遠程教育英語學習者動機學習行為影響因素分析

盧蘭鳳

（珠海開放大學，廣東 珠海519000）

二語學習動機是二語習得成效的主要決定因素，也是外語學界長期關注的研究重點。20世紀90年代以來，Gardner 和Lambert 基于社會心理學視角提出的融合型動機（integrative motivation）和工具型動機（instrumental motivation）[1]因其局限性受到學者們的質疑。隨著全球化和英語作為世界語的發展，學習外語以融入特定二語社團及取得二語社團身份認同的融合性動機已失去理論和現實意義[2-6]。D?rnyei結合人格心理學自我不一致理論（Self-Discrepancy Theory）[7]和可能自我理論（Possible Selves）[8]，提出二語動機自我系統理論（L2 motivational self system）[9-10]，成為二語習得領域的新研究熱點。國內外學者紛紛從理論和實證角度對高等教育在線大學生英語學習動機進行研究，但針對基礎教育階段和成人英語學習者的研究相對匱乏。

遠程教育英語學習者作為繼續教育和終身學習主要人群，具有廣泛性和特殊性，對該群體英語學習行為進行基于二語動機自我系統的研究具有一定理論價值和現實意義。研究可以從理論上驗證二語動機自我系統在成人英語學習者研究對象中的適用性，對該理論適用范圍起一定的補充作用。此外，研究有助于更好了解成人英語學習者英語動機自我系統的形成機制，為提高該群體英語學習動機和學習成效提供一些教學和學習策略建議。

一、文獻回顧

（一）二語動機自我系統理論（L2MSS）

該理論認為二語動機是學習者自我系統的一部分并由理想二語自我（ideal L2 self）、應該二語自我（ought-to L2 self）和二語學習經歷（L2 learning experience）三個層面構成。二語學習不是為了融入二語社區以取得二語文化認同，而是利用二語實現學習者自身理想和全球化身份的認同。人格心理學中可能自我與自我不一致理論是二語動機自我系統理論的基石。可能自我理論指個體對于自身未來可能成為什么人（might become）、想要成為什么人（would like to be）以及害怕成為什么人（be afraid of becoming）的想法[8]并研究這些認知對動機的影響機制。自我不一致理論認為實際自我、理想自我和應該自我是人格的三大特征，三者之間的矛盾沖突導致不良情緒的產生：實際自我與理想自我不一致引發“失望和抑郁”，實際自我與應該自我不一致導致“緊張、焦慮和內疚”[7]。基于上述理論，二語動機自我系統構建三分化的理論模型并研究自我二語愿景、他人期望壓力及教師、教材、同伴等相關學習情境對二語動機學習行為的影響機制[9-10]。國內外學術界針對二語動機自我系統理論驗證、三因素關系和內外部影響因素等開展研究工作并取得較為豐碩的成果。

（二）二語動機自我系統研究現狀

在二語動機自我系統的研究內容和研究方法方面，國內外學者基于二語動機自我系統理論運用定量和定性研究方法對動機相關變量進行研究。現有研究主要以二語動機自我系統理論驗證、二語動機自我形成機制和二語自我干預研究為主[11]，以驗證二語動機自我系統三因素對動機學習行為的影響、內外部因素對二語自我的影響、想象刺激和動機策略對二語自我的干預作用，力求構建更為全面的二語自我系統和二語動機學習模型。

國外研究者主要應用T 檢驗、相關分析和ANOVA等標準推斷統計方法，個人或小組訪談等質性研究方法以及定性、定量相結合的研究方法發現理想二語自我、應該二語自我、二語學習經歷、晉升性工具性動機、對二語文化和社區的態度、英語學習態度均影響二語學習動機和努力程度[12-15]。而在二語動機自我系統的內外部影響因素中，理想二語自我的影響因素包括學習經歷、國際姿態、應該二語自我[12][16]，提升性工具性動機[13]和學習環境等[17-18]。此外，視覺型和聽覺型學習風格[19-20]、想象力（含視覺和聽覺想象力）[21]、學習者情感因素（如焦慮和自我效能感）[22]與理想二語自我和二語學習動機顯著相關。在二語自我的干預研究方面，Magid 和Chan對研究對象實施二語想象刺激干預后二語動機自我有明顯提高[23]，Papi 和Abdollahzadeh 研究則發現教師的動機策略顯著影響學習者二語動機自我[24]。

