.970,RMSEA=0.065,RMR=0.036。 盡管p值小于0.05,但因其對(duì)樣本大小非常敏感,樣本越大越容易達(dá)到顯著,所以在其他指標(biāo)均符合要求的情況下,結(jié)構(gòu)模型是可以接受的。最終模型與標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)如圖2所示,所有路徑均達(dá)到0.05的顯著水平。

        圖2 二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度關(guān)系的最終模型和標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

        如圖2所示,理想二語(yǔ)自我和應(yīng)該二語(yǔ)自我以雙箭頭相連,表明兩者互相影響(0.79)。根據(jù)Boyatzis & Akrivou(2006)的觀點(diǎn),個(gè)體隸屬的社群會(huì)對(duì)其產(chǎn)生影響,因此,在社會(huì)壓力普遍存在的情況下,很難清晰界定個(gè)體的理想自我是完全體現(xiàn)了個(gè)人意愿還是摻雜了重要他者和團(tuán)體規(guī)范的意志。受傳統(tǒng)文化的熏陶,中國(guó)人對(duì)自我的認(rèn)知通常以他者為導(dǎo)向,因此學(xué)生可能會(huì)將父母和老師認(rèn)為其應(yīng)具備的素質(zhì)納入到理想自我的建構(gòu)中,將避免考試失敗、不辜負(fù)父母和老師的期望與謀求個(gè)人發(fā)展、實(shí)現(xiàn)個(gè)人理想結(jié)合起來。這是一種高度內(nèi)化的與成就相關(guān)的思維傾向(achievement-related mindset),可稱之為“中國(guó)式責(zé)任”(Chinese imperative)(Chenet al.2005)。

        理想二語(yǔ)自我與應(yīng)該二語(yǔ)自我既能對(duì)學(xué)習(xí)努力程度產(chǎn)生直接影響 (理想二語(yǔ)自我→學(xué)習(xí)努力程度,應(yīng)該二語(yǔ)自我→學(xué)習(xí)努力程度),又能通過二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)努力程度產(chǎn)生間接影響(理想二語(yǔ)自我→二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)→學(xué)習(xí)努力程度,應(yīng)該二語(yǔ)自我→二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)→學(xué)習(xí)努力程度)。而二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)努力程度的影響則是直接的(二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)→學(xué)習(xí)努力程度)。

        表7 二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)對(duì)學(xué)習(xí)努力程度的影響

        表7是根據(jù)Amos系統(tǒng)生成的估計(jì)值報(bào)表中標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)(standardized directeffects)和標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)(standardized indirect effects)的數(shù)值匯總而來。由表7可知,理想二語(yǔ)自我和應(yīng)該二語(yǔ)自我的直接效應(yīng)(0.116和0.201)均小于間接效應(yīng)(0.397和0.234),相比較而言,理想二語(yǔ)自我在兩種效應(yīng)上的差異更為明顯。這說明學(xué)生的自我導(dǎo)向需要在具體的學(xué)習(xí)情境中實(shí)現(xiàn)“可及”(availability)和“可通達(dá)”(accessibility)(Norman & Aron 2003),即切實(shí)的動(dòng)機(jī)行為的產(chǎn)生離不開具體學(xué)習(xí)情境的支撐。雖然理想二語(yǔ)自我的總效應(yīng)(0.513)大于應(yīng)該二語(yǔ)自我(0.435),但差距并不大,這可能是兩者“互相影響、互相重合”(劉珍等2012:34)的結(jié)果。因此,本研究不支持應(yīng)該二語(yǔ)自我的動(dòng)機(jī)效應(yīng)被完全邊緣化的論斷(彭劍娥 2015;韋曉保 2013,2014)。

