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詹先君 洪 民 王祥德
（安徽科技學院外國語學院，安徽鳳陽）
21世紀以來，因為突破了傳統融合性動機理念(Gardner & Lambert, 1960)的局限，適應英語世界語趨勢，二語動機自我系統(Drnyei, 2005, 2009)理論備受矚目，引發了大量的驗證性研究(如Kormos & Csizr, 2010, 2013; Taguchi 等, 2009)。然而，過往研究雖然證實了該模式的有效性，但又發現其不夠穩定。學界認為這是由二語動機自我(以下簡稱二語自我)量表設計不夠合理所致(Papi, 2019; Teimouri, 2017;Tseng等, 2020)，隨后對現有量表進行重大改造，形成了本人/他人理想二語自我、本人/他人應該二語自我四元結構的二語自我分型，從而更清晰地反映了動機來源和傾向。但該量表主要基于美國、英國、伊朗等國家研發，還沒有在我國教育情景中應用和檢驗。本研究嘗試運用該量表對我國大學生二語自我分型特征進行分析，以加深對本土二語動機的認識，為二語動機的激發提供新進路。
基于可能自我(Markus & Nurius, 1986)和自我差異理論(Higgins, 1987)的二語動機自我系統由二語自我和二語學習體驗構成。其中，二語自我是該系統的核心層面，包括理想二語自我和應該二語自我兩種未來二語自我，二語學習動力來源于個體對當前自我與理想/應該二語自我之間差異的感知。理想二語自我指個體在二語技能方面想要達到的理想狀態，代表著希望和愿望；
應該自我是其他人希望個體在二語方面達到的目標，表征責任和義務；
個體對現實二語自我與理想/應該二語自我之間差異的感知可以產生二語學習動力。
為測查二語自我，學界開發了二語自我量表。二語自我第一代量表(Taguchi等,2009)是由理想和應該二語自我組成的二元結構。由于第一代量表的理想二語自我題項過于集中在本人立場，突出內部動機，只能探查本人理想二語自我；
而應該二語自我題項過于偏向他人立場，強調外部動機，只能測量他人應該二語自我(Papi,2019; Thompson & Vsquez, 2015; Tseng等, 2020)，Teimouri(2017)、Tseng等(2020)相繼改進和研發了第二代量表，形成了本人/他人理想二語自我、本人/他人應該二語自我等四型二語自我。
針對第一代二語自我量表的不足，學界(Blair & Azaz, 2019; Lanvers, 2016;Papi, 2019; Teimouri, 2017; Thompson & Vsquez, 2015; Tseng等, 2020)主要從二語自我立場的平衡、動機調節傾向的對稱兩方面對其不斷改進，最終形成的第二代二語自我分型量表較好地體現了自我差異理論，更為細致地表達了二語動機的來源和傾向。
自我差異理論(Higgins, 1987)中的自我包括理想自我和應該自我兩個范疇(表1)，為了反映外部動機向內部動機轉化(Deci & Ryan, 2002)的程度，每個范疇又分為本人和他人兩個立場，這樣就形成了本人/他人理想自我和本人/他人應該自我四個維度。相較于第一代二語自我量表，二語自我分型量表把動機立場和性向有機地交織在一起，兼顧了動機的來源和調節傾向。就來源而言，本人立場的理想和應該二語自我屬內部動機，他人立場的理想和應該二語自我屬外部動機；
就動機調節傾向(Higgins 1997)而言，本人/他人理想二語自我屬于提升傾向動機，聚焦于晉升、成長和成就的需要，是對積極結果的趨近，更能強化學習行為。相比之下，本人/他人應該二語自我屬于預防傾向動機，聚焦的是安全與和平的需要，是對懲罰、批評等負面結果的規避，對學習行為的推動較弱?？疾飕F有研究，二語分型尚有如表1所列的探索余地。
表1 二語自我的立場與調節傾向
2.2.1 班級的二語自我分型特點
