中學(xué)生體育學(xué)習(xí)成就目標(biāo)2×2模型的檢驗

葉世俊，張宏杰，管建民

1.Shanghai University of Sport，Shanghai 200438，China；2.University of Texas at San Antonio—Department of Health ＆Kinesiology，San Antonio，Texas 78249，U.S.A.

1 引言

隨著學(xué)校體育改革的不斷深入和“陽光體育”的不斷開展，中學(xué)生體育學(xué)習(xí)態(tài)度有了明顯改善，學(xué)習(xí)主動性和參與體育活動的興趣等均有明顯提高［4］。然而，由于受選拔制度、社會文化背景、學(xué)科背景以及教育觀念等的影響，學(xué)校體育的實際地位依然不高［10］，學(xué)生運動參與與預(yù)期仍有較大差距，全國僅有22.7%的漢族中小學(xué)生平均每天體育鍛煉1h以上［7］。周登嵩教授指出，第8 次課改強調(diào)的是“以生為本”，是“樹人”而不是“造器”［12］。換言之，新課標(biāo)“以學(xué)生發(fā)展為中心”的課程理念要求體育教學(xué)應(yīng)該充分激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)動機，發(fā)揮學(xué)生的主體作用。學(xué)習(xí)動機不僅是有效教學(xué)不可或缺的重要因素，也是確保學(xué)生參與學(xué)習(xí)活動的重要條件。但在我國，對學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中的動機特征及變化規(guī)律的研究很少。這不僅是部分體育教師對新課程標(biāo)準(zhǔn)感到無所適從的原因，也制約了學(xué)校體育功能在實踐中的生成。為了發(fā)展體育學(xué)習(xí)理論和加強教學(xué)實踐，探索學(xué)生體育學(xué)習(xí)中的動機特征及其影響體育學(xué)習(xí)的方式和途徑勢在必行。

動機是引起、維持個體活動并使活動指向某一目標(biāo)進行的內(nèi)在動力［13］。當(dāng)前，成就目標(biāo)理論是研究動機的主要理論框架［15］。成就目標(biāo)是指個體與能力相關(guān)的成就行為的目標(biāo)［22］。二因素模型根據(jù)個體界定能力的方法甄別出兩個不同的目標(biāo)定向：掌握目標(biāo)和成績目標(biāo)。持掌握目標(biāo)的個體根據(jù)絕對標(biāo)準(zhǔn)（是否理解和掌握任務(wù)）或個人標(biāo)準(zhǔn)（成績是否得到提高或知識和技能是否得到充分發(fā)展）界定能力，關(guān)注發(fā)展能力和完成任務(wù)；持成績目標(biāo)的個體使用常模標(biāo)準(zhǔn)（贏或勝過其他人）界定能力，關(guān)注展示高于其他人的能力。

與能力的界定一樣，能力的心理價效也是能力結(jié)構(gòu)中不可或缺的維度［17］。在成就情境中，個體既可能持有積極的能力價效，定向于獲得成功——趨近傾向，也可能持有消極的能力價效，定向于避免失敗——回避傾向。Elliot等首先將趨近—回避傾向引入到掌握—成績目標(biāo)中，提出了三因素成就目標(biāo)模型。在三因素模型中，掌握目標(biāo)保持不變，將成績目標(biāo)分成趨近和回避兩個維度：成績趨近目標(biāo)關(guān)注獲得積極的能力判斷，成績回避目標(biāo)關(guān)注避免消極的能力判斷［16］。目前，三因素模型已經(jīng)廣泛用于競技體育和體育教育領(lǐng)域的研究中。事實上，但目前為止，在學(xué)校體育中的研究主要使用的是二因素和三因素模型［19］。

為了充分融合掌握—成績目標(biāo)與趨近—回避傾向，Elliot等提出了成就目標(biāo)2×2 模型，即將成就目標(biāo)分為掌握趨近目標(biāo)，成績趨近目標(biāo)，掌握回避目標(biāo)和成績回避目標(biāo)等4個維度。持掌握趨近目標(biāo)的個體根據(jù)絕對或個人標(biāo)準(zhǔn)界定能力，具有積極的能力價效；持掌握回避目標(biāo)的個體根據(jù)絕對或個人標(biāo)準(zhǔn)界定能力，具有消極的能力價效；持成績趨近目標(biāo)的個體根據(jù)常模標(biāo)準(zhǔn)定義能力，具有積極的能力價效；持成績回避目標(biāo)的個體根據(jù)常模標(biāo)準(zhǔn)定義能力，具有消極的能力價效［17］。由于4個成就目標(biāo)具有不同的前提條件，對心理和行為有不同的影響，教育者可以有針對性地改變前提條件，促進個體的動機發(fā)展，因此，該模型不僅在成就目標(biāo)的分類上更加完善，而且也為提高個體的成就水平提供了理論依據(jù)［6］。

