詹先君

(安徽科技學院　外國語學院，安徽　鳳陽　233100)

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二語自我性別差異研究

詹先君

(安徽科技學院外國語學院，安徽鳳陽233100)

為探明二語動機自我框架下的動機性別差異，本文運用問卷調(diào)查、獨立樣本T檢驗、結(jié)構(gòu)方程模型等方法，對中國某理工科院校的非英語專業(yè)EFL本科生樣本進行了實證研究。結(jié)果表明，在理想二語自我變量上，女生組都明顯強于男生組；應該二語自我性別差異甚微；對于二語學習體驗和動機學習行為，男女生的理想二語自我都有促進作用，但女生的應該二語自我對其有負向影響，男生的應該二語自我對其有正向影響。引起上述現(xiàn)象的可能原因有：自我構(gòu)念方式的性別差異，理想二語自我的內(nèi)在性和融入性，應該二語自我的外在性和強制性，男生對應該二語自我的適應性等。

二語自我; 性別差異; 實證研究

外語/二語(以下稱外語)學習動機是學習者為達到某種目的而做出的學習某種語言的努力以及在此活動中所表現(xiàn)出的積極態(tài)度，是決定外語學習效果最重要的情感因素，它能夠影響學習策略、交流強度和學習成績[1]. 鑒于外語學習動機在學習情感諸因素中的重要地位，國內(nèi)外大量研究一直試圖從動機角度揭示外語學習中的性別差異，且都一致證實，外語學習動機性別差異顯著，女性外語學習動機強于男性，受此影響，前者的外語成績優(yōu)于后者[2-3]。

然而，既有的研究多在的社會教育模式動機理論框架下展開, 而在新一代動機理論二語動機自我系統(tǒng)(以下簡稱二語自我)框架下的動機性別差異研究尚屬缺乏。二語自我理論是在自我不一致和自我導向理論基礎(chǔ)上提出。由于兩種理論關(guān)注視角不同，它們在揭示動機性別差異方面各具優(yōu)勢，社會教育模式動機理論能夠很好地從兩性社會地位、兩性角色自我認同等宏觀的外部社會環(huán)境因素尋找外語學習動機的性別差異，而二語自我理論則能夠從學習者學習體驗、課堂環(huán)境等微觀的個人因素來說明這種差異。

基于上述分析，相較于社會教育動機模式，從二語自我理論視角探索外語學習動機性別差異，或許能為培養(yǎng)和激發(fā)外語學習動機、平衡外語教學兩性效果提供另一種參考和啟示。因此，本文擬嘗試以中國非英語專業(yè)EFL大學生為對象，就二語自我的性別差異進行實證研究。

1　二語自我系統(tǒng)理論

發(fā)軔于自我不一致和自我導向理論的二語自我理論認為，三個因素決定了二語學習動機的強弱：理想二語自我、應該二語自我和二語學習體驗[4]：1) 理想二語自我指與二語相關(guān)的理想自我部分。如果掌握某種二語是二語學習者的理想自我, 為縮小現(xiàn)實與理想之間的差距，理想二語自我就可產(chǎn)生較強的學習動力。2) 應該二語自我指在所屬的社會文化影響下，學習者認為自己應該在二語學習方面，擁有某些特性以滿足某種期望或避免可能的負面結(jié)果。3) 二語學習體驗, 指與具體學習情境相聯(lián)系的動機, 如教師、課程設(shè)置、班級小組和前期學習經(jīng)歷所帶來的影響[5]。

就二語自我三要素地位而言，Drnyei 認為，理想二語自我是最主要的動機，對學習行為的驅(qū)策最為有力，對二語學習成績的影響最為顯著，在二語自我結(jié)構(gòu)中占據(jù)主要地位。在日本、中國和伊朗等國家的EFL學生中開展的實證研究也都證實了他的這種假設(shè)[4]。

就二語自我三要素之間的關(guān)系而言，Drnyei并沒有明確地進行闡釋，但是后來的相關(guān)實證研究都認為，從結(jié)構(gòu)方程模型角度來看，理想二語自我和應該二語自我是因變量，二語學習體驗是中介變量，理想和應該二語自我是通過二語學習體驗對動機學習行為、學習成績等其它因素發(fā)揮作用，并且實證研究結(jié)果也支持這種結(jié)構(gòu)關(guān)系[6]。

