基于聚類分析的英語學習者動機類型研究

薛　芬

(云南大學，麗江，674199)

?

基于聚類分析的英語學習者動機類型研究

薛芬

(云南大學，麗江，674199)

摘要:本研究在D?rnyei的二語自我系統(tǒng)和Higgins的調節(jié)聚焦理論框架內，以426名大學生為被試，采用聚類分析探討了五種類型學習者的理想自我、應該自我以及二語學習經(jīng)驗是如何動態(tài)地構建了其二語自我系統(tǒng)，學習者的動機調節(jié)聚焦分類則進一步揭示了調節(jié)取向與動機因素之間的互動關系。結果顯示：聚類分析方法將研究視角從變量轉向學習者“全人”，有助于呈現(xiàn)二語自我系統(tǒng)的動態(tài)性；五類學習者在動機因素和動機結果方面有不同的組合特征，主要是理想自我及其相關動機因素與強動機低焦慮相關，而應該自我及其相關動機因素與弱動機高焦慮相關；理想自我對促進取向者的作用遠大于預防取向者，而應該自我僅對預防取向者有作用，對促進取向者不起作用?？傊?，不同調節(jié)取向的學習者通過不同的動機路徑，調動了自身潛在的不同動機因素，進而導致了不同的動機結果。

關鍵詞:動機類型，聚類分析，二語自我系統(tǒng)，調節(jié)聚焦

[doi編碼] 10.3969/j.issn.1674-8921.2016.02.008

A Study on English Learners’ Motivational Types Based on Cluster Analysis，by

XUE Fen，p.44

Within the theoretical framework of D?rnyei’s L2 MSS and Higgins’ regulatory focus, the current study, by adopting cluster analysis, explores the dynamic construction of five types of learners’ L2 motivational selves (426 college freshmen as subjects) by their ideal L2 self, ought-to L2 self, L2 learning experience, and the interaction between learners’ regulatory focus and their motivational factors. The results indicate that (1)cluster analyses, with an emphasis on learners rather than variables, are conducive to revealing the dynamic complexity of L2 self; (2) five types of learners demonstrate distinct motivational configurations, i.e., the ideal self being associated with strong motivation and less anxiety, and the ought-to self being associated with weak motivation and more anxiety; (3) while the promotion-focus motives are associated with motivated behavior of both the promotion and prevention-oriented learners, the prevention-focus factors only works for the prevention-oriented learners. The study suggests that there are learners of different motivational types and orientations who approach the learning process through different motivational paths.

1. 引言

動機一直是二語習得研究的焦點所在。新千年來，社會心理學派代表人物D?rnyei ( 2005，2009b)提出的“二語動機自我系統(tǒng)理論” (L2 motivational self system，簡稱L2MSS)取得了動機研究領域的突破性進展，其理論模型的有效性得到了不同語言文化環(huán)境下諸多實證研究(Csizer & Kormos 2009；Ryan 2009；Taguchietal. 2009；Papi 2010；劉珍等2012；韋曉保2013；彭劍娥2015；劉鳳閣2015)的驗證。但從方法視角看，以往研究關注的重點是動機因素與動機行為(或努力程度、語言水平、自主行為等)之間的關系，數(shù)據(jù)處理以相關分析、回歸分析和結構方程模型為主。然而，動機及其相關行為很可能是多種復雜的個體因素與學習者所處環(huán)境綜合互動的結果(D?rnyei 2009a)，并非因素與行為之間的線性因果關系。換言之，語言習得研究應從“因素研究”轉向“學習者研究”。為了從“全人” (wholeness)的角度探測多種因素是如何互動并構建了學習者的整體動機傾向，聚類分析，即根據(jù)樣本特征對樣本群體進行歸類的數(shù)據(jù)統(tǒng)計方法，不失為一種有效的途徑。

本研究將運用聚類分析法，探討二語自我系統(tǒng)內部的各種動機因素是如何動態(tài)地組合并建構了不同類型學習者的動機行為及其相關情感傾向。

2. 研究背景

2.1D?rnyei的二語動機自我系統(tǒng)理論

全球化背景下外語學習動機的多元性對Gardner的社會教育模式，即融合性-工具性動機理論，形成了空前的挑戰(zhàn)。D?rnyei (2005，2009b)在借鑒人格心理學家Higgins(1987)的自我差距理論的基礎上，主張從“全人”的視角把動機與認同研究相結合，構建了“二語動機自我系統(tǒng)理論”。

