端義鐳 ，周景蕓 ，遲秋雅 ，李 潔

（1.金陵科技學(xué)院 外國語學(xué)院，江蘇 南京 211169；2.南京工業(yè)大學(xué) 外國語言文學(xué)學(xué)院，江蘇 南京 211800）

一、研究背景

動機(jī)能激發(fā)學(xué)習(xí)行為，并為行為保持提供內(nèi)驅(qū)力。二語習(xí)得眾多因素都以學(xué)習(xí)者具有動機(jī)為前提（D?rnyei2005：65），因此動機(jī)研究一直是二語習(xí)得研究領(lǐng)域的熱點。二語動機(jī)研究始于20世紀(jì)50年代，歷經(jīng)社會心理、認(rèn)知情境和過程取向三個階段，現(xiàn)已發(fā)展至社會動態(tài)階段（D?rnyei ＆ Ushioda 2011）。作為此階段的標(biāo)志性成果，二語動機(jī)自我系統(tǒng)理論受到了學(xué)界的廣泛關(guān)注，論文集Motivation，Language Identity and the L2 Self（D?rnyei ＆ Ushioda 2009）的出版更是帶動了相關(guān)實證研究的開展（Booet al.2015）。

二語動機(jī)自我系統(tǒng)由理想二語自我、應(yīng)該二語自我和二語學(xué)習(xí)體驗①國內(nèi)學(xué)界對L2 learning experience的翻譯各異，本文統(tǒng)一翻譯為二語學(xué)習(xí)體驗。三要素組成（D?rnyei 2005，2009）。理想二語自我是個體理想自我中與二語學(xué)習(xí)相關(guān)的方面，如果學(xué)習(xí)者的理想自我能熟練掌握某種第二語言，就會產(chǎn)生學(xué)習(xí)這種語言的動力。應(yīng)該二語自我是學(xué)習(xí)者為了滿足重要他者的期待、避免負(fù)面結(jié)果的出現(xiàn)，而自我設(shè)定的應(yīng)該具備的二語學(xué)習(xí)特征。理想二語自我和應(yīng)該二語自我都屬于自我導(dǎo)向（self-guide）的范疇，都是學(xué)習(xí)者渴望實現(xiàn)的目標(biāo)狀態(tài)，都是能產(chǎn)生縮小現(xiàn)實自我和未來自我之間差距的動機(jī)，但前者表現(xiàn)為各種期望和抱負(fù)，后者則表現(xiàn)為各種義務(wù)和責(zé)任，兩者的結(jié)合與“趨利避害”的動機(jī)原則一致。二語學(xué)習(xí)體驗是與學(xué)習(xí)環(huán)境和個人經(jīng)歷相關(guān)的情境動機(jī)，由教師、課堂、課程、前期學(xué)習(xí)經(jīng)歷等多種因素構(gòu)成。

目前有關(guān)二語動機(jī)自我系統(tǒng)的實證研究集中于對理論的驗證，探討系統(tǒng)三要素之間及其與努力程度或?qū)W習(xí)行為之間的關(guān)系（Csizér ＆ Kormos 2009； D?rnyei ＆ Chan 2013； Kormoset al.2011； Papi 2010；Ryan 2009；Taguchiet al.2009；You ＆ D?rnyei 2016；Youet al.2016；劉鳳閣 2015；劉珍等2012；彭劍娥2015；徐智鑫、張黎黎2013；韋曉保2013，2014；詹先君2015）?？傮w而言，與傳統(tǒng)的融合性動機(jī)（Gardner 1985，2001）相比，二語動機(jī)自我系統(tǒng)對努力程度或?qū)W習(xí)行為的解釋力更強(qiáng)（Ryan 2009；Taguchiet al.2009；徐智鑫、張黎黎2013）。然而，上述研究在具體發(fā)現(xiàn)上仍存在一些差異，例如理想二語自我與應(yīng)該二語自我是相互影響的（Papi 2010；劉珍等 2012；韋曉保 2013，2014；詹先君2015），還是彼此獨立的（Taguchiet al.2009；Youet al.2016；劉鳳閣 2015；徐智鑫、張黎黎 2013）；對努力程度或?qū)W習(xí)行為預(yù)測力最強(qiáng)的是二語學(xué)習(xí)體驗（Papi 2010；You ＆ D?rnyei 2016；Youet al.2016；劉珍等 2012；彭劍娥 2015；韋曉保 2013，2014），還是理想二語自我（Taguchiet al.2009；徐智鑫、張黎黎 2013；詹先君 2015）；應(yīng)該二語自我的動機(jī)效應(yīng)是被完全邊緣化的（彭劍娥 2015；韋曉保 2013，2014），還是受到應(yīng)有的關(guān)注的（徐智鑫、張黎黎 2013）。關(guān)于這些問題，學(xué)界尚需要通過更多實證研究來予以回答。此外，雖然部分研究對樣本進(jìn)行了分組，考察了性別、地域、受教育程度對二語動機(jī)自我系統(tǒng)的影響（Ryan 2009；You ＆ D?rnyei 2016；葛娜娜、金立鑫 2016），但這還不夠，因為專業(yè)背景、語言水平等因素尚未被納入研究之中。因此，在前人研究的基礎(chǔ)上，本研究擬采用問卷調(diào)查的方式，對非英語專業(yè)大學(xué)生二語動機(jī)自我系統(tǒng)的現(xiàn)狀、影響因素及其與學(xué)習(xí)努力程度之間的關(guān)系進(jìn)行深入探究。

