成就目標定向與心理健康的關系:競爭態(tài)度的中介作用

盛柳柳 嚴建雯△ 池國榆

①中國.寧波大學心理學系暨研究所(浙江寧波) 315211 ②長江師范學院教育科學學院(重慶涪陵) △通信作者 E-mail:yanjianwen@nbu.edu.cn

成就目標定向(Achievement goal orientation)是當前成就動機研究領域一個影響相當廣泛的概念和前沿課題，也是目標設置研究的延伸，它反映個體對成就情境的一種認知傾向。成就目標理論的早期研究證實有兩種成就目標定向－掌握目標定向和成績目標定向［1］，但早期兩種類型的成就目標研究忽視了可能存在的回避狀態(tài)。因此，Elliot 等人提出了成就目標的三因素理論:掌握目標、成績－接近目標和成績－回避目標［2］。Pintrich 又在此基礎上提出了成就目標四分結構觀，他主張將掌握目標也區(qū)分為接近和回避兩種狀態(tài)［3］。已有研究表明，不同類型的成就目標定向，對高中生心理健康的影響是不同的［4-5］。

競爭態(tài)度(Competition attitude)是指個體對競爭事件作出反應時，所持有的一種穩(wěn)定的心理反應傾向［6］。最早由霍妮提出“過度競爭”這一概念，并認為這種極端的競爭態(tài)度對個體的發(fā)展是有害的［7］。Sampson 將過度競爭態(tài)度稱為“極端的個人主義”，將良性競爭態(tài)度稱為“整體的個人主義”［8］。此后，Ryckman 和Hamel 在Sampson 的研究基礎上，提出了“個人發(fā)展性競爭”的概念，持該競爭態(tài)度的個體，更看重自我發(fā)展及自我提高［9］。目前，將競爭態(tài)度劃分為過度競爭態(tài)度與良性競爭態(tài)度，已得到普遍認可。已有研究證明，過度競爭態(tài)度和良性競爭態(tài)度對個體的心理健康都有一定的影響［10］，且這兩種競爭態(tài)度，對高中生心理健康的影響是不同的［11］。

學生心理健康(Mental health)是學生全面發(fā)展必不可少的條件［12］。近年來，有關高中生不堪學習壓力而做出極端行為的事件，越來越引起教育者的重視。心理健康對高中生健全人格和適應現(xiàn)代化社會的發(fā)展有重要作用，而成就目標定向和競爭態(tài)度均對高中生的心理健康有重要影響。

綜上所述，已有研究成果多局限于成就目標定向對心理健康、競爭態(tài)度對心理健康的影響，而對高中生成就目標定向、競爭態(tài)度、心理健康三者之間相互關系的研究少見。將心理健康作為高中生學習的一種宏觀心理背景，探討其與成就目標定向、競爭態(tài)度的關系，重點考察競爭態(tài)度是否為成就目標定向與心理健康之間的中介變量，是非常有現(xiàn)實必要的。這對于提升高中生的心理素質和心理健康水平，進一步培養(yǎng)適應社會變化的全面發(fā)展人才，有著重要的理論和實踐價值［13］。

1 對象與方法

1.1 對象

2013年3－4月，采用整群抽樣的方法，在福建、廣西、重慶、云南四省各隨機抽取1 所全日制普通高中，在每所高中的一、二、三年級，以班為單位，各隨機抽取1 個班的學生作為研究對象。其中男生258人(45.8%)，女生305人(54.2%);高一286人(50.8%)，高 二174人(30.9%)，高 三103人(18.3%)。被試年齡范圍為14～21歲，平均16.9歲。共發(fā)放問卷700 份，收回有效問卷563 份(80.4%)。

1.2 方法

1.2.1 中國中學生心理健康量表 該量表是王極盛于1997年編制，由10 個分量表組成，共60 個項目，采用5 級評分，“無”記1 分，“嚴重”記5 分。該量表的60 個項目和量表總分的相關在0.40～0.76之間，各項目間區(qū)分度良好;10 個分量表的重測信度在0.716～0.905 之間，同質信度在0.601～0.858之間，分半信度在0.634～0.873 之間;分量表與總量表的相關在0.765～0.873 之間，內容效度比較理想［14］。