二語動機自我系統(tǒng)包括三個層面：理想二語自我(ideal L2 self)、應該二語自我(ought-to L2 self)和二語學習經(jīng)驗。理想二語自我是指與二語有關的理想自我，代表著學習者在二語學習方面的希望和愿望。應該二語自我指學習者為了規(guī)避負面結果，認為自己應該具備的特征，如履行責任義務、滿足他人期待等。二語學習經(jīng)驗是指與具體學習情境(如教師、教材、課程設置等)相關的或積極或消極的學習體驗。二語動機自我系統(tǒng)理論認為，學習者的動機來源于消除現(xiàn)實自我與可能自我(即理想自我或應該自我)之間的差距。它的主要優(yōu)勢在于相較于融合性動機，二語自我系統(tǒng)與外語環(huán)境更具適切性，有效地解釋了在缺乏真實直接的外語交流的環(huán)境下，學習者個體對于外部世界的感知所產(chǎn)生的動機力量，即融合和工具傾向逐漸模糊，都可能會內化為“全球共同體”和“世界英語”語境中學習者的自我認同。

已有研究顯示，理想自我比融合性動機能更有效地解釋學習者的努力程度( Taguchietal. 2009；徐智鑫、張黎黎2013)。對于低水平學習者而言，學習經(jīng)驗與動機行為更相關，而對于高水平學習者，理想自我所起的作用更大(劉鳳閣2013；徐智鑫、張黎黎2013)。關于應該自我的研究結論不一，如韋曉保(2013)和Kormos等(2011)發(fā)現(xiàn)它對自主學習行為或動機行為幾乎沒有影響，但劉珍等(2012)和Papi (2010)的研究卻表明應該自我對學習動機行為有顯著作用?？梢?，應該自我的作用機理究竟如何，值得探究。

目前僅有少數(shù)國外研究將聚類分析用于動機研究，特別是二語自我系統(tǒng)的研究。Csizer 和D?rnyei (2005)以匈牙利小學生為對象，采用聚類分析法歸納出四種動機人群，并總結了各自的動機特征。但鑒于當時二語自我系統(tǒng)尚未提出，其中的有些構念采用了替代方法(如用融合性動機替代理想自我)，從而可能影響了結果的準確性。Papi和Teimouri (2014)的研究設計則更為精細。他們在二語自我系統(tǒng)框架下，以1,278名伊朗中學生為對象，采用聚類分析的方法總結出五種學習者類型，根據(jù)每類學習者最顯著的特征可以將其分別概括為工具性、經(jīng)驗型、文化型、促進型、平衡性。該研究的啟示意義在于，學習者的動機不再能以“工具-文化”來作為靜態(tài)分野，本質上動機可視為是自我認同的外化，即越能夠內化為自我認同的因素越能夠形成動機，如“促進型”比“文化型”學習者的動機更為內化，因此能引發(fā)更強的動機行為。這種研究視角將動機來源歸納到“自我認同”一個框架下，加深了學界對動機研究的理解。但是，鑒于國內暫無基于聚類分析的實證性動機研究，此方法能否為我國動機研究提供新思路？該研究中學習者的分類特征在中國文化語境下能否能得到驗證？我們的學習者是否會呈現(xiàn)出不同的特點？這些問題尚需解答。

2.2Higgins的調節(jié)聚焦理論

在心理學領域，Higgins (1998)的調節(jié)聚焦理論 (Regulatory Focus Theory)對動機行為機制做出了新的闡釋，成為目前動機研究的一大主流。如果說Higgins(1987)的自我差距理論解釋的是自我系統(tǒng)各因素的動態(tài)性如何造成了同一個體或強或弱的動機體驗，那么他新提出的調節(jié)聚焦理論解釋的便是相同動機因素在不同個體間的異同作用。為了了解應該自我因素為何在不同文獻中作用不一，該理論框架的引入十分必要。

調節(jié)聚焦是指個體在目標實現(xiàn)過程中表現(xiàn)出的特定動機調節(jié)傾向(Higgins 1998；邸妙詞等2015)，包括促進取向和預防取向兩種調節(jié)聚焦類型。前者使個體關注自我提高需要，追求成長與成就，目標表征為是否出現(xiàn)積極結果；后者使個體關注安全需要，關注責任與義務的履行，目標表征為是否避免消極結果。不同調節(jié)取向的個體在動機行為、目標結果、情緒體驗上都存在很大差異(Higgins 1998；姚琪、樂國安2009)。

調節(jié)聚焦理論可以對二語自我系統(tǒng)內部的概念體系提供印證。如前所述，理想自我和應該自我處在自我認同連續(xù)統(tǒng)的兩端，分別代表了自我內驅和外部因素對個體的影響。因此，理想自我可能與促進取向相關，指向目標是否達成；應該自我可能和預防取向相聯(lián)系，指向責任履行和消極結果的避免(Higgins 1998)。因此，促進趨向的個體可能更易被理想自我激勵，而規(guī)范要求、責任義務等應該自我對其動機的貢獻不大，反之亦然。這種調節(jié)匹配(Higgins 2000)能夠為相同動機因素在不同個體間的異同作用做出合理的解釋。