        二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)努力程度的總效應(yīng)高達(dá)0.713,與理想二語(yǔ)自我和應(yīng)該二語(yǔ)自我的總效應(yīng)之間存在較大差距。這一結(jié)果支持了前人研究所得出的二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)三要素中,二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)動(dòng)機(jī)效應(yīng)最強(qiáng)的結(jié)論(Papi2010;You & D?rnyei2016;Youet al.2016;劉珍等 2012;彭劍娥 2015;韋曉保2013,2014)。學(xué)生對(duì)英語(yǔ)語(yǔ)言文化及英語(yǔ)學(xué)習(xí)目標(biāo)、任務(wù)、環(huán)境、過程等的態(tài)度越積極,就越能產(chǎn)生努力學(xué)習(xí)英語(yǔ)的動(dòng)機(jī),并轉(zhuǎn)化為實(shí)際行動(dòng)。

        二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)三要素共能解釋學(xué)習(xí)努力程度95.6%的變異,說明二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)對(duì)學(xué)習(xí)努力程度具有極強(qiáng)的解釋力,驗(yàn)證了理論的正確性和模型的有效性。

        四、結(jié)論與啟示

        在前人研究的基礎(chǔ)上,本研究對(duì)非英語(yǔ)專業(yè)大學(xué)生進(jìn)行了問卷調(diào)查,旨在深入探究該群體二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的總體情況、影響因素及其與學(xué)習(xí)努力程度之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn),學(xué)生的二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)總體上處于中等偏上水平。多元方差分析顯示,專業(yè)背景和英語(yǔ)水平對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)有顯著的主效應(yīng),文科學(xué)生的理想二語(yǔ)自我和二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)顯著強(qiáng)于理工科學(xué)生,已過六級(jí)學(xué)生的理想二語(yǔ)自我顯著強(qiáng)于未過四級(jí)學(xué)生,二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)顯著強(qiáng)于未過四級(jí)和已過四級(jí)學(xué)生。性別對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)無顯著的主效應(yīng),但與專業(yè)背景和英語(yǔ)水平有顯著的三重交互效應(yīng)。換言之,性別對(duì)二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的影響受到專業(yè)背景和英語(yǔ)水平的制約。結(jié)構(gòu)方程模型顯示,理想二語(yǔ)自我和應(yīng)該二語(yǔ)自我互相影響,兩者既對(duì)學(xué)習(xí)努力程度產(chǎn)生直接影響,又通過二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)努力程度產(chǎn)生間接影響。二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)三要素中,動(dòng)機(jī)效應(yīng)最強(qiáng)的是二語(yǔ)學(xué)習(xí)體驗(yàn),其次是理想二語(yǔ)自我,應(yīng)該二語(yǔ)自我的動(dòng)機(jī)效應(yīng)雖不及前兩者,但亦不容忽視。

        本研究可為大學(xué)英語(yǔ)教學(xué)提供兩點(diǎn)啟示:第一,教師應(yīng)重視自我導(dǎo)向的動(dòng)機(jī)效應(yīng),通過適當(dāng)?shù)母深A(yù)手段,如D?rnyei & Kubanyiova(2014)倡導(dǎo)的六步愿景訓(xùn)練法,幫助學(xué)生構(gòu)建和強(qiáng)化理想二語(yǔ)自我,同時(shí)強(qiáng)化學(xué)生對(duì)自身學(xué)習(xí)行為的責(zé)任意識(shí),使其重視應(yīng)該二語(yǔ)自我的作用。第二,教師應(yīng)注重良好師生關(guān)系的維系,努力構(gòu)建和諧的課堂氛圍,培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣,幫助學(xué)生積累英語(yǔ)學(xué)習(xí)的成功感和良好的學(xué)習(xí)體驗(yàn),以使其愿意主動(dòng)為英語(yǔ)學(xué)習(xí)付出更多努力。

        當(dāng)然,本研究也有一些不足之處:首先,結(jié)構(gòu)方程模型只能驗(yàn)證所構(gòu)建的模型是否合理,但不能確定該模型是否為最佳。換言之,可能存在比本研究更好的二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度的關(guān)系模型。其次,本研究采用純量化的研究方法,難免受到問卷本身的局限,后續(xù)研究可加入訪談、日志等質(zhì)性材料,以期更全面地揭示二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的規(guī)律。

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