盡管2×2模型的提出相對較晚，但使用該模型的研究已獲得了許多有意義的信息。研究顯示，2×2模型的信度和效度均優(yōu)于三因素結(jié)構(gòu)［5，17，20，21］。雖然國外已在學(xué)校體育領(lǐng)域中對該模型進行了一系列探索，但總的來說，在學(xué)校體育領(lǐng)域中，目標(biāo)定向的理論和實證研究尚處于初級階段［1］，在我國還沒有運用2×2 模型探索學(xué)校體育中學(xué)生動機的研究。

為探索學(xué)生努力獲得具體學(xué)習(xí)結(jié)果背后的目的，即行為的原因，進而促進和引導(dǎo)學(xué)生的體育學(xué)習(xí)，本研究擬對成就目標(biāo)2×2模型在我國中學(xué)學(xué)校體育背景中的信度、效度和穩(wěn)定性進行檢驗，并試圖通過探索中學(xué)生成就目標(biāo)的群組特征及其與體育學(xué)習(xí)行為的關(guān)系進一步驗證模型的效度。通過研究，旨在提供理解中學(xué)生體育學(xué)習(xí)動機特征的測量工具，進而為體育課程改革和有效體育教學(xué)提供依據(jù)。

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

采用隨機分層抽樣法抽取安徽省930名中學(xué)生為調(diào)查對象。調(diào)查共發(fā)放問卷930份，收回930份，其中，有效問卷866份，有效回收率為93%（表1）。

表1 本研究受試者基本情況一覽表Table 1 Descriptive Data of Participants （n＝866）

2.2 測量工具

采用Jianmin Guan編制的“學(xué)校體育成就目標(biāo)問卷”（AGQ－PE）［20］作為測量工具。首先，將問卷翻譯成漢語，在采用回譯法檢驗了語言等值性后，請3 位體育心理學(xué)專家對翻譯的問卷進行鑒定。鑒定表采用7 點李科特量表，從1“中英文完全不符”到7“中英文完全相符”。結(jié)果1 位專家勾選了“6”，2位專家認(rèn)為，英漢對譯完全相符并提出了寶貴的意見。根據(jù)專家的意見和預(yù)調(diào)查的結(jié)果對問卷進行了進一步修飾，最后完成漢語版的《2×2 成就目標(biāo)問卷—學(xué)校體育版》，量表包括2個分量表：

2×2成就目標(biāo)問卷共12個條目，包括4個分量表，分別為掌握趨近目標(biāo)、成績趨近目標(biāo)、掌握回避目標(biāo)和成績回避目標(biāo)（附件1）。

堅持性與努力程度問卷共4 個條目。探索性因子分析顯示，雖然堅持性和努力程度是兩個不同的結(jié)構(gòu)，但可以合成一個因素，累積方差貢獻率為60.82%，因子負(fù)荷最小的為0.74，克朗巴哈α系數(shù)為0.814。

上述兩個分量表均采用7點李科特量表，從1“完全不是”到7“完全是”。

2.3 數(shù)據(jù)分析

首先，在項目分析的基礎(chǔ)上計算數(shù)據(jù)的克朗巴哈α系數(shù)和折半信度系數(shù)以檢驗成就目標(biāo)問卷中各分問卷的內(nèi)部一致性；其次，運用驗證性因素分析檢驗?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)效度。本文選擇NFI、TLI、CFI，以及RMSEA 等指數(shù)衡量模型的擬合度；再次，使用雙向交叉效度程序（The double cross－validation procedure）檢驗問卷的穩(wěn)定性；最后，使用聚類分析探索中學(xué)生成就目標(biāo)的群組特征，并用方差分析檢驗成就目標(biāo)群組特征與體育學(xué)習(xí)中的堅持性和努力程度之間的關(guān)系。

