大學(xué)英語評(píng)估取向?qū)W(xué)業(yè)成就的影響
——基于成就目標(biāo)導(dǎo)向的中介作用研究*

山東大學(xué) 周小蘭 馬 文

提 要： 大學(xué)英語評(píng)估模式作為情境因素對(duì)個(gè)體學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)與學(xué)業(yè)成就所帶來的干預(yù)影響迄今缺乏學(xué)術(shù)關(guān)注。實(shí)證研究表明： 競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向與發(fā)展評(píng)估取向?qū)€(gè)體成就目標(biāo)導(dǎo)向和英語學(xué)業(yè)成就存在差異性影響；成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向與掌握目標(biāo)導(dǎo)向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就存在顯著正向影響，成績回避目標(biāo)導(dǎo)向與學(xué)業(yè)成績未呈現(xiàn)相關(guān)；成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向在競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中起到完全中介作用，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向與掌握目標(biāo)導(dǎo)向在發(fā)展評(píng)估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中同樣具有完全中介作用。

1. 引言

早在2003年，我國教育部頒布《大學(xué)英語課程教學(xué)要求(試行)》之時(shí)已強(qiáng)調(diào)教學(xué)中采取形成性評(píng)估與總結(jié)性評(píng)估相結(jié)合的重要性。教學(xué)評(píng)估作為確保教學(xué)質(zhì)量與監(jiān)督學(xué)習(xí)效果的重要途徑，不僅是提升學(xué)生自主學(xué)習(xí)能力與英語綜合運(yùn)用能力的關(guān)鍵手段(Doolittle， 2002： 85)，更是影響大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的重要情境因素。研究發(fā)現(xiàn)(周小蘭等，2018： 90)，基于個(gè)人的評(píng)估方式會(huì)促使群體形成不同的競(jìng)爭(zhēng)與合作氛圍。對(duì)于壓力的不同感知往往會(huì)使個(gè)人形成不同的組織態(tài)度與競(jìng)爭(zhēng)需求(Chen et al.， 2011： 87)，這很可能引致個(gè)體在學(xué)習(xí)中形成不一樣的成就動(dòng)機(jī)。成就目標(biāo)導(dǎo)向(Achievement Goal Orientation)作為一種穩(wěn)定的認(rèn)知變量，在認(rèn)知上表征為個(gè)體追求成就的動(dòng)機(jī)傾向，它通過調(diào)控個(gè)體的學(xué)業(yè)態(tài)度與學(xué)業(yè)行為以影響個(gè)人學(xué)業(yè)成就(Chen et al.， 2009： 115)。近期已有學(xué)者開始意識(shí)到成就目標(biāo)理論與大學(xué)英語學(xué)習(xí)的關(guān)聯(lián)性(田瑾、王芳妮，2014： 63)，然而該理論仍鮮少運(yùn)用于大學(xué)英語教學(xué)研究與實(shí)踐領(lǐng)域。

當(dāng)前，動(dòng)機(jī)行為的情境研究在本土外語學(xué)界十分匱乏，而這已引起西方教育學(xué)界的關(guān)注(Pekrun et al.， 2009： 115； Schenke et al.， 2015： 133)。國內(nèi)對(duì)該領(lǐng)域的研究尚不充分，僅有的研究主要局限于理論探討，缺乏嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證過程。本文將重點(diǎn)關(guān)注大學(xué)英語評(píng)估模式作為情境因素，對(duì)大學(xué)生英語學(xué)習(xí)的成就動(dòng)機(jī)會(huì)產(chǎn)生什么干擾作用，進(jìn)而如何影響個(gè)體英語學(xué)業(yè)成就的實(shí)現(xiàn)。筆者將以該問題為主線，基于理論基礎(chǔ)與現(xiàn)有研究構(gòu)建理論模型，通過問卷調(diào)查與統(tǒng)計(jì)分析等實(shí)證方法嚴(yán)格檢驗(yàn)變量之間的關(guān)系路徑。研究結(jié)果在理論上有利于將成就目標(biāo)理論引進(jìn)外語教學(xué)研究，擴(kuò)展該理論在外語學(xué)界的研究脈絡(luò)；在實(shí)踐上有助于教學(xué)管理研究者通過微觀個(gè)體與外在干預(yù)雙管齊下，積極影響大學(xué)生群體的英語學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)與學(xué)習(xí)效果，為注重個(gè)體差異的教學(xué)管理與教學(xué)評(píng)估設(shè)計(jì)提供具有現(xiàn)實(shí)意義的操作策略。