現有二語自我分型探索中的取樣或過于籠統或過于具體，尚缺乏班級層面的分析。Lanvers(2016)以及Thompson和Vsquez (2015)的敘事分析偏重于少數幾個人的訪談材料，雖然體現了二語自我分型的個體動態特征，但樣本代表性不充分。而Blair和Azaz(2019), Papi(2019),Teimouri(2017), Tseng等(2020)的樣本又顯得過于籠統，如Teimouri(2017)把伊朗5所公立初中和高中的524名學生的數據放在一起分析，無法體現初中和高中在二語自我分型方面的差異；
Papi (2019)和Blair和Azaz(2019)的調查對象更顯龐雜，如Papi(2019)綜合分析的 270名樣本雖然都來自美國同一所大學，但樣本在文化背景(來自50個不同的國家)、年齡(17～45歲)、年級(本科1～4年級、碩士生、博士生)、英語水平(從初級到高級)、在美學習時間(1～6年)等方面差異巨大，該研究并沒有對這些重要變量進一步考查。
以上樣本都取自不同層次的學校，雖然班級是學校最主要的教學結構，但是卻沒有一項研究開展班級層面的二語自我探查。二語自我理論的優勢之一就是把二語動機研究焦點從社會環境轉向教學環境(Drnyei, 2005, 2009)，班級是現代二語教育中最主要、最常見的教學組織形式和教學環境，在任課教師特征、學生特征、教學內容、管理模式等內外因素綜合作用下，每個班級都有自己獨特的二語動機特征，班級因素對動機的影響巨大(Drnyei & Ushioda，2011; Drnyei，2020)，從班級層面進行二語自我分型考察能夠為激發和維護二語動機、優化二語教學和學習效果(Henry, 2020; Mackay, 2019)提供新的啟示和參考，探求二語自我分型班級特征是題中之義。
2.2.2 二語自我分型與學習行為的匹配
Teimouri (2017)基于伊朗中學生樣本的回歸分析顯示，具有提升調節傾向的理想二語自我對學習行為的預測作用最大，而預防調節性的本人/他人應該二語自我的預測力微弱。這與第一代量表的大多數結果類似(孫云梅 李贊, 2020)。
與Teimouri(2017)相反，Papi(2019)基于美國大學生樣本的分析則證實預防調節性的本人應該二語自我是動機學習行為的最強預測因素，其次是本人理想二語自我、他人應該二語自我和他人理想二語自我等。還是以美國大學生為樣本，Blair和Azaz(2019)則發現本人應該二語自我和他人應該二語自我對動機學習行為分別有積極效應和消極效應。
上述研究雖然證實了四型二語自我在不同環境中對學習行為的預測差異，但是尚未有人探求二語自我分型在立場和傾向上是否如理論假設那樣與相應強度的學習行為相匹配。動機和學習行為互為表里，分析二語自我分型和二語學習行為是否表里如一，有助于從深層次揭示二語自我和二語學習行為的互動機制，探究國別、經濟文化因素在二語自我與語言習得之間的作用(孫云梅 李贊, 2020)。
基于文獻分析，我們擬探討中國大學EFL班級的二語自我分型：
(1)不同班級的四型二語自我(本人/他人理想二語自我、本人/他人應該二語自我，下同)組合有何共性和個性特征？
(2)不同班級在四型二語自我與學習行為的匹配上有何共性和個性？
樣本是華東某省某二本理工科院校2020級大一10個EFL教學班的578名學生，其中男、女生分別為57.4%(332人)、42.6%(246人)，平均年齡19.25歲，這10個班涵蓋了醫藥、農業、經管、理工、文法等8個學科領域。樣本的性別較為平衡，專業代表性比較充分。
數據收集工具包括問卷和半結構訪談。問卷用于收集背景信息和量表數據，半結構訪談用于采訪典型樣本，解釋和印證量化分析結果。
問卷由兩部分組成：第一部分是個人信息，包括性別、年齡、班級、年級等。第二部分包括二語自我分型(本人/他人理想二語自我，4題/6題；
本人/他人應該二語自我，4題/7題)、學習行為(6題)等5個量表。量表參考Teimouri(2017)，Papi (2019)，Tseng等(2020)編制。所有量表都采用李克特5點計分，選項從1到5分別代表“完全不同意”到“完全同意”?？紤]到所有調查對象所學外語都是英語，與外語相關的表述都改成英語。
