尹瑋等 | 教師支持對大學生二語交際意愿的影響:思維模式和學業情緒的中介作用

教師支持對大學生二語交際意愿的影響:

思維模式和學業情緒的中介作

尹 瑋 張馨月 季可晗 于曉丹

中國海洋大學

摘要

本研究以二語交際意愿模型和控制—價值理論為基礎，通過對 881 名本科生的問卷調查，探究了教師支持、成長型語言思維模式、學業情緒對二語交際意愿的影響路徑。 結果顯示: ( 1) 3 種教師支持均對愉悅具有顯著正向預測作用，對焦慮無預測作用，只有學業支持正向預測成長型語言思維模式; ( 2) 成長型語言思維模式對愉悅和二語交際意愿具有顯著正向預測作用，對焦慮無預測作用; ( 3) 愉悅和二語交際意愿呈顯著正相關關系，焦慮和二語交際意愿呈顯著負相關; ( 4) 教師支持不能直接預測二語交際意愿，但學業支持可通過成長型語言思維模式和愉悅發揮間接預測作用。 研究結果為提升學生二語交際意愿提供了啟示。

關鍵詞：教師支持; 成長型語言思維模式; 學業情緒; 二語交際意愿

01

引言

二語交際意愿決定學習者的二語交際頻率，對二語學習成效起到關鍵作用( MacIntyre et al． 1998) 。 迄今為止，研究者廣泛探討了影響二語交際意愿的個體心理認知因素和外部情境因素( 如李晨，梁茜露 2022; 韋曉保，陳巽 2022) 。 隨著積極心理學與二語習得研究的融合，學習者的學業情緒( 如愉悅、焦慮、無聊) 已成為二語教育的重要研究議題( 李成陳等 2024) 。然而，教師支持對二語交際意愿的影響及其與語言思維模式、學業情緒的交互作用在國內外卻較少受到關注。 鑒于此，本研究將教師支持作為情境因素，語言思維模式作為個體特征，學業情緒作為情感因素，探討它們對大學生二語交際意愿影響的關系網絡，旨在為二語交際意愿培養和提升提供有效建議。

02

生態給養理論的哲學思想根源

1. 理論基礎

MacIntyre et al．( 1998) 認為，二語教學的目標是學習者能夠主動進行二語交際，而二語交際意愿是促成二語交際的關鍵前因。 為解釋學習者的二語交際意愿差異，MacIntyre et al． ( 1998) 構建了二語交際意愿金字塔模型，將二語交際意愿的潛在影響因素系統劃分為情境前因、動機傾向、情感—認知環境、社會個體環境 4 個層面。 基于中國的文化背景和英語學習實際情況，Wen ＆ Clément( 2003) 進一步闡釋了金字塔模型中交際欲望如何轉化為二語交際意愿，指出社會環境、性格因素、動機取向和情感意識是這一轉化過程的重要驅動因素。 相關實證研究表明，社會環境( 如課堂社交環境、混合式教學環境) 、性格因素( 如情緒智力、語言思維模式) 、動機取向( 如學習動機) 、情感意識( 如愉悅) 能夠預測二語交際意愿( Peng ＆ Woodrow 2010; Fathi et al． 2023; 李晨，梁茜露 2022; 韋曉保，陳巽 2022; 韋曉保等 2022) 。

控制—價值理論( Pekrun 2006) 也為二語交際意愿研究提供了理論基礎。 該理論指出，外部環境能夠通過影響個體的控制和價值評價，喚醒學習者相應的學業情緒。 學習者對學習活動過程和結果的控制感及其價值評估是決定學業情緒的關鍵因素( Pekrun 2006) 。 語言思維模式反映了學習者對學習活動過程和結果不同的控制感( Lou ＆ Noels 2019) 。 因此，這一理論為探討教師支持如何通過成長型語言思維模式影響學業情緒提供了重要支撐。

