基于專業認同調查的國際漢語教師教育改革研究

趙春秋

（遼寧大學 國際教育學院，遼寧 沈陽 110036）

一、相關概念與研究綜述

社會心理學家塔杰夫提出“社會認同”概念，認為社會認同是個體把自己歸屬于某個社會群體，并把這個社會群體的典型特征看作自我描述的過程，同時認為個體通過作為群體成員獲得情感和價值意義[1]。可以看出，社會認同理論對群體取向的知覺和行為更為看重。目前，高等教育研究中的認同研究主要集中在職業認同、專業認同、文化認同等領域。

所謂專業認同，是指學習者對所學專業的接受與認可，并愿意以積極的態度和主動的行為去學習與探究，表現為學習者結合自身的興趣、愛好與特長，在諸多專業中將某一專業視為與自我同一的，而將其他專業視為他者，甚至希望自己成為與該專業杰出者一樣的人的反應[2]。實證研究成果有《高職學生專業認同度與就業滿意度關系探討》[3]《當代大學生認同度的現狀與對策研究》[4]等。漢語國際教育專業本科生的專業認同研究，目前有沈映梅的以一所高校為研究對象的成果[5]。本研究擴大了調查范圍，并根據統計結果計算效應量，以獲取更有實際顯著性的結論。

首先進行小范圍（N=30）調查，對調查數據進行斯皮爾曼p相關分析，結果顯示，專業投入行為、專業群體認同與專業認同相關性最顯著，這與沈映梅的研究結論[5]不同。為深入探析專業認同的影響因素，本文以四所高校四個年級漢語國際教育專業本科生為對象進行調查，并采用SPSS23.0進行分析，計算效應量，以考察該專業學生專業認同的現狀、發展趨勢和影響因素，進而針對國際漢語教師師資培養提出建議。

二、研究設計

（一）主要研究的問題

1.漢語國際教育專業本科生的專業認同水平如何？2.不同高校漢語國際教育專業本科生的專業認同是否具有顯著差異？3.進入專業學習后，漢語國際教育專業本科生專業認同的發展變化趨勢是怎樣的？4.漢語國際教育專業本科生專業認同的影響因素有哪些？5.漢語教師師資培養存在哪些問題？如何解決？

（二）調查工具

本文使用的專業認同調查問卷，借鑒沈映梅[5]、黃濤的問卷[6]，調整后形成初測問卷，并采用SPSS23.0進行效度檢驗。把62個問題分為兩組，進行Bartlett檢驗（表略）。第一組為專業認同題項，KMO=0.976，（X2=21934.903，df=1035，p＜0.001）。運用主成分分析法，共提取初始特征值大于1的五個因子，累計占比67.309%（圖表略），并根據最大方差法求出旋轉后的成分矩陣，通過特征值、陡階檢驗，選擇負荷值大于0.4的因素，最后刪除少部分題項，得到43個題項用于正式問卷（圖表略）。專業認同五個因子確定為：專業認知、專業情感認同、專業群體認同、專業投入行為、專業教學認同。第二組為外部情景題項，KMO=0.930，（X2=5210.430，df=120，p＜0.001）。運用主成分分析法，共提取特征值大于1的三個因子，累計占比65.947%，根據最大方差法求出旋轉后的成分矩陣，通過特征值、陡階檢驗，選擇負荷值大于0.4的因素，最后得到16個題項用于正式問卷（圖表略）。外部情景三個因子確定為：就業與升學前景、外部支持、專業實踐。

通過spss23.0克隆巴赫系數檢驗獲得可靠性統計結果。專業認同問卷檢測結果：Alpha（0.978）＞9；五個維度的可靠性統計結果：Alpha（.925）＞9。外部情景問卷檢測結果：Alpha（0.927）＞9；對三個維度的可靠性統計結果：Alpha（.806）＞8。以上統計均得到很高的信度系數。最終問卷分三個部分：第一部分，基本信息；第二部分，專業認同調查，包括五個維度，即專業認知、專業情感、專業投入行為、專業群體認同、專業教學認同；第三部分，專業外部情景，包括三個維度。

（三）調查對象

被試群體的選擇遵循方便原則和分類原則進行。四所高校包括一所“一流高校”、一所“一流學科”高校、兩所非“雙一流”高校，涵蓋中國高校三個水平。被試覆蓋該校該專業的四個年級。