二、研究設(shè)計

（一）研究問題

本研究旨在回答以下3個問題：1）非英語專業(yè)大學(xué)生二語動機(jī)自我系統(tǒng)的總體情況如何？2）性別、專業(yè)背景和英語水平是否會對二語動機(jī)自我系統(tǒng)產(chǎn)生影響？3）二語動機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度之間的關(guān)系如何？

（二）研究工具

本研究使用的問卷由兩部分構(gòu)成：第一部分調(diào)查學(xué)生的個人信息，第二部分調(diào)查學(xué)生的學(xué)習(xí)努力程度和二語動機(jī)自我系統(tǒng)的狀況。后者在設(shè)計時參考了Taguchiet al.（2009）研究使用的問卷，采用李克特六點量表，從“非常不同意”（1分）到“非常同意”（6分），共有22個題項。為了檢驗量表的結(jié)構(gòu)效度和信度，研究組在155名非英語專業(yè)大學(xué)生中進(jìn)行了問卷試測。KMO測度和Barlett球形檢驗結(jié)果顯示，KMO值為0.934，遠(yuǎn)大于0.60的最低要求（秦曉晴 2009：226），Barlett球形檢驗也達(dá)顯著水平（p=0.000），表明試測數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。運用主成分分析法按方差最大旋轉(zhuǎn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，依據(jù)碎石圖并結(jié)合特征值和理論構(gòu)念，將22個題項聚成4個特征值大于1的因子，分別命名為“學(xué)習(xí)努力程度”“理想二語自我”“應(yīng)該二語自我”和“二語學(xué)習(xí)體驗”。所有題項的因子負(fù)荷介于0.421和0.858之間，大于0.30的最低要求（秦曉晴2009：231），累積可解釋69.84%的方差。因此，量表的結(jié)構(gòu)效度較為理想。內(nèi)在一致性檢驗顯示，量表整體的Cronbachα系數(shù)達(dá)0.946，4個變量的Cronbachα系數(shù)介于0.700和0.936之間，滿足不低于0.70的標(biāo)準(zhǔn)（秦曉晴2009：220）。因此，量表的信度亦符合要求，可將其用于后續(xù)大規(guī)模實測，實測量表題項的編排如表1所示。

表1 實測量表題項的編排信息

（三）數(shù)據(jù)收集與分析

2017年11—12月，研究組在課堂上分別對來自江蘇省5所高等院校（綜合性院校2所，師范類院校1所，理工類院校2所）的931名非英語專業(yè)大學(xué)生進(jìn)行了問卷調(diào)查，其中大一學(xué)生503人，大二學(xué)生428人，之前均無在國外學(xué)習(xí)或生活的經(jīng)歷。為了打消學(xué)生的顧慮以獲得真實的數(shù)據(jù)，施測者事先向?qū)W生承諾問卷作答情況僅作研究之用，與個人評價和成績評定無關(guān)，不會對其產(chǎn)生任何負(fù)面影響。研究組共回收問卷931份，剔除作答不全的問卷后共得到有效問卷920份，問卷有效率為98.82%。920名研究對象的基本信息如表2所示。

