初中英語教師教學(xué)行為對學(xué)生動機(jī)的影響研究

曾細(xì)花王 耘

初中英語教師教學(xué)行為對學(xué)生動機(jī)的影響研究

曾細(xì)花①王 耘②

目的 考察英語教師教學(xué)行為對初中生英語學(xué)習(xí)動機(jī)的影響。方法 采用學(xué)習(xí)自我調(diào)節(jié)問卷、一般性學(xué)習(xí)動機(jī)問卷、英語教師教學(xué)行為問卷對662名初中生進(jìn)行測試。結(jié)果 在控制了一般性學(xué)習(xí)動機(jī)之后,英語教師的自主性支持行為會積極促進(jìn)學(xué)生內(nèi)在動機(jī)(β=0.34,P＜0.001)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)(β=0.22,P＜0.001)的發(fā)展,組織行為對學(xué)生的認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)具有顯著的積極影響(β=0.10,P＜0.01),控制行為則增強學(xué)生的外部調(diào)節(jié)動機(jī)(β=0.19,P＜0.001)和投射調(diào)節(jié)動機(jī)(β=0.08,P＜0.05)。初中生的一般學(xué)習(xí)動機(jī)和英語學(xué)習(xí)動機(jī)存在交互作用。結(jié)論 初中英語教師教學(xué)行為對學(xué)生英語學(xué)習(xí)動機(jī)具有獨特影響,同時可以通過英語學(xué)習(xí)動機(jī),影響學(xué)生的一般性學(xué)習(xí)動機(jī)。

英語教師教學(xué)行為;一般性學(xué)習(xí)動機(jī);英語學(xué)習(xí)動機(jī);初中生

英語教師對于激發(fā)學(xué)生的英語學(xué)習(xí)動機(jī)具有重要影響。M asgoret和Gardner[1]對75個獨立研究進(jìn)行的元分析表明,學(xué)生對第二語言教師的積極態(tài)度跟學(xué)生的動機(jī)和成就存在相關(guān)。此外,Clément,D¨Ornyei和Noels[2]發(fā)現(xiàn),學(xué)生對第二語言教師親和力的評估跟學(xué)生的學(xué)習(xí)信心和學(xué)習(xí)焦慮相關(guān)。D¨O rnyei[3]在外語學(xué)習(xí)動機(jī)三層次說中提出教師的親和動力、權(quán)威類型、行為示范、布置任務(wù)和提供反饋的方式會影響學(xué)生動機(jī)。雖然這些研究和假設(shè)都對第二語言/外語教師和學(xué)生第二語言/外語學(xué)習(xí)動機(jī)的關(guān)系進(jìn)行了探討,但由于Gardner的社會教育模型主要考慮社會大環(huán)境對第二語言學(xué)習(xí)動機(jī)的影響,對學(xué)校和課堂教育情景下的第二語言學(xué)習(xí)動機(jī)重視不夠,因此長期以來關(guān)于第二語言/外語教師教學(xué)行為和學(xué)生動機(jī)發(fā)展的研究并不多見。加拿大學(xué)者Noels[4-7]將自我決定理論引入第二語言/外語學(xué)習(xí)動機(jī)研究,取得了一定突破。

自我決定理論認(rèn)為,自主性需要、勝任需要和關(guān)聯(lián)需要是個體的基本心理需要。由于外界環(huán)境對個體需要的不同滿足程度,個體就會產(chǎn)生不同的動機(jī)。自我決定理論將個體的動機(jī)看作是具有不同水平的多層結(jié)構(gòu),并且提出了動機(jī)的分層模型[8]。根據(jù)該模型,英語學(xué)習(xí)動機(jī)是一個情境性動機(jī),它的發(fā)生發(fā)展會受教師教學(xué)行為等情境性因素的影響,同時也會受到上層動機(jī)-學(xué)生在整體教育背景中形成的一般性學(xué)習(xí)動機(jī)的影響,英語學(xué)習(xí)動機(jī)的重復(fù)和累積也會反過來影響學(xué)生的一般性學(xué)習(xí)動機(jī)。Noels[4-7]通過研究發(fā)現(xiàn),教師的自主性支持和控制行為顯著影響學(xué)生的第二語言學(xué)習(xí)動機(jī)。學(xué)生知覺到語言教師越多的控制,內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)越低;學(xué)生知覺到越多教師的自主性支持,及教師對他的參與和努力的表揚和鼓勵,則內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)越高。但是,Noels忽視了一般性學(xué)習(xí)動機(jī)對第二語言學(xué)習(xí)動機(jī)的影響,而且自主性需要的跨文化普遍性是一個備受爭議的問題,在比較強調(diào)教師約束和控制的中國學(xué)校環(huán)境中,教師的自主性支持是否有利于學(xué)生內(nèi)在動機(jī)的發(fā)展是一個長期爭論的話題[9]。所以,本研究將以自我決定理論為基礎(chǔ),在控制一般性學(xué)習(xí)動機(jī)的條件下,考察英語教師教學(xué)行為對學(xué)生英語學(xué)習(xí)動機(jī)的影響,從而為我國的英語教學(xué)實踐提供一定的指導(dǎo)。