2. 教師支持與二語交際意愿的關系

作為社會支持理論的構成要素，教師支持指教師向學生提供的建議、信任和資源等一系列支持( Tardy 1985) 。 教師支持的維度復雜多元，不同學者的界定各不相同( Sadoughi ＆ Hejazi 2023; 劉曉紅，郭繼東 2021) 。 綜合已有研究和大學外語教學的特點，本研究將教師支持分為情感支持、學業支持和技術支持 3 類。 情感支持指教師通過關心、尊重和信任等方式，在情感上支持學生( Patrick et al． 2007) ; 學業支持指教師在獨立思考和解決問題等學業方面給予學生充分鼓勵、引導與幫助( Patrick et al． 2007) ; 技術支持指教師指導學生積極利用信息技術輔助學習( Lai 2015) 。

交際意愿最初源于母語交際研究，用于描述個體參與口語交際的傾向( McCroskey ＆ Baer 1985) 。 在此概念基礎上，二語習得研究者提出了二語交際意愿，將其定義為二語學習者參與二語口語交際的傾向( MacIntyre et al． 1998) 。 二語交際意愿與二語使用頻率密切相關，被視為衡量二語學習者學習成效的重要指標。

已有研究表明，教師支持與學生的學業情緒、學習效果關聯密切，是影響二語交際意愿的重要環境因素( Wen ＆ Clément 2003; Peng ＆ Woodrow 2010; 韋曉保等 2022) 。 然而，教師支持尤其是教師支持的具體維度如何預測中國學生的二語交際意愿，尚待進一步探究。

3. 成長型語言思維模式和學業情緒的中介作用

思維模式是學習者對自身智力、 能力等特質的內在信念( Dweck 2006 ) 。 Lou ＆ Noels ( 2017) 首次針對二語學習開展思維模式研究，認為語言思維模式是學習者對自身語言能力可塑性的信念，可分為固定型和成長型兩類。 固定型語言思維模式是指語言能力是固定的、后天無法改變或提高的語言學習信念; 成長型語言思維模式指語言能力是可塑的、學習者可通過后天努力來提高的語言學習信念。 成長型語言思維模式與二語交際意愿密切相關( Wang et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022) ，對二語學習產生重要影響。 盡管成長型語言思維模式相對穩定，但仍可通過教師支持等外部環境因素得以改變和塑造( Dweck 2006) 。 教師支持與成長型語言思維模式呈正相關( Sadoughi ＆ Hejazi 2023) ，但不同類型的教師支持對成長型語言思維模式的預測作用尚不明確。

學業情緒是目前二語學界的研究熱點，愉悅、焦慮、厭倦等學業情緒的成因及影響引發了廣泛討論( Yang et al． 2021; 董連棋，劉梅華 2022; 李成陳等 2024) 。 多項研究證實教師支持水平越高，越容易調動學習者的積極情緒，反之則容易誘發消極情緒( Lei et al． 2018; An et al． 2023) 。 愉悅會促進二語交際意愿提升( Fathi et al． 2023) ，焦慮則會抑制二語交際意愿( 王毓琦 2023) 。 然而，學業情緒在教師支持和二語交際意愿之間的作用有待考察。

綜上所述，當教師支持處于高水平時，學習者更傾向于持成長型語言思維模式，對語言學習過程和結果會有更強的控制感，容易產生愉悅情緒，進而助力交際意愿提升( Pekrun 2006; Wang et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022) 。 相反，焦慮會導致學習者在使用外語進行交際時更易感到緊張和尷尬( Dewaele ＆ MacIntyre 2014) ，削弱二語交際意愿( 韋曉保等 2022; 王毓琦 2023) 。 成長型語言思維正是幫助二語學習者打破“語言能力低下—語言使用焦慮—語言使用體驗差—語言能力發展停滯”惡性循環的關鍵( Lee et al． 2023) 。 然而，目前尚無研究深入探討教師支持( 社會環境) 如何通過成長型語言思維( 個體因素) 、學業情緒( 情感因素) 影響二語交際意愿。

03

研究設計

1. 研究問題

本研究提出以下問題: ( 1) 大學英語學習者所感知的教師支持、成長型語言思維模式、學業情緒和二語交際意愿水平如何? ( 2) 教師支持、成長型語言思維模式、學業情緒和二語交際意愿之間的關系如何? ( 3) 成長型語言思維模式和學業情緒是否在教師支持和二語交際意愿之間起到中介作用? 針對研究問題，研究構建了“教師支持→成長型語言思維模式→學業情緒→二語交際意愿”的鏈式中介假設模型( 見圖 1) 。