三、問卷調查的實施

（一）問卷實施情況

本調查采用問卷星平臺進行。樣本覆蓋四所高校漢語國際教育專業四個年級的本科生，抽樣人數占總人數的70%以上，各年級占比在半數以上。四所高校中，A大學為“一流學科”高校、B大學和C大學為非“雙一流”高校、D大學為“一流高校”。錄取分數由高到低是：D大學→A大學→C大學→B大學。問卷實施次序為A→B→C→D，按照定向定時投放方式進行，共收集問卷590份，回收有效問卷553份，有效率為94%。

（二）調查對象基本信息統計

統計結果顯示：被試中，有85.7%為女性；城市生源占比64.9%；65.3%屬于自主選擇專業；32%的被試是出于興趣而選擇專業，11.2%的被試是出于就業前景而選擇專業，13%的被試是受老師或親友影響而選擇專業，2.4%的被試是受媒體宣傳的影響而選擇專業，36.7%的被試是由于成績所限選擇專業的；44.3%的被試認為就讀學校教學條件較好；36.3%的被試認為就業前景好；50.6%的被試屬于外向型性格；專業興趣一直很強或變強的被試共計57.9%。

（三）問卷調查數據檢驗

對數據進行正態性檢驗和方差齊性檢驗（表略），在柯爾莫戈洛夫·斯米諾夫正態性檢驗上，四所高校各年級專業認同的顯著性系數均大于或接近0.05，基本呈正態分布，方差齊性檢驗值均大于或接近于0.05，符合方差齊性檢驗條件。

四、漢語國際教育專業本科生專業認同調查的描述性統計分析

（一）專業認同總體水平的統計分析

通過被試總體水平的統計結果可知，漢語國際教育專業本科生專業認同水平的平均值（3.43）與沈映梅（3.432）的調查結果基本一致，高于理論均值（3.0），說明漢語國際教育專業本科生專業認同水平中等偏上。

（二）專業認同各維度及相關調查的統計分析

如表1所示（注：各維度標簽為簡稱），被試專業認同及外部情景各維度均值均超過理論均值（3.0），從高到低依次是：專業群體認同＞專業認知＞外部支持＞專業教學認同＞專業情感＞專業投入行為＞就業與升學前景＞專業實踐?？梢?，漢語國際教育專業本科生的專業群體認同程度很高，但外部情景三個維度中，專業實踐和就業與升學前景維度分值偏低。

表1 專業認同及外部情景各維度均值及標準差

外部支持各項均值：政府政策和項目支持為3.55；社會機構提供從教機會為3.33；學校學院提供實習機會為3.33?？梢?，專業外部支持尚有不足。

專業教學認同各項均值：認可教師專業水平并喜愛教師教學風格為3.57；教師配置師資力量為3.56；專業培養目標明確為3.52；專業設置合理及體現專業特色為3.41；學習壓力適中為3.38；辦學條件好為3.30；教學設備配置完善為3.27；注重專業實踐且有規范的實踐教學體系為3.25?？梢?，教師教學評價很高，課程設置、辦學條件、實踐教學安排方面水平偏低。

專業情感方面：從內心喜歡并接受本專業為3.38；專業自豪感為3.35；專業前景的信心與期望為3.34；樂于從事專業相關工作為3.31；專業學習讓學生生活態度更積極為3.24；從專業學習中獲得樂趣為3.18。可見，在專業學習給予學生積極的生活態度和學習樂趣方面水平偏低。

專業投入行為方面：按時認真完成作業為3.78；課堂上認真學習為3.58；學習時感覺精力充沛為3.23；積極參與專業相關活動為3.21；專業學習有明確目標為3.20；主動并經常閱讀專業書籍為3.06；課余時間大部分應用于專業學習為3.03。可見，學生在按照要求完成學業方面表現很好，但是在主動學習方面水平很低。

就業與升學前景方面：畢業后會爭取從事專業相關工作為3.42；認為本專業的聲譽高為3.37；認為本專業的工作環境好為3.35；認為專業就業前景很好為3.29；認為能找到穩定的工作為3.22；認為本專業的保研考研機會好為3.13；不想在考研時換專業為3.04；認為本專業的就業渠道多為3.08；認為本專業的就業率相對于其他文科專業好為2.89。可見，專業就業率評價較低。