在國內，調節(jié)聚焦理論指導下的實證研究目前偶見于心理學界(邸妙詞等2015；鄭雯等2015)，著重考察自我調節(jié)類型和調節(jié)匹配對動機行為和情緒體驗等方面所起作用的差異。但在二語習得領域尚無此類研究?；谝陨侠碚撌崂砗臀墨I回顧，本研究主要的關注點有以下兩個：(1)運用聚類分析方法從“全人”視角探討我國英語學習者的動機因素；(2)運用調節(jié)聚焦理論進一步闡釋各因素的互動機制，尤其是應該自我作用不一的研究結果。擬回答以下三個研究問題：

(1) 基于L2MSS框架及相關動機因素，我國的英語學習者可分為哪些類型？

(2) 不同類型的學習者在動機行為和情感體驗方面有何不同？

(3) 調節(jié)聚焦類型與二語自我系統(tǒng)如何互動并建構了學習者的動機類型？

3. 研究方法

3.1受試

從云南某綜合性高校隨機抽取456名非英語專業(yè)一年級大學生為研究對象，所屬專業(yè)涵蓋了財務管理、會計、旅游管理、漢語言文學四個專業(yè)。獲得的調查問卷經(jīng)整理后，有效問卷426份。有效被試中，男生236人，女生190人，平均年齡19.13歲(SD=0.52)，英語學習年限平均為8.16(SD=0.36)年。

3.2工具與施測

本研究以結構性問卷為調查工具。問卷采用匿名方式，包括兩部分：第一部分調查年齡、性別、專業(yè)等個人信息，第二部分為動機問卷。問卷題目大部分取自Taguchi 等(2009)，焦慮部分的題目取自于Papi (2010)，所有問題均采用李克特六級量表，從“完全不同意”到“完全同意”，分別記為1～6分。問卷使用中文，原始問卷由研究者翻譯為中文，并請同事校對，使其符合漢語表達。譯文問卷在30名類似被試中進行了預測試，經(jīng)因素分析和信度檢驗(Cronbach a=0.78)后對個別題目進行了修改，最終確定了調查問卷的45個題目。

動機問卷中的九個變量包括七個動機因素和兩個動機結果(見表1)。動機因素除了二語自我體系中的三個因素，即理想自我、應該自我和二語學習經(jīng)驗外，還納入了文獻中與之密切相關的其他幾個因素。已有研究(Csizer&D?rnyei 2005；劉鳳閣2015)發(fā)現(xiàn)文化態(tài)度和促進型工具動機與理想自我之間非常相關，分別代表著理想自我的社會方面和專業(yè)發(fā)展發(fā)面，而家庭影響和預防型工具動機則與應該自我非常相關，代表著外部影響對學習者的作用。對這些因素的測量有望更細致地識別出學習者的自我體系差異。動機結果變量的納入是為了驗證學習者分類的有效性，對其測量除了傳統(tǒng)的動機行為外，還納入了情感因素——語言焦慮。Papi (2010)和劉珍等(2012)的研究都表明應該自我和焦慮感極為相關，語言焦慮變量有助于不同學習者的特征差異對比。所有變量、變量所對應的問卷題號以及每項變量的實測信度見表1,問卷總的實測信度可靠(Cronbach a=0.81)。

調查問卷按自然班分組集中施測，并向被試明確交代：本調查系個人研究行為，并無其他目的，且嚴格保密個人信息，請放心據(jù)實作答。施測時間約為15～20分鐘，并當場回收問卷。

表1　變量、問卷題號及其信度一覽

3.3數(shù)據(jù)分析

數(shù)據(jù)經(jīng)過整理后，錄入SPSS18.0進行統(tǒng)計分析。主要分析過程如下：(1) 聚類分析。聚類分析旨在根據(jù)樣本所攜帶的數(shù)據(jù)特征，通過定量測算各樣本之間的相似程度和親疏關系，將性質比較相似、綜合差異比較小的樣本聚合成同一類別，而將性質相似性小、綜合差異大的樣本區(qū)分為不同類別，從而將整個研究對象分成若干類。聚類分析主要有層次聚類法和迭代聚類法兩種，并各有優(yōu)缺點。為了取長補短，本研究綜合運用兩種方法，即對動機因素變量先使用層次聚類法確定分類數(shù)和初始分類中心，接著進行迭代聚類，得到了最終聚類結果。(2)方差分析。由于聚類分析只是一種探索性分析方法，為了驗證聚類結果的組間是否有顯著性差異，接著用單因素方差分析(one-way ANOVAs)針對各個動機因素和動機結果進行組間差異性檢驗。(3)t檢驗。將樣本分為促進取向組和預防取向組，并用t檢驗來檢驗組間差異性。(4)偏相關分析。對調節(jié)聚焦與動機因素的匹配類型進行檢驗。t檢驗和偏相關分析旨在考察調節(jié)聚焦的作用并對聚類分析的結果提供進一步的驗證和解釋。