3 研究結(jié)果

3.1 各變量基本情況及信度分析

將被試在每個目標(biāo)結(jié)構(gòu)中各條目的得分進行平均，求得4個成就目標(biāo)定向的指數(shù)。掌握趨近目標(biāo)、成績趨近目標(biāo)、掌握回避目標(biāo)和成績回避目標(biāo)的均值分別為：5.39、4.51、4.78和4.60，標(biāo)準(zhǔn)差在1.13到1.23之間，均值占最 大值的百分比分別為：77.0%、64.4%、68.3% 和65.7%，各因子之間的相關(guān)系數(shù)從0.416到0.512（表2）。

克朗巴哈（Cronbach）α 系數(shù)是主要的內(nèi)部一致性系數(shù)。折半（Split－h(huán)alf）信度系數(shù)可用來分析兩部分量表間是否存在共性［11］。一般認(rèn)為，如果信度系數(shù)在0.70～0.80之間，表示問卷的內(nèi)在信度相當(dāng)好，在0.8～0.9 之間，表示問卷的內(nèi)在信度非常好［8］。結(jié)果顯示，掌握趨近目標(biāo)、成績趨近目標(biāo)、掌握回避目標(biāo)和成績回避目標(biāo)等4 個分量表的α系數(shù)分別為0.892，0.873，0.866 和0.808（表1）。4 個目標(biāo)的α系數(shù)都大于0.80。結(jié)果說明，成就目標(biāo)2×2模型有較理想的內(nèi)部一致性。折半信度分析顯示，兩部分量表總分的相關(guān)程度高（0.82），修正值達到0.90，說明兩部分的特征具有較好的一致性，兩部分具有較高的可相互解釋性。兩部分的信度系數(shù)分別為0.79 和0.82，說明它們內(nèi)部各自的可靠性比較理想。

表2 本研究成就目標(biāo)描述統(tǒng)計量及相關(guān)分析結(jié)果一覽表Table 2 Descriptive Data and Correlation among Achievement Goals

3.2 驗證性因素分析

研究使用AMOS20.0 檢驗?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)效度以及模型與實際數(shù)據(jù)的適配度。結(jié)果顯示，12 個測量指標(biāo)的測量誤差值均為正數(shù)且達到0.05 顯著水平，每個參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤數(shù)值均很小，所有參數(shù)的t值都大于2.58，顯著性概率值都小于0.01，表示所有回歸系數(shù)都顯著不等于0。12個條目的因素負(fù)荷量值介于0.737至0.878 之間，表示各條目能有效反映其所要測得的構(gòu)念特質(zhì)。平均變異量抽取值是一種收斂效度指標(biāo)，一般的判別標(biāo)準(zhǔn)是該值要大于0.50，其數(shù)值越大，各測量指標(biāo)越能有效反映其共同因素構(gòu)念的特質(zhì)［9］。研究顯示，4 個目標(biāo)的平均變異量抽取值在0.585至0.734之間，均高于0.50的標(biāo)準(zhǔn)，表示各條目能有效反映其所代表目標(biāo)的潛在特質(zhì)。信度系數(shù)表示個別觀察變量被其潛在變量解釋的變異量，若該值大于0.50，表示模型的內(nèi)在質(zhì)量良好。組合信度也稱建構(gòu)信度，既是檢驗潛在變量的信度指標(biāo)，也是判別模型內(nèi)在質(zhì)量的準(zhǔn)則之一，若該值大于0.60，表示模型的內(nèi)在質(zhì)量理想［9］。研究顯示，各條目的信度系數(shù)在0.543至0.771之間，均大于0.5，4個目標(biāo)的組合信度在0.809 至0.892 之間，均大于0.60，說明模型的內(nèi)在質(zhì)量理想（表3）。