1 對象與方法

1.1 對象 采用整群抽樣法,在廣東某中等城市的2所重點中學(xué)、2所普通中學(xué)的初一年級至初三年級各抽取1個班的學(xué)生作為被試。被選取的班級英語水平在年級內(nèi)處于中等,其英語老師在該班任課半年以上且不同時擔(dān)任該班的班主任。整個研究共發(fā)放問卷680份,剔除錯答和漏答的問卷,回收有效問卷662份(97.4%)。在662人中,男、女生各半,初一218人,初二232人,初三212人,重點中學(xué)322人,非重點中學(xué)340人。

1.2 方法

1.2.1 中學(xué)生英語學(xué)習(xí)動機(jī)問卷 采用Ryan和Connell的學(xué)習(xí)自我調(diào)節(jié)問卷(SRQ-A:A cadem ic Self-Regulation Q uestionnaire,適用于小學(xué)二年級至中學(xué)生)。該問卷共32個項目,分4個維度:內(nèi)在動機(jī)、認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)、投射調(diào)節(jié)動機(jī)和外部調(diào)節(jié)動機(jī)。在本研究中,將所有項目改編為適合于英語學(xué)習(xí)背景。問卷采用4點量表,從“完全不符合”到“完全符合”依次記為1～4分,各維度計項目平均分,得分越高說明該類型的動機(jī)越強烈。在本研究中,總量表和各分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.71～0.87之間。

1.2.2 中學(xué)生一般學(xué)習(xí)動機(jī)問卷 采用Biggs編制的“學(xué)習(xí)過程問卷”(Learning ProcessQ uestionnaire)中的學(xué)習(xí)動機(jī)部分,包括表面型學(xué)習(xí)動機(jī)、深層型學(xué)習(xí)動機(jī)和成就型學(xué)習(xí)動機(jī)3個維度,每個維度6個項目。問卷采用4點量表,從“完全不符合”到“完全符合”依次記為1～4分,各維度計項目平均分,得分越高說明該類型的動機(jī)越強烈。各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)如下:表面型動機(jī)0.56,深層型動機(jī)0.61,成就型動機(jī)0.68。

1.2.3 英語教師教學(xué)行為問卷 參考W illiam s和Deci的學(xué)習(xí)氛圍問卷(LCQ:The Learning Cl imate Q uestionnaire)和蘆詠莉的教師教育行為問卷,編制英語教師教學(xué)行為問卷,由學(xué)生對英語教師的教學(xué)行為進(jìn)行評定。問卷共45個項目,分為4個維度:自主性支持、組織、參與和控制。問卷采用4點量表,從“完全不符合”到“完全符合”依次記為1～4分,各維度計項目平均分,得分越高說明學(xué)生知覺到教師的這類行為越多。本研究中,總量表和各分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.68～0.89之間。

1.3 研究程序 在2003—2004學(xué)年的下學(xué)期初對學(xué)生進(jìn)行團(tuán)體施測,主試為研究者本人和某大學(xué)本科生,施測前對主試進(jìn)行培訓(xùn)。在施測過程中,由主試按指導(dǎo)語向?qū)W生說明施測要求后,學(xué)生統(tǒng)一填寫問卷,當(dāng)時回收并逐一審核。測試時間為40分鐘左右。

2 結(jié) 果

2.1 英語教師教學(xué)行為和學(xué)生英語學(xué)習(xí)動機(jī)的關(guān)系分析見表1。

表1 學(xué)生的英語學(xué)習(xí)動機(jī)與一般學(xué)習(xí)動機(jī)、英語教師教學(xué)行為的相關(guān)(r)