2. 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1) 大學(xué)英語評(píng)估取向?qū)€(gè)體學(xué)業(yè)成就的直接影響

根據(jù)不同的教學(xué)目的，大學(xué)英語的評(píng)估模式主要有形成性評(píng)估與總結(jié)性評(píng)估兩種(Leung & Mohan， 2004： 335)；前者指教育者根據(jù)受教育者在大學(xué)英語教學(xué)過程中出現(xiàn)的各種問題及時(shí)提供評(píng)價(jià)信息，這種模式不注重實(shí)際的學(xué)業(yè)成就，旨在通過反饋、糾正與引導(dǎo)等方法不斷提升大學(xué)生英語運(yùn)用的綜合能力；后者指教育者對(duì)受教育者學(xué)習(xí)結(jié)果的一個(gè)診斷評(píng)價(jià)，不注重個(gè)體的學(xué)習(xí)過程，旨在通過一個(gè)高概括性的結(jié)果形成優(yōu)劣對(duì)比并以此服務(wù)于各種教育目的，例如英語分級(jí)與分班、教學(xué)策略的設(shè)計(jì)、教學(xué)規(guī)劃的制定乃至教材的選用等。大學(xué)英語評(píng)估取向是大學(xué)生感知到的教育管理者使用評(píng)估手段的最終目的；當(dāng)感知偏向形成性評(píng)估時(shí)，個(gè)體即持有發(fā)展評(píng)估取向；當(dāng)感知偏向總結(jié)性評(píng)估時(shí)，個(gè)體則持有競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向。

當(dāng)前的中國高校大學(xué)英語教育管理者通常在英語評(píng)估設(shè)計(jì)中采用兩種評(píng)估模式相結(jié)合以綜合判斷大學(xué)生的英語學(xué)習(xí)效果，其關(guān)鍵差異在于兩種模式的結(jié)合比例(李清華、曾用強(qiáng)，2008： 82)。當(dāng)學(xué)習(xí)主體持有競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向時(shí)，教學(xué)評(píng)估作為一種情境刺激會(huì)顯著提升個(gè)體壓力。根據(jù)葉克斯-唐德遜法則，適度的壓力通常有利于個(gè)體發(fā)揮最佳潛能進(jìn)而獲取最佳學(xué)習(xí)效果，過度的壓力則會(huì)使峰值迅速回落(黃海艷，2014： 162)。因此，壓力與成績總是呈現(xiàn)一種倒U型關(guān)系。然而，當(dāng)前的大學(xué)生英語學(xué)習(xí)以自主學(xué)習(xí)為主，課堂教學(xué)為輔，學(xué)習(xí)主體往往難以感知到壓力。葉克斯-唐德遜法則下的峰值在現(xiàn)實(shí)學(xué)習(xí)中很可能只是一個(gè)難以呈現(xiàn)的理想值，而適度的壓力刺激有助于提升個(gè)體的學(xué)習(xí)動(dòng)力，據(jù)此，競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向很可能對(duì)學(xué)業(yè)成就帶來一定的積極影響。

當(dāng)個(gè)體持有發(fā)展評(píng)估取向時(shí)，英語學(xué)習(xí)環(huán)境在個(gè)體看來較為寬松自由，教師與學(xué)生之間是一種信任與合作關(guān)系；受教育者的學(xué)習(xí)目標(biāo)體現(xiàn)于自我提升與長遠(yuǎn)發(fā)展，教育者的教學(xué)目標(biāo)則體現(xiàn)于發(fā)現(xiàn)學(xué)生不足，挖掘潛力，通過一個(gè)循序漸進(jìn)過程實(shí)現(xiàn)大學(xué)生英語運(yùn)用能力的提升。Molm等(2001： 159)的研究證實(shí)，當(dāng)個(gè)人發(fā)展得到組織支持時(shí)，個(gè)體與組織會(huì)形成一種良性的社會(huì)交換關(guān)系，個(gè)體從內(nèi)心滋生一種回饋組織的責(zé)任感，期望通過自身的努力付出與進(jìn)步表達(dá)個(gè)人對(duì)組織的回饋。相對(duì)于競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向，持有發(fā)展評(píng)估取向的個(gè)體在組織中會(huì)以更加開放的信息態(tài)度接收和輸出信息(周小蘭等，2018： 90)，以更加積極的人際交往方式投入學(xué)習(xí)中，這使個(gè)體在英語學(xué)業(yè)成就上很可能具有更加突出的表現(xiàn)。