國內研究者主要以結構方程模型和標準推斷統計等量化分析方法對高等教育英語學習者二語動機自我系統進行研究。在二語自我系統理論驗證方面，呂中舌和楊元辰認為“內在興趣、文化交流、輔助工具和個人發展動機”構成理想二語自我，而“外部要求和社會責任動機”構成學習者的應該二語自我，理想二語自我、應該二語自我和二語學習經歷共同影響學習努力程度[25]。劉鳳閣通過調查問卷驗證了二語動機自我系統理論模型在中國不同英語學習者群體中都具有一定的效度[26]。在二語動機自我形成機制方面，韋曉保發現理想二語自我和二語學習經歷顯著影響學習者動機和努力程度，而掌握目標課堂能顯著預測理想二語自我和二語學習經歷，而表現目標課堂對理想二語自我和二語學習經歷產生顯著的負面效應[27]。在二語動機自我系統的外部影響因素方面，詹先君發現家庭背景因素影響學習者二語動機自我[28]。在二語動機自我干預研究方面，王欣和戴煒棟對非英語專業英語學習者實施動機策略干預后發現受試的理想二語自我有顯著提高，維持現實自我和可能自我之間差距的動機策略有助于提高二語學習動機[29]。

在二語動機自我系統的研究對象方面，國內外學者趨向于選擇高等教育在校大學生（年齡18+）作為研究對象。Boo,D?rnyei和Ryan統計了2005—2014年期間國際知名期刊的外語學習動機研究對象發現，51.64%的研究對象為高等教育在校大學生，中學生只占20%，小學生占5.67%，其他研究對象占22.69%[30]。而李炯英和劉鵬輝對國內18種外語類主要期刊2004—2013年間的外語學習動機相關文獻的統計發現，國內外語動機的研究對象中，高等教育在校大學生占比高達73.6%，而中學生比例只占4.4%，其他研究對象占22%[31]。研究對象學歷層和年齡層的差異歸因于兩大因素：一方面龐大的在線大學生群體是高校教研人員最易接觸和實施實驗的對象；另一方面以成年學生為受試可以避免研究倫理和教育政策等方面的限制。然而，受高考和未來發展需要及外語學習關鍵期假設影響，中國基礎教育階段學生已然成為外語學習特別是英語學習的生力軍和主力軍。同時，隨著全球化發展和英語作為世界語的影響，英語學習是在職人員繼續教育和終身學習的主要內容。因此，針對基礎教育階段和在職成人學習者英語動機研究可以對二語動機自我系統理論研究起一定的補充作用，符合中國社會現實需要。

（三）遠程教育學習者英語學習動機

現有針對在職成人學習者英語學習動機的研究主要以遠程教育英語學習者為研究對象。該群體希望通過繼續教育拿文憑的功利性目標和“半工半讀”的學習現狀一定程度上削弱了他們的學習動力，使高輟學率成為遠程教育不容忽視的問題,影響遠程教育辦學體系的良性發展，制約終生教育體系的完善以及社會、機構和學習者個人的經濟損失[32][33][34]。針對遠程開放教育英語專業輟學生的研究表明，“工學矛盾、學習困難、學習動力不足和情感關懷缺失”是輟學的主要原因[35]。內在動機缺失和動機學習行為不足而導致的自主需要、勝任需要和歸屬需要不能得到滿足，是輟學的重要原因[36]。而郭紅霞等的研究認為外在動機受干擾（如職業變動的干擾）是學生輟學的主要原因[37]。此外，強烈學習動機與不滿足感導致的消極情感和情感交互程度低影響學生的學習態度，導致學生輟學[38]。現有研究主要以自我決定理論和歸因理論為理論框架，從遠程教育英語專業學生動機缺失的視角研究動機與輟學的關系。然而，從動機的積極和激勵作用視角，采用二語動機自我系統理論框架對該群體的學習動機進行研究相對不足。此外，非英語專業遠程英語學習者所代表的對象范圍更廣，對他們的動機和動機學習行為進行研究更具普適性。