表3 本研究模型參數(shù)估計摘要一覽表Table 3 Summary Table of Model Parameter Estimation

研究使用卡方自由度比（χ2／df）、基準(zhǔn)線比較估計量（NFI，TLI，CEI）、基準(zhǔn)簡約指標(biāo)值（PCFI）、漸進殘差均方和平方根（RMSEA）等指標(biāo)評價模型的數(shù)據(jù)適配度。通?？ǚ阶杂啥缺仍叫。硎炯僭O(shè)模型的協(xié)方差矩陣與觀察數(shù)據(jù)越適配，該值越大表示模型的適配度越差，一般判別標(biāo)準(zhǔn)是當(dāng)其值大于3（較寬松的規(guī)定值是5）時，表示模型適配度不佳?；鶞?zhǔn)線比較估計量（NFI，TLI，CEI）的一般標(biāo)準(zhǔn)是大于0.90，但也有學(xué)者認(rèn)為，在大樣本的情況下，它們的值最好接近0.95。基準(zhǔn)簡約指標(biāo)值（PCFI）判別標(biāo)準(zhǔn)是該值應(yīng)大于0.50。漸進殘差均方和平方根（RMSEA）判別標(biāo)準(zhǔn)一般為，該值小于0.08表示模型適配度尚可，但如果是小樣本，RMSEA 傾向于過度拒絕真實總體模型［9］。研究顯 示，χ2／df＝4.918，符合較寬松的標(biāo)準(zhǔn)。NFI＝0.961，TLI＝0.957，CEI＝0.968，均大于0.95，說明模型與觀察數(shù)據(jù)的整體適配度佳，PCFI＝0.704，大于0.50 的臨界點，RMSEA＝0.067，小于0.08 的臨界值，表示該 模型是普通適配（表4）。結(jié)果表明，2×2 模型具有可接受的數(shù)據(jù)適配度。

表4 本研究模型多級適應(yīng)指數(shù)檢驗一覽表Table 4 Summary of Goodness－of－Fit for the Achievement Goals

3.3 問卷穩(wěn)定性檢驗

穩(wěn)定性是指研究結(jié)果在同一人群不同樣本間的可復(fù)制性，也是衡量問卷的心理測量性關(guān)鍵指標(biāo)［20］。研究使用雙向交叉效度程序檢驗問卷的穩(wěn)定性。該程序使用多元回歸法對兩個樣本或亞樣本的數(shù)據(jù)進行分析，產(chǎn)生兩個回歸方程，并通過第2（1）個樣本數(shù)據(jù)來檢驗第1（2）個方程的預(yù)測結(jié)果，以推斷問卷的穩(wěn)定性。本研究根據(jù)地區(qū)差異將數(shù)據(jù)分成兩組：樣本1（由安徽省北方中學(xué)生組成）和樣本2（由安徽省南方中學(xué)生組成）。分析分兩步完成：首先，采用同時多元回歸法分別計算樣出樣本1 和樣本2 中代表成績趨近目標(biāo)（cjqj）、掌握趨近目標(biāo)（zwqj）、成績回避目標(biāo)（cjhb）和掌握回避目標(biāo)（zwhb）與堅持性和努力程度（nlhjc）之間關(guān)系的多元線性回歸方程1和回歸方程2：

然后，分別用樣本1（2）的回歸方程預(yù)測樣本2（1）的堅持性和努力程度，并將預(yù)測結(jié)果和樣本2（1）本身的堅持性和努力程度值進行相關(guān)分析和配對樣本的非參數(shù)檢驗，以確定預(yù)測值與樣本觀察值的分布是否有顯著差異。結(jié)果顯示，二者之間的相關(guān)系數(shù)為0.652（0.649），P均接近0，說明觀測值和預(yù)測值顯著相關(guān)；符號檢驗結(jié)果為，235（208）個個案預(yù)測值小于樣本觀測值，197（226）個個案預(yù)測值大于樣本觀測值，雙尾P＝0.075（0.434），Wilcoxon符號秩檢驗P＝0.813（0.629），均大于顯著水平0.05，說明預(yù)測值和觀察值之間沒有顯著差異，即問卷具有可接受的交叉效度。

3.4 中學(xué)生成就目標(biāo)群組特征分析

為進一步檢驗2×2 模型的效度，研究采用聚類分析檢驗中學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中是否存在同質(zhì)的成就目標(biāo)組。如果有，各組學(xué)生體育學(xué)習(xí)行為是否存在差異。首先，采用Z 分?jǐn)?shù)對所有的變量進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。然后，運用SPSS 20.0對數(shù)據(jù)進行聚類分析。分析中選擇離差平方和（Ward’s method）法使組內(nèi)差異達到最小，避免在其他方法中發(fā)現(xiàn)的“長鏈”問題。最后，通過凝聚狀態(tài)表，結(jié)合數(shù)據(jù)結(jié)果的實際意義，產(chǎn)生4類成就目標(biāo)組（圖1）。類1 的特征是4個成就目標(biāo)的均值都較低，Z 值在－0.5 到－1 之間，因此，將該組命名為“低成就目標(biāo)組”。該組包括272名學(xué)生，男生占50.0%，有2個性別未知；類2的特征是掌握趨近和掌握回避目標(biāo)的均值較高，Z值均大于0.5，成績趨近目標(biāo)的均值中等，Z值稍小于0，成績回避目標(biāo)的均值較低，Z值在－1到－1.5之間，因此，將該組命名為“掌握目標(biāo)組”。該組包括63 名學(xué)生，男生占47.6%；類3 的特征是4個成就目標(biāo)都具有中等的均值，成績趨近、掌握趨近和成績回避目標(biāo)的Z值稍大于0，掌握回避目標(biāo)的Z 值稍小于0，因此，將該組命名為“中成就目標(biāo)組”。該類包括280名學(xué)生，男生占47.8%，有4 個性別未知。類4 的特征是4個成就目標(biāo)的均值都較高，4 個成就目標(biāo)的Z 值均在0.5到1之間，因此，將該組命名為“高成就目標(biāo)組”。該組包括251名學(xué)生，男生占40.6%（表5）。