表2 學(xué)生的英語學(xué)習(xí)動機(jī)對一般學(xué)習(xí)動機(jī)、英語教師教學(xué)行為的回歸分析

表1表明:①教師的參與、自主性支持與學(xué)生的內(nèi)在動機(jī)、認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)和投射調(diào)節(jié)動機(jī)呈顯著正相關(guān),與外部調(diào)節(jié)動機(jī)呈顯著負(fù)相關(guān);②教師的組織行為跟學(xué)生的內(nèi)在動機(jī)、認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)和投射調(diào)節(jié)動機(jī)存在顯著正相關(guān),但與外部調(diào)節(jié)動機(jī)的相關(guān)不顯著;③教師的控制跟投射調(diào)節(jié)動機(jī)和外部調(diào)節(jié)動機(jī)呈顯著正相關(guān),但與內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)的相關(guān)不顯著。

為考察學(xué)生知覺的英語教師教學(xué)行為對學(xué)生英語學(xué)習(xí)動機(jī)的獨特影響,采用分層回歸的形式,考察控制了年級、性別、學(xué)校類型和學(xué)生的一般性學(xué)習(xí)動機(jī)后,英語教師教學(xué)行為對學(xué)生各種英語學(xué)習(xí)動機(jī)的預(yù)測作用。對年級、性別、學(xué)校類型這些分類變量進(jìn)行了虛擬變量的轉(zhuǎn)換,將它們在第一層納入方程,然后第二層納入學(xué)生的一般性學(xué)習(xí)動機(jī),最后一層納入英語學(xué)習(xí)動機(jī),回歸分析結(jié)果見表2。

從表2可以看到,在控制了年級、性別、學(xué)校類型后,學(xué)生的一般性學(xué)習(xí)動機(jī)對學(xué)生的各種英語學(xué)習(xí)動機(jī)具有極其顯著的預(yù)測作用。在排除了一般性學(xué)習(xí)動機(jī)的影響后,學(xué)生知覺的英語教師教學(xué)行為進(jìn)入方程以后所引起的決定系數(shù)的增量也都達(dá)到了顯著性水平,其中內(nèi)在動機(jī)對教師教學(xué)行為的回歸中,增量達(dá)到了0.11,也就是說在控制了各種人口學(xué)變量和一般性學(xué)習(xí)動機(jī)后,英語教師的教學(xué)行為對學(xué)生的英語學(xué)習(xí)動機(jī)仍然有顯著的預(yù)測作用。具體表現(xiàn)為教師的自主性支持對學(xué)生的內(nèi)在動機(jī)有極其顯著的預(yù)測作用(β=0.34,P＜0.001),教師的自主性支持和組織也對學(xué)生的認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)有顯著的預(yù)測作用(標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為:β=0.22,P＜0.001;β=0.10,P＜0.01),教師的控制也可以正向預(yù)測學(xué)生的外部調(diào)節(jié)動機(jī)(β=0.19,P＜0.001),但教師教學(xué)行為對投射調(diào)節(jié)動機(jī)的預(yù)測則不明顯,只有控制存在顯著但較小的預(yù)測作用(β=0.08,P＜0.05)。

2.2 英語教師教學(xué)行為、學(xué)生一般學(xué)習(xí)動機(jī)對其英語學(xué)習(xí)動機(jī)影響的結(jié)構(gòu)方程模型 見圖1。

圖1 英語教師教學(xué)行為、學(xué)生一般學(xué)習(xí)動機(jī)對其英語學(xué)習(xí)動機(jī)影響的結(jié)構(gòu)方程模型

在初始模型中,將參與、自主性支持、組織和控制作為英語教師教學(xué)行為的指標(biāo)變量,將深層動機(jī)、成就動機(jī)和表面動機(jī)作為學(xué)生一般學(xué)習(xí)動機(jī)的指標(biāo)變量,將內(nèi)在動機(jī)、認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)、投射調(diào)節(jié)動機(jī)和外部調(diào)節(jié)動機(jī)作為學(xué)生英語學(xué)習(xí)動機(jī)的指標(biāo)變量。將所有潛變量到它的其中一個觀測變量的路徑系數(shù),以及所有殘差到相應(yīng)變量的路徑系數(shù)設(shè)定為1。此外,由于假設(shè)一般學(xué)習(xí)動機(jī)和英語學(xué)習(xí)動機(jī)彼此之間的作用力相等,因此將一般學(xué)習(xí)動機(jī)到英語學(xué)習(xí)動機(jī)和英語學(xué)習(xí)動機(jī)到一般學(xué)習(xí)動機(jī)的路徑系數(shù)設(shè)定為相等。