二、研究方法

（一）模型構建與研究假設

研究以遠程開放教育非英語專業學生作為研究對象，該群體英語學習的目的更多是為了滿足工作和生活需要，提升性工具性動機強，而受家人和朋友壓力學習英語的應該二語自我影響因素相對較弱。與基礎教育英語學習者迫于升學壓力全日制學習英語不同，該群體業余進修學習英語的性質決定了與學習環境相關的二語學習經歷變量的影響因素較小，但英語學習態度變量相對具有更重要的影響作用。因此文章擬提取二語動機自我系統理論中的理想二語自我、提升性工具動機、英語學習態度以及二語動機行為四個變量建立如圖1所示概念模型，并提出以下假設：

假設1：成人英語學習者提升性工具性動機正向影響理想二語自我；

假設2：成人英語學習者提升性工具性動機正向影響英語學習態度；

假設3：成人英語學習者提升性工具動機直接影響二語動機行為；

假設4：成人英語學習者理想二語自我與英語學習態度有直接影響；

假設5：成人英語學習者理想二語自我對二語動機行為有直接影響；

假設6：成人英語學習者英語學習態度對二語動機行為有直接影響。

（二）問卷設計和數據收集

研究以問卷調查方式收集數據，利用結構方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）檢驗遠程開放教育成人英語學習者二語動機自我系統影響因素相關假設。問卷調查所得數據采用SPSS 22.0 進行描述性統計，分析樣本數據統計特征，問卷信度分析；用AMOS 22.0 進行驗證性因子分析（CFA）和結構方程模型分析。

1．問卷設計

問卷設計在文獻研究的基礎上采用國內外學術界成熟量表進行細微改編以更適合文章研究情境。量表設計參考Taguchi,Magid 和Papi[13]，詹先君和洪民[39]調查問卷并做適當修正。問卷由4 個變量19 個題項構成，其中提升性工具動機（7題）；理想二語自我（4題）；英語學習態度（4題）；二語動機行為（4題）。考慮到學生的英語水平不一致，為保證受調查者能準確無誤理解問卷，采用中文編制。問卷中的英文題項由2名專業人士翻譯成中文，另2位專業人士再回譯成英語，以確保問卷翻譯的準確性和有效性。問卷采用李克特7級量表，選項從1到7 分別代表“完全不同意”到“完全同意”。最終調查問卷由兩部分構成，第一部分包含4個變量相關題項；問卷第二部分由受調查者個人信息（如性別、年齡、專業等）構成。

2．數據收集

研究選取珠海某開放大學非英語專業學生為研究對象，采用非概率抽樣中的便利抽樣方式在2018年9月25日—30日及10月8日—15日兩個階段發放調查問卷400份，回收359份，有效樣本311份，有效率為86.6%。樣本數據收集時段為開放教育成人學生到校參加面授課時間段，學生在校時間較平時集中，便于抽樣；為提高問卷回收比例，準備文具等小禮物用于答謝有效問卷的受調查者。將數據輸入SPSS 22.0 進行樣本統計特征和信度分析，運用AMOS 22.0 進行結構模型檢驗。Cronbach′s Alpha信度系數用于問卷信度檢驗，本研究的問卷信度系數為0.943，各潛變量的信度系數分別為提升性工具性動機0.890、理性二語自我0.893、英語學習態度0.947、動機學習行為0.928，均符合Alpha信度系數要求高于0.7的要求，問卷可信度高，問卷內部信度通過檢驗。樣本數據KMO值為0.926，適宜因子分析。