量表開發過程如下：請三個二語動機研究專家根據我國的實際情況選擇和翻譯題項，在優化題項本人/他人立場、提升/預防傾向的同時，確保題項既能夠準確表達原文含義，又能夠為被試所理解。問卷初步編制完成后，通過3次試測(n=153,n=247,n=216)進行修改完善，最終量表達到了理想的信度和效度：7個分量表的Cronbach’s alpha系數在0.72～0.953之間，均高于0.70的信度標準；
結構效度檢驗結果顯示KMO=0.887，Bartlett球形檢驗值=0 .000，因子分析結果有效。主成分探索性因子分析最終確定本人/他人理想二語自我、本人/他人應該二語自我、學習行為等5個特征值大于1的因子，共計解釋73.86%的變異，較好地解釋了整個量表的方差，結構效度滿足要求。
實測數據分析顯示，5個分量表的Cronbach’s alpha值在0.76～0.97之間, 均高于0.70的信度接受標準，問卷結果可靠。
半結構性訪談由9個半開放性問題組成：9個開放性問題用于了解四型二語自我形成的原因、四型二語自我之間的關系以及四型二語自我在學習行為中的作用等。
定量問卷數據和定性的半結構性訪談數據都是通過問卷星平臺于大一第二學期期中收集。定量數據分析工具是SPSS 25.0。對于問題(1)采取均值折線圖、K均值聚類等方法，對于問題(2)采用單因素方差分析、回歸分析等方法。定性數據通過Nvivo 12.0軟件進行主題分析。
在二語自我分型共性方面， 樣本總體的本人/他人理想二語自我、本人/他人應該二語自我的均值分別為4.32/4.17、3.61/3.71，說明整體而言本人/他人理想二語自我強度顯著大于本人/他人應該二語自我(p=0.00 < .001)。均值折線圖(圖1)顯示，不僅每個班的本人/他人理想二語自我均值均強于其本人/他人應該二語自我，而且本人/他人理想二語自我強的班，其本人/他人應該二語自我也強，反之亦然，四型二語自我在班級間有共振現象。
圖1 四型二語自我均值折線圖
采用K均值聚類分析班級在二語自我分型組合上的個性特征。單因素方差F檢驗顯示(表略)，班級間本人/他人理想二語自我[F(9, 578) = 4.67,p=0.00 < .001/F(9, 578)=5.73,p=0.00< .001]、本人/他人應該二語自我[F(9, 578)=5.01,p=0.00 < .001/F(9, 578)=6.05,p=0.00 < .001]等4個變量均值差異都達到顯著性水平，說明不同班級在這4個二語自我分型上存在顯著差異。K均值聚類分析結果有效。
如表2，經過反復試驗，基于4種二語自我分型均值，可以把10個班級聚類為3類：第一類是四型二語自我全弱班，是為弱共振。包括3個班次(1、2、4班)，該類班級的本人/他人理想二語自我、本人/他人應該二語自我的均值分別為4.07/3.89、3.39/3.46，分別低于總體均值(4.32/4.17、3.61/3.71)。第二類是本人/他人理想二語自我(mean=4.43/4.27)強、本人/他人應該二語自我(mean=3.63/3.75)弱的班級，屬兩型理想二語自我偏重型班，是為中度共振。這類班級最多，共有6個班次(3、5、6、8、9、10班)。中度共振班的本人/他人理想二語自我均值顯著高于兩型應該二語自我(p=0.00 <.001)。第三類是四型二語自我全強班，是為強共振。只包括1個班級(7班)，其四型二語自我均值分別為4.52、4.45、4.20、4.29，都遠遠高于其總體均值。
表2 最終班級聚類中心表
根據數據分析結果可以看出，在二語自我分型組合上，共性是每個班的四型二語自我之間有共振現象；
個性是共振在班級維度上呈現三種類型：弱共振，中度共振，強共振。
本研究使用單因素方差分析檢驗3類二語自我分型組合班級在學習行為上的差異。結果顯示，三類班級的學習行為在.05的顯著性水平上存在著顯著性差異:F(2, 578)=6.09,p=.022，而且均值沿著四型二語自我全弱班(M=3.50, SD =.64)、本人/他人理想二語自我偏重班(M=3.88, SD= .66)、四型二語自我全強班(M=4.07.SD=.52)的順序呈遞增趨勢(圖2)。Scheffe法檢驗還發現,這三類班之間在動機學習行為上的差異均達到了顯著水平。這個結果符合二語自我分型與學習行為關系假設，四型二語自我全弱班的內外動機皆弱，在二語學習行為上的投入最低；