表2 研究對象的基本信息（n=920）

數(shù)據(jù)分析使用SPSS 22.0和Amos22.0完成，具體分為以下3個步驟：1）取每個變量所有題項的均值作為學(xué)生在該變量上的得分，對二語動機(jī)自我系統(tǒng)的總體情況進(jìn)行描述性統(tǒng)計；2）將樣本按性別、專業(yè)背景和英語水平分組，先對分組樣本的二語動機(jī)自我系統(tǒng)進(jìn)行描述性統(tǒng)計，再用多元方差分析考察這3個因素對二語動機(jī)自我系統(tǒng)的影響；3）采用皮爾遜相關(guān)分析考察二語動機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度之間的相關(guān)關(guān)系，在此基礎(chǔ)上通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型來進(jìn)一步探究變量之間的關(guān)系。

三、結(jié)果與討論

（一）二語動機(jī)自我系統(tǒng)的總體情況及影響因素

如表3所示，學(xué)生的理想二語自我、應(yīng)該二語自我和二語學(xué)習(xí)體驗的均值分別為4.51、4.55和4.38，總體上處于中等偏上水平。

表3 二語動機(jī)自我系統(tǒng)的總體和分組描述性統(tǒng)計

我們以性別、專業(yè)背景和英語水平為自變量，以二語動機(jī)自我系統(tǒng)為因變量，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了多元方差分析。 結(jié)果顯示，專業(yè)背景（F（3，906）=4.509，p=0.004）和英語水平（F（6，1812）=8.716，p=0.000）對二語動機(jī)自我系統(tǒng)有顯著的主效應(yīng)；性別無顯著的主效應(yīng)（F（3，906）=1.232，p=0.297），但與專業(yè)背景和英語水平有顯著的三重交互效應(yīng)（F（6，1812）=3.762，p=0.001）。

我們進(jìn)一步分析了性別、專業(yè)背景和英語水平對理想二語自我、應(yīng)該二語自我和二語學(xué)習(xí)體驗的主效應(yīng)和三重交互效應(yīng)，詳情見表4。

表4 性別、專業(yè)背景和英語水平對二語動機(jī)自我系統(tǒng)三要素的主效應(yīng)和三重交互效應(yīng)

由表 4 可知，專業(yè)背景對理想二語自我（F（1，908）=12.704，p=0.000）和二語學(xué)習(xí)體驗（F（1，908）=4.925，p=0.027）的主效應(yīng)達(dá)到顯著水平。兩兩比較發(fā)現(xiàn)，文科學(xué)生的理想二語自我（MD=0.28，p=0.000）和二語學(xué)習(xí)體驗（MD=0.16，p=0.027）顯著強(qiáng)于理工科學(xué)生。與理工科學(xué)生相比，文科學(xué)生對同屬文科的英語課程有更強(qiáng)的認(rèn)同感，更容易想象自己將來在學(xué)習(xí)、工作、生活中使用英語進(jìn)行交流的圖景，對英語學(xué)習(xí)在其個人發(fā)展和自我實現(xiàn)中的重要性有更深刻的認(rèn)識，因此，對英語語言文化以及英語學(xué)習(xí)的目標(biāo)、任務(wù)、環(huán)境、過程等持有更為積極的態(tài)度。

與專業(yè)背景情況類似，英語水平對理想二語自我（F（2，908）=6.103，p=0.002）和二語學(xué)習(xí)體驗（F（2，908）=13.319，p=0.000）的主效應(yīng)也達(dá)到顯著水平。兩兩比較發(fā)現(xiàn)，已過六級學(xué)生的理想二語自我顯著強(qiáng)于未過四級學(xué)生（MD=0.32，p=0.001），二語學(xué)習(xí)體驗顯著強(qiáng)于未過四級學(xué)生（MD=0.44，p=0.000）和已過四級學(xué)生（MD=0.28，p=0.012）。相對而言，已過六級學(xué)生對英語學(xué)習(xí)有更強(qiáng)的自信心和自我效能感，同時，較為成功的學(xué)習(xí)經(jīng)歷使其對當(dāng)下的英語學(xué)習(xí)及未來成為一名成功英語使用者的愿景具有更為正面的情感。Henry（2015）指出，理想自我具有動態(tài)性，在與現(xiàn)實自我的互動中不斷發(fā)生改變，如果現(xiàn)實自我的二語水平不斷提升，那么理想二語自我也會隨之提升。