4. 結果

4.1學習者類型及其動機特征

因為聚類分析對大樣本數(shù)據(jù)不敏感，所以在統(tǒng)計分析時，首先運用層次聚類法對50個隨機樣本進行分析，結果顯示樣本可以被大致分為五類(cluster)。觀察數(shù)據(jù)特征發(fā)現(xiàn)每類樣本所攜帶的數(shù)據(jù)是有規(guī)可循的，此時參考以往研究的分類數(shù)(Papi& Teimouri 2014研究中的分類數(shù)也是五)，確定了最優(yōu)分類數(shù)目為五，并以龍骨圖的方式進行了表征。接著進行迭代聚類(K-means)，將之前確定的初始分類數(shù)目五輸入針對所有樣本(426名被試)進行的聚類統(tǒng)計程序，進行十次迭代后，得出每種類型學習者的人數(shù)特征(表2)和動機因素特征(表3)。

表2　聚類分析結果：五種類型學習者

表3　描述性統(tǒng)計：五類學習者的各種動機因素均值

五類被試在總樣本中所占的百分比依次是17%(73人)、22%(95人)、29%(124人)、14%(60人)、17%(74人)。如表2所示，第一類被試的動機普遍較低，其各因素得分幾乎都是五類學習者中的最低值，并且除了工具性動機外，其他的動機因素得分均低于臨界值(M<3)。相反，第五類被試的動機最強，其各動機因素的得分幾乎在各類型學習者中達到頂峰，表明他們擁有明確的自我認同、享受語言學習過程、文化興趣濃厚、同時有強烈的工具性動機。第二類被試的學習經(jīng)驗、工具性動機得分都處于中等水平，其突出特征是：一方面相比較學習經(jīng)驗和工具動機，他們的理想自我認同得分較低，另一方面，文化態(tài)度得分卻比較高。第三類被試人數(shù)最多(29%)，在大部分動機因素上的分值都比前兩組有穩(wěn)步提升，在組合分布模式方面與第五類最為接近，其特點有：工具性動機突出，其得分遠高于其他因素；應該自我的得分高于理想自我；且文化態(tài)度的得分處于較低水平。第四類被試身上則體現(xiàn)了兩種相反的特質：他們在理想自我、學習體驗、促進型工具性動機和文化態(tài)度方面得分較高；但其應該自我和預防性工具性動機都處于所有學習者中的最低值。

由于聚類分析只是一種探索性分析方法，為了驗證聚類結果的組間是否確實為異質，接著用單因素方差分析針對各個動機因素進行五類被試的組間差異性檢驗,結果見表4。表4顯示，在理想自我變量上，組間差異性為1<2<3<4,5(F(4,421)=176.81，p<0.001)，說明除了第四類與第五類，其余各組之間均有顯著性差異。在應該自我變量上，組間差異顯著，為4<1<2<5<3(F(4,421)=514，p<0.001)。二語學習經(jīng)驗方面，1<3,2<4,5(F(4,421)=116，p=0.004)，第三類與第二類無組間差異，第四類與第五類無組間差異，其余各組間有顯著性差異。促進性和預防性工具維度，各組間的差異分別為1<2<4,3<5(F(4,421)=685.20，p<0.001)和4<1<2<3,5(F(4,421)=107.32，p<0.001)，說明組間差異顯著。家庭影響方面，1<4<2<3<5(F(4,421)=109.93，p=0.01)，組間差異呈邊緣化顯著。文化態(tài)度上，1<3<2<5,4(F(4,421)=437.61，p<0.001)，除第五組與第四組差異不顯著，其余組均差異顯著。上述分析顯示，五類被試在各類動機因素變量上都有顯著性差異，說明聚類分析的結果是可靠的。

表4　方差檢驗：五類學習者在各動機因素上的組間差異性

**p<.05;*p<.01(下同)

4.2五類學習者的動機行為與語言焦慮

聚類分析中驗證組間差異的一種有效方法就是引入其他外部觀測變量(external criterion measures) (Alexander & Murphy 1999)。本研究中的動機結果變量便是為此而設。對五類被試的動機行為和語言焦慮也進行了方差分析。如表3所示，動機行為變量的得分從第一類到第五類逐步遞增，且組間均有顯著差異(除第四類和第五類間差異不顯著) (F(4,421)=261.7，p<0.001)。由于動機行為是動機因素作用最直接的體現(xiàn)，此結果也說明聚類過程及分類結果合理有效。另外，語言焦慮水平方面第四類被試的值最低，第三類被試的值最高，組間具有顯著差異(F(4,421)=130，p<0.001)。

