大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入的結(jié)構(gòu)方程模型研究

山東大學(xué) 棗莊學(xué)院 蘇 琪

提 要： 學(xué)習(xí)投入被認(rèn)為是學(xué)業(yè)成就的重要預(yù)測(cè)變量，已成為教育心理學(xué)的核心概念，但在外語(yǔ)學(xué)習(xí)領(lǐng)域，目前還鮮有這方面的研究。通過(guò)對(duì)學(xué)習(xí)投入、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和焦慮的文獻(xiàn)梳理，厘清三者的內(nèi)在關(guān)系，建立英語(yǔ)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和焦慮對(duì)大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入的結(jié)構(gòu)方程模型。結(jié)構(gòu)方程模型顯示： 英語(yǔ)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的三個(gè)維度都對(duì)英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生正效應(yīng)；理想自我與應(yīng)該自我都對(duì)焦慮產(chǎn)生正效應(yīng)，而學(xué)習(xí)經(jīng)歷則對(duì)焦慮產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)；焦慮對(duì)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

1. 研究綜述

Tyler于1930年首先提出了學(xué)習(xí)投入的概念，是指學(xué)習(xí)者對(duì)完成學(xué)習(xí)任務(wù)所付出的時(shí)間和努力。Newman(1992： 555)進(jìn)一步指出學(xué)習(xí)投入包括心理與行為兩個(gè)層面。Kuh(2001)把學(xué)習(xí)投入定義為學(xué)習(xí)者實(shí)現(xiàn)有目的的學(xué)習(xí)而付出的努力，這種有目的的學(xué)習(xí)對(duì)學(xué)習(xí)結(jié)果有直接的關(guān)聯(lián)。學(xué)習(xí)投入是多維概念，目前學(xué)習(xí)投入三維理論居于主導(dǎo)地位。三維理論認(rèn)為學(xué)習(xí)投入包括行為參與，情感參與和認(rèn)知參與三個(gè)方面(Fredricks，2004)。

學(xué)習(xí)投入已成為學(xué)習(xí)收獲或?qū)W業(yè)成就主要預(yù)測(cè)變量，同時(shí)也是學(xué)校教學(xué)質(zhì)量評(píng)估的主要參考指標(biāo)，因而備受教育工作者關(guān)注，成為教育心理學(xué)的核心概念。在國(guó)外，學(xué)習(xí)投入作為學(xué)業(yè)成就的主要預(yù)測(cè)變量，已在不同教育階段得到驗(yàn)證(Finn & Voelkl, 1993; Fredricks, Blumenfeld, & Paris, 2004; Phan, McNeil, &Robin, 2016)。以上研究的重心都放在學(xué)習(xí)投入及其三個(gè)側(cè)面對(duì)不同教育階段學(xué)習(xí)者學(xué)業(yè)成就的預(yù)測(cè)方面，研究結(jié)果都顯示學(xué)習(xí)投入對(duì)學(xué)業(yè)成就具有顯著的預(yù)測(cè)作用，但在外語(yǔ)學(xué)習(xí)領(lǐng)域的研究很少；此外也鮮有對(duì)外語(yǔ)學(xué)習(xí)投入影響因素的研究。1998年美國(guó)開(kāi)展了學(xué)習(xí)投入全國(guó)調(diào)查(NSSE),自此之后學(xué)習(xí)投入已成為高校教學(xué)評(píng)估的重要指標(biāo)。2007年NSSE有了漢化版NSSE-CHINA。NSSE-CHINA目前已經(jīng)廣泛應(yīng)用于高校學(xué)生學(xué)習(xí)投入的測(cè)量以及高校教學(xué)質(zhì)量的評(píng)估。NSSE的學(xué)習(xí)投入測(cè)量共有五個(gè)維度，分別是學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度、主動(dòng)合作學(xué)習(xí)、師生互動(dòng)、教育經(jīng)驗(yàn)豐富程度和校園環(huán)境支持。這五個(gè)維度涵蓋面很廣，既有學(xué)生個(gè)體的學(xué)習(xí)投入，也有學(xué)校對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入支持的內(nèi)容。目前國(guó)內(nèi)關(guān)于學(xué)習(xí)投入的研究集中在一般教育心理學(xué)領(lǐng)域，主要涉及對(duì)NSSE效度的驗(yàn)證(楊立軍、韓曉玲，2014)，以及學(xué)習(xí)投入對(duì)學(xué)業(yè)成就的預(yù)測(cè)(汪雅霜，2015)。但在外語(yǔ)學(xué)習(xí)領(lǐng)域，國(guó)內(nèi)至今只有呂中舌、楊元辰(2013)一篇篇名關(guān)于外語(yǔ)學(xué)習(xí)投入的文章，但內(nèi)容并未涉及目前教育心理學(xué)廣泛采用的學(xué)習(xí)投入概念。