性別無顯著的主效應(yīng)，其對理想二語自我（F（2，908）=7.754，p=0.000）、應(yīng)該二語自我（F（2，908）=8.550，p=0.000）和二語學(xué)習(xí)體驗（F（2，908）=7.506，p=0.001）的顯著影響均體現(xiàn)在與專業(yè)背景和英語水平的三重交互效應(yīng)上。交互效應(yīng)顯著時需要采用簡單效應(yīng)檢驗作進(jìn)一步分析，這里將專業(yè)背景和英語水平固定以考察性別效應(yīng)②三重交互效應(yīng)顯著說明，一個因素如何起作用要受另外兩個因素的影響。在做簡單效應(yīng)檢驗時，將哪兩個因素固定以考察第三個因素的效應(yīng)取決于研究者的理論興趣（舒華、張亞旭 2008：146）。，分組詳情見表5。

簡單效應(yīng)檢驗顯示，在理工科學(xué)生中，未過四級女生的理想二語自我 （F（1，913）=40.03，p=0.000）、應(yīng)該二語自我（F（1，913）=13.31，p=0.000）和二語學(xué)習(xí)體驗（F（1，913）=61.53，p=0.000）均顯著強(qiáng)于男生，已過四級男生的應(yīng)該二語自我顯著強(qiáng)于女生（F（1，913）=7.20，p=0.007），已過六級女生的應(yīng)該二語自我顯著強(qiáng)于男生（F（1，913）=3.98，p=0.046）。理工科其他組別和文科各組別的性別差異均未達(dá)到顯著水平。 之前，Ryan（2009），You ＆ D?rnyei（2016）以及葛娜娜、金立鑫（2016）先后采用獨立樣本t檢驗對男女生分組數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并報告了二語動機(jī)自我系統(tǒng)的性別差異。本研究引入更多自變量并采用多元方差分析處理數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，性別不能單獨對二語動機(jī)自我系統(tǒng)產(chǎn)生顯著影響，其對二語動機(jī)自我系統(tǒng)的影響受專業(yè)背景和英語水平的制約，且這種影響具有一定的復(fù)雜性。

表5 簡單效應(yīng)檢驗分組描述性統(tǒng)計

（二）二語動機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度的關(guān)系

為了考察二語動機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度的關(guān)系，本研究對變量進(jìn)行了相關(guān)分析。如表6所示，二語動機(jī)自我系統(tǒng)三要素兩兩之間存在中等或高相關(guān)關(guān)系③相關(guān)系數(shù)的絕對值小于或等于0.39被認(rèn)為是低相關(guān)，介于0.40和0.69之間被認(rèn)為是中等相關(guān)，大于或等于0.70被認(rèn)為是高相關(guān)（秦曉晴、畢勁 2015： 415）。（r理想-應(yīng)該=0.575，p＜0.01；r理想-體驗=0.780，p＜0.01；r應(yīng)該-體驗=0.527，p＜0.01）； 三要素與學(xué)習(xí)努力程度之間也存在中等或高相關(guān)關(guān)系（r理想-努力=0.773，p＜0.01；r應(yīng)該-努力=0.574，p＜0.01；r體驗-努力=0.843，p＜0.01）。 這說明二語動機(jī)自我系統(tǒng)三要素之間密切關(guān)聯(lián)，共同發(fā)揮動機(jī)效應(yīng)。

表6 二語動機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度的相關(guān)分析

依據(jù)相關(guān)分析結(jié)果，參考Papi（2010）以及劉珍等（2012）的研究結(jié)果，本研究將二語動機(jī)自我系統(tǒng)三要素作為自變量，將學(xué)習(xí)努力程度作為因變量，建構(gòu)了四者關(guān)系的假設(shè)模型（見圖1）。