三、數據分析

（一）樣本統計特征

有效樣本調查對象中男性占28.3%，女性占71.7%；受訪者年齡段中18～25 歲占比達39.2%，26～30 歲 占26.4%，31～40 歲占比29.6%；受訪者就讀學歷層次專科為主，占65.3%，本科占34.7%；有效樣本中調查對象涵蓋專、本科18 個非英語專業的311 名學生，其中參與人數最多的五個專業為行政管理32.2%、工商管理20.3%、會計專業16.7%、學前教育7.4% 和人力資源管理6.8%，樣本數據描述性統計見表1。以上樣本統計特征與受訪者所在學校招生情況基本吻合，樣本具有代表性。

（二）模型驗證性因素分析

為保證研究整體信效度，對各潛變量進行結構方程模型驗證性因子分析（CFA），檢測模型是否具有較好的擬合程度。學者建議可通過刪除因素負荷量和平均變異萃取量（AVE）小于0.5 的觀測變量來修正CFA 擬合指數[39-40]。因此刪除初始模型中的IP4、IP7、IL2S1、ELA1、MLB1，最終納入模型的觀測變量共14 個，偏度值介于-1.5598～0.456，峰度值介于-0.762～0.808，偏度絕度值小于3，峰度絕度值小于10 ,觀測變量數據基本服從正態分布[41]。表2顯示，模型各觀測變量因素負荷量基本達到0.7要求。組合信度（CR）分別為0.880、0.877、0.954、0.922，均達到大于0.7 要求[42]；平均方差萃取量分別為0.596、0.704、0.874、0.797，都符合AVE 大0.5 的要求[40][43],說明問卷具有收斂效度。

表1 樣本描述統計表（n=311)

表2 驗證性因素分析結果（N=311）

表3 相關（平方相關）和平均方差萃取量（AVE）

區別效度是用于檢驗觀測變量效度的另一指標。文章將各觀測變量之間相關系數的平方對比相應變量的AVE 值。表3顯示，各平方值均小于對應的AVE值，說明各觀測變量之間具有一定的區別效度，可以進行結構模型檢驗。

（三）模型評定結果

再次使用AMOS 22.0對結構模型進行檢驗，得到模型適配度指標如下（見表4）：x2/df =2.921；NFI=0.944； GFI=0.913； AGFI=0.872； CFI =0.962；RMSEA=0.079，研究模型適配度較高，說明研究模型與收集的樣本數據較一致，可以進行潛變量之間路徑系數顯著性檢驗。

對角線為對應觀測變量的AVE值,觀測變量之間的值為相關系數平方。

假設檢驗結果（見圖2）表明提升性工具性動機正向影響理想二語自我（β =0.936，t=11.588，p＜0.001）和英語學習態度（β=0.395，t=2.534，p＜0.05），支持H1 和H2。但提升性工具性動機正向影響動機學習行為假設（H3）不成立（β=0.034，t=0.327，p＞0.05）。理想二語自我正向影響英語學習態度（β=0.387，t=3.116，p＜0.05）,H4 成立，但理想二語自我正向影響動機學習行為假設不成立（β=0.145，t=1.744，p＞0.05）,H5 不成立。英語學習態度正向影響動機學習行為（β=0.792，t=16.427，p＜0.001），H5成立。

表4 研究模型擬合指標

以理想二語自我為中介變量檢測提升性工具動機與英語學習態度的影響。結構方程模型結果顯示提升性工具動機正向影響英語學習態度（β=0.395，t=2.534，p＜0.05）。而以理想二語自我為中介變量時其間接影響效果為0.362（0.936*0.387）。此外，因提升性工具動機與動機學習行為之間的關系不顯著，理想二語自我和英語學習態度的中介效應不存在。同樣，因理想二語自我與動機學習行為之間的關系不存在，英語學習態度的中介效應不存在。

（四）受調查者人口學特征參數分析

為了進一步了解遠程開放教育成人英語學習者在研究變量維度上是否存在差異，本研究選取性別、年齡段、學歷層次和專業為人口因素主要特征，采用Pearson相關分析，探討他們在四個研究變量上是否存在差異。相關分析表明（見表6），受調查者性別與提升性工具動機、理想二語自我、英語學習態度存在顯著正相關，年齡段對英語學習態度存在顯著正相關。除此之外，受調查者人口因素在各研究變量上均無相關性。