對該模型進(jìn)行檢驗,結(jié)果獲得的擬合優(yōu)度卡方檢驗χ2(50)=132.259、相對擬合指數(shù)CF I=0.956、非正態(tài)化擬合指數(shù)TL I=0.947、近似誤差均方根RM SEA=0.077,兩個相互作用變量的穩(wěn)定指數(shù)(Stability Index,是非遞歸模型必須考察的一個指標(biāo),該指標(biāo)在-1到+1之間,表示該非遞歸模型可接受)為0.048,說明模型較好地擬合了數(shù)據(jù)。

從圖1可以看到,英語教師教學(xué)行為到學(xué)生英語學(xué)習(xí)動機(jī)的路徑系數(shù)為0.57,解釋了英語學(xué)習(xí)動機(jī)的32.5%的變異。一般學(xué)習(xí)動機(jī)和英語學(xué)習(xí)動機(jī)之間的相互作用顯著,一般學(xué)習(xí)動機(jī)到英語學(xué)習(xí)動機(jī)的路徑系數(shù)為0.14,解釋了2.0%的變異,相對于英語教師教學(xué)行為的解釋率來說,要低很多,因此可以說,即使在考慮一般學(xué)習(xí)動機(jī)的情況下,英語教師教學(xué)行為也可以顯著預(yù)測學(xué)生的英語學(xué)習(xí)動機(jī)。英語學(xué)習(xí)動機(jī)到一般學(xué)習(xí)動機(jī)的路徑系數(shù)為0.36,大于一般學(xué)習(xí)動機(jī)對英語學(xué)習(xí)動機(jī)的影響,這可能是因為在同時考慮一般學(xué)習(xí)動機(jī)和英語教師教學(xué)行為時,一般學(xué)習(xí)動機(jī)的解釋率要比單獨考慮它時的解釋率低。

3 討 論

3.1 英語教師的教學(xué)行為是學(xué)生英語學(xué)習(xí)動機(jī)的主要影響因素 本研究發(fā)現(xiàn),在控制了學(xué)生的一般學(xué)習(xí)動機(jī)以后,英語教師的教學(xué)行為對學(xué)生的英語學(xué)習(xí)動機(jī)仍然具有顯著的影響,自主性支持對學(xué)生內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)都具有積極作用,組織行為也會對認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)產(chǎn)生積極影響,而控制行為會增強學(xué)生的外部調(diào)節(jié)動機(jī),卻對學(xué)生的內(nèi)在動機(jī)沒有影響。

自主性支持和組織行為的作用,跟國外的研究[10]以及d’A illy[11]在臺灣的研究結(jié)果是一致的。教師的自主性支持是學(xué)生自我決定動機(jī)(內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī))的重要影響因素。當(dāng)教師更多地傾聽學(xué)生的意見,鼓勵交流,給予學(xué)生更多獨立學(xué)習(xí)的時間,較少支配教學(xué)過程時,學(xué)生就會對自主性和能力有更高的感知。當(dāng)教師更多地提供暗示而不是立即給予答案時,學(xué)生就會有更高的勝任感。當(dāng)學(xué)生自主性需要和能力需要得到滿足的時候,學(xué)生就會表現(xiàn)出高的內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)。

跟自主性支持相比,教師的組織行為是學(xué)生認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)的獨特影響因素,這跟已有研究[12]是一致的。如果教師給予學(xué)生明確的期望,最佳的挑戰(zhàn),并且在他們?nèi)〉眠M(jìn)步時給予及時有教益的反饋,學(xué)生就會產(chǎn)生較高的勝任感,就比較容易內(nèi)化任務(wù)的意義和價值,因此,老師在教學(xué)過程中給學(xué)生提供一致的指導(dǎo)、期望和行為規(guī)則是很重要的。