基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

H1： 大學(xué)英語競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就具有正向預(yù)測(cè)作用；

H2： 大學(xué)英語發(fā)展評(píng)估取向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就具有正向預(yù)測(cè)作用。

2) 成就目標(biāo)導(dǎo)向的中介作用

成就目標(biāo)導(dǎo)向是個(gè)人追求成就的過程中在大腦里形成的一種愿望狀態(tài)(Pekrun et al.， 2009： 115；周小蘭等，2018： 90)，這種狀態(tài)通過認(rèn)知結(jié)構(gòu)的塑造逐漸轉(zhuǎn)化成具有一定穩(wěn)定性的性格特質(zhì)?；诓煌恼J(rèn)知特性，成就目標(biāo)導(dǎo)向具有成績趨近目標(biāo)(Performance Approach Goal)、成績回避目標(biāo)(Performance Avoidance Goal)和掌握目標(biāo)(Mastery Goal)三種導(dǎo)向，這三類性格特質(zhì)對(duì)大學(xué)生英語學(xué)習(xí)中對(duì)外呈現(xiàn)的學(xué)習(xí)態(tài)度和行為具有直接的調(diào)控作用(韋曉保，2014： 12)。然而，成就目標(biāo)導(dǎo)向的穩(wěn)定性是有條件的(高欽等，2010： 201)，當(dāng)外界對(duì)其施加足夠的刺激后，個(gè)體追求成就的愿望狀態(tài)會(huì)受到干擾，進(jìn)而使其原有的動(dòng)機(jī)行為傾向產(chǎn)生變化。

成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向與成績回避目標(biāo)導(dǎo)向在早期被歸納為一類(Elliot & Church， 1988： 5)，即成績目標(biāo)導(dǎo)向(Performance Goal Orientation)，具有較多共性。兩種學(xué)習(xí)主體均持能力固定觀，認(rèn)為能力天生不可變，比較在乎他人對(duì)自身的能力評(píng)價(jià)，在現(xiàn)實(shí)的學(xué)習(xí)行為中本能地從學(xué)習(xí)環(huán)境中選擇社會(huì)比較對(duì)象；前者通過對(duì)比證明自身優(yōu)秀，追求他人好評(píng)；后者則通過對(duì)比證明自身并非最差，回避他人差評(píng)。當(dāng)個(gè)體感知到強(qiáng)烈的大學(xué)英語競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向時(shí)，該模式旨在區(qū)別優(yōu)劣和評(píng)定等級(jí)，這顯然與兩類成績目標(biāo)個(gè)體的價(jià)值觀一致，很可能在一定程度上激發(fā)個(gè)體原本的競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)，對(duì)兩類性格特質(zhì)具有同向預(yù)測(cè)作用。與之形成對(duì)比，掌握目標(biāo)個(gè)體持能力發(fā)展觀，認(rèn)為能力可通過努力不斷提升，以自身過往作為能力參照標(biāo)準(zhǔn)，不在乎外人評(píng)價(jià)。這類人在學(xué)習(xí)中偏好通過人際互動(dòng)模式與他人共同學(xué)習(xí)并不斷突破自我(Lepine， 2005： 1153)，在信息交互中持互惠互利原則(Poortvliet et al.， 2007： 1435)，總體而言屬于“與世無爭(zhēng)的實(shí)力派”。當(dāng)評(píng)估情境強(qiáng)調(diào)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)比時(shí)，這顯然與此類個(gè)體的價(jià)值觀不一致，容易滋生個(gè)人內(nèi)在抗拒感，情境干預(yù)與固有價(jià)值觀所形成的沖突很可能對(duì)個(gè)體原本的性格特質(zhì)帶來反向影響。