表5　方差檢驗：五類學習者的動機行為與語言焦慮

4.3促進取向組與預防取向組的對比

調節(jié)聚焦類型可以對二語自我系統(tǒng)內部的概念體系提供印證，所以需要對不同調節(jié)類型的被試進行組間差異檢驗。因為理想自我與促進取向、應該自我與預防取向分別有密切相關性(Papi&Teimouri 2014)，所以在進行調節(jié)聚焦分組時，采用了動機心理學研究的常用方法,即被試的理想自我得分減去應該自我得分，若差為正數(shù)，表明被試的理想自我更強，是促進取向的學習者；若差為負數(shù)，則表明被試的應該自我更強，是預防取向的學習者。所有被試經(jīng)調節(jié)聚焦取向的判斷，被分為248名促進取向者和178名預防取向者。針對所有變量的獨立樣本t檢驗結果如表6所示。

表6　t檢驗：促進取向組 VS 預防趨向組

在理想自我(t(424)= 5.26，p=0.002)、二語學習經(jīng)驗(t(424)= 11.88，p<0.001)、促進型工具動機(t(424)= 2.21，p=0.006)和文化態(tài)度(t(424)= 24.14，p<0.001)四個變量上，促進取向組的得分顯著高于預防取向組，均有顯著性差異；而在應該自我(t(424)= -8.63，p<0.001)、預防性工具動機(t(424)= -8.23，p<0.001)和家庭影響方面，后者的得分卻高于前者；家庭影響方面的組間差異并不顯著(t(424)= -1.90，p>0.05)。另外，促進取向組在動機行為上的得分顯著高于預防取向組(t(424)= 6.20，p=0.001)，而在語言焦慮方面顯著低于后者(t(424)=-9.67，p<0.001)，說明促進取向者的動機和情感品質整體上優(yōu)于預防取向者。t檢驗結果說明對被試聚焦取向的分類是有心理現(xiàn)實性的。

既然被試群體確實存在著不同的動機聚焦類型，那么調節(jié)匹配對動機行為的作用如何檢測呢？偏相關分析可以用來反映各個不同的獨立變量在解釋因變量的離差上所起的相對作用。因此我們接著進行了偏相關分析，即排除其他因素的作用，計算出兩個目標因素間的相關關系。表7顯示，不同調節(jié)聚焦取向的學習者其動機因素和動機行為間的關系呈現(xiàn)出不同的趨勢。當應該自我和預防型工具動機被控制時，促進取向的動機因素中，理想自我和動機行為顯著正相關，且在促進取向組中的相關性(r=0.76,p<0.001)遠高于預防取向組(r=0.24,p=0.03); 促進性工具動機和動機行為也呈顯著正相關，在促進取向組中的相關性(r=0.56,p<0.001)高于預防取向組(r=0.32,p=0.01)。當理想自我和促進型工具動機被控制時，預防取向的動機因素(即應該自我和預防型工具動機)和動機行為之間的相關性僅在預防取向組中達顯著水平(r1=0.21,p1=0.04；r2=0.27,p2=0.03)，在促進取向組中沒有統(tǒng)計學意義(r1=0.12,p1>0.05；r2=0.15,p2>0.05)。換言之，促進取向的動機對促進取向者和預防取向者都起作用，而預防取向的動機則只對預防取向者起作用。

表7　偏相關分析：調節(jié)匹配

5. 討論

5.1二語自我系統(tǒng)的動態(tài)性

本研究通過聚類分析得出了五種學習者類型(表8)。值得注意的是，這五類學習者的動機特征并不是均勻遞增，而是有著動態(tài)性變化，因而呈現(xiàn)出具有不同組合特征的二語自我系統(tǒng)。

表8　五類學習者的二語自我系統(tǒng)

-表示“弱”；+表示“強”；++表示“非常強”

根據(jù)其動機特征，五類學習者分別以“旁觀型學習者”、“ 情境型學習者”、“ 工具型學習者”、“ 發(fā)展型學習者”、“ 平衡型學習者”來命名。第一類學習者是動機最弱組，在所有的動機因素和動機行為上都處于最低水平，只是在焦慮水平上處于倒數(shù)第二位。對他們來說，語言學習只是一門強制性的課程，語言學習經(jīng)驗無法內化到自我認同之中，也就建立不起與未來生活的任何聯(lián)系，些微的動機和焦慮或許都只是與考試通過有關。第二類學習者對二語學習經(jīng)歷比較敏感，屬于“情境性學習者”。他們也有較濃厚的文化興趣，但是其理想自我與應該自我都沒有建構起來，因此動機行為水平也較低。第三類學習者的動機因素和動機行為都處于中等水平，其突出特征是文化興趣程度弱，工具性動機(包括促進型和預防型工具動機)水平非常高，焦慮處于所有組最高水平。第四類學習者的理想自我、二語經(jīng)驗、文化興趣、動機行為都非常高，但是其應該自我水平卻最低。第五類學習者幾乎在所有維度上的動機都是最高的(除焦慮外)，屬于動機最強組。