兩型理想二語自我偏重班內部動機高于外部動機，內外動機失衡，在學習上的行動投入次之；
四型二語自我全強班內外動機都處于高水平，其在學習行為上的投入最多?？傊?，在二語自我分型組合層面上，班級二語自我分型共振強弱與其學習行為的強弱高度匹配，動機與學習行為呈現表里一致的特點。
圖2 不同二語自我分型組合班級的學習行為均值
接著我們運用多元線性回歸分析方法分別檢驗四型二語自我對動機學習行為的預示作用。10個班的回歸分析均選擇逐步進入法，該法綜合了向前法(Forward)和向后法(Backward) 的優點，根據自變量和因變量相關程度大小，把自變量逐步投放到回歸模型，第一個進入回歸模型的變量是預測力最強的變量。所有回歸分析的共線性檢驗顯示，容忍度在0.74～0.95之間，都接近1；
方差膨脹因子在1.34～2.56之間，均不大于10，變量之間不存在共線性問題(秦曉晴 畢勁，2015)，各個回歸分析結果有效。
回歸分析結果表明，他人理想二語自我率先進入回歸模型的班級最多(表3)，有6個(2、4、6、8、9、10班)，R2=0.67，0.48，0.61，0.62，0.48，0.52；
F=84.85，48.53，115.10，77.23，50.04，66.85；
顯著性概率都是p=0.00<.001。效應量估計結果顯示，各個班級效應量(R2)均超過了最大標準的0.26。
表3 四型二語自我對動機學習行為的貢獻
他人應該二語自我率先進入模型的班級其次，有2個(3、7班)，R2=0.28，0.53；
F=20.41，53.60；
顯著性概率均為p=0.00<.001；
效應量(R2=0.33)也都超過了最大標準。
本人理想二語自我和本人應該二語自我率先進入模型的各有1個班級，分別是1班，R2=0.32，F(1, 71)=33.27.p=.000<.001；
5班，R2=0.23，F(1, 54)=16.30.p=.000<.001。本人理想二語自我效應量R2=0.32，也超過了最大標準，但本人應該二語自我效應量R2=0.23，屬于中等水平。
從第一進入回歸模型的變量的效應量來看，6個班他人理想二語自我R2均值=0.56，他人理想二語自我的效應量最大；
2個班他人應該二語自我R2均值=0.41，他人應該二語自我效應量次之；
本人理想二語自我和本人應該二語自我R2均值分別為0.32和0.23.這兩個預測變量的效應量最低。無論從班級數量還是從效應量大小來看，樣本的二語學習行為主要受他人理想二語自我和他人應該二語自我驅動。
因此，從四型二語自我對動機學習行為的作用來看，存在著表里不一的情況：本人理想二語自我屬各班強度最大的動機，但是對動機學習行為起最大作用的卻是居于其次的他人理想二語自我，本人理想二語自我僅僅在一個班(1班)的動機學習行為中發揮了主導作用。對動機學習行為起次要作用的是他人應該二語自我，再次分別為本人理想二語自我和本人應該二語自我。
總而言之，在二語自我分型與學習行為的匹配上，班級的二語自我分型共振強度與其學習行為強度相匹配，這是共性；
各型二語自我的強度與其對學習行為的影響不完全對等，這是個性。
較之過往研究，本研究有不少新的發現，限于篇幅，這里只選擇兩個最具二語動機實踐借鑒價值的現象進行討論。
在二語自我分型組合上，班級間共性特征是兩型理想二語自我強的班級，其兩型應該二語自我也強，反之亦然，四型二語自我之間有共振關系。只不過，各班的共振特點有所不同，少數班級(n=3)四型二語自我弱共振；
個別班級(n=1)四型二語自我強共振；
多數班級(n=6)四型二語自我中度共振。二語自我分型共振的班級差異表明班級因素對動機有著深刻的影響。
最佳的班級動機狀態是四型二語自我強共振。在此種狀態下，班級的內部動機(本人理想/應該二語自我)、外部動機(他人理想/應該二語自我)，提升性動機(本人/他人理想二語自我)、預防性動機(本人/他人應該二語自我)皆佳。此類班級雖然極少(n=1),對其進行典型分析，能夠為我們成功激發和維護二語自我動機提供難得的啟示。