不同于競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向，大學(xué)英語發(fā)展評(píng)估取向旨在幫助學(xué)習(xí)主體發(fā)現(xiàn)不足，針對(duì)性地解決學(xué)習(xí)問題，逐步地提升個(gè)體英語綜合運(yùn)用能力。這種情境干預(yù)從本質(zhì)上理解比較人性化，它不支持惡性競(jìng)爭(zhēng)，重視過程學(xué)習(xí)，旨在提升學(xué)習(xí)主體的學(xué)習(xí)能力。Chen(2011： 87)的研究證實(shí)，組織注重個(gè)體發(fā)展時(shí)，個(gè)人的感知程度越強(qiáng)，其相應(yīng)的組織行為越積極。發(fā)展評(píng)估取向從根本上有利于降低大學(xué)英語學(xué)習(xí)環(huán)境的競(jìng)爭(zhēng)氛圍，既能夠有力弱化兩類成績目標(biāo)個(gè)體的內(nèi)在焦慮，又與掌握目標(biāo)個(gè)體固有的價(jià)值觀一致。此類評(píng)估設(shè)計(jì)的出發(fā)點(diǎn)上以人為本，有利于營造更加融洽的二語習(xí)得環(huán)境，促進(jìn)各種動(dòng)機(jī)類型的學(xué)習(xí)主體在大學(xué)英語學(xué)習(xí)過程中的信息交互與信息糾正。

基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

H3： 大學(xué)英語競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向?qū)€(gè)體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(3a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(3b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(3c)分別具有正向、正向與反向預(yù)測(cè)作用；

H4： 大學(xué)英語發(fā)展評(píng)估取向?qū)€(gè)體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(4a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(4b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(4c)具有正向預(yù)測(cè)作用。

成績趨近目標(biāo)個(gè)體在學(xué)習(xí)行為上具有與他人好評(píng)保持一致的動(dòng)機(jī)，這類學(xué)生在二語習(xí)得過程中本能地從周邊尋求優(yōu)秀的參照對(duì)象作為競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手，這使個(gè)體容易滋生妒嫉或仇視等矛盾心理。然而，此類學(xué)習(xí)主體在現(xiàn)實(shí)學(xué)習(xí)中對(duì)高質(zhì)量的知識(shí)點(diǎn)十分敏感(Poortvliet et al.， 2009： 197)，對(duì)自身設(shè)立較高的學(xué)習(xí)標(biāo)準(zhǔn)，懼怕失敗，這些特質(zhì)對(duì)語言學(xué)習(xí)的信息接收與信息糾正過程可能會(huì)產(chǎn)生有限的積極影響。與之形成對(duì)比，成績回避目標(biāo)個(gè)體在外語學(xué)習(xí)上的自我效能感較低(李斑斑、徐錦芬，2014： 59)，偏好關(guān)注可能導(dǎo)致失敗的任務(wù)信息，擅長將失敗歸于外因，在學(xué)習(xí)過程中容易出現(xiàn)分心與努力不足等情況(Pekrun & Elliot， 2009： 115)，這些不良學(xué)習(xí)表現(xiàn)很可能對(duì)英語學(xué)業(yè)成就帶來不良影響。而掌握目標(biāo)個(gè)體偏好挑戰(zhàn)，不懼怕失敗，在外語學(xué)習(xí)中能夠自主調(diào)節(jié)焦慮，具有較強(qiáng)的自我效能感與外語自主學(xué)習(xí)能力(韋曉保，2014： 12)。早期研究證實(shí)(張偉堅(jiān)、袁立新，2004： 21)，不同于兩類成績目標(biāo)個(gè)體的淺加工認(rèn)知策略，掌握目標(biāo)個(gè)體在英語學(xué)習(xí)主要采用深加工認(rèn)知策略，擅長從自身挖掘?qū)W習(xí)失敗的原因。據(jù)此，相對(duì)于成績趨近目標(biāo)個(gè)體，掌握目標(biāo)個(gè)體很可能在英語學(xué)業(yè)成就上具有更加優(yōu)越的表現(xiàn)。

可見，三類成就目標(biāo)個(gè)體在外語學(xué)習(xí)中的態(tài)度、動(dòng)機(jī)、歸因，乃至努力程度和學(xué)習(xí)策略等方面均具有較大差異，在不同的認(rèn)知結(jié)構(gòu)與價(jià)值觀引導(dǎo)下，即便面臨同一情境刺激也會(huì)存在不一樣的感知水平。競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向與發(fā)展評(píng)估取向作為學(xué)習(xí)主體所感知到的英語評(píng)估目的，其感知強(qiáng)度決定了學(xué)習(xí)情境中競(jìng)爭(zhēng)與合作氛圍的強(qiáng)度。這對(duì)個(gè)體組織行為的積極性具有直接影響(Chen et al.， 2011： 87)，在實(shí)際的人際交往中形成不一樣的信息交互模式和信息開放性(周小蘭等，2018： 90)，通過干擾對(duì)個(gè)體原有的成就目標(biāo)導(dǎo)向使學(xué)習(xí)主體追求成就的學(xué)習(xí)行為產(chǎn)生變化，進(jìn)而影響英語學(xué)業(yè)成就的實(shí)現(xiàn)。