對不同類型學習者動機組合特征的對比能夠挖掘二語自我系統(tǒng)內在結構的動態(tài)變化。首先，第二類“情境型學習者”和第三類“工具型學習者”的重要區(qū)別在于前者的文化態(tài)度高，后者文化態(tài)度低但工具性動機高。我們看到，第二類學習者雖有濃厚的文化興趣，但是這興趣并沒有達到內化成理想自我的程度(Csizer & D?rnyei 2005)，因而不能激發(fā)較強的學習動機。第三類學習者對外語文化不感興趣，但是他們將語言學習的“工具價值”或“語用價值”和自我發(fā)展聯(lián)系在一起，因而建構起強烈的自我認同，成為語言學習重要驅動力。正如Papi和Teimouri (2014)所指出的，理想自我可能包含文化融入驅動和促進型工具驅動兩個方面，分別代表語言學習者利用外語工具試圖建立的社會身份和專業(yè)身份。在全球化背景下的外語環(huán)境中，學習者的驅動力不僅包含對“想象共同體”的文化態(tài)度，更多來自于一種對“世界英語”所攜帶的“全球公民素質”信息的想象認同，因而越能夠與學習者自身認同建構發(fā)生作用的因素就越能夠激勵學習者。這樣看來，第三類學習者借由語言的工具價值內化成未來“自我角色”的建構，所以他們的文化態(tài)度即使比第二類學習者低，也能激發(fā)更高水平的動機行為。

其次，對比第三、四類學習者(工具型學習者VS 發(fā)展型學習者)，前者焦慮水平高(在五類中最高)而動機行為略低，后者焦慮水平低(在五類中最低)而動機行為高。回溯他們的自我系統(tǒng)，發(fā)現(xiàn)在理想自我和應該自我之間的權重上，前者屬于應該自我高而理想自我低型，后者則屬于理想自我高而應該自我極低型。諸多文獻(劉鳳閣2013；徐智鑫等2013)已證實，理想自我對動機水平的激勵作用比應該自我更大，可能是因為理想自我對學習者來說更為內化(internalized)，更能反映學習者的自我認同建構，因而能引發(fā)更持久的學習態(tài)度和更積極的動機策略；而應該自我是指用責任和義務來滿足外部規(guī)范和要求，更多代表學習者的社會認同或他人認同，帶有被動應付的色彩。另外，自我系統(tǒng)與焦慮的關系則可以用Higgins (1987)的自我差距理論來解釋。根據(jù)Higgins,現(xiàn)實自我與兩種未來自我的匹配/不匹配會帶來不同的情緒體驗，即現(xiàn)實自我與理想自我的匹配/不匹配會分別帶來快樂-沮喪感，而現(xiàn)實自我與應該自我的匹配/不匹配則會分別帶來平靜-焦慮感。因此，焦慮感與應該自我更相關，正如Gregersen和Horwitz (2002，轉引自劉珍等2012)所言，“焦慮是非常關注他人對自己印象和害怕負面評價的結果以及焦慮具有外在和他人指向基礎”，所以(第三類)應該自我高則焦慮感更強，(第五類)應該自我低則焦慮水平低。

第四、五類學習者(發(fā)展型學習者VS 平衡型學習者)的對比則更為有趣。兩者在理想自我和促進性工具性動機方面頗為相似，第四類學習者的應該自我、預防性工具動機和焦慮水平遠低于第五類學習者，但兩者的動機行為卻并無顯著差異。D?rnyei (2009a)認為自我平衡型的學習者，即理想自我和應該自我平衡，會出現(xiàn)更高水平的動機行為。本研究結果與這一論斷相悖：由于第四類與第五類學習者在動機行為上無差異，但焦慮水平遠小于第五類，我們認為很可能第四類學習者的這種理想自我高而應該自我極低的不平衡型的動機組合，其內在結構更優(yōu)化，也更易產(chǎn)生可持續(xù)性動機。