專業實踐方面：積極參加校內見習為3.44；參加過校語言文化交流或輔導為3.16；主動尋找并參加見習實習為3.00；在校外從事實習活動為2.98?？梢?，專業實踐方面整體情況一般。

五、漢語國際教育專業本科生專業認同的差異性分析

為探尋影響被試專業認同的各因素及其影響程度，需要進行不同特征因素上的差異性分析。即以學習者不同特征因素為分組變量進行獨立樣本T檢驗或單因素組間方差分析，然后進行兩組或多組獨立數值間的比較。

（一）漢語國際教育專業本科生的專業認同在不同就讀學校上的差異

如表2所示，單因素組間方差分析結果顯示，四所高校被試的專業認同水平存在顯著性差異：F（3，549）=12.603，p=.000＜0.05。C大學被試專業認同水平顯著高于其他三所大學；B大學被試顯著高于D大學；D大學被試顯著低于C大學和B大學。進一步檢驗效應量，由于兩組樣本人數不同，效應量采用Hedges’g計算方法，結果如表3所示。按照Cohen（1988）的效應量標準:Hedges’g值等于或低于.20，效應量?。坏扔诨虻陀?50，效應量中等；等于或高于.80，效應量大。C大學與D大學的差異具有較高的實際顯著性，接近.80,實踐意義更大；C大學與A大學的差異顯著性具有中等效應量；B大學與D大學、C大學與B大學的差異顯著性及其效應量較小?？梢?，就讀學校是影響專業認同的重要因素，專業認同與被試入學成績、學校排名不成正比，專業認同水平由高到低依次為：C＞B＞A＞D。即非“雙一流”高校靠前，“雙一流”高校靠后。

表2 四所高校被試專業認同均值及差異顯著性分析結果

表3 不同高校被試專業認同組間差異顯著性及其效應量[7]

（二）漢語國際教育專業本科生的專業認同在不同年級上的差異

對被試專業認同的變化趨勢進行分析，結果如表4（注：表中維度標簽為簡稱）所示，四個年級的專業認同均值均有差異。

表4 專業認同發展趨勢分析結果

通過差異顯著性和趨勢分析可知，專業認同在各年級沒有顯著差異。但是均值折線圖（圖1）顯示，被試專業認同水平從一年級到四年級呈下降趨勢，至三年級最低，到四年級略有上升。

圖1 四個年級專業認同水平差異折線圖

專業認同內部各維度差異顯著性檢驗（ANOVA）顯示，只有專業情感認同和專業投入行為兩個維度各年級呈現顯著性差異，顯著性水平分別為：p=0.033＜0.05；p=0.028＜0.05。通過對各年級專業認同各維度分析，專業情感認同從一年級到四年級整體呈現逐級下降趨勢，趨勢檢驗的線性項顯著（p=0.018＜0.05）。專業投入行為整體呈現逐級下降趨勢，至三年級為最低點，到四年級有小幅上升，趨勢檢驗的線性項顯著（p=0.010＜0.05）?？梢哉J為，專業情感和專業投入行為對于專業認同整體水平有顯著影響。通過對專業認同內部其他維度分析，專業認知、專業群體認同和專業教學認同水平在三年級和四年級階段均低于一年級和二年級階段。結果說明，高校漢語國際教育專業本科生的專業認同水平沒有隨著專業學習的深入上升，而是呈現下降趨勢。其中，專業情感認同、專業投入行為下降趨勢顯著。

在四所高校分別選擇兩名四年級學生進行開放性訪談?？芍?，入學初期，大部分學生對專業就業前景有很大興趣，學習投入量最大；但是隨著專業新鮮感的下降，學業成績排名日趨穩定，就業焦慮、學習倦怠期的出現，專業情感和學習投入行為開始下降；部分學生決定報考研究生，其學習投入行為從四年級開始提升，但沒有達到入學初期水平。這一變化趨勢反映了就業焦慮對專業認同各維度的消極影響。