利用問題“分別是什么對您的本人/他人理想二語自我、本人/他人應該二語自我影響最大？為什么我們班本人/他人理想二語自我、本人/他人應該二語自我都比較強，請談談您的看法？”對唯一的四型二語自我強共振班(7班，四型二語自我均值分別為M=4.52，4.45，4.20，4.29)全體學生進行網上訪談，接著借助Nvivo12.0，采用六步主題分析法(Braun & Clarke，2006)對所收集的訪談數據進行分析，發現教師、同伴是形成四型二語自我強共振的主要原因，其中教師是發揮合力的關鍵。
(1)教師因素
首先，教師通過較為頻繁的英語視頻運用刺激了本人理想二語自我的生長。主題分析顯示，本人理想二語自我的主要成因有“視頻”，視頻的內容涉及“音樂”“電影”“名人演講”“風景名勝”“美食”“才藝”等，視頻運用的時間包括“上課前幾分鐘”“上課時”“課后”等。這與Chan(2014), Mackay(2019)以及Magid和Chan(2012)等的結論一致，本人理想二語自我是個體對自己運用英語學習、工作和生活的愉快想象，培育理想二語自我最有效的方式是視聽綜合刺激。典型樣本班的英語教學視頻內容豐富，運用場合貫穿了課前、課中、課后，樣本班學生在高頻率用英語欣賞賽事、歌曲、電影，了解時事、熱點的同時，容易產生代入感，進而產生運用英語進行交流、工作和學習的愿景，英語視頻對本人理想二語自我的激發不可低估。
其次，教師通過聯結教學(Martin & Dowson，2009)培育了他人理想二語自我，這與Henry(2020)的結論一致：他人理想二語自我是個體認為重要他人希望他或她達到的二語目標，教師作為重要他人，可以通過師生感情聯結和教學內容聯結來促進他人理想二語自我。主題分析結果顯示，典型樣本班教師建立師生感情聯結的主要策略有“理解學生”“換位思考”“關心學生”“和藹可親”等。師生之間情感關系的加深，有利于學生理解教師對自己的期待，從而發展他人理想二語自我。典型樣本班教師進行教學內容課內外聯結的主要策略是給學生提供多種運用英語的機會，如“用英語撰寫調查報告”“布置課外英語新聞閱讀任務”“布置英語視頻觀看任務”“把教學內容和四六級考試聯系起來”“把教學內容與考研英語聯系起來”等。把教學內容與高利害考試(如四六級考試、考研英語)內容相聯系、與實際英語媒體(如英語報刊、英語視頻等)相聯系，使學生感覺到英語學習的目的和意義，有利于學生喚醒、激活、鞏固他人理想二語自我。
(2)同伴因素
與Murphey等(2014)的發現類似，訪談發現理想二語同伴是班級中良好動機形成的重要變量，理想二語同伴主要是通過助人為樂和榜樣示范來激發二語動機的。與Murphey等(2014)不同的發現是，本研究發現理想二語同伴的動機作用方式主要是榜樣示范，其助人為樂的動機作用并沒有得到體現。主題分析表明，同伴的榜樣示范作用極大地促進了本人/他人應該二語自我，在“本人/他人應該二語自我形成原因”的主題下可以歸納出如下原因：“有幾個同學英語好，我應該向他們學習”“不少同學在為考研英語做準備，我也要準備”“同學英語成績好，我要努力趕上他”“女朋友英語好，我也要學好英語”等。這說明，理想二語同伴大部分是班內的，也有少數(如女朋友)可能是班外的，英語學習榜樣可以引起其他同學的追趕、模仿。理想二語同伴的作用可以形成互惠二語學習效應，從而營造良好的班級動機氛圍。
二語自我分型共振對于動機策略的啟示是，二語教師在二語自我分型的最強共振中起主導作用，提高二語教學和學習效果，二語教師不僅要重視教學內容設計，更應關注學習體驗設計(Mercer & Dornyei，2020)。欲形成最佳四型二語自我共振，教師首先可以通過視聽媒體在英語教學中的全程運用來培養本人理想二語自我，其次可以通過感情聯結和內容聯結培育他人理想二語自我，最后，可以通過友好師生關系的建立，加深學生對教師的信任和尊重，減少二語焦慮，提升二語自信，全面激活內部動機和外部動機、提升性動機和預防性動機。另外，鑒于理想二語同伴對于二語自我的互惠式影響，教師還可以通過在班級中樹立二語學習榜樣、加強班級凝聚力、強化學生的合作互助觀念等策略來加強二語自我分型的共振。
單因素方差分析顯示，班級二語自我分型共振的強弱與學習行為的強弱高度匹配，是為表里一致；
但是回歸分析又表明，各型二語自我的強度與其對學習行為的預測力并不相稱，是為表里不一。這種表里不一，既有中國傳統文化脈絡的影響，也與不同分型的二語自我特性有關。