本研究表明,教師的控制會增強學(xué)生的外部調(diào)節(jié)動機(jī),卻對學(xué)生的內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)沒有影響。這跟西方研究的結(jié)果存在差異。西方研究表明教師的控制行為會削弱學(xué)生的內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī),甚至還會對外在動機(jī)產(chǎn)生消極影響[5-6,13]。這種研究結(jié)果的差異可能是由于東西方的社會差異,尤其是對控制和選擇的不同理解所造成的。Iyengar和Lepper[9]通過研究指出,選擇的概念在不同文化中具有不同的意義。對于西方人來說,選擇意味著對獨特性的追求,但對東方人來說,選擇則意味著與他人一致。因此,當(dāng)選擇是由他人做出的時候,東方人并不會表現(xiàn)出內(nèi)在動機(jī)的減弱,因為這時他們并沒有體會到自主性的剝奪,反而是在歸屬于某個群體的驅(qū)力下行動,這時他們體會到的是群體自主性。在我國,教師的批評、嚴(yán)厲的規(guī)則、懲罰等在某種程度上被認(rèn)為是合理的,甚至還可能被學(xué)生看作是關(guān)心和幫助,因此教師的控制行為并不一定會損害學(xué)生的內(nèi)在動機(jī)。由于學(xué)生有較為強烈的關(guān)系自我取向,渴望歸屬于某個群體或與重要他人保持一致,因此教師的控制行為會引起學(xué)生的服從,使他們更可能出于教師的期望或通過考試而學(xué)習(xí),表現(xiàn)出高的外在動機(jī)。雖然教師的控制行為并不損害學(xué)生的內(nèi)在動機(jī),但這并不說明控制就無損于學(xué)生的發(fā)展。教師的控制行為會通過增強學(xué)生的外在動機(jī)而影響學(xué)生的發(fā)展。眾多的研究表明,外在動機(jī)會削弱學(xué)生的積極探索行為,損害他們的創(chuàng)造性,使他們滿足于表層學(xué)習(xí),這對于學(xué)生素質(zhì)的提高和全面、可持續(xù)發(fā)展是不利的,所以教師的控制行為也應(yīng)該是避免的。

3.2 英語教師教學(xué)行為的擴(kuò)展效應(yīng) 本研究發(fā)現(xiàn),英語教師的教學(xué)行為和學(xué)生的一般學(xué)習(xí)動機(jī)都會影響學(xué)生的英語學(xué)習(xí)動機(jī),英語學(xué)習(xí)動機(jī)還可以反過來影響學(xué)生的一般學(xué)習(xí)動機(jī)。這跟自我決定理論的動機(jī)分層模型[8]是一致的。在該模型中,每一層動機(jī)都有兩個來源:一個是社會因素,另一個是相近的上層水平的動機(jī),而每一個下層動機(jī)也會反作用于上層動機(jī)。雖然根據(jù)橫向研究和相關(guān)研究的結(jié)果不能做出因果推論,但這個研究結(jié)果也說明每個學(xué)科教師教學(xué)行為的擴(kuò)展效應(yīng)。實際上,每個學(xué)生在接觸每個新課程的時候,都是帶著過去學(xué)習(xí)經(jīng)歷中形成的一般學(xué)習(xí)動機(jī)進(jìn)入學(xué)習(xí)的,教師也是在學(xué)生一般性學(xué)習(xí)動機(jī)的基礎(chǔ)上影響和塑造著學(xué)生的特定學(xué)科動機(jī)的。如果教師能夠在學(xué)生的一般學(xué)習(xí)動機(jī)的基礎(chǔ)上,通過恰當(dāng)?shù)慕虒W(xué)行為來增強學(xué)生的自我決定動機(jī)(內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)),學(xué)生就會形成積極的學(xué)科動機(jī),學(xué)科動機(jī)又會強化學(xué)生的一般學(xué)習(xí)動機(jī),而一般學(xué)習(xí)動機(jī)又會影響學(xué)生其他科目的學(xué)習(xí),從而形成一個良性循環(huán)。但是,如果某學(xué)科教師的教學(xué)行為對學(xué)生學(xué)科動機(jī)的發(fā)展產(chǎn)生了不良影響,那么這種影響就可能會以一般學(xué)習(xí)動機(jī)為中介影響其他學(xué)科動機(jī)的發(fā)展,造成惡性循環(huán)。教師教學(xué)行為的擴(kuò)展效應(yīng)說明每個學(xué)科的教師都必須根據(jù)自身學(xué)科的特點,尋找合適的激發(fā)學(xué)生學(xué)科動機(jī)的教學(xué)方式,促進(jìn)學(xué)生學(xué)科學(xué)習(xí)動機(jī)和一般學(xué)習(xí)動機(jī)的發(fā)展。

4 結(jié) 論

英語教師的教學(xué)行為和學(xué)生的一般學(xué)習(xí)動機(jī)都會影響學(xué)生的英語學(xué)習(xí)動機(jī),英語學(xué)習(xí)動機(jī)還可以反過來影響學(xué)生的一般學(xué)習(xí)動機(jī)。