D?rnyei提出的二語動機自我系統(tǒng)，克服了靜態(tài)動機模式的局限，將“動機”與學習者的“自我認同”掛鉤，以理想自我直接驅動二語學習。不難看出，在各種動機因素中，越能夠內化為學習者自我認同的，就越有可能引發(fā)更強的動機行為。這種理念為學習者動機提供了更好的解釋力，尤其是在中國環(huán)境下，發(fā)展考量越來越深入地建構著學習者想象中的“未來角色”，成為外語環(huán)境下動機行為的重要源泉。

5.2調節(jié)聚焦的作用

分析不同調節(jié)取向學習者的動機因素和動機行為的關系，可以有效驗證和進一步解釋聚類分析的結果。在動機因素上，促進取向與理想自我、促進性工具性動機、文化興趣相聯(lián)系，而預防取向與應該自我、預防性工具動機相聯(lián)系。在動機行為和情緒體驗方面，促進取向與高動機、低焦慮相聯(lián)系，而預防取向與低動機、高焦慮相聯(lián)系。綜合而言，促進取向的動機作用強于預防取向。這與上文中理想自我與強動機低焦慮相關、應該自我與弱動機高焦慮相關的分析結果完全一致。

然而，調節(jié)匹配對動機行為的作用也不容忽視。根據(jù)Higgins (1998)的調節(jié)聚焦理論，調節(jié)匹配(regulatory fit)能夠為相同動機因素在不同個體間的異同作用做出合理的解釋。也就是說，促進取向者更易受到促進相關動機的激勵，但可能對預防相關動機不敏感；同理，預防取向者更易受到預防相關動機的激勵，但對促進相關動機不敏感。本研究的結果也顯示，與促進相關的動機因素(如理想自我、促進性工具動機等)對促進取向學習者的作用遠大于對預防取向學習者的作用，與預防相關的動機因素(如應該自我、預防性工具動機)對預防取向者起作用，但對促進取向者不起作用。也就是說，學習者的調節(jié)聚焦取向與動機因素的匹配能喚起更高程度的動機行為。這也能夠解釋盡管第四類學習者(發(fā)展型學習者)在應該自我、預防性工具動機維度非常低，但由于其聚焦類型和動機因素的匹配，因而并不影響其較高的動機行為。之所以以往關于應該自我作用的研究結論不一，可能是因為不同研究中被試的調節(jié)聚焦不同，如有的研究中促進取向被試居多，而有的研究中預防取向被試居多，進而產(chǎn)生了不同的動機作用。

6. 結語

本研究在D?rnyei二語自我系統(tǒng)和Higgins調節(jié)聚焦的理論框架內，以426名大學生為被試，通過聚類分析歸納出了五種類型的學習者，并分析了各自的理想自我、應該自我、二語學習經(jīng)驗在二語自我系統(tǒng)的動態(tài)構建過程中的作用；學習者的動機調節(jié)聚焦分類則進一步揭示了調節(jié)取向與動機因素之間的互動關系。研究結果顯示：(1)聚類分析方法將研究視角從變量轉向學習者“全人”，有助于呈現(xiàn)二語自我系統(tǒng)的動態(tài)性；(2)五類學習者在動機因素和動機結果方面有不同的組合特征，主要是理想自我及其相關動機因素與強動機低焦慮相關，而應該自我及其相關動機因素與弱動機高焦慮相關；(3)理想自我對促進取向者的作用遠大于預防取向者，而應該自我對預防取向者有作用，對促進取向者不起作用?？傊?，不同調節(jié)取向的學習者通過不同的動機路徑，調動了自身潛在的不同動機因素，導致了不同的動機結果。

以上研究結果的教學啟示意義在于：“外語并不僅僅是交際工具或課程內容，更是學習者人格的核心要素，是個體認同的重要部分。”(D?rnyei 2005)首先教師應了解學生的動機自我系統(tǒng)，了解其動機因素的組合特征，以充分挖掘并調動學生身上潛在的動機因素。其次教學中應充分發(fā)揮理想自我在語言學習中的積極導向作用。理想自我實際上是學生基于語言學習經(jīng)歷所構建起來的想象自我認同。幫助學生構建理想自我的愿景，要扎根于學生的日常學習經(jīng)歷之中，如果學生能充分體驗到語言學習的充實感、成就感和價值感，則更易于將這種感受內化到自我認同建構之中，用英語建立起未來自我的“想象認同”。最后，教師應注意動機策略與學習者動機類型的匹配。如對一名預防(調節(jié))取向的學生施加外部規(guī)范和要求，可能會激發(fā)其強烈的學習動機，而此舉對促進取向的學生卻會適得其反。動機取向與動機因素的匹配是實施教學動機策略的關鍵所在。

參考文獻

Alexander, P. A. & P. K. Murphy. 1999. Learner profiles: Valuing individual differences within classroom communities[A]. In P. L. Ackerman, P. C. Kyllonen & R. D. Roberts (eds.).LearningandIndividualDifferences:Process,Trait,andContentDeterminants[C]. Washington: American Psychological Association. 412-31.