圖1 本研究層次聚類分析產(chǎn)生的4類成就目標(biāo)特征曲線圖Figure 1.Four Achievement Goals Profiles

雖然動機不能直接觀察，但通過個體在活動中的堅持性和努力程度等外部行為可以間接推斷出動機強度的大?。?］。堅持性是指在學(xué)習(xí)中遇到困難時的持續(xù)投入，努力程度是指學(xué)習(xí)過程中投入精力的總量［23］。本研究以堅持性和努力程度為行為指標(biāo)，采用單因素方差分析（ANOVA）探索各成就目標(biāo)組的學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中的堅持性和努力程度是否存在差異。首先，進行方差齊性檢驗，檢驗結(jié)果不能滿足方差同質(zhì)性假設(shè)。因此，選用Tamhane’s T2法進行事后比較［8］。方差分析結(jié)果表明，堅持性和努力程度存在顯著的組別主效應(yīng)（F＝66.86，P＜0.01）。事后比較顯示，就堅持性和努力程度而言，高成就目標(biāo)組＞中成就目標(biāo)組＞掌握目標(biāo)組＞低成就目標(biāo)組。4個成就目標(biāo)間的兩兩比較都表現(xiàn)出顯著性差異。結(jié)果說明，高掌握目標(biāo)結(jié)合高成績目標(biāo)與高堅持性和努力程度顯著相關(guān)。

表5 本研究聚類分析產(chǎn)生的4類成就目標(biāo)組的描述統(tǒng)計結(jié)果一覽表Table 5 Profiles for the Four－Cluster Solution from the Hierarchical Cluster Analysis

表6 本研究不同目標(biāo)組的堅持性與努力程度的描述統(tǒng)計及方差分析一覽表Table 6 Descriptive and ANOVA of Persistence and Effort among Different Profiles

4 討論與分析

4.1 2×2成就目標(biāo)的心理測量性

本研究通過兩個樣本檢驗了成就目標(biāo)2×2 模型在學(xué)校體育背景下的內(nèi)部一致性、效度和穩(wěn)定性，并通過分析中學(xué)生成就目標(biāo)群組特征及其與堅持性和努力程度的關(guān)系進一步驗證了該模型的效度。

信度分析顯示，2×2模型在中國學(xué)校體育背景中具有良好的內(nèi)部一致性和可靠性。驗證性分析顯示，各條目能有效反映其所要測得的構(gòu)念特質(zhì)，模型的內(nèi)在質(zhì)量理想，但卡方自由度之比（χ2／df＝4.988）僅符合較寬松的標(biāo)準(zhǔn)。該值和卡方值一樣易受樣本大小的影響，也無法更正過多的統(tǒng)計檢驗力問題。因此，在判別模型是否可以接受時，最好還是參考其適配度指標(biāo)值，進行綜合判斷［9］。分析顯示，基準(zhǔn)線比較估計量（NFI，TLI，CEI）和基準(zhǔn)簡約指標(biāo)值（PCFI）等適配度指標(biāo)均符合統(tǒng)計學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，漸進殘差均方和平方根（RMSEA）在0.05至0.08之間，符合普通適配的標(biāo)準(zhǔn)。兩個樣本間的雙向交叉效度分析顯示，該模型具有可接受的穩(wěn)定性。總的來說，2×2 模型基本適配度良好，內(nèi)在質(zhì)量理想，各分量表均具有良好的收斂效度，各指標(biāo)變量能有效反映其要測得的構(gòu)念特質(zhì)。中文版的2×2 成就目標(biāo)問卷具有良好的心理測量性。然而，本研究結(jié)果顯示，4個目標(biāo)之間均存在積極相關(guān)，相關(guān)系數(shù)在0.416～0.512之間，明顯大于Elliot 等在教育領(lǐng)域中的研究結(jié)果［17］。但該結(jié)果與美國和新加坡學(xué)校體育領(lǐng)域的研究結(jié)果相似。在美國的研究發(fā)現(xiàn)，中學(xué)生的4 個目標(biāo)之間均具有積極的相關(guān)，相關(guān)系數(shù)在0.357～0.514 之間［19］，在 新加坡的研究結(jié)果顯示，中學(xué)生的4 個成就目標(biāo)之間也均具有積極的相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)在0.24～0.65 之間［21］。這可能與學(xué)科的性質(zhì)和學(xué)生的年級等有關(guān)。需要更多的研究進一步探索各成就目標(biāo)均存在積極相關(guān)的原因。

