外语焦虑与语言学习困难因果指向论证*

陶继芬 贺照敏

(吉林财经大学公共外语教研部，长春130117；西北师范大学心理学院，兰州 730070)

提 要：外语焦虑和二语学习困难的因果指向关系，一直是专家学者争论的焦点。本研究从言语距离(linguistic distance)角度出发，对108名中国学生和72名墨西哥学生英语课堂外语焦虑水平进行调查，结果发现中国英语学习者的外语焦虑水平高于墨西哥英语学习者。对外语焦虑的各个方面深入研究发现中国英语学习者的交际畏惧水平、负面评价恐惧水平和考试焦虑水平都比墨西哥英语学习者高，这与我们的假设相符。因此，得出结论：言语距离更远的二语学习者，在习得第二语言重置其第一语言的参数(parameter setting)以匹配第二语言特征时，编解码所付出更大的认知努力，可以导致更高程度的外语焦虑。也就是说，外语焦虑可能是更大的认知加工努力带来的语言学习困难造成的。

1 外语焦虑的相关概念

焦虑是一个心理学概念，指个体无法摆脱行为挫折的预期或预感而产生的恐惧和不安的情绪状态，也是影响外语学习的重要情感因素, 所以探讨外语焦虑与语言学习困难之间的关系具有实践意义和理论价值。

Horwitz等(1986)认为，有效沟通涉及复杂而非即发性的心智运作，只要使用第二语言就可能引起个人对交际能力的自我评测，继而导致沉默、自我意识增强、恐惧甚至恐慌，因此提出“外语焦虑”概念。行为主义二语学习理论将“语言学习困难”定义为“学习第二语言结构所付出的努力程度，困难程度主要取决于目标语结构和母语结构的相似程度”(Ellis 1994：300)。母语和第二语言之间的相似度，被称为“言语距离”(Chriswick，Miller 2004)。 根据Chriswick和Miller提出的测量言语距离的方法，所测语言分值越低，意味着与英语的言语距离越远。Hart-Gonzalez和Lindemann (1993)曾用相似标准对43种语言进行测量，结果发现汉语普通话平均分为1.50，低于很多西语系语言，比如，西班牙语平均分为2.25。这说明与汉语相比西班牙语语言特征和英语语言特征更相近，因此母语为西班牙语的学习者学习英语相对容易，而母语为汉语的学习者学习英语相对困难(Chriswick，Miller 2004)。

基于乔姆斯基普通语法理论的二语习得理论认为，当孩子出生在一个语言社区时，他们的大脑会“搜寻”与生俱来的语言普遍性特征来匹配所接触的特定语言，此过程称为“参数设置”(parameter setting)。在学习一门新语言时，学生必须重置其第一语言的参数，以适应新语言的特征。根据普遍语法理论，学习者第一语言和第二语言的标记特征的差异和标记程度的不同可能导致语言学习困难(Chomsky 2015)。在二语课堂上，由于参数设置所付出的认知努力不同，母语为汉语的学习者加工信息时心智运作过程通常比母语为西班牙语的学习者更复杂。因此，他们的工作记忆可能存在超载风险，在口语课堂上可能比西班牙母语学习者经历更高的外语焦虑。Chen和Chang(2011)研究证明，外语焦虑与认知负荷呈正相关。

然而，现存外语焦虑和语言学习困难研究文献中对于外语焦虑和语言学习困难之间的因果指向看法并不一致。相关实证研究多以检测读写是否存在焦虑，来推论外语焦虑和学习困难的因果指向。本研究从与语言学习困难更为直接相关的言语距离角度出发，通过对比西班牙母语二语学习者和汉语母语二语学习者在口语课堂中的外语焦虑水平，检测更远的言语距离能否导致更高的外语焦虑水平，以此为外语焦虑和语言学习困难因果指向提供证据。