四、研究結果與討論

（一）關于假設檢驗情況的討論

1．提升性工具動機正向影響理想二語自我。研究結果支持張萍等的研究，表明遠程開放教育英語學習者英語學習目的是“未來個人發展”，提升性工具動機較強[36]。該結論同時支持Taguchi等提出的“提升性工具動機與理想二語自我兼容”，是廣義理想二語自我的組成部分[28]。遠程開放教育成人英語學習者絕大多數為在職學生，受社會現實影響，求學目的功利性較強。掌握扎實的英語技能可以讓他們獲得文憑、換更好的工作崗位、獲得更高的待遇和好的晉升機會。受該工具性動機激勵，該群體理想中的二語自我能在工作崗位上自如應用英語、用英語與外國人、同事流利交流。

表5 結構模型檢驗結果

2．提升性工具動機、理想二語自我正向影響英語學習態度。高英語水平意味著好工作、高收入、職業晉升的社會現狀強調英語學習的正面效果，激勵學習者對英語學習持積極態度。理想二語自我的美好愿景促使學習者重視英語學習，激發英語學習熱情，覺得英語學習很有趣，期待上英語課并享受英語學習過程。教師在教學過程中可通過實際案例、社會調研等方式呈現英語水平與職業、薪酬關系，進一步增強學生的提升性工具動機和理想二語自我，從而提高他們的英語學習態度。

3．英語學習態度正向影響動機學習行為。Taguchi等研究認為英語學習樂趣不是中國大學生學習英語的決定性因素，實現理想二語自我的學習目標才至關重要[13]。然而，本研究結果表明對遠程開放教育成人英語學習者來說，享受英語學習的樂趣比提升性工具動機和理想二語自我更重要。其原因在于：該群體均為已踏入社會的成人學生，對他們來說，學習以通過考試或得好成績的壓力相對較小；他們有相對的自主權和決定權，能根據自己的興趣愛好選擇學習內容。研究結果與張萍等認為的開放教育學生“為通過考試而上課；教師為及格率填鴨式教學”的結論不一致[36]。因此，開放教育機構和教師應努力創設生動有趣的課堂和學以致用的教學形式，將教學內容與學生工作、生活實際運用相聯系，以提高英語教學的趣味性、實用性和學生學習的積極性。

4．提升性工具動機、理想二語自我正向影響動機學習行為的假設在本研究中不被支持。研究結果與針對普通高校大學生的研究不一致，內化的提升性工具動機和理想二語自我動機在開放教育成人英語學習者中沒有產生較強的學習動力，說明“理想二語自我在各種教育學習情境中的存在方式和程度并不一致，對學習行為和學習情感的影響也有較大差異”[28]。在訪談過程中，被調查者普遍認為“工學矛盾、時間管理、英語基礎差、家庭負擔重、懶惰、與同學、老師交流少”都影響了他們英語學習的努力程度。“心有余而力不足”成為該群體繼續教育的真實寫照。該研究結果與遠程開放教育領域學習動機與輟學研究、學習者特征研究相符。因此，遠程開放教育機構和教學人員可從以下方面進行積極嘗試：對英語學習基礎差的“學困生”進行個性化輔導，提高他們的學習能力和學習信心；課程設置上，增加與職業相關的英語技能培訓，幫助學生學以致用；通過教學過程和課下活動加強生生互動、師生互動等學習情感支持，增強學生歸屬感和集體感，幫助他們克服消極情緒的影響；通過開學典禮、畢業典禮、新老學員聯誼會等形式，宣傳成功學習典范，持續激發學習動機，提高自我效能感；甄選高質量的網上資源，培養學生利用碎片化時間自主學習和自我管理能力。

表6 人口因素變量與研究變量Pearson相關

（二）研究局限與展望

本研究樣本雖涵蓋了開放教育體系各專業和學歷層次，但取自同一所學校，樣本的地域性和代表性不足；研究僅選取提升性動機、理想二語自我和英語學習態度對遠程開放教育成人英語學習者的動機學習行為進行研究，還需進一步探討影響該群體二語動機自我的其他因素。