圖1 二語動機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度關(guān)系的假設(shè)模型

為了滿足模型的信度要求，本研究在實際建模過程中刪除了5個題項。選取的模型適配度指標(biāo)如下：CMIN/DF＜5，p＞0.05，GFI＞0.90，AGFI＞0.90，CFI＞0.90，RMSEA＜0.08，RMR＜0.05（吳明隆 2010： 52-53）。根據(jù)Amos系統(tǒng)提示的修正指標(biāo)（modification indices）進(jìn)行必要修正后，模型在適配度指標(biāo)上的表現(xiàn)如下：CMIN/DF=4.935，p=0.000，GFI=0.938，AGFI=0.909，CFI=0.970，RMSEA=0.065，RMR=0.036。 盡管p值小于0.05，但因其對樣本大小非常敏感，樣本越大越容易達(dá)到顯著，所以在其他指標(biāo)均符合要求的情況下，結(jié)構(gòu)模型是可以接受的。最終模型與標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)如圖2所示，所有路徑均達(dá)到0.05的顯著水平。

圖2 二語動機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度關(guān)系的最終模型和標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

如圖2所示，理想二語自我和應(yīng)該二語自我以雙箭頭相連，表明兩者互相影響（0.79）。根據(jù)Boyatzis ＆ Akrivou（2006）的觀點，個體隸屬的社群會對其產(chǎn)生影響，因此，在社會壓力普遍存在的情況下，很難清晰界定個體的理想自我是完全體現(xiàn)了個人意愿還是摻雜了重要他者和團(tuán)體規(guī)范的意志。受傳統(tǒng)文化的熏陶，中國人對自我的認(rèn)知通常以他者為導(dǎo)向，因此學(xué)生可能會將父母和老師認(rèn)為其應(yīng)具備的素質(zhì)納入到理想自我的建構(gòu)中，將避免考試失敗、不辜負(fù)父母和老師的期望與謀求個人發(fā)展、實現(xiàn)個人理想結(jié)合起來。這是一種高度內(nèi)化的與成就相關(guān)的思維傾向（achievement-related mindset），可稱之為“中國式責(zé)任”（Chinese imperative）（Chenet al.2005）。

理想二語自我與應(yīng)該二語自我既能對學(xué)習(xí)努力程度產(chǎn)生直接影響 （理想二語自我→學(xué)習(xí)努力程度，應(yīng)該二語自我→學(xué)習(xí)努力程度），又能通過二語學(xué)習(xí)體驗對學(xué)習(xí)努力程度產(chǎn)生間接影響（理想二語自我→二語學(xué)習(xí)體驗→學(xué)習(xí)努力程度，應(yīng)該二語自我→二語學(xué)習(xí)體驗→學(xué)習(xí)努力程度）。而二語學(xué)習(xí)體驗對學(xué)習(xí)努力程度的影響則是直接的（二語學(xué)習(xí)體驗→學(xué)習(xí)努力程度）。

表7 二語動機(jī)自我系統(tǒng)對學(xué)習(xí)努力程度的影響

表7是根據(jù)Amos系統(tǒng)生成的估計值報表中標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)（standardized directeffects）和標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)（standardized indirect effects）的數(shù)值匯總而來。由表7可知，理想二語自我和應(yīng)該二語自我的直接效應(yīng)（0.116和0.201）均小于間接效應(yīng)（0.397和0.234），相比較而言，理想二語自我在兩種效應(yīng)上的差異更為明顯。這說明學(xué)生的自我導(dǎo)向需要在具體的學(xué)習(xí)情境中實現(xiàn)“可及”（availability）和“可通達(dá)”（accessibility）（Norman ＆ Aron 2003），即切實的動機(jī)行為的產(chǎn)生離不開具體學(xué)習(xí)情境的支撐。雖然理想二語自我的總效應(yīng)（0.513）大于應(yīng)該二語自我（0.435），但差距并不大，這可能是兩者“互相影響、互相重合”（劉珍等2012：34）的結(jié)果。因此，本研究不支持應(yīng)該二語自我的動機(jī)效應(yīng)被完全邊緣化的論斷（彭劍娥 2015；韋曉保 2013，2014）。