2 外语焦虑研究回顾

近四十年来，外语焦虑一直是第二语言习得研究中的热点问题。1986年，Horwitz等首次将外语焦虑(foreign language anxiety)看成与外语学习有关的特有焦虑类型，还设计了外语课堂焦虑量表(FLCAS)用来测量外语焦虑水平。新的概念和测量工具引发大量相关研究，研究者把注意力转移到外语焦虑的独特性上来。后续研究结果支持外语焦虑独特性理论(MacIntyre，Gardner 1989)，建立FLCAS量表的效度和信度，并揭示外语焦虑对外语课堂不同方面的削弱作用。王天剑(2013)研究显示，口语课堂外语焦虑与口语交际单位内的单词总数呈负相关。Marcos-Llinás和Garau(2009)研究语言焦虑对西班牙语初学者、中级和高级水平学习者课业成绩的影响，结果发现，与初学者和中级水平学习者相比，高水平学习者表现出更高的焦虑水平。

虽然该理论被学界广泛接受，但是对外语焦虑与语言学习困难因果指向，即谁为因，谁为果存在争议。其中，Sparks和Ganschow(1991，1995)的研究显示，焦虑反应不是语言学习过程造成的，而是语言课堂学习者处理输入、输出信息时微妙的认知加工努力和第一语言障碍所导致的语言学习困难造成的。为了证明他们的观点，Ganshow等(1994)调查154名不同焦虑水平的外语学习者，结果表明，学生在阅读理解测试和交际能力测试上都存在显著差异，这与Horwitz和她的同事们所持的观点——沟通能力(口语和听力)是外语焦虑主战场相悖。Argaman和Abu-Rabia(2002)的研究也发现外语焦虑与阅读和写作技能显著相关。他们认为，既然外语焦虑被定义为一种语言沟通焦虑，那么外语学习者的焦虑应与听说相关而不应该与阅读理解等方面相关。因此，他们得出的结论是，外语焦虑可能不是外语学习困难的原因，而是其后果。

我们认为，忽略不同语言背景，仅通过测量外语焦虑与阅读和写作能力相关来证明外语焦虑是语言学习困难的后果而不是原因说服力值得商榷。虽然使用同一量表(FLCAS)，Horwitz(1986)对美国的西班牙学习者外语焦虑水平进行研究并提供其焦虑水平描述性统计信息；Aida(1994)对美国的日语学习者焦虑水平进行研究并将其与Horwitz的结果比较，认为西班牙语学习者比日语学习者外语焦虑水平低。以上研究各自独立，比较的是各个研究中不同母语外语学习者焦虑水平的描述性统计数值，其差别没有在同一个研究中经过检验是否具备统计学意义。

3 研究问题与研究设计

受不同母语学习者外语焦虑水平不同这一视角的启发，以汉语和西班牙语的英语学习者为例，根据汉语和英语之间的言语距离要比西班牙语和英语之间的言语距离更大，我们假设：在语言课堂上，母语为汉语的英语学习者可能比母语为西班牙语的英语学习者经历更高水平的外语焦虑。如果假设成立，意味着西班牙语和汉语二语学习者口语课堂上差异表现，可能归因于不同言语距离导致二语学习者在产出信息重置参数时付出的认知努力不同，课堂外语焦虑可能是由加工信息所需更多时间和更高认知努力造成的学习困难的结果。因此，本研究拟通过比较墨西哥英语学习者与中国英语学习者的焦虑水平，探讨言语距离与外语焦虑之间的关系，以期为外语焦虑和语言学习困难之间的因果指向争论提供一些依据。本研究尝试回答以下问题：(1)汉语和西班牙语母语的英语学习者的课堂外语焦虑是否不同以及在多大程度上不同；(2)汉语母语和西班牙母语学生和老师在英语课堂上一般采用什么应对策略来促进参与和交际。

3.1 采样

研究涉及180名中墨大学生，其中72名来自墨西哥尤卡特恩半岛东部的一所地方性大学，108名来自中国东北部一所地方性大学，样本专业和班级随机选择。两国学生年龄相似，M=19.84，SD=1.77，但在性别、年级和英语学习年限上有所不同。两组样本女生都比男生多，墨西哥=65.7%，中国=79.6%。墨西哥学生来自4个不同年级，中国组除一名大一学生外，其余均为二年级。两组学生的母语分别为汉语和西班牙语，中国学生(96%)和墨西哥学生(92%)称英语是他们的第一外语。中国学生英语平均学习时间(M=10.61,SD=2.50, range=2-17)超过墨西哥学生(M=5.39,SD=3.77, range=1-15)。