1.2.2 競爭態(tài)度量表－中國版 該量表由陳國鵬等人于2003年修訂，包括2 個分量表，正向記分題目“非常反對”記1 分，“完全同意”記5 分，反向記分則相反。每個項目的分數(shù)相加得到兩個分量表的分數(shù)。該量表信度良好，良性競爭態(tài)度分量表的內在一致性系數(shù)0.860，斯皮爾曼－布朗校正后的分半信度系數(shù)為0.837;過度競爭態(tài)度分量表的內在一致性系數(shù)為0.710，斯皮爾曼－布朗校正后的分半信度系數(shù)為0.722。該量表具有良好的效度［15］。

1.2.3 成就目標定向量表 該量表由劉惠軍、郭德俊于2002年編制，包括4 個分量表，共29 個項目，采用5 點記分，“完全不符合”記1 分，“完全符合”記5 分。將同一分量表內各項目的得分求和，得到4 個分量表的目標定向分數(shù)。該量表具有良好的信度，總量表的Cronbach＇α 系數(shù)為0.87，4 個分量表的Cronbach＇α 系數(shù)分別是0.84、0.77、0.83、0.70，分半信度為0.88。采用驗證性因素分析考察結構效度，顯示本量表的結構效度是可以接受的［16-17］。

1.3 統(tǒng)計處理

采用SPSS 18.0 for Windows 進行統(tǒng)計。

2 結 果

2.1 高中生心理健康與競爭態(tài)度、成就目標定向的相關分析

高中生心理健康、競爭態(tài)度和成就目標定向三者之間存在顯著的兩兩相關。其中，心理健康與良性競爭態(tài)度、掌握趨近成就目標定向呈顯著負相關，與其他因子都呈顯著正相關，具體情況見表1。

2.2 高中生成就目標定向與競爭態(tài)度的相關分析

成就目標定向與競爭態(tài)度均達到了顯著相關，其中良性競爭態(tài)度與成績回避目標定向呈顯著的負相關，過度競爭態(tài)度與掌握趨近目標定向是非常顯著的負相關，見表2。

2.3 高中生心理健康與競爭態(tài)度、成就目標定向的回歸分析

以心理健康的總均分為因變量，以其余6 個因子為自變量，進行回歸分析。6 個預測變量在預測效標變量時，全部進入回歸方程，多元相關系數(shù)為0.520，其聯(lián)合解釋變異量為0.270，即6 個變量能聯(lián)合預測心理健康27%的變異量。具體看以過度競爭態(tài)度的預測力最佳，其解釋量為13.2%。其中，良性競爭態(tài)度和掌握趨近目標定向，對心理健康量表中的因子起著負向預測，見表3。

表1 高中生心理健康與競爭態(tài)度、成就目標定向的相關(r)

2.4 高中生競爭態(tài)度、成就目標定向的回歸分析

以良性競爭態(tài)度為因變量，掌握趨近、成績趨近、掌握回避和成績回避為自變量，進行回歸分析。4 個預測變量預測效標變量時，進入回歸方程的顯著變量共有3 個，多元相關系數(shù)為0.598，其聯(lián)合解釋變異量為0.358，即表中3 個變量能聯(lián)合預測良性競爭態(tài)度35.8%的變異量。具體看以掌握趨近目標定向的預測力最佳，其解釋量為33.7%，見表4。

表2 高中生成就目標定向與競爭態(tài)度的相關(r)

表3 高中生競爭態(tài)度、成就目標定向預測心理問題的回歸分析

表4 高中生成就目標定向預測良性競爭態(tài)度的回歸分析

以過度競爭態(tài)度為因變量，掌握趨近、成績趨近、掌握回避和成績回避為自變量，進行回歸分析。4 個預測變量預測效標變量時，進入回歸方程的顯著變量共有3 個，多元相關系數(shù)為0.483，其聯(lián)合解釋變異量為0.233，即表中3 個變量能聯(lián)合預測過度競爭態(tài)度23.3%的變異量。具體看以成績回避目標定向的預測力最佳，其解釋量為15.6%，見表5。