英語教師教學(xué)行為是學(xué)生英語學(xué)習(xí)動機(jī)的主要影響因素,英語教師的自主性支持和組織行為會積極促進(jìn)內(nèi)在動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)動機(jī)的發(fā)展,控制行為則會增強學(xué)生的外部調(diào)節(jié)動機(jī)。

一般性學(xué)習(xí)動機(jī)和英語學(xué)習(xí)動機(jī)的交互作用可能導(dǎo)致英語教師教學(xué)行為效應(yīng)的擴(kuò)展。

[1]M asgoret A M,Gardner R C.A ttitudes,motivation,and second language learning:A meta-analysisof studies conducted by gardner and associates[J].Language Learning,2003,53(S1):167-210

[2]Clément R,Dornyei Z,Noels K A.Motivation,self-confidence,and group cohesion in the foreign language classroom[J].Language Learning,1994,44(3):417-448

[3]Dornyei Z.Motivation and motivating in the foreign language classroom[J].Modern Language Journal,1994,78(3):273-284

[4]Noels K A.Learning Spanish as a second language:Learners’orientations and perceptions of their teachers’communication style [J].Language Learning,2001,51(1):107-144

[5]Noels K A,Clement R,Pelletier L G.Perceptions of teachers’communicative style and students’intrinsic and extrinsicmotivation [J].Modern Language Journal,1999,83(1):23-34

[6]Noels K A,Clement R,Pelletier L G.Intrinsic,extrinsic,and integrative orientations of french Canadian learners of English[J]. CanadianModern Language Review,2001,57(3):424-442

[7]Noels K A,Pelletier L G.W hy are you learning a second language? Motivational orientations and self- determ ination theory[J]. Language Learning,2000,50(1):57-85

[8]Vallerand R J.Deci and Ryan’s self-determ ination theory:A view from the hierarchicalmodelof intrinsic and extrinsicmotivation[J]. Psychological Inquiry,2000,11(4):312-318

[9]Iyengar S S,LepperM R.Rethinking the value of choice:A cultural perspective on intrinsic motivation[J].Journal of Personality& Social Psychology,1999,76(3):349-366

[10]Ryan A M,Patrick H.The classroom social environment and changes in adolescents’motivation and engagement during m iddle school[J].American Educational Research Journal,2001,38(2): 437

[11]d’A illy H.Children’s autonomy and perceived control in learning:A modelof motivation and achievement in Ta iwan[J].Journalof Educational Psychology,2003,95(1):84-96

[12]Skinner E A,Be lmontM J.Motivation in the classroom:Reciprocal effects of teacher behavior and student engagement across the school year[J].Journal of Educational Psychology,1993,85(4): 571-581

[13]Richer S F,Vallerand R J.Supervisors’interactional styles and subordinates’intrinsic and extrinsic motivation[J].Journal of Social Psychology,1995,135(6):707-722

The Effect of English Teachers’Teaching Behaviors on Jun ior High School Students’EnglishLearn ingM otivation.

Zeng X ihua, W ang Yun.D epartm ent of Psychology,S chool ofPublic H ealth and T rop ical M ed icine,S outhern M ed ical U niversity,Guangzhou 510515,P.R.China

Objective To explore the effect of English teachers’teaching behaviors on junior high school students’English learning motivation.M ethods A total of 662 junior high school students were adm inistrated w ith A cadem ic Self-Regulation Q uestionnaire,Learning Process Q uestionnaire and English Teaching Behaviors Q uestionnaire.Results W hen general academ ic motivation was controlled,teachers’autonomy support were the positive predictor for students’intrinsicmotivation(β=0.22,P＜0.001)and identified regulation(β=0.10,P＜0.01)and teachers’structure also had a positive effect on students’identified regulation(β=0.10,P＜0.01).However,teachers’control had the positive effect on students’external regulation(β=0.19,P＜0.001)and introjected regulation(β=0.08,P＜0.05).Therewere interactions between students’academ icmotivation and English learning motivation.Conclusion English teachers’teaching behaviors have independent and positive effect on students’English learning motivation,and they also affect students’general academ ic motivation via english learning motivation.

English teachers’teaching behaviors;General academ ic motivation;English learning motivation;Junior high school students

2012-01-17)

① 中國.南方醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生與熱帶醫(yī)學(xué)學(xué)院心理學(xué)系(廣州) 510515 ②北京師范大學(xué)(認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)與學(xué)習(xí)國家重點實驗室)