張婷婷

一、問題提出

近年來，人們?cè)桨l(fā)認(rèn)識(shí)到學(xué)習(xí)者個(gè)體因素對(duì)第二語言學(xué)習(xí)成效的重要性，如學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)習(xí)策略、學(xué)習(xí)認(rèn)知、自我效能感、學(xué)習(xí)焦慮、學(xué)習(xí)倦怠等。作為影響學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)成效的重要心理因素，自我效能感與學(xué)習(xí)焦慮、學(xué)習(xí)倦怠問題尤其備受學(xué)者們的關(guān)注。以往研究發(fā)現(xiàn)，優(yōu)秀的語言學(xué)習(xí)者具有的一個(gè)重要特質(zhì)是接受挑戰(zhàn)的能力〔1〕，即學(xué)生對(duì)自己是否能順利地完成外語學(xué)習(xí)的評(píng)價(jià)。其中，外語學(xué)習(xí)焦慮作為造成英語學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)差異的主要情感因素之一〔2～3〕，容易讓學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)外語過程中產(chǎn)生擔(dān)憂、沮喪、懷疑、害怕、無助等消極情緒，進(jìn)而導(dǎo)致學(xué)習(xí)倦怠。因而，開展自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮及學(xué)習(xí)倦怠三者之間的關(guān)系的研究舉足輕重，尤其探究大學(xué)生自我效能感對(duì)外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠之間的是否存在調(diào)節(jié)中介作用值得研究。

班杜拉(1997)將自我效能感定義為個(gè)體對(duì)自己是否具備實(shí)現(xiàn)目標(biāo)能力的一種主觀評(píng)價(jià)〔4〕，也就是個(gè)體對(duì)既定目標(biāo)能否最終實(shí)現(xiàn)所需的預(yù)測(cè)、感知或信念等。自我效能高的個(gè)體面對(duì)設(shè)定的目標(biāo)，往往表現(xiàn)更強(qiáng)的耐力和持久力，因而學(xué)習(xí)自我調(diào)節(jié)能力更強(qiáng)。繼班杜拉之后，Pintrich和DeGroot〔5〕、Zimmerman〔6〕、Ellis〔7〕等眾多國(guó)外學(xué)者的研究成果都表明，自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)成效至關(guān)重要。大量的實(shí)證研究也證明自我效能感是影響學(xué)習(xí)者的外語水平的重要因素，是外語學(xué)習(xí)成績(jī)的顯著預(yù)測(cè)變量〔8～9〕。MacIntyre和Gardner將外語學(xué)習(xí)焦慮，定義為外語學(xué)習(xí)情景下產(chǎn)生的一種緊張和恐懼心理。MacIntyre等甚至認(rèn)為外語焦慮是其中一個(gè)與外語成績(jī)緊密相關(guān)的個(gè)體差異變量〔10〕。關(guān)于學(xué)習(xí)焦慮對(duì)于外語學(xué)習(xí)成效的影響研究，外語界的觀點(diǎn)至今仍然眾說紛紜，存在較大分歧。有的學(xué)者認(rèn)為適度的學(xué)習(xí)焦慮與外語學(xué)習(xí)呈正相關(guān)〔11～12〕，有的學(xué)者則認(rèn)為學(xué)習(xí)焦慮會(huì)對(duì)外語學(xué)習(xí)產(chǎn)生消極的影響〔10～13〕。被公認(rèn)為心理學(xué)鄰域倦怠研究的開創(chuàng)者Freudenberger將倦怠特征描述為沮喪、疲乏、焦慮、冷漠等消極心理表現(xiàn)。因?qū)W習(xí)倦怠對(duì)學(xué)習(xí)者負(fù)面學(xué)習(xí)心理影響，因?qū)W習(xí)倦怠對(duì)學(xué)習(xí)者負(fù)面學(xué)習(xí)心理影響，因而越來越多的學(xué)者越發(fā)認(rèn)識(shí)到學(xué)習(xí)倦怠是影響學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)成效不容忽視的重要因素。已有相關(guān)研究表明，在學(xué)習(xí)倦怠和學(xué)習(xí)成績(jī)的關(guān)系方面，學(xué)習(xí)倦怠與學(xué)習(xí)成績(jī)呈負(fù)相關(guān)性〔14～16〕。

