中亞留學生漢語學習動機減退影響因素的Logistic回歸研究

周 穎

(1.北京外國語大學 中國語言文學學院，北京 100089；2.新疆大學 國際文化交流學院，新疆 烏魯木齊 830046)

根據D?rnyei、Deci&Ryan和Falout&Maruyama的定義[1](P139),[2](P57),[3]，動機減退是由于具體的外部原因和內部原因而使人們對某一行為減少或失去動力的現象。對第二語言學習動機減退這種消極方面的研究拓寬了動機研究的領域，對二語課堂教學與管理有著積極的意義。

1 研究綜述

歐美學者Gorham&Christophel、Gary Chambers、Rudnai、Oxford、Ushioda、D?rnyei，日本學者Hasegawa、Falout，J.&Maruyama，M.、Sakai&Kikuchi以及越南學者Trang & Baldauf先后對不同國家的第二語言學習者進行了動機減退的定性或定量研究，其中以D?rnyei的研究最有影響力，并成為后來二語學習動機減退研究的基礎。

國內學者李艷輝、張哲、梁良、潘正凱、胡衛星、蔡金亭、劉佳、湯聞勵、周慈波、王文斌、廖雪蓮、高強先后對中國學生英語學習動機減退現象進行了研究。

針對漢語作為第二語言的學習者的動機減退研究尚不多見，目前可見的有余瑋奇、崔廣瑩和李晨楠的研究。俞瑋奇對209名留學生漢語學習動機減退情況進行了問卷分析，得出：對漢語學習的負面態度位于影響留學生動機減退各因素首位，而教學環境、學習者的自信心不足、學習內容和教師因素則緊隨其后[4]。李晨楠采用問卷和訪談結合的方法，對上海148名外國漢語進修生動機減退情況進行了研究，得出教師因素為影響留學生漢語學習動機的最強烈因素，而其中的教師態度一項影響尤為突出。分班、教師更換等教務因素也有顯著影響。對考試的負面態度、對漢語的畏難情緒因素也有一定影響[5]。崔廣瑩對87名克羅地亞漢語學習者進行問卷調查，并對其中10人進行訪談，發現教師因素和環境因素是影響漢語學習者動機減退的顯著因素，其中教師因素是主要因素，權重高達52.3%[6]。教師講得過多、英文水平有限、漢語普通話不標準等成為導致學生漢語學習動機減退的重要因素。該研究認為問題的根源在于兩國不同的教育理念、思維方式和教學模式。該研究為在非漢語環境下對漢語學習者動機減退因素進行研究提供了很好的范例。崔廣瑩、李晨楠的研究都表明教師為最重要的影響因素，而余瑋奇的研究發現教師是重要因素之一，而非首要因素。

這些研究大多使用因子分析的方法，本研究運用Logistic回歸分析針對中亞留學生的動機減退進行研究。

2 研究設計

2.1 研究目的

本研究的主旨是挖掘中亞留學生漢語動機減退的顯著影響因素，為減少中亞留學生漢語動機減退提供依據。

2.2 樣本容量與被試

本研究樣本容量為134名被試。被試來自新疆大學國際文化交流學學院在讀中亞留學生，其中包括語言短期進修生72名，漢語本科生及國際漢語教育碩士62名；女生63名，男生71名；學習漢語時間在兩年以內的74人，兩年以上的60人。

2.3 研究工具與方法

本研究采取定量研究的方法，采用的研究工具為調查問卷。問卷在崔廣瑩針對克羅地亞漢語學習者的調查基礎上進行了針對性地修改，并翻譯成了俄語，以避免造成被試理解上的障礙。問卷由涵蓋教師因素、環境因素和個人因素的46個題項組成，Cronbach’s Alpha系數為0.941，具有較好的信度。問卷采用Likert五級量表，從“1=非常不符合”到“5=非常符合”。共發放問卷150份，回收有效問卷為134份，由于數據缺少或不符合數據特征，共有132組數據參與計算，2組為缺省值(見表1)。問卷數據輸入SPSS，并進行Logistic回歸分析。

