(遼寧對外經(jīng)貿(mào)學院 公外部，遼寧 大連 116052)

筆者在對在線英語學習動機問卷調(diào)查分析的基礎(chǔ)上，得出了男女生在線英語學習動機存在顯著性差異這一結(jié)論，那么男女生在線英語學習成績是否存在顯著性差異呢？在線英語學習動機與在線英語學習成績的相關(guān)性如何？筆者調(diào)取了284名學生(全部參加過在線英語學習動機問卷調(diào)查，且成績有效)的兩次在線英語學習成績記錄(全部為有效學習記錄)，一次為在線英語學習期初的定級測試，即定級分數(shù)；一次為在線英語學習過程中的進步測試，即課程分數(shù)；兩次測試試題均為Tell Me More在線英語學習系統(tǒng)提供的隨機試題，具有科學性和公平性；成績均為系統(tǒng)自動保存，筆者從管理員后臺調(diào)取，具有客觀性。

下面是筆者運用T檢驗對男女生兩次成績的差異性進行的具體分析，運用皮爾遜(Pearson)相關(guān)系數(shù)、斯皮爾曼(Spearman)等級相關(guān)系數(shù)及肯德爾(Kendall)等級相關(guān)系數(shù)對在線英語學習動機與在線英語學習成績的相關(guān)性進行的具體分析；在線英語學習動機在分析過程中具體體現(xiàn)為在線英語學習動機調(diào)查問卷分數(shù)，以下簡稱為分數(shù)。

一 男女生在線英語學習成績差異性分析

筆者運用獨立樣本T檢驗對男女生定級測試成績進行了分析，具體結(jié)果如表1和表2所示：

表1 定級組統(tǒng)計量

從表1的統(tǒng)計結(jié)果可知，女生的均值5.984高于男生的均值5.425，女生的標準差1.3152低于男生的標準差1.3466，根據(jù)這兩項值可以得出結(jié)論，女生定級測試成績高于男生。

表2 定級獨立樣本檢驗

表2是利用SPSS進行兩獨立樣本T檢驗分析結(jié)果。對其結(jié)論的分析可通過以下兩步完成。

1.兩總體方差是否相等的F檢驗。從表2可知，該檢驗的F統(tǒng)計量的觀察值為0.434，對應(yīng)的概率P值為0.511。由于系統(tǒng)默認顯著性水平a為0.05，而概率P值顯然大于0.05，因此認為兩總體的方差無顯著性差異。

2.兩總體均值的檢驗。在SPSS中進行兩獨立樣本T檢驗時，應(yīng)首先對F進行判斷。由第一步分析可知，兩總體方差無顯著性差異，因此看第一列假設(shè)方差相等的T檢驗結(jié)果。具體說來，t統(tǒng)計量的觀測值為-3.297，對應(yīng)的雙尾P值為0.001，小于顯著性水平0.05，因此認為兩總體的均值存在顯著性差異，即男女生定級測試成績存在顯著性差異。

綜合表1和表2的分析可知，女生定級測試成績明顯優(yōu)于男生。結(jié)合之前得出的結(jié)論，女生在線英語學習動機較男生強，女生定級測試成績優(yōu)于男生。

表3 課程組統(tǒng)計量

從表3統(tǒng)計結(jié)果可知，女生的均值6.427高于男生的均值5.715，女生的標準差1.2858低于男生的標準差1.5919，根據(jù)這兩項值可以得出結(jié)論，女生課程成績高于男生。

表4 課程獨立樣本檢驗

表4是利用SPSS進行兩獨立樣本T檢驗分析結(jié)果。對其結(jié)論的分析可通過以下兩步完成。

1. 兩總體方差是否相等的F檢驗。從表2可知，該檢驗的F統(tǒng)計量的觀察值為5.4341，對應(yīng)的概率P值為0.020。由于系統(tǒng)默認顯著性水平a為0.05，而概率P值顯然小于0.05，因此認為兩總體的方差無存在顯著性差異，即兩總體方差不等。

2. 兩總體均值的檢驗。在SPSS中進行兩獨立樣本T檢驗時，應(yīng)首先對F進行判斷。由第一步分析可知，兩總體方差存在顯著性差異，因此看第二列假設(shè)方差不相等的T檢驗結(jié)果。具體說來，t統(tǒng)計量的觀測值為-3.707，對應(yīng)的雙尾P值為0.000，小于顯著性水平0.05，因此認為兩總體的均值存在顯著性差異，即男女生課程成績存在顯著性差異。

綜合表3和表4的分析可知，女生課程成績明顯優(yōu)于男生。結(jié)合之前得出的結(jié)論，女生在線英語學習動機較男生強，女生課程成績優(yōu)于男生。