2. 研究對象

本研究采用方便抽樣法，選取山東省某“雙一流”高校的大學生為調查對象，調查研究征得任課教師及學生同意。 預測試向 300 名大學生發放了問卷。 正式調查向 22 個班級共1 379名學生發放了問卷，共計回收問卷1 100 份，剔除每題作答時間小于 2 秒的無效問卷( Huang et al． 2012) ，得到有效問卷 881 份。 有效問卷的受試中，49．1% 為男生，50．9% 為女生，涉及文科、理科、工科等大部分專業。

3. 研究工具

本研究借助問卷星發放調查問卷，共有 5 種量表，所有題項均采用從“ 完全不同意” ( 1 分) 到“完全同意” ( 5 分) 的李克特五級量表形式。 原始英語量表被譯為漢語，并經同行專家審定，以確保漢譯量表準確傳遞原量表內容。

( 1) 教師支持量表。 教師支持量表包括學業支持、情感支持和技術支持 3 個分量表。 學業支持分量表改編自Patrick et al．( 2007) 和Wong et al．( 2018) 的量表，情感支持分量表改編自 Patrick et al．( 2007) 的量表，技術支持分量表改編自 Lai( 2015) 的量表。 量表共 18 個題項，如 “我的英語老師非常能夠理解我在課上的感受”。 量表信度( Cronbach＇s α = 0．858) 和結構效度 ( x2 / df = 4．365＜5，CFI = 0．979＞0．9，TLI = 0．975＞0．9，ＲMSEA = 0．062＜0．08) 較好。

( 2) 成長型語言思維模式量表。 成長型語言思維模式量表使用 Lou ＆ Noels( 2017) 編制的量表，包括一般語言智力信念、二語能力傾向信念和年齡敏感度信念 3 個維度，各維度又包含成長型和固定型語言思維模式的內容。 本研究選取量表中測量成長型語言思維模式的 4 個題項，如“一個人的語言智力是天生的，無法改變” 。 量表信度( Cronbach＇s α = 0．758) 和結構效度( x2 / df = 1．887＜5，CFI = 0．999＞0．9，TLI = 0．995＞0．9，ＲMSEA = 0．032＜0．08) 均較為理想。

( 3) 外語愉悅量表。 Li et al．( 2018) 研制的中文版外語愉悅量表包括個人外語愉悅、教師相關型外語愉悅、課堂氛圍相關型外語愉悅 3 個維度。 本研究通過改編該量表得到的量表僅包括 7 個題項，如“我的英語老師很友善” 。 量表內部一致性信度理想( Cronbach＇s α = 0．959) ，結構效度良好( x2 / df = 3．265＜5，CFI = 0．995＞0．9，TLI = 0．989＞0．9，ＲMSEA = 0．051＜0．08) 。

( 4) 外語焦慮量表。 外語焦慮量表為 Dewaele ＆ MacIntyre( 2014) 編制的量表，共 8 個題項，如“我總覺得班上其他同學比我更擅長英語”。 量表內部一致性信度較為理想( Cronbach＇s α

= 0．847) ，結構效度良好( x2 / df = 2．636＜5，CFI = 0．983＞0．9，TLI = 0．987＞0．9，ＲMSEA = 0．043＜0． 08) 。

( 5) 二語交際意愿量表。 二語交際意愿量表取自 Peng ＆ Woodrow( 2010) 的交際意愿量表，共 10 個題項，如“我愿意脫稿用英語向全班進行簡短的自我介紹” 。 量表內部一致性信度較為理想( Cronbach ＇ s α = 0． 944) ，結構效度良好( x2 / df = 3． 190 ＜ 5，NFI = 0． 970 ＞ 0． 9，TLI = 0．980＞0．9，ＲMSEA = 0．070＜0．08) 。

4. 數據分析

本研究采用 SPSS 26．0 和 Amos 28．0 對數據進行統計分析。 首先，采用 Harman 單因素檢驗法檢驗共同方法偏差。 未經旋轉的因子分析結果顯示，特征根值大于 1 的因子共有 8 個，其中第一個因子解釋的變異量為 35．80%，低于 40%的臨界值，表明本研究不存在顯著的共同方法偏差。 其次，采用 SPSS 26．0 對所有變量進行描述性統計和相關性檢驗，以了解研究對象感知到的教師支持、成長型語言思維模式、學業情緒和二語交際意愿的整體表現及其相關程度。最后，使用 Amos 28．0 進行路徑分析，檢驗成長型語言思維模式和學業情緒是否在教師支持與二語交際意愿之間產生中介作用，并通過 Bootstrap 法檢驗中介效應的顯著性。