學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)是外語(yǔ)學(xué)習(xí)的主要能動(dòng)變量，Gardner(1959)提出了二語(yǔ)動(dòng)機(jī)研究的社會(huì)教育模式，該模式中的 “融合型動(dòng)機(jī)”和“工具型動(dòng)機(jī)”概念最具影響力。但是Gardner 二語(yǔ)動(dòng)機(jī)理論也有其局限性，即在像中國(guó)這樣的外語(yǔ)學(xué)習(xí)環(huán)境下，融合型動(dòng)機(jī)的“融合”概念受到了質(zhì)疑。為了解決外語(yǔ)教育環(huán)境下“融合”的問(wèn)題，D?rnyei(2005： 19-36)提出了最新的二語(yǔ)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)理論，即“二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)”理論。該模式由兩個(gè)二語(yǔ)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)自我導(dǎo)向和一個(gè)情景化學(xué)習(xí)經(jīng)歷組成： 1) 理想二語(yǔ)自我，語(yǔ)言學(xué)習(xí)者通過(guò)想象創(chuàng)造出未來(lái)的理想化身份，而對(duì)這種理想化身份的認(rèn)同成為學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)語(yǔ)言的主要內(nèi)驅(qū)力。2) 應(yīng)該二語(yǔ)自我，指?jìng)€(gè)體為實(shí)現(xiàn)自己或重要他人為自己設(shè)定的目標(biāo)或是避免負(fù)面結(jié)果而具有的某些特征。3) 二語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷，二語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷是指二語(yǔ)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)第二語(yǔ)言的情景化和及時(shí)性的體驗(yàn)和感受。D?rnyei(2005)提出“二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)”推動(dòng)了二語(yǔ)動(dòng)機(jī)研究的深入發(fā)展。研究者分別在匈牙利、伊朗、沙特、日本、中國(guó)等國(guó)驗(yàn)證了這一理論的效度和信度(Csizer & Kormos,2009；Taguchi，Magid &Papi，2009；Ryan，2009； Papi，2010；劉鳳閣，2015；呂中舌、楊元辰，2013)。以上研究主要涉及二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我理論在具有不同文化背景的國(guó)家驗(yàn)證問(wèn)題，研究的效標(biāo)變量均為動(dòng)機(jī)行為。動(dòng)機(jī)行為主要測(cè)量學(xué)習(xí)者對(duì)學(xué)習(xí)投入的時(shí)間和努力，而學(xué)習(xí)投入不僅包括學(xué)習(xí)者投入學(xué)習(xí)的時(shí)間和努力，還包括合作學(xué)習(xí)和師生互動(dòng)等更全面的內(nèi)容，并且學(xué)習(xí)投入目前已成為教育心理學(xué)預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)成就的主要變量，以研究終極目的即對(duì)學(xué)業(yè)成就的預(yù)測(cè)為出發(fā)點(diǎn)，學(xué)習(xí)投入無(wú)疑是更好的效標(biāo)變量。

焦慮是對(duì)外語(yǔ)學(xué)習(xí)產(chǎn)生影響的主要情感變量，指?jìng)€(gè)體由于自尊心與自信心受挫而產(chǎn)生的緊張與不安[10]。焦慮可分為促進(jìn)性焦慮(facilitating anxiety)和退縮性焦慮(debilitating anxiety)兩種?？梢阅軌虼龠M(jìn)二語(yǔ)學(xué)習(xí)的焦慮是促進(jìn)型焦慮，而妨礙二語(yǔ)學(xué)習(xí)的焦慮是妨礙性焦慮。Papi(2010)的研究顯示二語(yǔ)學(xué)習(xí)焦慮有助于學(xué)習(xí)者更加努力地學(xué)習(xí)。我國(guó)學(xué)者認(rèn)為，二語(yǔ)學(xué)習(xí)焦慮對(duì)第二語(yǔ)言的學(xué)習(xí)有阻礙作用(楊晉，2000； 陳秀玲，2004；石運(yùn)章、劉振前，2006)。