（三）漢語國際教育專業本科生的專業認同在不同性別、生源地、性格傾向上的差異

性別、生源地、性格傾向的數據屬于兩組間的變量，進行組間差異的獨立樣本T檢驗，結果如表5（注：a、b代表各題項的選項）所示，只有不同性格特征分組在專業認同上有顯著性差異：t=2.939，df=530，p=.003＜0.05。外向型學生專業認同水平顯著高于內向型學生，采用Hedges’g公式計算效應量：g=0.25，屬于小效應量。

表5 專業認同在性別·生源地·性格特征上的差異顯著性分析及其效應量[7]192計算結果

（四）漢語國際教育專業本科生的專業認同在專業選擇原因、成績、興趣特征上的差異

以是否自主選擇專業、選擇專業原因、教學條件評價、專業成績評價、升學和就業前景評價、專業興趣變化作為分組變量進行組間差異的單因素方差分析，結果顯示，均呈現顯著差異。

如表6所示，以上所有變量均在專業認同水平上有顯著性差異。效應量采用η2公式進行計算，其中，興趣特征和教學評價的效應量最大。具體情況：自主選擇專業的被試專業認同水平顯著高于按照父母及親友要求選擇專業的被試，F（4，548）=2.758，p=0.027＜0.05，MD=0.29，η2=0.02，屬于小效應量；由于興趣所在而選擇專業的被試專業認同水平顯著高于由于成績所限和其他原因而選擇專業的被試，F（5，547）=3.894，p=0.002＜0.05，均值差分別是MD=0.25和MD=0.47，η2=0.03，屬于較小效應量；專業成績評價高的被試，其專業認同水平顯著高于評價低的被試，F（2，550）=10.362，p=0.000＜0.05，選擇“較好”的被試與選擇“較差”的被試專業認同均值差MD=0.47，選擇“中等”的被試與選擇“較差”的被試專業認同均值差MD=0.31，η2=0.04，屬于較小效應量；興趣度高的被試的專業認同水平顯著高于興趣度低的被試，F（3，549）=29.026，p=0.000＜0.05，被試專業認同水平由高到低依次為，變強＞一直很強＞變弱＞一直不強，“變強”與“變弱”的被試專業認同均值差MD=0.35，“變強”與“一直不強”的被試專業認同均值差MD=0.70，“一直很強”與“一直不強”的被試專業認同均值差MD=0.60，“變弱”的被試與“一直不強”的被試專業認同均值差MD=0.35，η2=0.14，屬于大效應量。

表6 專業認同在專業選擇·教學條件·成績·前景·興趣特征上的差異顯著性及其效應量[7]196

通過訪談了解到專業興趣下降原因：一是課程設置與預期不符；二是作為實踐性學科，學校實踐活動太少；三是專業課程及活動缺少國際化特征；四是班級學習氛圍不濃。

通過差異顯著性討論及其效應量的計算得出如下結論：性格、是否為自主選擇專業、選擇專業原因、專業成績評價、專業興趣變化等學習者個體特征因素對被試專業認同有顯著影響。除具有較小效應量的性格因素外，其他因素效應量大小排序如下：興趣變化＞專業成績評價＞選擇專業原因＞是否自主選擇專業。

六、漢語國際教育專業本科生專業認同的相關分析

（一）專業認同內部各維度與專業認同的相關分析

為了解專業認同測量內部各因素的影響，需要進行斯皮爾曼相關分析及其效應量的測算（效應量采用決定系數r2計算）。

如表7所示，專業認同各維度與專業認同的相關系數均大于0.7，屬于高度正相關。相關系數及效應量由大到小排序為：專業情感認同＞專業投入行為＞專業群體認同＞專業教學認同＞專業認知。結果說明，以上所有維度均是影響專業認同的重要因素，尤其是專業情感、專業投入行為與專業認同的相關程度更高，這與前文發展趨勢分析結果一致，專業認知水平與專業認同的相關系數相對較低（0.752）。通過均值折線圖可知（圖略），四個年級專業認知水平差異很小，說明認知對專業認同的影響較弱。

表7 專業認同各維度與專業認同的斯皮爾曼相關分析及其效應量[7]195

（二）外部情景與漢語國際教育專業本科生專業認同的相關性分析

為了解專業認同外部因素對專業認同的影響，需要做斯皮爾曼相關分析及其效應量的測算。

如表8所示，就業、升學前景與專業認同屬于高度正相關，外部支持、專業實踐與專業認同屬于中度正相關，外部情景總體與專業認同屬于高度正相關。四項結果均具有大的效應量。通過訪談可知，學生對就業和升學前景比較擔憂。原因有：保研名額有限，競爭激烈，考研人數逐年上升，錄取難度增加；海外漢語教師志愿者項目通常不在本科畢業生中錄取；公務員考試中，本專業能夠應聘的崗位數量很少等。