04

研究結果

1. 描述性統計及相關性分析結果

表 1 描述性統計結果顯示，在 3 種教師支持類型中，大學外語學習者感知到的學業支持水平最高( M = 4．35，SD = 0．79) ，情感支持水平最低( M = 4．17，SD = 0．94) ，表明大學英語教師傾向于提供學業支持，相對忽視情感支持。 學習者在大學英語課上體驗到的愉悅水平較高( M = 4．08，SD = 0．70) ，焦慮較低( M = 3．45，SD = 0．79) ，說明學習者在外語學習中的情緒體驗以積極的愉悅情緒為主。 學習者的成長型語言思維模式( M = 3．79，SD = 0．77) 水平中等，表明學習者認為語言能力可通過后天努力提升的信念水平中等。 學習者二語交際意愿( M = 3．25，SD = 1． 00) 處于中等水平。

皮爾遜相關性分析結果顯示，教師情感支持、學業支持、技術支持、愉悅、成長型語言思維模式和二語交際意愿各變量間均顯著正相關，僅焦慮和二語交際意愿顯著負相關( p＜0．01) 。

2. 路徑分析結果

基于假設模型，本研究以教師支持為自變量，成長型語言思維模式和學業情緒為中介變量，二語交際意愿為因變量進行路徑分析。 模型擬合及估計結果顯示，各項指標均擬合較好 ( x2 / df = 3．864＜5，CFI = 0．924＞0．9，TLI = 0．919＞0．9，ＲMSEA = 0．057＜0．08) 。

路徑分析結果表明，學業支持能夠正向預測成長型語言思維模式( β = 0．313，p ＜ 0．01) ，情感支持和技術支持不能預測成長型語言思維模式( 見圖 2) 。

圖 2 顯示，學業支持( β = 0．202，p＜0．001) 、情感支持( β = 0．098，p ＜ 0．01) 、技術支持( β = 0． 174，p＜0．001) 和成長型語言思維模式( β = 0．147，p＜0．001) 均能正向預測學習者的愉悅情緒，不能預測焦慮情緒。 此外，成長型語言思維模式( β = 0． 318，p ＜ 0． 001) 和愉悅( β = 0． 312， p＜0．001) 顯著正向預測學習者的二語交際意愿，焦慮( β = －0．300，p＜0．001) 顯著負向預測二語交際意愿。 學業支持、情感支持和技術支持不是二語交際意愿的顯著預測因素。

3. 中介效應分析結果

本研究運用 Bootstrap 法( 抽樣5 000次) 對各路徑的中介效應進行檢驗，結果如表 2 所示。獨立中介結果顯示，愉悅在學業支持和二語交際意愿之間的間接效應值為 0．048，中介效應顯著，“學業支持→愉悅→二語交際意愿”路徑成立。 愉悅在技術支持和二語交際意愿之間的間接效應值為 0．038，中介效應顯著，“技術支持→愉悅→二語交際意愿”路徑成立。 愉悅在情感支持和二語交際意愿之間的間接效應值為 0．029，中介效應顯著，“情感支持→愉悅→二語交際意愿”路徑成立。 然而，焦慮在 3 類教師支持和二語交際意愿之間的中介作用均不顯著。

成長型語言思維模式在學業支持和二語交際意愿之間的間接效應值為 0．076，中介效應顯著，“學業支持→成長型語言思維模式→二語交際意愿”路徑成立。 成長型語言思維模式在技術支持或情感支持與二語交際意愿之間的中介作用均不顯著。

鏈式中介作用分析結果顯示，“學業支持→成長型語言思維模式→愉悅→二語交際意愿”路徑成立，效應量為 0．011，表明成長型語言思維模式通過愉悅在學業支持和二語交際意愿之間產生鏈式中介作用。 成長型語言思維模式不能通過焦慮在學業支持和二語交際意愿之間發揮鏈式中介作用。 此外，無論是成長型語言思維模式和焦慮，還是成長型語言思維模式和愉悅，均不能介導情感支持、技術支持和二語交際意愿之間的關系。