關(guān)于自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮及學(xué)習(xí)倦怠之間的關(guān)系，國(guó)外學(xué)者們的研究結(jié)果基本一致，即學(xué)習(xí)焦慮、學(xué)習(xí)倦怠均與自我效能感存在顯著負(fù)相關(guān)。〔17～20〕。由此可見，學(xué)習(xí)者個(gè)體心理因素的重要性已經(jīng)引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)界的廣泛關(guān)注，但大多數(shù)研究往往只聚焦其中的某一維度，且自我效能感和外語學(xué)習(xí)焦慮方面的研究成果較多〔21～24,35～37〕，而專門對(duì)自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮及外語學(xué)習(xí)倦怠三個(gè)維度間相互關(guān)系全面、系統(tǒng)的研究十分鮮見。另外，關(guān)于外語學(xué)習(xí)焦慮對(duì)學(xué)習(xí)倦怠是否存在相關(guān)以及自我效能感是否對(duì)外語學(xué)習(xí)焦慮和學(xué)習(xí)倦怠的存在具有預(yù)測(cè)作用，這類研究迄今為止也基本處于空白。鑒于此，本研究嘗試通過借助問卷量表來考察自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮及學(xué)習(xí)倦怠之間的相互關(guān)系，旨在考究自我效能感的中介效果。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)模型構(gòu)建與研究假設(shè)

基于前期文獻(xiàn)梳理及閱讀，本研究提出以下假設(shè)：

H1：外語學(xué)習(xí)焦慮、學(xué)習(xí)倦怠與自我效能感均存在顯著負(fù)相關(guān)，而外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠存在顯著正相關(guān)；

H2：外語學(xué)習(xí)焦慮能預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)倦怠；

H3：自我效能感在外語學(xué)習(xí)焦慮對(duì)學(xué)習(xí)倦怠之間是否起到中介作用。

(二)研究對(duì)象

本研究選取廣東省某高校來自5個(gè)學(xué)院共693名非英語專業(yè)的大學(xué)生為研究對(duì)象，問卷均在科任教師的監(jiān)督下發(fā)放、完成及回收，共收回了來自9個(gè)專業(yè)的問卷720份，其中有效問卷為693份，有效率為96%(如表1所示)。

表1 有效樣本基本信息

(三)研究方法

本研究采用問卷調(diào)查法進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。在剔除無效數(shù)據(jù)后，研究者把剩余數(shù)據(jù)錄入，使用SPSS26.0和AMOS23.0軟件對(duì)錄入的數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步數(shù)據(jù)處理分析和構(gòu)建假設(shè)模型檢驗(yàn)。

(四)研究工具

因本研究涉及一般自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮與外語學(xué)習(xí)倦怠三個(gè)變量，因此相關(guān)數(shù)據(jù)分別由本科院校大學(xué)生自我效能量表、外語學(xué)習(xí)焦慮量表和外語學(xué)習(xí)倦怠量表三個(gè)量化測(cè)量工具來測(cè)得，其中研究者對(duì)外語學(xué)習(xí)倦怠量表進(jìn)行了微調(diào)和改編。

在正式開始實(shí)測(cè)之前，研究者進(jìn)行了兩輪試測(cè)，兩次實(shí)地發(fā)放紙質(zhì)版問卷共165份，分別回收有效問卷為50份、100份。最終試測(cè)數(shù)據(jù)如下：自我效能感量表、外語學(xué)習(xí)焦慮量表以及學(xué)習(xí)倦怠量表的Cronbach系數(shù)分別為0.919、0.937、0.909，說明量表具有良好的信度,可以進(jìn)行效度分析。然后，研究者利用SPSS26.0軟件對(duì)三個(gè)量表進(jìn)行探索性因素分析，KMO系數(shù)分別為0.929、0.888、0.894(>0.6)，且通過Bartlett球形度檢驗(yàn)(p<0.05)，表明三個(gè)量表數(shù)據(jù)適合進(jìn)行探索性因素分析。最后，用因子分析探索各量表的結(jié)構(gòu)效度，三個(gè)量表分別共抽取1個(gè)特征根值均大于1的1個(gè)因子、4個(gè)因子及3個(gè)因子后，旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率分別為59.487%、59.874%、62.179%，且各量表中所有研究項(xiàng)對(duì)應(yīng)的因子載荷系數(shù)共同度值均高于0.4，意味著研究項(xiàng)與因子之間有著較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，即研究數(shù)據(jù)效度較高。因此，根據(jù)預(yù)測(cè)的數(shù)據(jù)分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，三個(gè)量表的整體信度和效度良好，題目設(shè)置科學(xué)合理，可以進(jìn)行大范圍的發(fā)放問卷進(jìn)行實(shí)測(cè)。