有關(guān)二語自我三要素之間的地位和關(guān)系研究為二語自我性別差異研究的框架建立提供了重要參考。

2　研究方法

2.1研究問題

具體研究的問題如下：

1) 不同性別非英語專業(yè)EFL大學生在理想二語自我上是否有顯著差異？

2) 不同性別非英語專業(yè)EFL大學生在應該二語自我上是否有顯著差異？

3)不同性別非英語專業(yè)EFL大學生的理想二語自我和應該二語自我對二語學習體驗、動機學習行為的影響有何不同？

2.2樣本抽取

樣本從研究者所在高校2013級非英語專業(yè)的EFL本科生中隨機抽取，共涉及8個專業(yè)，涵蓋理、工、農(nóng)、醫(yī)、法、經(jīng)等學科，總?cè)藬?shù)為305人，剔除無效樣本，最終的有效樣本人數(shù)為292人(表2)；其中，男生165人(56.51%)，女生127人(43.49%)，因此，樣本的在專業(yè)和性別上具有較好的代表性。

2.3問卷設(shè)計

調(diào)查問卷由三大部分組成(表1)：第一部分是背景信息，變量包括學生的性別和專業(yè)。第二、三部分分別是二語自我問卷和動機學習行為問卷，問卷采用李克特5分量表形式，選項從1到5分別代表“完全不符合”到“完全符合”。

二語自我和動機學習行為問卷參考Papi等的研究成果編制而成。考慮到樣本所學外語為英語，量表中相關(guān)表述都改成英語，二語自我問卷由理想二語自我、應該二語自我和二語學習體驗等三個量表組成(表1) 。經(jīng)過反復試測、修改，對正式調(diào)查回收的問卷數(shù)據(jù)錄入SPSS16.0進行信度檢驗，各個問卷的內(nèi)部一致性信度Cronbach's Alpha范圍為0.78～0.86(表1), 均高于0.70的信度接受標準[7]，問卷結(jié)果可靠。

表1　二語自我問卷描述性統(tǒng)計

2.4數(shù)據(jù)收集和研究方法

通過班主任或輔導員的協(xié)調(diào)與幫助，在各班各專業(yè)隨機抽取樣本，并在同一時間統(tǒng)一地點對樣本進行問卷調(diào)查，把問卷數(shù)據(jù)輸入SPSS 17.0進行處理。研究方法為比較法，數(shù)據(jù)分析工具為SPSS 17.0和Amos 17.0, 前者除用來對原始數(shù)據(jù)進行刪除缺失值、反向計分等方面的預處理，還用來對變量差異進行T檢驗；后者用來對不同性別樣本的理想二語自我、應該二語自我對二語學習體驗和自主學習行為的路徑系數(shù)差異進行比較分析。

3　結(jié)果與分析

表2　二語自我性別差異獨立樣本T檢驗

3.1女生組理想二語自我明顯強于男生組

表2是二語自我量表中等各個變量的獨立樣本T檢驗(置信水平為P=0.05)結(jié)果，經(jīng)檢驗，男生樣本和女生樣本在各個分量表上的方差均齊性，因此T值、P值均采用方差齊性結(jié)果。表2顯示，理想英語自我均值差異檢驗P值分別為：0.007<0.01，說明男女生在理想二語自我變量上都達到了特別顯著的差異。理想英語自我均差為-0.24。這說明，男生組理想英語自我顯著地低于女生組。

3.2應該二語自我性別差異甚微

如表2，應該英語自我均值差異檢驗P值為0.994>0.05，均差=0.007，說明男女生在義應該二語自我變量上的差異未達顯著。因此，我們可以判斷，在應該二語自我上，性別差異幾乎不存在。

另外，英語學習體驗變量表征的是二語自我三要素之一的二語學習體驗，其P=0.018<0.05、均差=-0.22，說明其性別差異一般性顯著；動機學習行為變量P=0.000<0.001、均差=-0.35，說明其性別差異達到了特別顯著水平。二語動機理論相關(guān)研究成果顯示，二語學習體驗是理想二語自我和應該二語自我作用于動機學習行為的中介變量，這種作用是否存在性別差異，下面將運用結(jié)構(gòu)方程模型進行分析。