表5 高中生成就目標定向預測過度競爭態(tài)度的回歸分析

2.5 競爭態(tài)度的中介效應分析

高中生成就目標定向、競爭態(tài)度和心理健康三者之間，存在顯著的兩兩相關關系，符合溫忠麟［18］等人提出的中介效應檢驗條件。根據(jù)中介變量的檢驗程序，可知良性競爭態(tài)度和過度競爭態(tài)度的中介效應均顯著。中介效應占總效應的比例為效應比(ab/c)，由表6數(shù)據(jù)可知，良性競爭態(tài)度在掌握趨近目標定向與心理健康之間，起著完全中介作用;過度競爭態(tài)度在成績趨近目標定向與心理健康之間，起著完全中介作用;良性競爭態(tài)度和過度競爭態(tài)度在其余途徑中，起著部分中介作用，見表6。

表6 良性競爭態(tài)度、過度競爭態(tài)度的中介效應分析

3 討 論

心理健康量表總均分及各因子分，與良性競爭態(tài)度呈極其顯著的負相關，與過度競爭態(tài)度呈極其顯著的正相關。換言之，學生的競爭態(tài)度越是趨向于良性競爭其心理越健康，越趨向于過度競爭其心理越容易出問題。過度競爭易導致學生產生強迫、偏執(zhí)、敵對、抑郁、焦慮和人際關系惡化等心理問題，這與以往的研究結果基本上是一致的［11］。心理健康總均分及其各因子(強迫癥狀因子和心理不平衡因子除外)與掌握趨近目標定向呈顯著的負相關，這說明越是傾向于持掌握趨近目標定向者，其心理水平越高。因為持掌握目標定向的學生以掌握知識和提高能力為目標，即使偶爾考試不理想也不會太在意，情緒較穩(wěn)定，故而其心理健康水平較高。

心理健康量表總均分及各因子分，與成績趨近目標定向、掌握回避目標定向和成績回避目標定向呈顯著正相關。因為成績趨近目標定向者關注自己是否表現(xiàn)得比他人優(yōu)秀和勝過他人，掌握回避目標定向者關注自己如何避免無法完成任務或出錯，成績回避目標定向者關注自己如何避免表現(xiàn)得比他人更差或愚蠢［19］?？梢钥偨Y出持有以上目標定向的高中生更關注成績、名次和所謂的“面子”，若偶爾考試不理想，就會產生較大的情緒波動或感到自尊心受挫，長期如此則更容易出現(xiàn)心理問題。

以往研究顯示，掌握趨近目標定向者容易形成良性競爭態(tài)度，而成績趨近目標定向者、掌握回避目標定向者和成績回避目標定向者容易形成過度競爭態(tài)度。但本研究結果顯示，良性競爭態(tài)度在與掌握趨近目標定向有正相關的同時，與成績趨近目標定向、掌握回避目標定向呈正相關，即成績趨近和掌握回避目標定向者容易持有良性競爭態(tài)度，這與以往研究結果不符［8，19-20］?？傮w來說，傳統(tǒng)的成就目標理論認為成績目標對學生的學習不利［21］。

從競爭態(tài)度的中介作用結果可以發(fā)現(xiàn)，成績目標定向者和掌握回避目標定向者很少采用良性競爭態(tài)度，從而導致心理健康水平較低。掌握趨近目標定向，完全通過良性競爭態(tài)度來對心理健康起作用的。成績回避目標定向，極少通過良性競爭態(tài)度對心理健康起作用，基本上是直接起作用。成績趨近目標定向，完全通過過度競爭態(tài)度對心理健康起作用。掌握趨近目標定向、掌握回避目標定向、成績回避目標定向，均部分通過過度競爭態(tài)度對心理健康起作用。

4 未來研究方向

本研究測量的是高中生的成就目標定向與心理健康的關系，驗證競爭態(tài)度是否在其中起到中介作用。中介模型雖然得到本研究數(shù)據(jù)上的支持，但提出理論模型的依據(jù)略顯不足。其次，對于成就目標定向與心理健康的關系模型研究，還需要綜合考察其他因素的參與，如:人格因素、自我效能感等，也是影響動機和心理健康的重要方面，本研究未將其納入考慮，需要進一步補充和完善。最后，本研究樣本范圍和數(shù)量有限，影響結果的普遍代表性和適用性，須在更大樣本的研究中進一步驗證結果的有效性。

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