1.自我效能感量表

自我效能感量表由德國(guó)臨床和健康心理學(xué)家Ralf Schwarzer和他同事所編制〔25〕，該量表被國(guó)內(nèi)外眾多研究者廣泛使用，而研究則采用張建新和Schwarzer(1995)翻譯的中文版GSES(General Self-Efficacy Scale,縮寫為GSES)〔26〕，該量表共10個(gè)題項(xiàng)。經(jīng)AMOSS23.0軟件驗(yàn)證性因子分析(CFA)，模型適配度指標(biāo)如下：2/df=1.423,CFI=0.996,GFI=0.986,RMSEA=0.025,NFI=0.988；TLI=0.995，說明模型擬合良好。問卷Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.917。

2.外語學(xué)習(xí)焦慮量表

本研究采用比較權(quán)威的Horwitz, E.K.和他同事設(shè)計(jì)的的外語課堂焦慮量表(Foreign Language Classroom Anxiety Scale, FLCAS)〔27〕，量表主要涉及四個(gè)維度,即口語焦慮、負(fù)面評(píng)價(jià)焦慮、考試焦慮和外語課堂教學(xué)焦慮〔24〕，該量表具有很好的信效度〔28～3024～26〕。問卷共包括33個(gè)題項(xiàng)，選項(xiàng)從“強(qiáng)烈反對(duì)”到“強(qiáng)烈贊成”5級(jí)評(píng)分。在本研究中，首先研究者檢驗(yàn)量表信度，Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.927，說明信度較高。然后研究者采用探索性因子分析(EFA)，得本研究調(diào)查問卷KMO測(cè)量值和Barlett球體檢驗(yàn)值分別為為0.945(>0.9)和0.000(<0.05),說明達(dá)到顯著性水平，即問卷數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。本量表的四個(gè)維度Cronbach Alpha系數(shù)分別為0.917、0.894、0.897、0.904,分別解釋方差15.583%,14.130%, 14.095%,13.943%，四個(gè)因子旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為57.751%。各因子的負(fù)荷量介于0.689～0.852之間(>0.5),表示本研究的問卷數(shù)據(jù)具有較好的效度。

3.外語學(xué)習(xí)倦怠量表

本研究在參照連榕等研究者設(shè)計(jì)的“大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠測(cè)量量表”〔31〕及楊濤開發(fā)的《外語學(xué)習(xí)倦怠量表》〔32〕基礎(chǔ)上，結(jié)合混合式教學(xué)實(shí)際情況編制了《大學(xué)英語學(xué)習(xí)倦怠調(diào)查問卷》。量表由20個(gè)問題組成，包括以下三個(gè)方面：情緒低落、行為不當(dāng)、成就感低。可靠性分析的結(jié)果顯示該量表三個(gè)維度的內(nèi)部一致性Cronbach’s Alpha值為0.910，滿足研究要求。

三、研究結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析

1.自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

用SPSS26.0軟件對(duì)自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮及學(xué)習(xí)倦怠進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析表明(如表2所示)，3個(gè)變量的峰值(Kurtosis)和偏度值(Skewness)均在-1與+1之間，標(biāo)準(zhǔn)差在0.619～0.849，平均值在2.629～3.014，說明數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布趨勢(shì)，適合進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)分析。借鑒Oxford和Burry-stock采用Likert5級(jí)量表對(duì)學(xué)習(xí)策略使用水平的劃分標(biāo)準(zhǔn)〔33〕，由此可以判斷，本次研究的被試整體體驗(yàn)到了的自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮及學(xué)習(xí)倦怠均處于中等水平。

表2 一般效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

2.自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠相關(guān)分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果

研究者運(yùn)用了皮爾遜相關(guān)分析(Pearson)對(duì)自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮、學(xué)習(xí)倦怠進(jìn)行了分析，所得結(jié)果一般自我效能感和外語學(xué)習(xí)焦慮之間的相關(guān)系數(shù)值為-0.317(如表3所示)，呈現(xiàn)出0.01水平的顯著性，因而說明大學(xué)生自我效能感和外語學(xué)習(xí)焦慮之間有著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。一般自我效能感和學(xué)習(xí)倦怠之間的相關(guān)系數(shù)值為-0.270，呈現(xiàn)出0.01水平的顯著性，因而說明一般自我效能感和學(xué)習(xí)倦怠之間有著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。然而，外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠之間的相關(guān)系數(shù)為0.279，表明兩者之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