結(jié)論：綜合以上分析可知，女生在線英語學習動機較男生強，在線英語學習成績優(yōu)于男生，在線英語學習動機直接影響在線英語學習成績。

二 在線英語學習動機與在線英語學習成績的相關(guān)度分析

1. 皮爾遜(Pearson)相關(guān)系數(shù)分析。

表5是當前樣本的描述性統(tǒng)計分析，樣本容量等于284，可以清晰地看到分數(shù)和定級兩者的平均值、標準差等。

表5 學習動機與定級描述性統(tǒng)計量

表6 學習動機與定級相關(guān)性

表6是學習動機與定級測試成績的 Pearson 相關(guān)系數(shù)表，可以看到兩者的 Pearson 系數(shù)值為0.197，表明相關(guān)系數(shù)在0.01的顯著性水平(雙尾)上顯著相關(guān)。

表7 學習動機與課程相關(guān)性

表7是學習動機與課程成績的 Pearson 相關(guān)系數(shù)表，可以看到兩者的 Pearson 系數(shù)值為0.149，表明相關(guān)系數(shù)在0.05的顯著性水平(雙尾)上顯著相關(guān)。

表8 學習動機與課程描述性統(tǒng)計量

表8是當前樣本的描述性統(tǒng)計分析，樣本容量等于284，可以清晰地看到分數(shù)和課程兩者的平均值、標準差等。

結(jié)論：綜上所述，利用 Pearson 相關(guān)系數(shù)分析可知，在線英語學習動機與在線英語學習成績(即定級測試成績)兩者在置信度為(雙側(cè))為0.01時，相關(guān)性是顯著的；在線英語學習動機與在線英語學習成績(即課程成績)兩者在置信度(雙側(cè))為0.05時，相關(guān)性是顯著的?？傊诰€英語學習動機與在線英語學習成績存在顯著的相關(guān)性。

2. 斯皮爾曼(Spearman)、肯德爾(Kendall)等級相關(guān)系數(shù)分析。

表9 學習動機與定級相關(guān)系數(shù)

表9為學習動機與定級測試成績的 Kendall 等級相關(guān)系數(shù)及 Spearman 等級相關(guān)系數(shù)表，從表中可知，學習動機與定級測試成績兩者的 Kendall 等級相關(guān)系數(shù)為0.129，表明在置信度(雙側(cè))為0.01時，相關(guān)性是顯著的；學習動機與定級測試的 Spearman 等級相關(guān)系數(shù)為0.184，表明在置信度(雙側(cè))為0.01時，相關(guān)性是顯著的。

表10 學習動機與課程相關(guān)系數(shù)

表10為學習動機與課程成績的 Kendall 等級相關(guān)系數(shù)及 Spearman 等級相關(guān)系數(shù)表，從表中可知，學習動機與課程成績兩者的 Kendall 等級相關(guān)系數(shù)為0.087，表明在置信度(雙側(cè))為0.05時，相關(guān)性是顯著的；學習動機與課程的 Spearman 等級相關(guān)系數(shù)為0.124，表明在置信度(雙側(cè))為0.05時，相關(guān)性是顯著的。

結(jié)論：綜上所述，利用 Kendall 及 Spearman 等級相關(guān)系數(shù)分析可知，在線英語學習動機與在線英語學習成績(即定級測試成績)兩者在置信度為(雙側(cè))為0.01時，Kendall 及Spearman 的相關(guān)性是顯著的；在線英語學習動機與在線英語學習成績(即課程成績)兩者在置信度(雙側(cè))為0.05時，Kendall 及 Spearman 的相關(guān)性是顯著的?？傊?，在線英語學習動機與在線英語學習成績存在顯著的相關(guān)性。

三 結(jié)論

從第一方面即(男女生在線英語學習差異性分析)可知，男女生在線英語學習動機存在差異性，在線英語學習成績也存在差異性，即女生在線英語學習動機較男生強，女生在線英語學習成績優(yōu)于男生；在線英語學習動機直接影響在線英語學習成績。

從第二方面即(在線英語學習動機與在線英語學習成績的相關(guān)度分析)可知，在線英語學習動機與在線英語學習成績(即定級測試成績)兩者在置信度為(雙側(cè))為0.01時，Pearson，Kendall 及Spearman 的相關(guān)性均是顯著的；在線英語學習動機與在線英語學習成績(即課程成績)兩者在置信度(雙側(cè))為0.05時，Pearson，Kendall 及 Spearman 的相關(guān)性均是顯著的；在線英語學習動機與在線英語學習成績存在顯著的相關(guān)性。

綜合以上兩個方面的分析可以得出這樣的結(jié)論：在線英語學習動機與在線英語學習成績存在顯著的相關(guān)性，在線英語學習動機的強弱直接影響在線英語學習成績的優(yōu)劣。

[1]文秋芳．應(yīng)用語言學-研究方法與論文寫作[M]．北京：外語教學與研究出版社，2004．

[2]王璐，王沁，等．SPSS統(tǒng)計分析基礎(chǔ)應(yīng)用與實戰(zhàn)精髓[M]．北京：化學工業(yè)出版社，2012．