Csizer, K. & Z. D?rnyei. 2005. Language learners’ motivational profiles and their motivated learning behavior [J].LanguageLearning55(4): 613-59.Csizer, K. & J. Kormos. 2009. Learning experiences, selves and motivated learning behavior: A comparative analysis of structural models for Hungarian secondary and university learners of English[A]. In Z. D?rnyei & E. Ushioda (eds.).Motivation,LanguageIdentityandtheL2Self[C]. Clevedon: Multilingual Matters. 98-119.

D?rnyei, Z. 2005.ThePsychologyoftheLanguageLearner:IndividualDifferencesinSecondLanguageAcquisition[M]. Mahwah: Erlbaum.

D?rnyei, Z. 2009a. Individual differences: Interplay of learner characteristics and learning environment [A]. In N. C. Ellis & D. Larsen-Freeman (eds.).LanguageasaComplexAdaptiveSystem[C]. Malden: Wiley-Blackwell. 230-48.

D?rnyei, Z. 2009b. The L2 motivational self system [A]. In Z. D?rnyei & E. Ushioda (eds.).Motivation,LanguageIdentityandtheL2Self[C]. Clevedon: Multilingual Matters. 9-42.Higgins, E. T. 1987. Self-discrepancy: A theory relating self and affect [J].PsychologicalReview94(3): 319-40.

Higgins, E. T. 1998. Promotion and prevention: Regulatory focus as a motivational principle[J].AdvancesinExperimentalSocialPsychology30(2):1-46.

Higgins,E.T. 2000. Making a good decision: Value from fit[J].AmericanPsychologist55(11):1217-30.Kormos J., T. Kiddle & K. Csizer. 2011.Systems of goals，attitudes，and self-related beliefs in second-language-learning motivation [J].AppliedLinguistics32(5):495-516.

Papi,M. 2010. The L2 motivational self system, L2 anxiety, and motivated behavior: A structural equation modeling approach [J].System38(3) : 467-79.

Papi,M. & Y. Teimouri. 2014. Language learner motivational types: A cluster analysis study[J].LanguageLearning4(3):493-525.

Ryan, S. 2009. Self and identity in L2 motivation in Japan: The ideal L2 self and Japanese learners of English [A]. In Z. D?rnyei & E. Ushioda (eds.).Motivation,LanguageIdentityandtheL2Self[C]. Clevedon：Multilingual Matters. 120-43.

Taguchi T., M. Magid & M. Pap. 2009. The L2 motivational self system amongst Chinese，Japanese，and Iranian learners of English: A comparative study [A]. In Z. D?rnyei & E. Ushioda (eds.).Motivation,LanguageIdentityandtheL2Self[C]. Bristol: Multilingual Matters.66-97.

邸妙詞、劉儒德、高欽、王佳、魏軍、唐銘. 2015.小學生調節(jié)聚焦對生活滿意度的影響：壓力應對方式的中介作用[J]. 心理發(fā)展與教育(3):327-33.

劉鳳閣. 2013. 二語動機自我系統(tǒng)理論框架下的二語學習動機研究[J].ChineseJournalofAppliedLinguistics(2):270-86.

劉鳳閣. 2015. “二語動機自我系統(tǒng)”理論模型在中國不同英語學習者群體中的效度分析[J]. 外語教學理論與實踐 (1):19-23.

劉珍、姚孝軍、胡素芬. 2012. 大學生二語自我、焦慮和動機學習行為的結構分析[J]. 外語界(6):28-37.

彭劍娥. 2015. 二語動機自我系統(tǒng)、國際姿態(tài)及努力程度關系的結構方程模型研究[J]. 外語教學理論與實踐(1):12-18.

韋曉保.2013.大學生二語動機自我系統(tǒng)與自主學習行為的關系研究[J]. 外語與外語教學(5):52-56.

徐智鑫、張黎黎. 2013. 大學生二語動機自我體系和動機學習行為的內在結構分析[J]. 西安外國語大學學報(4):78-81.

姚琪、樂國安. 2009. 動機理論的新發(fā)展:調節(jié)定向理論[J].心理科學進展(6):1264-73.

鄭雯、汪玲、方平、李迪斯. 2015. 如何道歉更有效：調節(jié)聚焦與信息框架的作用[J]. 心理科學38(1):166-171.

(責任編輯吳詩玉)

[中圖分類號]H319

[文獻標識碼]A

[文章編號]1674-8921-(2016)02-0044-07

作者簡介：薛芬，云南大學旅游文化學院講師。主要研究方向為二語習得。電子郵箱：cathy6036@163.com