對(duì)于二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我，焦慮和學(xué)習(xí)投入的關(guān)系，本研究提出如下假設(shè)：

首先，動(dòng)機(jī)是學(xué)習(xí)投入的起始動(dòng)因，有學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)才可能有學(xué)習(xí)投入。因此動(dòng)機(jī)一直被視為影響外語(yǔ)學(xué)習(xí)的主要可變變量，即學(xué)習(xí)者通過(guò)動(dòng)機(jī)的調(diào)整可以對(duì)外語(yǔ)學(xué)習(xí)產(chǎn)生重要影響。前文所述，動(dòng)機(jī)二語(yǔ)自我對(duì)動(dòng)機(jī)行為的預(yù)測(cè)作用已在不同國(guó)家，不同文化背景中得到驗(yàn)證。Csizer & Kormos(2009)，Taguchi，Magid & Papi(2009)，Ryan(2009)，和 Papi(2010)的研究顯示理想二語(yǔ)自我和學(xué)習(xí)經(jīng)歷對(duì)動(dòng)機(jī)行為有正面預(yù)測(cè)作用，而應(yīng)該二語(yǔ)自我對(duì)動(dòng)機(jī)行為的預(yù)測(cè)沒(méi)有顯著性。劉珍、姚孝軍、胡素芬(2012)的研究表明，動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的三變量都會(huì)對(duì)動(dòng)機(jī)行為產(chǎn)生正向影響作用?；诖?，本研究假設(shè)大學(xué)生理想英語(yǔ)自我與英語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷對(duì)他們的英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入有正向影響，而應(yīng)該英語(yǔ)自我對(duì)他們的英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入的影響不確定。

其次，就二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)三個(gè)變量對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響路徑，本研究采用Papi(2010) 和劉珍等人(2012)的動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)與動(dòng)機(jī)行為研究模型框架，將二語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷作為二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我導(dǎo)向與學(xué)習(xí)投入之間的中介變量，即學(xué)習(xí)者的動(dòng)機(jī)自我導(dǎo)向要經(jīng)過(guò)學(xué)習(xí)經(jīng)歷的調(diào)節(jié)最終對(duì)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。就兩個(gè)動(dòng)機(jī)自我導(dǎo)向的關(guān)系，Papi(2010) 和劉珍等人(2012)的研究都顯示在東方文化背景下，理想二語(yǔ)自我形象與應(yīng)該二語(yǔ)自我形象并不是截然分開(kāi)的，有重疊的部分，二者正相關(guān)。但D?rnyei(2005，2009)認(rèn)為二者是分離的概念，因此，二者的相關(guān)關(guān)系是否正相關(guān)不確定。