表3 Pearson相關(guān)分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)與分析

結(jié)構(gòu)方程模型式應(yīng)用性方程系統(tǒng)表示和檢驗(yàn)觀測(cè)變量與潛在變量間、潛在變量與潛在變量間關(guān)系的一種多元統(tǒng)計(jì)方法〔34〕。假設(shè)本研究中的外語學(xué)習(xí)焦慮是自變量，外語學(xué)習(xí)倦怠是因變量，一般自我效能感是中介變量，本研究使用了AMOSS23.0軟件最大擬然法擬合數(shù)據(jù)建立結(jié)構(gòu)方程模型(structural equation modeling,SEM)進(jìn)行檢驗(yàn)，所得結(jié)果如圖1所示。

圖1 結(jié)果方程模型圖及其運(yùn)行結(jié)果

1.測(cè)量模型檢驗(yàn)

研究者采用驗(yàn)證性因子分析(CFA)方法模型中自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮及學(xué)習(xí)倦怠三個(gè)潛變量的信度、收斂都進(jìn)行了檢驗(yàn)。因假設(shè)模型中的三個(gè)潛變量包含多個(gè)維度，而每個(gè)維度又下分多個(gè)條目，研究者因而參照吳艷等研究者的做法，采用各維度的項(xiàng)目均值作為各潛變量的新指標(biāo)〔35〕。檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)顯示(見表4)，顯變量的因子荷載系數(shù)均大于0.5，且其顯著性p值均小于0.05，表明顯變量與潛變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，這些顯變量可以解釋其對(duì)應(yīng)的潛變量。同時(shí)，三個(gè)變潛變量的平均方差抽取量AVE的值均大于0.5，組合信度CR值均大于0.7，說明量表題目的聚斂效度良好。

表4 測(cè)量模型信度和收斂度檢驗(yàn)

2.模型參數(shù)與擬合度檢驗(yàn)

關(guān)于結(jié)構(gòu)方程模型判斷擬合程度，研究者關(guān)于指標(biāo)的觀點(diǎn)眾多〔34～36〕。按照研究慣例，一般研究者選取絕對(duì)擬合指標(biāo)(CMIN/DF,CFI,GFI,AGFI,RMSEA,RMR)、增值擬合指標(biāo)(NFI,TLI,IFI,CFI)及簡(jiǎn)約擬合指數(shù)(PNFI，PGFI)三類測(cè)量指標(biāo)對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型的擬合度進(jìn)行整體綜合判斷。本研究中擬合指數(shù)系數(shù)所示，模型中的各項(xiàng)參數(shù)指標(biāo)均達(dá)到絕對(duì)擬合指標(biāo)、增值擬合指數(shù)及簡(jiǎn)約擬合指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)(見表5所示)。整體上，模型絕對(duì)擬合較好，模型是可靠的。

表5 結(jié)構(gòu)方程模型擬合參數(shù)值

3.模型假設(shè)檢驗(yàn)

根據(jù)研究結(jié)果可知(如表6所示)，學(xué)習(xí)焦慮對(duì)一般自我效能感存在顯著負(fù)向影響(β=-0.354，p<0.05)；學(xué)習(xí)焦慮對(duì)學(xué)習(xí)倦怠存在顯著正向影響(β=0.281，p<0.05)。一般自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)倦怠存在顯著負(fù)向影響(β=-0.189，p<0.05)，這與以往的研究發(fā)現(xiàn)基本一致〔20～23,37～42〕。學(xué)習(xí)焦慮對(duì)考試焦慮存在顯著正向影響(β=0.702，p<0.05)；學(xué)習(xí)焦慮對(duì)負(fù)面評(píng)價(jià)焦慮存在顯著正向影響(β=0.643，p<0.05)；學(xué)習(xí)焦慮對(duì)口語焦慮存在顯著正向影響(β=0.441，p<0.05)。學(xué)習(xí)倦怠對(duì)行為不當(dāng)存在顯著正向影響(β=0.763，p<0.05)；學(xué)習(xí)倦怠對(duì)成就感低存在顯著正向影響(β=0.714，p<0.05)。綜上所述，研究所提出的假設(shè)1通過檢驗(yàn)。

表6 模型路徑效應(yīng)分析

4.中介效應(yīng)檢驗(yàn)(逐步檢驗(yàn)法)

經(jīng)過上面研究相關(guān)分析可知，大學(xué)生自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠之間的確存在顯著相關(guān)關(guān)系，因而可以用于檢測(cè)是否存在中介效應(yīng)。本研究中介效應(yīng)分析將采用bootstrap(5000次抽樣)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，95%的置信區(qū)間(interval confidence;CI)中不包含0則表示存在顯著的中介效應(yīng)〔43〕。