表8 外部情景與專業認同的斯皮爾曼相關分析及其效應量[7]195計算結果

七、專業認同調查的結論及教育改革建議

（一）漢語國際教育專業本科生專業認同調查的結論

1.漢語國際教育專業本科生的專業認同水平較高（3.43）。其中，專業群體認同與專業認知水平最高，專業實踐、就業與升學前景、專業投入行為分值最低。

2.不同高校漢語國際教育專業本科生的專業認同存在顯著差異。其中，C大學與D大學的差異具有較大效應量。錄取分數低的非“雙一流”高校，專業認同水平高于“一流”高校。主要原因有：課程內容不符合國際化人才培養目標；專業實踐活動缺失；班級整體氛圍不夠和諧。專業認同水平較高的兩所高校C大學與B大學，對學生專業技能的培養、專業實踐活動的安排更為注重。A大學與D大學教學實踐活動安排較少，主要原因是中外學生在不同校區，學院很少給中外學生安排交流活動。D大學的被試作為985高校錄取的生源，因為極小分差而進入分校學習，因此產生強烈心理落差。學院在教學、活動等方面的安排都不盡如人意，導致學生不夠團結、進取心不強等問題。這對優質生源培養是極大的損失。

3.漢語國際教育專業本科生的專業認同各年級呈現整體下降趨勢。專業情感和專業投入行為呈現顯著性差異，趨勢檢驗線性項顯著，說明由于專業情感認同下降、專業投入行為下降，導致專業認同逐步下降。

4.漢語國際教育專業本科生專業認同的影響因素眾多。專業認同各維度與專業認同的相關性及其效應量由高到低依次為：專業情感＞專業投入行為＞專業群體認同＞專業教學認同＞專業認知，各維度均具有很大效應量；學習者特征中，除具有較小效應量的性格因素外，其他因素在專業認同水平上的差異顯著性及效應量大小排序為：興趣變化＞專業成績評價＞選擇專業原因＞是否自主選擇專業，興趣變化因素具有很大效應量，兩組分析結果中排在首位的專業情感和興趣變化高度一致；外部情景與專業認同的相關性及其效應量大小排序為：就業與升學前景＞專業實踐＞外部支持，各維度均有很大效應量。

通過以上分析可知，專業情感及興趣、專業投入行為、專業教學、專業實踐、就業與升學前景是提高專業認同的關鍵因素。

（二）基于專業認同調查的國際漢語教師教育改革建議

1.在課程設置中凸顯國際化特色，如本專業的國際化特色，應該通過創設更多中外融合課堂、增加外語類課程、引入外國專家、組織中外學生互相協作的實踐活動等措施加以改進，從而把學生培養成為擁有全球視野的國際型人才。

2.加強漢語國際教育專業實踐特色，有計劃地安排系統的實習活動，提高學生實踐能力。

3.通過深化教學改革、學業獎勵機制等，激發學生的專業興趣；通過提高教學內容、作業任務的難度及趣味性，激發學生的興趣和成就感。

4.通過深度就業指導和職業規劃指導，引導學生消除就業焦慮，以免學生過早放棄專業學習。

5.幫助學生端正學習態度，即任何專業的學習都具有價值，都有利于提高學生的綜合素質。

6.結合專業特點搭建更多競賽平臺，組織有利于學生綜合能力發展的競賽類活動，激發學生主動學習的積極性。

7.改善辦學條件和外部支持環境，激發學生的專業興趣。

8.提高分校的教育水平，加強主校與分校的師資共享、學生群體融合、校園文化共建等。

9.關注學生個體及個體與群體的關系，更大程度地促進專業群體融合。

10.通過改革考試評價體系，豐富評價手段，增加形成性評價比重，發掘學生潛力，提高學生自主學習的能力，克服唯分數制度的弊端。

由于篇幅所限，本文沒有進行更大范圍的訪談，教育改革建議沒有充分展開，有待完善。