最后，動(dòng)機(jī)與焦慮，特別是動(dòng)機(jī)自我與焦慮的關(guān)系是密不可分。Markus & Nurius(1987)認(rèn)為情感上的沖突很大程度上來(lái)自于自我概念的沖突。因?yàn)樨?fù)面的、消極的情感往往是因?yàn)閭€(gè)體不能夠?qū)崿F(xiàn)自己期望的自我身份而產(chǎn)生的。Higgins(1987)認(rèn)為自我不一致會(huì)導(dǎo)致焦慮，Higgins(1987)認(rèn)為理想自我與焦慮負(fù)相關(guān)，理想自我不會(huì)導(dǎo)致焦慮感的增強(qiáng)，而應(yīng)該自我會(huì)與焦慮正相關(guān)，會(huì)導(dǎo)致焦慮感的增強(qiáng)。以此為理論依據(jù)，同時(shí)結(jié)合已有的關(guān)于動(dòng)機(jī)自我、焦慮和動(dòng)機(jī)行為的研究(Papi,2010；劉珍 等，2012)，將焦慮作為二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我變量與學(xué)習(xí)投入的中介變量，即二語(yǔ)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的自我導(dǎo)向以及及時(shí)性的學(xué)習(xí)經(jīng)歷會(huì)影響二語(yǔ)學(xué)習(xí)焦慮，進(jìn)一步影響學(xué)習(xí)投入。Papi(2010)和劉珍等人(2012)研究都顯示應(yīng)該二語(yǔ)自我對(duì)焦慮有正向影響，而學(xué)習(xí)經(jīng)歷對(duì)焦慮有負(fù)向影響。但二者關(guān)于理想二語(yǔ)自我對(duì)焦慮的影響的研究結(jié)果則截然相反： Papi(2010)認(rèn)為理想二語(yǔ)自我能夠負(fù)向影響焦慮，而劉珍等人(2012)研究正好相反。本研究假設(shè)應(yīng)該英語(yǔ)自我對(duì)焦慮有正向影響，即增強(qiáng)的應(yīng)該英語(yǔ)自我會(huì)導(dǎo)致焦慮感的上升；英語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷對(duì)焦慮有負(fù)向影響，即積極的學(xué)習(xí)經(jīng)歷會(huì)降低焦慮感；理想英語(yǔ)自我對(duì)焦慮的影響不確定。此外，研究假設(shè)焦慮對(duì)學(xué)業(yè)成就起負(fù)向影響。

基于以上假設(shè)，本研究建立如下模型。模型涉及5 個(gè)潛變量，它們之間的關(guān)系如圖1所示。

圖1. 大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 研究對(duì)象

本研究采取整群抽樣的方法，在山東的三所大學(xué)二年級(jí)學(xué)生中按班級(jí)整群抽取550人作為研究對(duì)象。二年級(jí)學(xué)生經(jīng)過(guò)一年多大學(xué)學(xué)習(xí)，已經(jīng)比較適應(yīng)大學(xué)的學(xué)習(xí)生活。回收有效問(wèn)卷501份，其中男生240人，女生261人。

2.2 研究工具

本研究采用的調(diào)查問(wèn)卷主要參考了D?rnyei(2005)的二語(yǔ)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)、Papi(2010)的研究和NSSE(2010)關(guān)于認(rèn)知投入和行為投入的題項(xiàng)，主要包含二語(yǔ)理想自我、二語(yǔ)應(yīng)該自我、二語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷、二語(yǔ)學(xué)習(xí)焦慮、獨(dú)立學(xué)習(xí)，合作學(xué)習(xí)和師生互動(dòng)7個(gè)維度。因?yàn)榍楦型度肱c動(dòng)機(jī)自我和焦慮重合度較高，故未被列入此項(xiàng)研究。問(wèn)卷采用李克特5分量表形式。首先使用問(wèn)卷對(duì)280名未參加正式測(cè)試的學(xué)生中進(jìn)行了試測(cè)。試測(cè)數(shù)據(jù)如下： KMO 值為0.822，Barlett 球體檢驗(yàn)的顯著性概率接近于0，因子分析顯示有7個(gè)特征值大于1 的因子。結(jié)合Dornyei 的二語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)模式和NSSE(2010)，分別將這7個(gè)因子命名為理想自我、應(yīng)該自我、學(xué)習(xí)經(jīng)歷、焦慮、獨(dú)立學(xué)習(xí)、合作學(xué)習(xí)和師生互動(dòng)。理想自我即個(gè)體希望能成為理想的英語(yǔ)使用者的愿望，比如我常想象我能像英語(yǔ)本族語(yǔ)使用者一樣用英語(yǔ)與人交流；應(yīng)該自我，即努力是自己變得符合他人的希望或避免不好的結(jié)果，比如我所尊敬的人希望我能學(xué)好英語(yǔ)；學(xué)習(xí)經(jīng)歷指英語(yǔ)學(xué)習(xí)的經(jīng)歷和體驗(yàn)，比如我喜歡英語(yǔ)課堂的氣氛；焦慮是英語(yǔ)學(xué)習(xí)時(shí)緊張不安的情緒，比如我在課堂用英語(yǔ)回答問(wèn)題時(shí)感到緊張；獨(dú)立學(xué)習(xí)指為實(shí)現(xiàn)學(xué)習(xí)目標(biāo)獨(dú)立使用各種學(xué)習(xí)資源和工具所付出的努力，比如我遇到不會(huì)的問(wèn)題，我會(huì)上網(wǎng)去查答案；合作學(xué)習(xí)是指為實(shí)現(xiàn)學(xué)習(xí)目標(biāo)與同學(xué)共同解決問(wèn)題所付出的努力，比如課下和同學(xué)一起討論作業(yè)；師生互動(dòng)是指為實(shí)現(xiàn)學(xué)習(xí)目標(biāo)與教師的交流，比如我積極回答老師提問(wèn)的問(wèn)題等。這7個(gè)因子各題項(xiàng)的因子負(fù)荷都在.642 以上，大大高于.40的可接受值，共解釋68.36%的變異量，較好地解釋了整個(gè)量表的方差。為了研究方便，將獨(dú)立學(xué)習(xí)、合作學(xué)習(xí)和師生互動(dòng)三個(gè)因子合并為一個(gè)學(xué)習(xí)投入因子。5個(gè)部分的Cronbach alpha值分別為0.833，0.829，0.831，0.829和0.856，總量表的信度系數(shù)為0.839，說(shuō)明量表的信度較好。然后將問(wèn)卷發(fā)放給550名學(xué)生，再次測(cè)試量表的信度，得到的量表各部分的信度系數(shù)分別為0.851,0.835,0.849,0.822 和0.871，問(wèn)卷的總信度系數(shù)為0.848，這說(shuō)明量表的內(nèi)部一致性較好。