3.3男女生的理想二語自我對二語學習體驗和動機學習行為都有促進作用，但女生的應該二語自我對其有負向影響，男生的應該二語自我對其有正向影響

為了簡明地顯示理想和應該二語自我對二語學習體驗和動機學習行為影響的性別差異，我們擬采用結(jié)構(gòu)方程圖模型中的總效果指標來進行比較。

如圖1，參考Papi等的研究成果[6]，嘗試利用Amos17.0軟件建立了一個二語自我作用于動機學習行為的結(jié)構(gòu)方程模型。圖1中雙向箭頭表示相關(guān)路徑，表明各種因素互相影響，路徑系數(shù)表示相關(guān)系數(shù)(標準化估計)或協(xié)方差(非標準化估計)；單向箭頭表示因果路徑，表示因變量對果變量的單向影響，路徑系數(shù)表示回歸權(quán)重。結(jié)構(gòu)方程模型表示的關(guān)系如下：英語學習體驗為中介變量，理想二語自我和應該二語自我為因變量，動機學習行為是果變量，理想和應該二語自我既通過英語學習體驗對動機學習行為間接發(fā)生作用，也對動機學習行為直接發(fā)生作用。

結(jié)構(gòu)方程模型適配度的統(tǒng)計指標眾多，這里采用In’nami & Koizumi推薦下列主要指標和標準來檢測模型的整體擬合程度：x2/df<2、RMSEA≦0.08、SRMR≦0.08、GFI≧0.90、AGFI≧0.90、CFI≧0.90[8]。使用最大似然法(Maximum Likelihood ML)執(zhí)行的結(jié)果顯示，上述指標在兩個群組的模型估計值均在適配范圍之內(nèi)。

圖1　二語自我結(jié)構(gòu)方程模型

表3是運用ML法估計的標準化總效果路徑系數(shù)。男生組應該二語自我對英語學習體驗和動機學習行為的總效果分別為0.22和0.24，女生組的則為-0.35和-0.09。說明男生的應該二語自我對外語學習體驗和動機學習行為的影響是正向的，而女生的這種影響則是負向的。

男生組理想二語自我對英語學習體驗和動機學習行為的總效果分別為0.60和0.59，女生組的則為0.35和0.40，說明男女生的理想二語自我都能對外語學習體驗和動機學習行為產(chǎn)生正面的影響。

綜上所述，可以認為，男生理想和應該二語自我對二語學習體驗和動機學習行為都能發(fā)揮促進作用，而對于女生而言，理想二語自我可以對學習體驗和行為發(fā)揮正向作用，應該二語自我對學習體驗和行為則有阻礙作用。

表3　理想二語自我和應該二語自我對英語學習體驗和動機學習行為的總效果(最大似然法標準估計)

4　結(jié)論與討論

4.1結(jié)論

基于數(shù)據(jù)分析結(jié)果，可對預設(shè)的研究問題回答如下：1) 在理想二語自我上，女生組都強于男生組。2) 應該二語自我性別差異甚微。3) 對于二語學習體驗和動機學習行為，男女生的理想二語自我都有促進作用，但女生的應該二語自我對其有負向影響，男生的應該二語自我對其有正向影響。

4.2討論

1)女生理想二語自我顯著地優(yōu)于男生，這種差異可能與兩性不同的自我構(gòu)念方式有關(guān)。

自我構(gòu)念是個體如何看待自我與他人的關(guān)系、以及交往過程中個體所表現(xiàn)出來的思想情感和行為方式。理想二語自我是一種可能自我，其形成與自我構(gòu)念有密切關(guān)系。自我構(gòu)念主要有兩中方式：獨立型自我構(gòu)念(Independent Self-construal)和依賴型自我構(gòu)念(Interdependent Self-construal)。依賴型自我構(gòu)念強調(diào)關(guān)注他人，將與所屬群體保持和諧關(guān)系作為重要的生活目標；獨立型自我構(gòu)念強調(diào)表現(xiàn)自我，與他人保持獨立，將表現(xiàn)自己的獨特內(nèi)在特質(zhì)作為重要的生活目標[9]。

Cross & Madson(1997) 的研究表明[10]，男性更傾向于建構(gòu)和維持獨立型自我，女性則更傾向于建構(gòu)和維持依賴型自我。理想二語自我涉及到用英語運用想象。在建構(gòu)理想二語自我時，個體必須能夠想象在未來不同場景中的運用英語交流、生活、工作和學習，這些想象充滿了人際交往和跨文化交際特征。依賴型自我構(gòu)念傾向較強的女生顯然更擅長這些想象，更傾向于獨立型自我構(gòu)念的男性在理想二語構(gòu)建上則處于劣勢。