表1 數據描述

3 Logistic回歸分析

3.1 建立分析變量

以是否出現過漢語學習動機減退現象為因變量，有則賦值為1，無則賦值為0(見表2)。

表2 因變量賦值

以問卷各題項得分為依據，統計得出12個影響因子作為自變量。

3.2 建立變量分析模型

Step0：沒有任何自變量進入以前，預測所有的case都有動機減退的正確率，正確率為70.5%。

模型為：

表3 分類表(a,b)

表4 進入方程的變量

表5 待進入方程的變量

表5顯示了待進入方程的各自變量的情況，對概率p值大于顯著性水平0.05的自變量，采用Enter策略，所有自變量將強行進入方程。

Step1：采用強行進入策略時回歸方程顯著性檢驗的總體情況。

表6 模型系數的多項測試

所有自變量均進入方程，與前一步相比，似然比卡方觀測值為31.380，概率p值為0.002，小于顯著性水平0.05，拒絕零假設，認為所有回歸系數不同時為0，自變量的全體與Logit P之間的線性關系顯著，采用該模型是合理的。

表7 模型

表7顯示了最大似然平方的對數、Cox-Snell 擬合優度以及Nagelkerke 擬合優度值。在理論上服從卡方分布，最大似然對數值檢驗通過。

表8反映使用該回歸方程對case進行分類，其準確度為78.8%。經過迭代運算，模型參數逐漸收斂到穩定值，于是得到最終模型參數。利用最終的logistic模型，可以對因變量進行預測，預測結果分類列入表8。可以看出，有動機減退的觀測值有93個，為91.4%；無動機減退的觀測值有39個，預測正確率48.7%；總的預測正確率為78.8%。132個被試中有105個預測正確，27個預測錯誤。

表8 分類表(a)

表9 回歸方程中的變量

表9反映輸出回歸方程中的各變量的系數和對系數的檢驗值，因子6、因子12的sig值小于0.05，具有統計學意義，說明因子6、因子12對中亞留學生漢語學習動機減退存在顯著影響。

從以上所示的結果可以建立如下線性關系：

將該關系式帶入下式：

得到：

由以上公式可知，因子6周圍同學、朋友的負面影響每增加一個單位，中亞留學生漢語學習動機減退增長0.517個單位；因子12由于語法、詞匯、漢字、語音等掌握情況不理想導致的自信心減退每增加一個單位，漢語學習動機減退增長0.832個單位。

4 討論

4.1 周圍同學、朋友的負面影響對中亞留學生漢語動機減退的影響

Swezey等人指出：盡管大多動機理論都試圖從個人層面解釋動機過程，而從在集體中實施的活動中卻能發現某些動機特征源于集體這個社會單位，而非源自成員個體[7](P142)。Smith的研究也發現：“青少年下意識獲得某種極其復雜的行為的各個方面，這些方面可被觀察到或進行描述，但絕不可能被教會。因為他們認為自己是某個團體中的一員，便會通過觀察團體中其他青少年來獲得這些行為。關涉到二語習得，這意味著語言的各方面與交際未必存在很多關聯，但這些方面卻能成為某個團體成員的重要標志，比如口音或某種形態，學習者需要這些方面來讓他成為熟練使用法語或西班牙語團體中的一員。”[8]在二語課堂中，一些學生缺乏學習動機的原因可能并非是對目的語或目的語文化不感興趣，也并非源于教師不恰當的教學方法，而是因為受到了同伴的影響，可能只是因為害怕被其他人孤立，或害怕被其他人貼上“學霸”或“書呆子”的標簽。這種現象在中亞留學生漢語學習過程中也有所體現，據統計，因子6周圍同學、朋友的負面影響對中亞留學生漢語學習動機減退影響強烈，其中包括題項27、30、31、35，各題項均值分別為：3.037 3、2.470 1、2.664 2、2.544 8，因子6各題項的均值顯著高于其他因子包含的題項。由本公式得出，因子6每增加一個單位，中亞留學生漢語學習動機減退增長0.517個單位。這說明如果一個中亞留學生周圍的同學、朋友等對漢語學習不感興趣，流露出不愿學習的態度或以實際行動表現出拒絕學習漢語，如不完成或不認真完成作業，上課常常遲到或曠到，課堂上不注意聽講，總是玩手機、聊天或睡覺等，那么該學生的漢語學習動機會出現較大的波動，表現出動機減退的各種行為。由此可見，中亞留學生所在的集體、周圍的人對個體的漢語學習動機有著不容忽視的重要作用。