3.2 测量工具

问卷由3部分组成：人口统计信息量表、外语课堂焦虑量表(FLCAS)，以及2个开放式问题。开放式问题是学生和教师在课堂上分别采用什么策略镇定地参与或帮助学生参与课堂活动并表现良好。测量语言学习者焦虑程度的量表是由Horwitz等(1986)设计的外语课堂焦虑量表。该量表显示出良好的心理测量学属性(Horwitz 1986)。本研究样本数据计算结果显示整体量表(.94)和3个子量表(CAα=.85，TAα=.86，FNEα=.82)具备充分的内部一致性信度。

问卷通过在线调查工具Qualtrics©提交，简体中文和西班牙语译文在问卷中与英语原文一起呈现，学生对开放问题的回答也用英语或母语采集。

3.3 统计分析

根据测量工具评分要求对9个FLCAS问题(2、5、8、11、14、18、22、28、32)进行反向编码后，计算了整个量表(33项)和每个子量表的Cronbach’sα信度系数。按国家计算的FLCAS量表及子量表平均分的描述性统计资料显示，墨西哥学生外语课堂焦虑年级差别不显著，但在性别上存在显著差异, 中国学生性别上没有显著差异。墨西哥学生的英语学习年限与外语课堂焦虑也呈现显著相关(r(67)=.28,p=.023), 中国学生的英语学习年限与外语课堂焦虑不相关。因此，统计检验方法以国别和性别为分组变量，以英语学习年限为协变量，对FLCAS量表和子量表的得分进行双因素协方差(ANCOVA)分析，同时使用Bonferroni方法控制一类错误。对两个开放式问题的回答采用频数统计和内容分析的方法进行分析。

4 研究结果

4.1 中墨大学生外语课堂焦虑

结果显示，中国学生(M=3.03,SD=.50)有轻度焦虑,且焦虑水平高于墨西哥学生(M=2.71,SD=.66)。墨西哥学生焦虑水平分值小于3。根据Horwitz 3分临界值标准，平均焦虑值小于3定义为不焦虑。比较子量表交际畏惧、考试焦虑和负面评价恐惧3方面的均值发现，中国学生焦虑水平均略高于墨西哥学生，中国学生交际畏惧(M=3.16,SD=.52)和负面评价恐惧(M=3.11,SD=.57)均值都大于3，存在轻度焦虑，但没有考试焦虑(M=2.90,SD=.55)。墨西哥学生3个子量表均值都小于3，不存在交际畏惧(M=2.73,SD=.72)，负面评价恐惧(M=2.80,SD=.89)和考试焦虑(M=2.65,SD=.64)。同时标准差显示，墨西哥学生焦虑水平的个体差异比中国学生稍大。尽管中国学生没有考试焦虑，其焦虑水平分值还是高于墨西哥学生。纵观所有33个项目均值，中国学生第22项(我不觉得课前做好准备会有压力)评分最低(M=2.41,SD=.83)，墨西哥学生第5项(即使上更多的外语课我也不觉得困扰)评分最低(M=1.66,SD=0.92)；中国学生第9项(外语课上做没有准备的发言时感到恐慌)评分最高(M=3.6,SD=0.86)，墨西哥学生第10项(我担心外语课不能通过)给出最高分(M=4.06,SD=1)。

4.2 言语距离与外语课堂焦虑

双因素ANCOVA结果显示，国别和性别两个变量、及协变量英语学习年限对外语课堂焦虑总量表及交际畏惧和负面评价恐惧两个子量表均值主效应显著。对于考试焦虑子量表仅国别统计显著。交互效应仅负面评价恐惧子量表统计显著(见表1)：中国学生总体负面评价恐惧水平高于墨西哥学生，同时两国女生焦虑水平高于男生，性别差异在墨西哥学生中尤为显著。然而，虽然模型中大多数变量的影响都具有统计学意义，但是国别变量对焦虑分值影响不仅统计上最为显著，效应值均为最大。从整个量表和子量表平均值来看，中国学生和墨西哥学生交际畏惧差异最大，考试焦虑差异最小。协方差分析的同质性假设不成立，所以在解释和泛化结果时应谨慎对待。大部分模型结果的实际统计功效均在.80以上，表明对II型错误结果稳健可以接受(Cohen 1992)。

