外国留学生汉语学习态度调查

第５期刘明男：外国留学生汉语学习态度调查?４５?

汉语课的主要情景因素，将其命名为学习情景态度。

因子２包括五个因素，其中三条为对外语学习这件事情本身的态度，如希望学校开设外语课、希望能用外语阅读、学习外语有趣，将其命名为外语学习态度。

因子３包括认为中文好听、喜欢中国的文化艺术、在中文课上的学习成果等因素，将其命名为文化态度。

因子４包括对中国人的看法，具体来说是对中国人礼貌程度、文明程度、亲切程度的态度，将其命名为目标语群体态度（目标语群体即所学的特定目标语言的母语群体）。

因子５包括两个因素，都是对中文学习的主观感受，认为考试轻松以及中文简单，将其命名为主观态度。

３．留学生背景因素对其汉语语言态度的影响

（１）性别对各因素的影响

因为各因素得分在男、女两组中不满足正态分布前提。所以使用Ｍａｎｎ—ＷｈｉｔｎｅｙＵ检验。结果如图１所示。

图ｌ性别与态度

采用Ｍａｎｎ—ＷｈｉｔｎｅｙＵ检验，因子１：Ｕ＝７６２．０００，Ｐ＝０．１１９；因子２：Ｕ＝８９０．０００，Ｐ＝０．６３４；因子３：Ｕ＝７５２．０００，Ｐ＝０．０９９；因子４：Ｕ

＝８３９．０００，Ｐ＝０．３６５；因子５：Ｕ＝７６２．０００，Ｐ＝０．１１４，结果表明男性和女性的得分无显著差异，（２）年龄对各因素的影响

表４年龄与态度

采用单因素方差分析，因子１：Ｆ（２，８４）＝１．４３８，Ｐ＝０．２４３；因子２：Ｆ（２，８４）＝０．１８０，Ｐ＝０．８３５；因子３：Ｆ（２，８４）＝２．６１３，Ｐ＝０．０７９；因子４：Ｆ（２，８４）＝１．４７３，Ｐ＝０．２３５；因子５：Ｆ（２，８４）＝１．０１９，Ｐ＝０．３６５。结果表明各组被试的得分不存在显著差异。

（３）国籍对各因素的影响

在因子１上，由于各组方差不齐，采用Ｋｒｕｓｋａｌ—Ｗａｌｌｉｓ检验，结果表明各组被试的得分存在显著差异，Ｃｈｉ—Ｓｑｕａｒｅ＝１５．８６５，Ｐ＝０．００１。采用Ｄｕｎｎｅｔ’ｓＴ３进行事后检验，结果表明欧美被试在因子１上的得分显著高于１３本被试（Ｐ＝０．００４）和韩国被试（Ｐ＜０．００１），其余各组问差异不显著。

在因子３上，采用单因素方差分析，结果表明各组被试的得分差异显著，Ｆ（３，８３）＝３．９５７，Ｐ＝０．０１１。采用Ｔｕｒｋｅｙ’ｓＨＳＤ事后检验，结果表明欧美被试在因子３上的得分显著高于韩国被试（Ｐ＝０．０４６），其他被试的得分显著高于韩国被试（Ｐ＝０．０１８），其余各组之间无显著差异。

在因子４上，采用单因素方差分析，结果表明各组被试的得分差异显著，Ｆ（３，８３）＝６．９４８，ｐ（Ｏ．００１。采用Ｔｕｒｋｅｙ’ｓＨＳＤ事后检验，结果表明欧美被试在因子４上的得分显著高于韩国被试（Ｐ＜０．００１）和１３本被试（ｐ＝０．００７），其余各组之间无显著差异。

采用单因素方差分析，因子２：Ｆ（３，８３）＝１．３４０，Ｐ＝０．２６７；因子５：Ｆ（３，８３）＝０．８９５，Ｐ＝０．４４８。结果表明各组被试的得分无显著差异。

（４）课程级别（汉语水平）对各因素的影响

?４６?

云南师范大学学报（对外汉语教学与研究版）第７卷

在因子１上，由于各组方差不齐，采用

Ｋｒｕｓｋａｌ—Ｗａｌｌｉｓ检验，结果表明各组被试的得分

存在显著差异，Ｃｈｉ—Ｓｑｕａｒｅ＝１９．４９０，Ｐ＜０．００１。采用Ｄｕｎｎｅｔ’ｓ１＂３进行事后检验，结果表明初级被试在因子１上的得分显著高于中级被试（Ｐ＜０．００１）和高级被试（Ｐ＝０．００４），中级被试和高级被试间无显著差异。

在因子２上，由于各组方差不齐，采用Ｋｒｕｓｋａｌ—Ｗａｌｌｉｓ检验，结果表明各组被试的得分差异不显著，Ｃｈｉ—Ｓｑｕａｒｅ＝４．９１９，Ｐ＝０．０８５。

在因子３上，采用单因素方差分析，结果表明各组被试的得分无显著差异，Ｆ（２，８４）＝

１．９３４，Ｐ＝０．１５１。

在因子４上，采用单因素方差分析，结果表明

各组被试的得分差异显著，Ｆ（２，８４）＝６．４５５。Ｐ＝０．００２。采用Ｔｕｒｋｅｙ’８ＨＳＤ事后检验，结果表明初级被试在因子４上的得分显著高于中级被试（Ｐ＝０．００２）和高级被试（Ｐ＝０．０１９），中级和高级被试之间无显著差异。