針對這種情況，應增強集體的目標導向，在班級內部進行討論并確定目標，由留學生自己參與到確定目標的過程中，提升他們對班級事務的參與感，讓他們意識到自己是這個班級中的重要一員。在達成目標的過程中，還需不時根據達成情況進行修訂，以保證目標的可實現性。目標確定后，要促使集體目標、規定在集體成員中實現內化，盡量使集體目標與個體目標相一致、相結合。在此過程中，多關注成員的進步，而避免進行過多的成員間的比較，讓留學生認識到在漢語學習中，只要自己在不斷進步就是成功的。創設良好的班級氛圍，多組織集體活動，如集體外出或參加課外活動等，讓集體成員互相了解，能分享自己的感受，特別是害怕、恐懼、挫折等消極情感，讓留學生體會到因二語學習而產生的焦慮情緒是普遍的，犯錯和挫折并不可怕，是暫時的，可克服的。

4.2 自信心減退對中亞留學生漢語動機減退的影響

自信是一個人對自己有能力產生結果、達成目標或完成任務的信念，自信是自我認知的一個重要方面[9](P155)。在二語習得研究領域中，自信的重要性很早就得到了承認。在D?rnyei Z.的外語學習動機三層次框架中，自信與成就需求、語言使用焦慮、第二語言能力、因果歸因、自我效能等因素同處于學習者層面。自信同自我效能感有相似之處，但自我效能感一般與某個具體任務相關聯，而自信則通常與一系列任務相關，是在更普遍的意義上的、個體對自己潛能的一種更普遍的認知。然而在二語課堂中，學習者的自信常常面對挑戰。在學習二語的過程中，由于已有的二語知識有限，他們在一段時間內，甚至是較長的一段時間內不得不像牙牙學語的孩子一樣，無法很連貫流利地表達自己，這會給二語學習者的自信心帶來極大挑戰。此外，眾目睽睽之下的師生交流，作業和考試評分等都使二語學習者倍感壓力，對自信心有很大挑戰。自信心面對挑戰而無法應對，就會產生自信減退。自信減退的學習者面對任務時，大多會感到害怕和失望，認定自己不具備成功的能力，一定會失敗，這種感覺最終會導致學習第二語言的無助感。在面對挑戰時，不由得感到絕望，即使難度較低、極有成功的可能，也沒有勇氣嘗試。在這種心態支配下，學習者便不愿再去學習，再去嘗試了，久而久之，勢必會形成失敗——缺乏能力——失落感——表現降低的惡性循環[10](P130)。