05

1. 教師支持、成長型語言思維、學業情緒和二語交際意愿的總體情況

本研究發現大學英語學習者對教師支持各維度的感知均處于較高水平，說明大學英語教師為學習者提供了足夠的情感支持( M = 4．17) 、學業支持( M = 4．35) 和技術支持( M = 4．30) ，與以往研究結果基本相符( Ma et al． 2023) 。 教師支持的 3 個維度之中，學習者感知到的學業支持水平最高，表明教師在教學內容方面投入更多，驗證了已有研究結果( 劉曉紅，郭繼東 2021) 。 情感支持水平最低，表明教師并沒有將 3 類支持置于同等重要的位置。 與學習者的情感共鳴有助于教師建立融洽的師生關系，獲得幸福感，避免職業倦怠( 徐西良等 2023) ，因此情感支持應得到教師更多重視。

學習者的成長型語言思維處于中等偏高水平( M = 3．79) ，與 Wang et al． ( 2021) 的結論類似。 這說明我國大學英語學習者對于通過努力改變二語學習能力的信念較強。 大學英語學習者在學習過程中體驗到的愉悅情緒處于高水平( M = 4． 08) ，焦慮情緒處于中等水平( M = 3．45) 。與高中英語學習者相比，大學英語學習者愉悅水平顯著提高( 馬利紅等 2023) ，焦慮水平有所降低( 李成陳 2020) ，可能原因在于大學生已經擺脫高考壓力，能夠真正投入語言學習活動，體會語言學習的魅力。 大學英語學習者的二語交際意愿( M = 3．25) 處于中等水平，與以往研究結果基本相似( 韋曉保等 2022) 。

2. 教師支持、成長型語言思維、學業情緒和二語交際意愿的關系

本研究發現學生感知到的教師學業支持越多，其成長型語言思維水平就越高，這印證了課堂氛圍對培養學生成長型語言思維的重要性( Wang et al． 2021) ，也為將成長型語言思維訓練融入課堂教學的整體訓練模式提供了實證依據。 以往研究中，有研究者通過講座方式對學生進行成長型思維模式培養( 宋淑娟等 2022) ，也有研究者探討了同伴互評寫作過程中學生語言思維模式的變化( Yao et al． 2021) 。 本研究認為，教師可將成長型語言思維培養融入語言活動，與具體的聽說讀寫技能訓練相結合。

關于學業情緒的預測變量，本研究發現 3 種類型的教師支持均能顯著正向預測愉悅，支持了已有研究結果( Lei et al． 2018) 。 這說明學生感知到的教師支持越多，外語學習的愉悅感越強。 3 種教師支持均不能顯著預測焦慮，表明教師支持對于學生愉悅情緒的影響更大( 姜艷 2020) 。 成長型語言思維模式與大學英語學習者的愉悅正向關聯，與焦慮無關，再次驗證了以往研究結果( Wang et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022; 李斑斑等 2023) 。 需要說明的是，本研究認為成長型語言思維模式不能負向預測焦慮不僅因為焦慮的兩面性( 韋曉保，陳巽 2022) ，還因為部分外語學習者具有混合型語言思維模式( 李斑斑等 2023) 。 對于這類學習者，由于固定型語言思維模式的影響，即使其在測試中表現出成長型語言思維的特點，也可能會產生焦慮情緒。 因此，教師不僅要注重塑造學生的成長型語言思維，還要設法消解學生的固定型語言思維，削弱其負面影響。

關于二語交際意愿的預測變量，本研究發現教師支持不能顯著預測學生的二語交際意愿，這表明僅有充足的教師支持并不能改變我國大學外語學習者二語交際意愿低下的現狀( 胡越竹 2016) 。 愉悅和二語交際意愿顯著正相關，焦慮和二語交際意愿顯著負相關，支持了已有研究結果( Wang et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022) 。 與已有研究結論( Zarrinabadi et al． 2021; 韋曉保，陳巽 2022) 不同的是，當教師支持、成長型語言思維模式與學業情緒共同作用時，成長型語言思維模式能夠直接預測二語交際意愿。 這表明自主學習環境下，擁有成長型語言思維模式的學習者只有激活自身積極情緒，才會傾向于用二語進行交際( 韋曉保，陳巽 2022) ; 而課堂社交環境下，教師支持促使成長型語言思維模式成為參與課堂互動、投入二語交際的重要闡釋變量，充分證實了師生互動的重要性。 同時，這也驗證了環境、認知和情感因素的相互作用能促進二語交際意愿產生( Wen ＆ Clément 2003) 。