二語學(xué)習(xí)體驗對學(xué)習(xí)努力程度的總效應(yīng)高達(dá)0.713，與理想二語自我和應(yīng)該二語自我的總效應(yīng)之間存在較大差距。這一結(jié)果支持了前人研究所得出的二語動機(jī)自我系統(tǒng)三要素中，二語學(xué)習(xí)體驗動機(jī)效應(yīng)最強(qiáng)的結(jié)論（Papi2010；You ＆ D?rnyei2016；Youet al.2016；劉珍等 2012；彭劍娥 2015；韋曉保2013，2014）。學(xué)生對英語語言文化及英語學(xué)習(xí)目標(biāo)、任務(wù)、環(huán)境、過程等的態(tài)度越積極，就越能產(chǎn)生努力學(xué)習(xí)英語的動機(jī)，并轉(zhuǎn)化為實際行動。

二語動機(jī)自我系統(tǒng)三要素共能解釋學(xué)習(xí)努力程度95.6%的變異，說明二語動機(jī)自我系統(tǒng)對學(xué)習(xí)努力程度具有極強(qiáng)的解釋力，驗證了理論的正確性和模型的有效性。

四、結(jié)論與啟示

在前人研究的基礎(chǔ)上，本研究對非英語專業(yè)大學(xué)生進(jìn)行了問卷調(diào)查，旨在深入探究該群體二語動機(jī)自我系統(tǒng)的總體情況、影響因素及其與學(xué)習(xí)努力程度之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)生的二語動機(jī)自我系統(tǒng)總體上處于中等偏上水平。多元方差分析顯示，專業(yè)背景和英語水平對二語動機(jī)自我系統(tǒng)有顯著的主效應(yīng)，文科學(xué)生的理想二語自我和二語學(xué)習(xí)體驗顯著強(qiáng)于理工科學(xué)生，已過六級學(xué)生的理想二語自我顯著強(qiáng)于未過四級學(xué)生，二語學(xué)習(xí)體驗顯著強(qiáng)于未過四級和已過四級學(xué)生。性別對二語動機(jī)自我系統(tǒng)無顯著的主效應(yīng)，但與專業(yè)背景和英語水平有顯著的三重交互效應(yīng)。換言之，性別對二語動機(jī)自我系統(tǒng)的影響受到專業(yè)背景和英語水平的制約。結(jié)構(gòu)方程模型顯示，理想二語自我和應(yīng)該二語自我互相影響，兩者既對學(xué)習(xí)努力程度產(chǎn)生直接影響，又通過二語學(xué)習(xí)體驗對學(xué)習(xí)努力程度產(chǎn)生間接影響。二語動機(jī)自我系統(tǒng)三要素中，動機(jī)效應(yīng)最強(qiáng)的是二語學(xué)習(xí)體驗，其次是理想二語自我，應(yīng)該二語自我的動機(jī)效應(yīng)雖不及前兩者，但亦不容忽視。

本研究可為大學(xué)英語教學(xué)提供兩點啟示：第一，教師應(yīng)重視自我導(dǎo)向的動機(jī)效應(yīng)，通過適當(dāng)?shù)母深A(yù)手段，如D?rnyei ＆ Kubanyiova（2014）倡導(dǎo)的六步愿景訓(xùn)練法，幫助學(xué)生構(gòu)建和強(qiáng)化理想二語自我，同時強(qiáng)化學(xué)生對自身學(xué)習(xí)行為的責(zé)任意識，使其重視應(yīng)該二語自我的作用。第二，教師應(yīng)注重良好師生關(guān)系的維系，努力構(gòu)建和諧的課堂氛圍，培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣，幫助學(xué)生積累英語學(xué)習(xí)的成功感和良好的學(xué)習(xí)體驗，以使其愿意主動為英語學(xué)習(xí)付出更多努力。

當(dāng)然，本研究也有一些不足之處：首先，結(jié)構(gòu)方程模型只能驗證所構(gòu)建的模型是否合理，但不能確定該模型是否為最佳。換言之，可能存在比本研究更好的二語動機(jī)自我系統(tǒng)與學(xué)習(xí)努力程度的關(guān)系模型。其次，本研究采用純量化的研究方法，難免受到問卷本身的局限，后續(xù)研究可加入訪談、日志等質(zhì)性材料，以期更全面地揭示二語動機(jī)自我系統(tǒng)的規(guī)律。