研究顯示，中學(xué)生各目標(biāo)均值均大于中位數(shù)，從高到低依次為掌握趨近目標(biāo)（均值占最大值的百分比為77.0%，下同）、掌握回避目標(biāo)（68.3%）、成績回避目標(biāo)（65.7%）、成績趨近目標(biāo)（64.3%）。這與國外的研究結(jié)果并不完全一致。美國學(xué)校體育的研究顯示，中學(xué)生各目標(biāo)均值從高到低依次為掌握趨近目標(biāo)（74.0%）、成績回避目標(biāo)（73.4%）、成績趨近目標(biāo)（67.7%），掌握回避目標(biāo)（58.6%）［19］。在新加坡學(xué)校體育中的研究顯示，中學(xué)生各目標(biāo)均值從高到低依次為：掌握趨近目標(biāo)（71.4%）、成績回避目標(biāo)（64.2%）、掌握回避目標(biāo)（60.8%）、成績趨近目標(biāo)（57%）［21］。通過比較可見，無論是在我國，還是在美國、新加坡，掌握趨近目標(biāo)都是在學(xué)生中最盛行的目標(biāo)。但在我國和新加坡，成績趨近目標(biāo)都是學(xué)校體育中最不盛行的目標(biāo)，而在美國，最不盛行的是成績回避目標(biāo)。這種現(xiàn)象可能是由于東西文化上的差異造成的。在日、美對比研究中也發(fā)現(xiàn)，由于核心文化價值的差異，比如日本文化更強調(diào)集體主義，而美國文化更強調(diào)個人主義，因此，日本和美國兩國成員的成就目標(biāo)具有不同的特征［18］。但與新加坡中學(xué)生相比，我國中學(xué)生更重視掌握回避目標(biāo)，這可能是由于我國中、高考制度的影響所致。在我國現(xiàn)行高考制度下，高考具有“高競爭、高利害、高風(fēng)險”的特征，分?jǐn)?shù)幾乎成為錄取新生的惟一依據(jù)［14］。要想在高考中取得理想的分?jǐn)?shù)，除了要從小練就一身暢游“題?！钡倪^硬本領(lǐng)外，在考試時還要能避免一切可以避免的失誤。因此，小學(xué)1、2年級的學(xué)生“考90 分竟然是全班倒數(shù)第5”［3］也就不足為怪了?？傊?×2 模型在調(diào)查中產(chǎn)生了有效的分?jǐn)?shù)；與國外的研究結(jié)果一樣，掌握趨近目標(biāo)是中學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中最盛行的成就目標(biāo)，結(jié)果進一步證明了該模型的心理測量性。但結(jié)果也表明，在研究學(xué)生體育學(xué)習(xí)動機時不能忽視社會文化背景的作用，尤其是不能忽視高考制度對學(xué)生動機的影響。

4.2 中學(xué)生成就目標(biāo)群組特征及其與堅持性和努力程度的關(guān)系

聚類分析產(chǎn)生了4 個同質(zhì)的類。根據(jù)各類的特征分別將它們命名為掌握目標(biāo)組、低成就目標(biāo)組、中成就目標(biāo)組、高成就目標(biāo)組。其中，掌握目標(biāo)組僅有63 名學(xué)生，占調(diào)查總?cè)藬?shù)的7.2%。毋庸置疑，作為人才選拔制度的高考在促進教育改革、提升社會文化等方面發(fā)揮了重要的作用，但由于其剛性的錄取標(biāo)準(zhǔn)，也造成了片面應(yīng)試等弊端。在這種情況下，成績成為衡量學(xué)生學(xué)業(yè)成就的惟一指標(biāo)，考試成為提高學(xué)生成績的重要手段，這可能是導(dǎo)致我國中學(xué)生掌握目標(biāo)組人數(shù)少的重要原因。