3. 數(shù)據(jù)分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

表1顯示了各變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，以及各變量的相關(guān)系數(shù)。首先，兩個(gè)動(dòng)機(jī)自我導(dǎo)向變量和學(xué)習(xí)經(jīng)歷都與學(xué)習(xí)投入顯著正相關(guān)，(r=0.62,p<0.001;r=0.33,p<0.001;r=0.47,p<0.001)這表明這三個(gè)動(dòng)機(jī)變量可能對(duì)學(xué)習(xí)投入有正向影響；焦慮與學(xué)習(xí)投入顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.24,p<0.001)，這說(shuō)明，焦慮可能對(duì)學(xué)習(xí)投入有負(fù)向影響；理想自我與應(yīng)該自我這兩個(gè)動(dòng)機(jī)自我導(dǎo)向顯著正相關(guān)(r=0.38,p<0.001)，說(shuō)明這兩個(gè)概念有重疊之處，并不是分離的概念；焦慮與理想自我和應(yīng)該自我都呈現(xiàn)顯著正相關(guān)(r=0.23,p<0.001;r=0.44,p<0.001)，說(shuō)明這兩個(gè)變量都可能正向影響焦慮；焦慮與學(xué)習(xí)經(jīng)歷呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.45,p<0.001)，說(shuō)明學(xué)習(xí)經(jīng)歷可能負(fù)向影響焦慮。

表1. 各變量描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析結(jié)果(N=501)

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型數(shù)據(jù)分析

使用Amos6.0 對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行驗(yàn)證。模型經(jīng)過(guò)修正，在增加理想自我與應(yīng)該自我的相關(guān)路徑后，得到的模型擬合數(shù)據(jù)如下： (1)χ2/df卡方自由度比值為3.058?？ǚ阶杂啥缺戎翟诳山邮芊秶鷥?nèi)。(2) 其他擬合度指標(biāo)見(jiàn)表2。

表2. 驗(yàn)證性因素分析擬和指數(shù)

由此可見(jiàn)，假設(shè)模型是可以接受的。模型的潛變量間的相關(guān)和影響路徑見(jiàn)圖2。

圖2. 大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)學(xué)習(xí)投入結(jié)構(gòu)驗(yàn)證模型

結(jié)合圖2大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)學(xué)習(xí)投入結(jié)構(gòu)驗(yàn)證模型和表3模型直接間接影響效應(yīng)分解，可以看出理想自我對(duì)學(xué)習(xí)投入影響效應(yīng)最大，總影響系數(shù)達(dá)到0.526，其中直接影響系數(shù)達(dá)到0.38，占總影響系數(shù)72.24%。學(xué)習(xí)經(jīng)歷對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響效應(yīng)排第二，總影響系數(shù)為0.371。應(yīng)該自我對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響較小，總體影響系數(shù)為0.111，而焦慮對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響為-0.16，理想自我與應(yīng)該自我正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.36。