3. 成長型語言思維、學業情緒在教師支持和二語交際意愿之間的中介效應

本研究結果顯示，愉悅在教師支持和二語交際意愿之間具有顯著的完全中介作用，而焦慮的中介作用不顯著。 教師提供的支持越多，學生越容易感受到愉悅( Lei et al． 2018) ，在積極情緒的調動下更愿意挑戰自我，運用英語進行表達交流。 同時，教師支持不能緩解學生的焦慮，焦慮也并不能在教師支持和二語交際意愿之間起到中介作用，即調節焦慮情緒不能促使學生積極使用二語進行表達。 因此，為提高學生的二語交際意愿，確保學習成效，激發學生的愉悅情緒是重要途徑。 這一結果證實積極的學習體驗有利于提高學生二語水平，更有利于提升學生幸福感，培養心理健康的人( 李成陳 2020; 李成陳等 2024) 。

另外，本研究表明成長型語言思維、愉悅在學業支持和二語交際意愿之間發揮鏈式中介作用，再次驗證了二語交際意愿模型和控制—價值理論。 環境因素、性格因素和情感因素三者交互作用，促進或抑制學生的二語交際意愿( Wen ＆ Clément 2003; Pekrun 2006) 。 教師基于自身豐厚的知識儲備和完善的知識結構，針對性采用教學策略與方法，強化了學生的成長型語言思維模式，提高了他們對英語學習的控制感。 因此，學生能以發展的眼光看待英語學習中的挫折和失敗，相信通過持續學習可以提升自身語言能力。 在這種思維模式下，學生從英語學習中體驗到更強的愉悅感，更愿意用英語進行交際，從而取得良好的學習成效。 成功的英語學習體驗能夠增進學生對教師的信任，學生感知到的學業支持也就更強，進而形成“積極學習信念—良好學習體驗—學習成效”的良性循環鏈條。 這一鏈條為二語交際意愿模型和控制—價值理論在外語教學中的應用提供了佐證，進一步深化了教師支持與二語交際意愿關系機制的認識，表明外語愉悅是連接教師支持與二語交際意愿的中間橋梁，激發學生外語愉悅、培養學生積極的語言思維模式是促使教師支持真正作用于二語交際意愿的重要途徑。

06

結語

本研究將教師支持作為情境因素，成長型語言思維模式作為個體因素，二語交際意愿作為學習成效，建立了“教師支持→成長型語言思維模式→學業情緒→二語交際意愿”的鏈式中介模型，考察了各變量之間的關系。 結果顯示，雖然 3 種教師支持均不能直接預測二語交際意愿，但學業支持可通過成長型語言思維模式和愉悅的鏈式中介作用正向影響二語交際意愿，驗證了二語交際意愿模型和控制—價值理論。

研究結論為我國大學外語教學帶來一定啟示。 一方面，教師應認識到積極的語言思維模式對語言學習的重要性，及時更新自身語言思維理念，并通過具體語言活動塑造學生的積極思維模式。 另一方面，愉悅對于促進學生投入課堂互動和維持學生心理健康起著不可忽視的作用。 教師不僅應重視學生的學業表現，還應通過多維度支持讓學生在英語學習過程中獲得積極的情緒體驗。

本研究也存在一定局限性。 第一，調查對象僅限于某高校本科生，未能涵蓋更廣泛的學生群體，一定程度上影響了研究結論的普適性。 第二，研究采用橫斷面設計，難以評估教師支持等變量的長期影響作用。 第三，研究工具僅限于學生自評量表，未能通過課堂觀察從教師角度驗證研究假設。 未來研究可提高樣本代表性，豐富觀察視角和研究方法，進一步驗證和深化相關結論。

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文章來源：外語界