表1 外语课堂焦虑量表和子量表平均值的国别差异模型结果(根据Bonferroni方法显著水平为 p<.0125)

4.3 学生和教师应对外语焦虑采用的策略

共有102名中国学生和65名墨西哥学生对两个开放式问题作答。整理学生采用的主要策略并计算出相应的频率后结果呈现如下：

“你采用什么策略让自己能镇定地参与课堂活动并表现良好呢？”48%的墨西哥学生倾向于通过预习、复习和练习来参与课堂活动并表现良好；40%的学生使用深呼吸、听音乐和保持镇静、自信等减压策略使自己镇定地参与课堂活动；12%的学生没有作答或表述不明确。中国学习者中超过90%更喜欢通过预习、复习和练习来参与课堂活动并表现良好，不足10%的学生采用深呼吸、保持自信以及与合适的伙伴配对等具体策略。

“老师采用什么策略帮助你镇定地参与课堂活动并表现良好呢？”对这个问题的回应显示，更多中国英语学习者希望教师创造一个活跃的课堂氛围，并通过幽默的语言、小组活动或游戏吸引他们积极参与课堂活动；墨西哥学习者更喜欢来自老师对语言理解的直接帮助，例如，配相关视频帮助理解阅读材料、老师讲解需清楚明白以及认真回答学生的问题。两个小组都认为教师的积极反馈和与教师保持和谐的关系同等重要。

5 分析与讨论

上文外语课堂焦虑总量表和子量表数据分析结果表明，中国英语学习者在课堂上经历轻度外语学习焦虑，而墨西哥英语学习者没有外语焦虑。中国英语学习者的外语焦虑水平以大效应值高于墨西哥英语学习者外语焦虑水平。具体来讲，中国英语学习者的3个子量表分数都高于墨西哥英语学习者。其中交际畏惧水平差异最大，其次是负面评价恐惧，考试焦虑差异最小但效应值仍接近中等。这些结果支持我们的假设，即在语言课堂环境中，汉语母语的英语学习者可能比西班牙语母语的英语学习者经历更高水平的外语焦虑。因此，我们可以得出这样的推论：当重新设置第一语言的参数以匹配与之言语距离甚远的第二语言特征时，学习者在认知编、解码过程中承载更多认知负荷，这可能导致更高水平的外语焦虑。也就是说，更大的认知加工努力带来的语言学习困难，可能是外语焦虑的原因。

两组样本对两个开放式问题的回答也支持以上量性分析结果得出的推论。比较分析两国英语学习者对第一个问题的回应后发现，大部分墨西哥英语学习者以及绝大多数中国英语学习者都运用预习、复习和练习等应对策略来减少课堂外语焦虑水平以更好地参与课堂活动呈现良好表现。这与两组学习者对外语课堂焦虑具体项的评分相呼应。中国学习者对第22项(我不觉得课前做好准备会有压力)评分最低；对第9项(外语课上做没有准备的发言时感到恐慌)评分最高。这表明“充分准备”对中国英语学习者经历外语焦虑水平高低至关重要。尽管预习和复习等学习方法或许能帮助学习者降低课堂外语焦虑水平，由于汉语和英语两种语言言语距离相对更大，中国英语学习者课堂经历的学习困难也更大，学习者工作记忆超负荷运转，引起外语焦虑也更高。此外，在考试驱动的教育体制下，中国的英语学习者反复预习、复习以追求在各种国家考试中答题的准确性(Chen 1990)，可能加剧工作记忆超负荷运转以致加大学习者的外语焦虑。这一思维定势和学习习惯使得中国英语学习者在课堂中进行信息加工时，更多认知努力流向加工言语距离更大的语言结构的正确性上，没有足够时间加工思想内容，这可能部分地解释了两组外语焦虑总量表水平差异以及3个子量表中为何交际畏惧差异的效应值为最大。