學(xué)習(xí)經(jīng)歷在英語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我導(dǎo)向和學(xué)習(xí)投入間起部分中介效應(yīng)，在理想自我和學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)值為0.140，在應(yīng)該自我與學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)值為0.053。

表3. 模型直接間接影響效應(yīng)分解

焦慮在動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)三變量和學(xué)習(xí)投入間起部分中介作用，在理想自我和學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)值為0.021，在學(xué)習(xí)經(jīng)歷和學(xué)習(xí)投入之間的中介效應(yīng)值為0.061，在應(yīng)該自我和學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)值為-0.072。

4. 討論

4.1 各變量對(duì)學(xué)習(xí)投入的直接影響效應(yīng)

研究結(jié)果顯示，大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)(理想自我、應(yīng)該自我與學(xué)習(xí)經(jīng)歷)和焦慮對(duì)他們的英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入有著顯著的影響作用，其中動(dòng)機(jī)自我的三個(gè)變量都對(duì)學(xué)習(xí)投入有顯著的正向影響作用，直接影響效應(yīng)值分別0.38(p<0.001)、0.12(p<0.001)和0.31(p<0.001)。與Csizer & Kormos(2009)、Taguchi、Magid &Papi(2009)、Ryan(2009)、Papi(2010)和劉珍等人(2012)關(guān)于理想自我與動(dòng)機(jī)行為的研究結(jié)果相一致，理想自我對(duì)學(xué)習(xí)投入有正面預(yù)測(cè)作用，理想自我是大學(xué)生對(duì)熟練流利英語(yǔ)使用者身份的認(rèn)同，而他們英語(yǔ)實(shí)際水平與理想化的語(yǔ)言使用者之間的差距是他們產(chǎn)生學(xué)習(xí)語(yǔ)言的主要推動(dòng)力，同時(shí)融入理想二語(yǔ)自我的、內(nèi)化的促進(jìn)型工具動(dòng)機(jī)，比如我希望我有一天能夠在好的工作崗位熟練使用英語(yǔ)，也對(duì)英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生強(qiáng)大的推動(dòng)力。與Papi(2010)和劉珍等人(2012)的研究相一致，大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷對(duì)其學(xué)習(xí)投入有正向預(yù)測(cè)作用，效應(yīng)值為0.31,(p<0.001)。相比之下，大學(xué)生的應(yīng)該自我對(duì)他們的英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入的影響要弱一些，但仍然達(dá)到了0.12的顯著性影響水平(p<0.001)，這與Csizer& Kormos(2009)以及Papi(2010)關(guān)于二語(yǔ)應(yīng)該自我與動(dòng)機(jī)行為的研究結(jié)論不一致,但和劉珍等人(2012)的研究結(jié)果相一致。Csizer& Kormos(2009)認(rèn)為應(yīng)該二語(yǔ)自我使學(xué)習(xí)者更多的是出于義務(wù)和責(zé)任感去學(xué)習(xí)第二語(yǔ)言而不是發(fā)自?xún)?nèi)心地認(rèn)同第二語(yǔ)言學(xué)習(xí)的重要性。在他們內(nèi)心，可能對(duì)學(xué)習(xí)第二語(yǔ)言是抵觸的。本研究的結(jié)果可以從效標(biāo)變量上去尋找答案。本研究的效標(biāo)變量是學(xué)習(xí)投入，與先前的效標(biāo)變量動(dòng)機(jī)行為還是有區(qū)別的。畢竟學(xué)習(xí)投入不僅僅是獨(dú)立學(xué)習(xí)，還包括合作學(xué)習(xí)以及師生互動(dòng)，而動(dòng)機(jī)行為和獨(dú)立學(xué)習(xí)構(gòu)念是重合的。一些學(xué)生因?yàn)橹匾说挠绊懚W(xué)習(xí)英語(yǔ)，而重要他人可能就是合作學(xué)習(xí)的對(duì)象或者老師。此外，研究結(jié)果表明，焦慮對(duì)英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，影響系數(shù)為-0.16(p<0.001)，焦慮往往會(huì)使大學(xué)生為了避免出錯(cuò)而采取躲避的態(tài)度，甚至產(chǎn)生厭學(xué)的情緒，從而導(dǎo)致學(xué)習(xí)投入的降低。