在因子５，采用单因素方差分析，结果表明各组被试的得分差异显著，Ｆ（２，８４）＝３．６０７，Ｐ＝０．０３１。采用Ｔｕｒｋｅｙ’８ＨＳＤ事后检验，结果表明初级被试在因子５上的得分显著高于中级被试（Ｐ＝０．０２４），其余各组之间无显著差异。

（５）是否华裔对各因素的影响

因为各因素得分在华裔与非华裔两组中不满足正态分布前提，所以使用Ｍａｎｎ—ＷｈｉｔｎｅｙＵ检验。结果如图３。

图３华裔与态度

采用Ｍａｎｎ—ＷｈｉｔｎｅｙＵ检验，因子１：Ｕ＝５上的得分显著高于学习时间３年以上的被试（Ｐ５９６．０００，Ｐ＝０．１７７；因子２：Ｕ＝６６２．５００，Ｐ＝＝０．０４６），其余各组之间差异不显著。

０．４７１；因子３：Ｕ＝６７３．０００，Ｐ＝０．５４２；因子４：Ｕ采用单因素方差分析，因子１：Ｆ（３，８３）＝＝７１８．５．０００，Ｐ＝０．８６５，结果表明华裔被试与非

２．０３０，Ｐ＝０．１１６；因子３：Ｆ（３，８３）＝０．３４７，Ｐ＝华裔被试的得分无显著差异。０．７９１；因子４：Ｆ（３，８３）＝１．２９９，Ｐ＝０，２８０，结果

在因子５上，Ｍａｎｎ—ＷｈｉｔｎｅｙＵ检验的结果表明各组被试的得分不存在显著差异。

表明，非华裔被试的得分显著高于华裔被试，Ｕ＝

四、讨论

４９８．０００，Ｐ＝０．０２０。

１．外国留学生语言态度类型

（６）学习时间对各因素的影响

，本调查采用问卷法，进行直接调查，对收集上在因子２上，由于各组方差不齐，采用来的数据进行了因子分析，共得到五种态度类型，Ｋｒｕｓｋａｌ—Ｗａｌｌｉｓ检验，结果表明各组被试的得分分别是：学习情景态度、外语学习态度、文化态度、存在显著差异，Ｃｈｉ—Ｓｑｕａｒｅ＝９．６５３．８６５，Ｐ＝目标语群体态度、主观态度。在调查之前，与其他０．０２２。采用Ｄｕｎｎｅｔ’ｓ１＂３进行事后检验，结果表关于学习外语态度的调查相比，态度的种类相对明学习时间不到１年的被试在因于２上的得分显较多，但这是因为调查的对象、调查方法、分析方著高于学习时间为１—２年的被试（Ｐ＝０．０１４），法等的不同造成的。比如，高一虹等（１９９８）使用其余各组之间差异不显著。

了“变语配对法”，得出了三种态度：“社会地位与在因子５上，采用单因素方差分析，结果表明意识”、“经济地位与意识”以及“优良人格特各组被试的得分存在显著差异，Ｆ（３，８３）＝征”。【３１又如，倪传斌等（２００４）在上海进行的关于３．４９２，Ｐ＝０．０１９。采用Ｔｕｒｋｅｙ’８ＨＳＤ进行事后外国留学生汉语语言态度调查中，将态度分为情检验，结果表明学习时间为２—３年的被试在因素

感因素、地位因素和适用因素。№１

外国留学生汉语学习态度调查

作者：刘明男， LIU Ming-nan

作者单位：美国普渡大学,社会学系

刊名：

云南师范大学学报（对外汉语教学与研究版）

英文刊名：JOURNAL OF YUNAN NORMAL UNIVERSITY(TEACHING AND RESEARCH ON CHINESE AS A FOREIGN LANGUAGE　EDITION)

年，卷(期)：2009,7(5)

参考文献(8条)

1.说明:这里所说的"学习时间",指的是留学生学习汉语的总时间,而非在华学习时间

2.注:(1)萃取特征值为大于1;(2)最大方差旋转法,因子分析最大迭代次数为25;(3)因子入选负荷值为大于0.48.其中"我认为中国文化很有意思"因为负荷值小于0.48而落选

3.倪传斌;王志刚;王际平;姜孟外国留学生的汉语语言态度调查[期刊论文]-语言教学与研究 2004(04)

4.顾颖;李建国法国留学生的汉语教学研究[期刊论文]-云南师范大学学报(对外汉语教学与研究版) 2003(05)

5.王学松来华日本留学生汉语学习情况调查[期刊论文]-语言文字应用 2001(04)

6.高一虹;苏新春;周雷回归前香港、北京、广州的语言态度 1998(02)

7.Gardner R C Social Psychology and Second Language Learning:The Role of Attitudes and Motivation 1985

8.Gardner R C;Smythe P C;Clement R;Gliksman,L Second Language Learning:a social psychological perspective 1976

本文链接：https://www.360docs.net/doc/8011098518.html,/Periodical_ynsfdxxb-jykx200905009.aspx