与中国学习者类似，墨西哥学习者评分最高的项目(>3)也绝大多数同充分准备相关，与其开放式问题回复呼应。例如第33项(老师问事先没有准备的问题时感到紧张)(M=3.17,SD=1.13；中国学习者M=3.46，SD=.85)，第 9项(外语课上做没有准备的发言时感到恐慌)(M=3.12，SD=1.18；中国学习者M=3.6,SD=.89)，第30项(学外语要学那么多规则让人头疼)(M=3.06,SD=1.07；中国学习者M=3.09，SD=.91)。墨西哥学习者外语焦虑总量表及子量表的均值都低于Horwitz判定焦虑的标准(<3)，但以上与认知努力及学习困难相关的题目评分都在3分以上。 同时，与中国学习者评分相比，墨西哥学习者对这些项目的评分均低于中国学习者，这也进一步支持本研究的假设，即学习困难导致外语焦虑，且由于墨西哥学习者言语距离小于中国学者，其焦虑水平低于中国学习者。

而对于墨西哥学习者评分最高的第10项(我担心外语课不能通过)(M=4.06，最高5分)，大大高于中国学习者的最高分项(3.6)，这可能是由墨西哥大学的具体政策决定的。采访墨西哥学生得知，墨西哥的大学生要想毕业需要获得与英语相关的证书，如托福、雅思、GRE、剑桥商务英语等。而墨西哥学生对第5项(即使上更多的外语课我也不觉得困扰评分最低)(1.66)，远低于中国学习者最低分项(2.41)，这说明墨西哥学习者虽然担心学业成绩，但对英语课堂并没有焦虑。所以除了选择预习、复习，有40%的墨西哥学习者选择运用更积极主动的放松策略来减少课堂焦虑，获取更好学业成绩。

第二个开放式问题关乎学习者获得/期待的外部支持，其回应分析结果显示，中国学生更希望教师能创造轻松的课堂环境，使用幽默的语言、安排小组活动和游戏等来提高学生课堂参与度。这说明中国英语学习者存在外语课堂焦虑，除个体认知努力外需要外部因素帮助缓解焦虑水平。而墨西哥学习者在课堂中总体上不感到焦虑，不受情感因素影响，似乎不需要教师创造轻松课堂氛围来降低焦虑。相反，他们更需要教师针对语言学习困难的帮助来更好地参与课堂活动呈现良好表现。两组学习者都同样重视教师的积极反馈作用和与教师建立和谐关系。说明无论学生有无外语课堂焦虑，教师这一课堂环境变量都会影响学生课堂表现，帮助应对学习困难。

需要说明的是，尽管两国学生开放式问题的回应显示学习者的社会文化背景和课堂环境变量对二语学习者应对外语课堂焦虑有所影响，该因素和影响机制独立于学习困难和外语焦虑的因果指向问题，非本研究关注焦点。

6 结论与意义

本研究中量性数据分析和开放式问题回复分析结果均支持我们的假设，由此可得出结论，外语焦虑可能是由言语距离引起的。鉴于认知努力部分取决于言语距离，由此推导：当重新设置第一语言的参数以实现第二语言的特征时，更远言语距离造成的更大认知负荷的编解码过程，会导致更高水平的外语焦虑。因此，针对言语距离的认知努力导致的语言学习困难可能是造成外语焦虑的原因。虽然课堂环境和社会文化背景变量可以帮助学习者降低或加剧课堂外语焦虑水平，但其作用和机制独立于本研究关于言语距离和外语焦虑的假设，可作为单独研究题目另做探讨。本研究的理论价值在于采用言语距离的视角，重新审视外语焦虑和语言学习困难之间因果指向性的争议问题。本研究结果为该因果指向争论提供实证参考依据，说明外语焦虑不是外语学习困难的原因而是学习困难的结果。其实践价值在于可以引起一线教师对中国英语学习者独特性的注意，并在设计课堂活动时充分考虑干预策略,如预留足够思考时间等，以缓解由于汉语和英语言语距离较远造成的更大语言学习困难相关的情感因素问题。本研究的局限性包括：两组样本数量不等导致统计分析假设不成立可能引起诠释和泛化结果的偏差。另外，未来的研究应考虑在模型中加入本研究中未包括的变量以便更充分解释学习者的外语焦虑差异，例如样本的语言熟练程度以及语言学习动机等认知情感相关变量。