4.2 學(xué)習(xí)經(jīng)歷在動(dòng)機(jī)自我導(dǎo)向和學(xué)習(xí)投入間的中介作用

研究結(jié)果表明，大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷在英語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我導(dǎo)向和學(xué)習(xí)投入之間起到部分中介作用，中介效應(yīng)系數(shù)分別為0.45×0.31=0.140和0.17× 0.31=0.053，分別占理想自我和應(yīng)該自我對(duì)學(xué)習(xí)投入總影響系數(shù)的26.62%和47.78%。這表明大學(xué)生的理想和應(yīng)該自我在具體的英語(yǔ)學(xué)習(xí)情境中會(huì)發(fā)揮積極的導(dǎo)向作用，而另一方面大學(xué)生理想和應(yīng)該自我導(dǎo)向在一定程度上需要積極的語(yǔ)言學(xué)習(xí)環(huán)境和學(xué)習(xí)經(jīng)歷才能轉(zhuǎn)化為實(shí)際學(xué)習(xí)投入。積極地學(xué)習(xí)體驗(yàn)，無(wú)論是課內(nèi)還是課外，都會(huì)促使他們?cè)谟⒄Z(yǔ)學(xué)習(xí)過(guò)程中采取積極的學(xué)習(xí)態(tài)度和行為，更加認(rèn)真地為實(shí)現(xiàn)自我目標(biāo)而努力學(xué)習(xí)，包括獨(dú)立學(xué)習(xí)，積極地參加小組討論和項(xiàng)目研究，積極地與同學(xué)討論課內(nèi)外作業(yè)，以及更加積極與教師溝通。大學(xué)生積極的英語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷是他們能從英語(yǔ)學(xué)習(xí)中感受到積極的學(xué)習(xí)體驗(yàn)，如學(xué)習(xí)的樂(lè)趣，這將有助于學(xué)生加強(qiáng)英語(yǔ)學(xué)習(xí)的努力程度。

4.3 焦慮在動(dòng)機(jī)自我變量與學(xué)習(xí)投入間的中介作用

研究結(jié)果顯示，焦慮在動(dòng)機(jī)自我三變量和學(xué)習(xí)投入間起部分中介作用，中介效應(yīng)系數(shù)分別為0.13×-0.16=-0.021，0.45×-0.16=-0.072和-0.38× -0.16=0.061，分別占三變量對(duì)學(xué)習(xí)投入總影響效應(yīng)的-3.99%，-64.86%和 16.44%。

與劉珍等人(2012)的研究相一致，大學(xué)生的理想自我和應(yīng)該自我都對(duì)焦慮有顯著的正向影響，這與Higgins(1987)和Papi(2010)關(guān)于自我對(duì)情感影響研究的結(jié)論并不一致。Higgins(1987)認(rèn)為理想自我是內(nèi)化的理想化的特征，代表積極的正面的情感，不會(huì)導(dǎo)致焦慮感的增強(qiáng)；應(yīng)該自我是外在的代表消極的負(fù)面的情感，會(huì)導(dǎo)致焦慮感增強(qiáng)。Papi(2010)的研究表明理想自我對(duì)焦慮有負(fù)向影響作用，即理想的語(yǔ)言使者形象會(huì)降低焦慮感。劉珍等人(2012)的研究與本研究結(jié)果表明中國(guó)學(xué)習(xí)者的理想二語(yǔ)自我與應(yīng)該二語(yǔ)自我的聯(lián)系較外國(guó)學(xué)習(xí)者更加緊密，這可以從理想自我和應(yīng)該自我之間的正相關(guān)性(r=0.36,p<0.001)得到解釋。大學(xué)生理想的英語(yǔ)使用者的形象較多地含有他人與社會(huì)的期待，因此當(dāng)這種期待越多時(shí)，焦慮感也就越強(qiáng)；而這種焦慮感對(duì)大學(xué)生的學(xué)業(yè)成就產(chǎn)生負(fù)向影響。但另一方面，雖然理想自我對(duì)焦慮有正向影響，但影響系數(shù)很低，只有0.13(p<0.01)，最終的中介效應(yīng)只占大學(xué)生理想英語(yǔ)自我對(duì)其學(xué)習(xí)投入總效應(yīng)的-3.99%。