根據(jù)中介效應(yīng)分析結(jié)果可知(如表7所示)，在中介路徑“學(xué)習(xí)焦慮→一般自我效能感→學(xué)習(xí)倦怠”，一般自我效能感的中介效應(yīng)的95%BootCI區(qū)間為0.034～0.11，置信區(qū)間內(nèi)不包含0，表明中介效應(yīng)顯著，且同時(shí)直接效應(yīng)顯著，因此該中介為部分中介，這與最近關(guān)于留學(xué)生漢語學(xué)習(xí)者的研究結(jié)果一致〔44〕。由此可見，自我效能感在學(xué)習(xí)焦慮對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的影響路徑中起著部分中介效應(yīng)，因而也驗(yàn)證了研究假設(shè)2和假設(shè)3。

表7 中介效應(yīng)分析結(jié)果

四、研究結(jié)論與建議

本實(shí)證研究的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，自我效能感、外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠三個(gè)變量間存在密切關(guān)系。研究結(jié)果表明：自我效能感與外語學(xué)習(xí)焦慮、學(xué)習(xí)倦怠呈顯著負(fù)相關(guān)，而外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠呈顯著正相關(guān)。一方面這說明自我效能高的學(xué)生往往學(xué)習(xí)能力較強(qiáng)，面對(duì)挫折能力更強(qiáng)，學(xué)習(xí)焦慮及學(xué)習(xí)倦怠也會(huì)相對(duì)減少，其學(xué)習(xí)成效也自然而然會(huì)更好，反之亦然，這與班杜拉關(guān)于自我效能感的觀點(diǎn)基本吻合，即自我效能感會(huì)影響學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)行為的選擇〔4〕；另一方面，這也說明英語學(xué)習(xí)焦慮對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的影響，即英語學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)焦慮程度越高，其學(xué)習(xí)倦怠程度也越嚴(yán)重，這無疑也會(huì)自然而然地降低英語學(xué)習(xí)者的最終學(xué)習(xí)成效，這與之前張日昇的研究結(jié)果基本一致〔24〕。

中介作用檢測(cè)分析結(jié)果表明，外語學(xué)習(xí)焦慮能預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)倦怠，且自我效能感在外語學(xué)習(xí)焦慮對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的影響路徑上存在部分中介效應(yīng)，這剛好印證了薛珊的研究結(jié)果〔44〕。這說明了外語學(xué)習(xí)焦慮不僅可以對(duì)學(xué)習(xí)倦怠產(chǎn)生直接影響，也能以自我效能感作為中介變量來影響學(xué)習(xí)倦怠，即自我效能感在外語學(xué)習(xí)焦慮與學(xué)習(xí)倦怠的關(guān)系之間起到了部分中介作用。同時(shí)，這也驗(yàn)證了自我效能感在英語學(xué)習(xí)中的重要性，即學(xué)生對(duì)自己英語學(xué)習(xí)能力的預(yù)期、自我判斷及自我堅(jiān)持的焦慮及倦怠程度都會(huì)無疑受到自我效能信念的影響。

因而，基于以上研究結(jié)果，我們建議：一方面，在今后課堂教學(xué)中，教師應(yīng)該提升自身專業(yè)知識(shí)儲(chǔ)備以及信息化教學(xué)素養(yǎng)，開展創(chuàng)新性混合式多元化教學(xué)以提升學(xué)生自我效能感，從而更好地預(yù)防、緩解和應(yīng)對(duì)外語學(xué)習(xí)焦慮及學(xué)習(xí)倦怠以提升學(xué)習(xí)者英語自主學(xué)習(xí)能力；另一方面，教師也要適時(shí)地關(guān)注學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)態(tài)及心理機(jī)制的動(dòng)態(tài)變化和發(fā)展特征，給予學(xué)習(xí)者必要的引導(dǎo)與關(guān)懷。與此同時(shí)，教師還可以通過學(xué)習(xí)心理咨詢的理論知識(shí)和操作實(shí)務(wù)，借助行為矯正與認(rèn)知重建等技術(shù)幫助學(xué)生進(jìn)行自我心理自我調(diào)節(jié)〔45〕，讓學(xué)生正確地認(rèn)識(shí)和緩解外語學(xué)習(xí)焦慮和學(xué)習(xí)倦怠。誠(chéng)然，因我國(guó)外語學(xué)習(xí)者群體龐大，要切實(shí)減輕大學(xué)生外語學(xué)習(xí)焦慮及學(xué)習(xí)倦怠問題還需學(xué)界后續(xù)深層次的研究和探索。