方差分析顯示，高成就目標(biāo)組的學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中具有最大程度的堅持性和努力程度，低成就目標(biāo)組的學(xué)生具有最小程度的堅持性和努力程度，中成就目標(biāo)組學(xué)生的堅持性和努力程度介于前兩組之間。這一結(jié)果與新加坡學(xué)校體育中的研究結(jié)果一致。在新加坡的研究顯示，高成就目標(biāo)組4個目標(biāo)均具有較高的分?jǐn)?shù)，聯(lián)系著一系列最積極的動機特征，該組學(xué)生在學(xué)校體育活動中具有最高的努力程度；低成就目標(biāo)組4 個成就目標(biāo)分?jǐn)?shù)都低，聯(lián)系著一系列適應(yīng)性最低的特征，該組學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中具有最低的努力程度［21］。結(jié)果進一步證明，掌握－成績與趨近－回避傾向是動機不可或缺的兩個維度，在學(xué)校體育中，高掌握目標(biāo)結(jié)合高成績目標(biāo)具有最優(yōu)的動機特征。但與新加坡的研究結(jié)果不同的是，在我們的研究中，掌握目標(biāo)組的學(xué)生的堅持性和努力程度僅高于低成就目標(biāo)組，而在新加坡的研究發(fā)現(xiàn)，高成就目標(biāo)和掌握目標(biāo)組相似，都具有最積極的動機方式。這種現(xiàn)象可能與體育教師的教學(xué)觀念和態(tài)度有關(guān)。一方面，由于受到競技體育文化的影響，一些教師執(zhí)著于“以成敗論英雄”的觀念，在教學(xué)中過于強調(diào)技術(shù)的規(guī)范性和學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中承受的生理負(fù)荷，運動成績成為衡量體育學(xué)習(xí)效果的重要指標(biāo)。但他們忽視新課程標(biāo)準(zhǔn)面向全體學(xué)生培養(yǎng)體育興趣和養(yǎng)成體育習(xí)慣的目標(biāo)。由于學(xué)生身體素質(zhì)的差異較大，對大部分學(xué)生來說，這類教學(xué)缺乏可達成的學(xué)習(xí)目標(biāo)；另一方面，由于與其他教師相比，體育教師在評優(yōu)、評獎和職稱晉級中處于邊緣化的地位，一些教師的教學(xué)積極性嚴(yán)重受挫。在他們教學(xué)中，學(xué)生往往缺乏清晰具體的學(xué)習(xí)目標(biāo)，體育課堂成為嬉戲玩耍的場所。缺乏清晰、具體、可達成的學(xué)習(xí)目標(biāo)，既可能是掌握目標(biāo)組學(xué)生的堅持性和努力程度較低的原因，也可能是造成低成就目標(biāo)組的學(xué)生人數(shù)較多，且聯(lián)系著最低程度的堅持性和努力程度的原因之一。

綜上所述，我國中學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中存在4 類不同的成就目標(biāo)組，并且同一成就目標(biāo)組的學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中有相似的堅持性和努力程度，不同組學(xué)生的堅持性和努力程度存在差異。這一結(jié)果為模型的效度提供了更有意義的證據(jù)。

5 結(jié)論

1.成就目標(biāo)2×2 模型具有較理想的內(nèi)部一致性信度、結(jié)構(gòu)效度和穩(wěn)定性，模型和數(shù)據(jù)之間具有可接受的適配度，模型在調(diào)查中產(chǎn)生了有效的分?jǐn)?shù)，表明該模型具有較好的心理測量性，適用于中學(xué)生體育學(xué)習(xí)中的動機研究。

2.中學(xué)生中存在4 類成就目標(biāo)組：掌握目標(biāo)組、低成就目標(biāo)組、中成就目標(biāo)組、高成就目標(biāo)組；同一成就目標(biāo)組的學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中有相似的堅持性和努力程度，不同組的學(xué)生在體育學(xué)習(xí)中的堅持性和努力程度上存在差異。該結(jié)果為量表效度提供了更有意義的證據(jù)。

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