回歸分析結果顯示，強度最大的本人理想二語自我(mean=4.32)只對極少班級(n=1)的學習行為有主要預測作用，在大多數樣本班級(n=8)中，強度較弱的他人理想二語自我(mean=4.17)和他人應該二語自我(mean=3.71)對動機學習行為發揮了主導作用。而Papi(2019)基于美國大學生的調查則認為本人應該二語自我是動機學習行為的最強預測因素，其次是本人理想二語自我?？梢?，中國樣本學生的二語學習動力主要是他人立場的二語自我，而美國樣本的二語自我動力則來自于本人。較之于美國樣本，中國樣本的動機學習行為具有高度的社會認同傾向。因為，社會認知觀認為內部主觀因素勝過外部環境因素對學習行為的影響，而社會認同觀則認為外部環境因素在個體學習行為中占主導地位(Dornyei & Ushioda，2011)。四型二語自我中，他人理想二語自我代表個體相信他人希望他或她擁有的屬性，他人應該二語自我是重要他人認為個體應該擁有的屬性。因此，他人理想/應該二語自我都屬于外部動機因素，是他人的希望或要求在個體思想上的投射，屬于社會認同范疇。相反，本人理想/應該二語自我表征內部力量對學習動力的調節，是內部動機因素，屬社會認知范疇。
樣本學習行為的社會認同傾向與中國的文化特征有關。包括中國在內的東亞文化圈學生深受儒家文化浸潤，重視集體價值和他人感受(Apple & Da Silva，2016)，學生的學習行為很大程度是為了滿足父母、教師等重要他人的期待(他人理想二語自我)和要求(他人應該二語自我)。Yung(2019)也發現中國香港學生有類似于他人理想二語自我的壓制理想二語自我(suppressed ideal L2 selves)，壓制理想二語自我就是為了滿足考試、晉升等實用目的而壓制本人理想二語自我活動(如學唱英語歌曲、觀看英語劇等)，而把精力和時間投入到實用性的應考二語學習中。
Papi(2019)證實，具有社會認知屬性的本人應該二語自我是美國大學生學習行為的最強預測因素。這是因為美國文化崇尚自由和個性，美國樣本的二語學習行為主要影響因素是個人的信念、理想等內部因素，具有顯著的社會認知動機特征。
就特性而言，雖然本人理想二語自我是二語動機自我系統中的核心動機要素，但并不一定能轉化成學習行為(Lamb，2012;Papi & Abdollahzadeh，2012; MacIntyre &Serroul，2015;詹先君，2015)，因為本人理想二語自我轉化為學習行為還受諸多條件制約(Drnyei，2005；
孫云梅 李贊，2020)，如理想自我形象的可行性、鮮活性、合理性，及時的激活、實現自我的策略等。相較而言，他人理想二語自我主要來自于教師、親友、父母等重要他人的鼓勵、鞭策、褒獎，在轉化為行動時不受過多的條件限制，更容易變現為學習行為。
二語自我分型對學習行為影響啟示我們，在中國的班級二語教學中，要想使二語自我最大化地轉化為學習行為，一方面，二語教師可以大力加強他人理想二語自我，強化外部提升性二語動機；
另一方面，還要利用各種條件訓練學生的本人理想二語自我策略，加速提升二語動機的行為轉化率。
基于數據分析，本文發現中國大學EFL班級的二語自我分型特征如下：首先，在二語自我分型組合上，共性是每個班的四型二語自我有共振現象；
個性是共振在班級維度上呈現三種類型——弱共振，中度共振，強共振。其次，在二語自我分型與學習行為的匹配上，共性是班級的二語自我分型共振強度與其學習行為強度相匹配；
個性是各型二語自我的強度與其對學習行為的影響不完全對等。研究結果對于二語教學實踐的最大啟示是，我們在利用各種二語自我激發二語動機的同時，要注意二語自我轉化為二語行為的困難，通過二語教師的努力成功地把二語自我轉化為二語學習行動，可以實現二語自我動機效應的最優化。
本研究的不足在于：樣本取自同一個學校，研究結論是否具有代表性有待繼續調查；
量表的合理性有待進一步證明。未來還可以從英語水平、年級、專業、性別、任課教師等視角對二語自我分型特征進一步探索。
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