3)男女生的理想二語自我對二語學習體驗和動機學習行為都有促進作用，但女生的應該二語自我對其有負向影響，男生的應該二語自我對其有正向影響。這既與理想二語自我的內(nèi)在性和融入性有關(guān)，也是男生對應該二語自我的適應所致。

理想二語自我屬融入性和內(nèi)部性動機構(gòu)成，能減緩外語焦慮，促進愉悅的學習體驗，正面的學習體驗作為中介又能夠促進外語動機學習行為[6]。因此，男女生的廣義理想二語自我對學習體驗和動機學習行為均具有正向的影響。

男生組應該二語自我對英語學習體驗和動機學習行為的總效果系數(shù)為正值，女生組的則為負值。說明男生的應該二語自我對外語學習體驗和動機學習行為的影響是正向的，而女生的這種影響則是負向的。這種現(xiàn)象或許可能與男生對應該二語自我的適應性有關(guān)。

男生組內(nèi)在性、融入性的廣義理想二語自我和外來性、強制性的應該二語自我相對平衡，也許受生理、生理、角色認同、教育環(huán)境等因素的共同作用，他們己習慣于在外來性和強制性的壓力下進行外語學習，對這種壓力他們已經(jīng)適應，廣義應該二語自我對他們的學習體驗也不會造成不愉快的影響，因此，男生組的應該二語自我對外語學習體驗變量具有正向的影響，進而通過學習體驗的中介作用對動機學習行為產(chǎn)生促進作用。

本研究的不足在于樣本量過小，地域的代表性不足，量表的設(shè)計是否合理還有待商榷，雖然如此，研究結(jié)果還是能夠為從二語自我理論視角了解中國非英語專業(yè)EFL學生動機的性別差異、重新審視社會教育模式動機理論提供一定的參考。

[1]Cohen M Z Drnyei. Focus on the language learner: Motivation, styles and strategies[A]. Schmitt N. An introduction to applied linguistics[C]. London: Arnold, 2002:170-190.

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[3]張小妮.基于性別角色差異的大學生英語學習動機研究[J].蘭州交通大學學報,2012(2):151-154.

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[5]徐智鑫. 二語習得心理研究新視角:二語動機自我系統(tǒng)[J].南京航空航天大學學報：社會科學版，2012 (2): 68-72.

[6]Papi M. The L2 motivational self system, L2 anxiety, and motivated behavior: A structural equation modeling approach[J]. System, 2010 (38): 467-479.

[7]秦曉晴. 外語教學研究中的定量數(shù)據(jù)分析[M].武漢: 華中科技大學出版社,2003.

[8]In’nami Y, R Koizumi. Structural Equation Modeling in Language Testing and Learning Research: A Review[J]. Language Assessment Quarterly， 2011(8): 250-276.

[9]Markus H R, Kitayama S. Culture and the self: Implications for cognition,emotion, and Motivation[J]. Psychological Review, 1991, 98: 224-253.

[10]Cross S E, Madson L. Models of the self: Self-construals and gender[J]. Psychological Bulletin, 1997, 122: 5-37.

(責任編輯：郭萬紅)

A Study of the Gender Differences in L2 Motivational Self System

ZHAN Xian - jun

(College of Foreign Languages, Anhui Science and Technology University, Fengyang 233100, China)

To probe the gender difference in L2 Motivational Self System(L2MSS), this paper employed questionnaires, independent T test and Structural Equation Modeling to conduct an empirical research among EFL undergraduate samples from a science and technology college in China. The findings are that the ideal L2 self (IL2S) variable in female group is significantly stronger than male groups, the ought-to L2 self (OL2S) variable is almost equal across the two sex groups. IL2S can promote L2 learning experience(L2LE) and motivational learning behavior(MLB) in both groups while OL2S can prevent them in female group and promote them in male group. The possible causes are that the role of gender in the construal of self-concepts, the internal and integrative quality of the IL2S, the external and obligatory quality of the OL2S, male students adaption to the OL2S etc.

L2MSS; Gender difference; Empirical study

2016-01-20

安徽省教育廳人文社科重點項目(SK2016A0274)；安徽科技學院質(zhì)量工程項目(XJ201444)；安徽科技學院質(zhì)量工程項目(X2015033)。

詹先君(1968-)，男，湖北省黃岡市人，碩士，副教授，主要從事語言教學及語言測試研究。

H319

A

1673-8772(2016)04-0119-05