這種消極的心態也會影響二語學習者對語言學習策略的使用。在根據加拿大心理學家加德納的社會教育模型，認知的情感變量影響學習者的語言成績水平，反過來，學習者的成績水平和經驗又影響個人的認知特征和情感特征，主要影響情感特征，也影響語言學習策略的使用[11](P215)。按照認知心理學的觀點，學習者會積極地加工知識和信息，而不是被動地、消極地接受知識和信息。積極的情感能促使學習者在語言習得過程中積極調動自己的認知資源進行信息加工，相反，消極的情感則會對認知資源的利用形成阻礙。學習者對所學內容是否感興趣，在學習過程中的動機水平都會影響信息加工。中亞留學生通過學習漢語而在漢語知識、能力和運用技能方面出現了積極的變化，就會產生一種成功的、積極的情感體驗，這種體驗會進而促進良好的語言結果的出現，即漢語水平的進一步提高，同時也會產生一系列積極的非語言結果，比如對漢語的喜愛程度和接受程度提高等等。留學生會因此充滿自信，漢語學習動機得到加強，形成良性循環。反之，通過學習，留學生并沒有發現自己的漢語知識水平、能力、和技能得到提升，就會導致自信心減退，產生挫敗感，這種消極的、失敗的體驗不但不能促進漢語水平的提高，還會導致負面的非語言結果，讓學習者對漢語的興趣減弱，學習者的漢語學習動機水平難以維持，形成惡性循環。據統計，因子12自信心減退所包含的題項有37、39，均值分別為3.007 5和2.664 2，相對于其他題項，均值較高。由公式得出，因子12自信心減退每增加一個單位，漢語學習動機減退增長0.832個單位。從訪談中也可清晰地看出，中亞留學生因為漢語學習受挫而產生的自信心減退情況，幾乎所有的訪談對象都會有類似的表達：“不知道怎么才能記住漢字，今天寫了很多遍，可是第二天又忘了，該怎么辦呢”，“一定要學會漢語的聲調嗎？你們中國人是怎么學會的？真的很難”等等。由此可見，部分中亞留學生在漢語學習中，在語法、詞匯、漢字、語音各方面在不同程度都遇到了困難，這些困難對留學生的自信心有極大的打擊，導致留學生不相信自己能學好漢語，對漢語學習的興趣減弱、動機減退。

針對由于漢語掌握情況不佳而導致自信心減退的這部分中亞留學生，教師應先確定學習者在語音、詞匯、語法、漢字哪部分較強，哪部分比較薄弱，對學生的學習困難進行診斷，了解學生在某方面出現問題的主要原因，再在該基礎上為不同的學習者提供不同的教學方式和教學材料。再有針對性地幫助留學生制定出符合自己水平的目標，并鼓勵他們努力去實現目標，通過每一次目標的實現，逐步建立起自尊和自信。引導學生學會自我肯定，提高他們的自信水平，強化這樣的信念：能力是可以通過自己的努力來改變的。當留學生面對焦慮、恐懼的情感體驗時，應及時提供有效應對焦慮的策略。理解、鼓勵、接受、信任他們，做到共情和包容。在漢語課堂中，對那些不自信的、常常沉默的留學生應給予更多關注，給他們更多練習的機會，讓他們不時有成功的積極體驗，以此促進對二語能力積極的自我認知。多表揚、少批評，多鼓勵、少懲罰，學生犯語言錯誤時，應幫助他們意識到出錯在二語學習中是正常的，語言交際中還有比正確率更重要的東西。隨著在課堂中的參與感和存在感的提升，留學生會感到自己得到了老師和同學的認同，由此增強了成功的體驗和自信心，降低了焦慮程度。與此同時，自信得到提升的留學生會把自身積極的能量投射到其他班級成員中，會對班級其他成員的漢語學習動機帶來積極的影響，對營造班級氛圍起到積極作用。此外，課外要引導中亞留學生與漢語母語者多交流，盡量融入目的語社會中，讓他們感覺到通過課堂上所學能幫助他們實現與中國人的順利交際，而與漢語母語者的交流反過來會促進漢語水平進一步提高。在多語言環境中，積極的態度會促使個體尋求與二語社區成員接觸。當這種接觸足夠頻繁且比較愉快時，學習者使用的二語的自信心增強，焦慮感降低，對二語能力的認知提高[12]。

5 結語

本文在問卷分析的基礎上，發現在所有因素中，造成中亞留學生漢語學習動機減退最顯著的因素為自信心減退，其次為周圍人的影響，并針對這兩方面地提出了相關建議。動機減退與學習者的個性是否有關系？有何關系？在同樣的環境中為何學習者動機減退的范圍和程度卻存在相當大的差異？這些問題有待在后續研究中解決。

參考文獻：

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