值得注意的是焦慮在大學(xué)生應(yīng)該自我和學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)，中介效應(yīng)值為-.072,占大學(xué)生應(yīng)該自我對(duì)學(xué)習(xí)投入總影響效應(yīng)的-64.86%，這很大程度上抵消了應(yīng)該自我對(duì)學(xué)習(xí)投入的正向影響。這說(shuō)明大學(xué)生應(yīng)該英語(yǔ)自我主要是滿(mǎn)足重要他人對(duì)自己的期待，因此他們?cè)趯W(xué)習(xí)英語(yǔ)時(shí)，更注重別人對(duì)自己英語(yǔ)學(xué)習(xí)能力和水平的看法，也更加敏感，而正是這種敏感使他們?cè)谟⒄Z(yǔ)學(xué)習(xí)中更加焦慮，當(dāng)他們?cè)噲D躲避學(xué)習(xí)，以避免犯錯(cuò)時(shí)，他們的學(xué)習(xí)投入也隨之下滑。

焦慮在大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷和學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)值為-0.38×-0.16=0.061。與前兩個(gè)自我導(dǎo)向?qū)箲]有正向效應(yīng)不同，大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷和焦慮有顯著負(fù)效應(yīng)，效應(yīng)值為-0.38(p<.001) 。這說(shuō)明大學(xué)生負(fù)面英語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷會(huì)增強(qiáng)大學(xué)生的焦慮感，而正面的英語(yǔ)學(xué)習(xí)經(jīng)歷會(huì)減少焦慮感。大學(xué)生往往不敢用英語(yǔ)表達(dá)自己，而只是死記硬背一些語(yǔ)法知識(shí)應(yīng)付考試。如果他們處在不友好的學(xué)習(xí)氛圍中，他們較弱的表達(dá)能力將提升他們的學(xué)習(xí)焦慮感；相反，如果他們處在輕松，友好的學(xué)習(xí)氛圍中，當(dāng)他們被鼓勵(lì)用英語(yǔ)表達(dá)自己，哪怕是一點(diǎn)成功，都會(huì)令他們感覺(jué)有成就感，從而降低他們的焦慮感，使他們更輕松地投入英語(yǔ)學(xué)習(xí)中去。

5. 結(jié)語(yǔ)

本研究得出以下幾點(diǎn)啟示： 1) 教師要充分認(rèn)識(shí)到英語(yǔ)動(dòng)機(jī)自我系統(tǒng)的有效性和對(duì)英語(yǔ)學(xué)習(xí)投入的促進(jìn)作用，特別是要幫助大學(xué)生構(gòu)建一個(gè)理想英語(yǔ)會(huì)話(huà)者的形象，強(qiáng)化理想自我對(duì)大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)的未來(lái)導(dǎo)向作用2) 在幫助大學(xué)生構(gòu)建理想英語(yǔ)會(huì)話(huà)者的形象時(shí)，教師應(yīng)主動(dòng)設(shè)法使學(xué)生感受到英語(yǔ)學(xué)習(xí)的樂(lè)趣和成就感，促進(jìn)大學(xué)生英語(yǔ)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)從應(yīng)該自我向理想自我的轉(zhuǎn)化；3) 通 過(guò)幫助學(xué)生樹(shù)立理想化的自我形象，教師應(yīng)設(shè)法提高大學(xué)生的英語(yǔ)學(xué)習(xí)自信心，降低他們的退縮逃避性英語(yǔ)學(xué)習(xí)焦慮，使他們能享受到學(xué)習(xí)的樂(lè)趣，從而提高他們的學(xué)習(xí)投入。研究結(jié)果表明學(xué)習(xí)投入可作為遠(yuǎn)程學(xué)習(xí)者英語(yǔ)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的效標(biāo)變量，下一步的研究將著眼遠(yuǎn)程學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)投入對(duì)學(xué)業(yè)成就的預(yù)測(cè)方面，因?yàn)閷W(xué)習(xí)投入比前人使用的動(dòng)機(jī)行為更能全面地反映學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)行為，從而更好地預(yù)測(cè)學(xué)業(yè)成就。