基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

H5： 個(gè)體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(H5a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(H5b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(H5c)對(duì)英語學(xué)業(yè)成就分別具有正向、負(fù)向與正向預(yù)測(cè)作用；

H6： 個(gè)體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(H6a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(H6b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(H6c)在大學(xué)英語競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向?qū)W(xué)業(yè)成就的影響中具有中介效應(yīng)；

H7： 個(gè)體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(H7a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(H7b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(H7c)在大學(xué)英語發(fā)展評(píng)估取向?qū)W(xué)業(yè)成就的影響中具有中介效應(yīng)。

綜上，筆者構(gòu)建了本研究的理論模型，如圖1所示，主要由四個(gè)部分構(gòu)成： 第一，大學(xué)英語教學(xué)評(píng)估取向影響大學(xué)生英語學(xué)業(yè)成就的關(guān)系路徑(H1和H2)；第二，大學(xué)英語教學(xué)評(píng)估取向影響個(gè)體成就目標(biāo)導(dǎo)向的關(guān)系路徑(H3和H4)；第三，個(gè)體成就目標(biāo)導(dǎo)向影響英語學(xué)業(yè)成就的關(guān)系路徑(H5)；第四，成就目標(biāo)導(dǎo)向在大學(xué)英語評(píng)估取向?qū)W(xué)業(yè)成就影響中的中介作用路徑(H6和H7)。

圖1. 本研究的理論模型

3. 樣本選取與變量測(cè)度

1) 樣本選取

根據(jù)研究設(shè)計(jì)與研究需求，筆者選擇某985重點(diǎn)大學(xué)2015級(jí)非英語專業(yè)本科生(已經(jīng)過一學(xué)年的大學(xué)綜合英語學(xué)習(xí))作為調(diào)查對(duì)象，當(dāng)前該大學(xué)在形成性評(píng)估與總結(jié)性評(píng)估主要采取二八和三七組合(即兩者的組合比例)。筆者通過本科教研室隨機(jī)選擇兩種評(píng)估組合模式下共計(jì)20名任課教師(涵括15個(gè)文理科學(xué)院)，發(fā)放電子問卷800份，經(jīng)過數(shù)據(jù)篩選，獲取652份有效問卷，有效率為81.5%；性別上，男性占比44.2%，女性為55.8%；專業(yè)上，文科占比41.7%，理工科占比58.3%。

2) 變量測(cè)度

為了確保測(cè)量量表的信效度，本研究所涉及量表主要是在現(xiàn)有量表的基礎(chǔ)上進(jìn)行翻譯、回譯和改編。變量的測(cè)度采取里克特五點(diǎn)量表，其中“1——完全不同意，2——不同意，3——不確定，4——同意，5——完全同意”。本研究采用SPSS20.0進(jìn)行信度檢驗(yàn)與探索性因子分析(EFA)。

大學(xué)英語評(píng)估取向(EAO)。由Cleveland等(1989： 130)和Murphy等(2004： 158)的量表改編，包括競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向(EAO1，4個(gè)題項(xiàng))與發(fā)展評(píng)估取向(EAO2，4個(gè)題項(xiàng))。需要特別指出，基于文獻(xiàn)梳理，當(dāng)前外語研究領(lǐng)域并無可供直接參考的相關(guān)量表，而西方相關(guān)量表主要是基于人力資源管理與心理學(xué)研究而設(shè)計(jì)，有必要根據(jù)研究需求與研究目的進(jìn)行改編，例如： 將“組織的績效考核結(jié)果是判斷員工優(yōu)劣的依據(jù)”改編成“英語考試成績是判斷大學(xué)生英語水平高低的依據(jù)”，“組織的績效考核結(jié)果與員工職位晉升與薪酬水平息息相關(guān)”改編成“英語考試成績與大學(xué)生獲取某方面的獎(jiǎng)勵(lì)息息相關(guān)(例如： 獎(jiǎng)學(xué)金、保研、入黨、轉(zhuǎn)專業(yè)或?qū)ν饨涣鞯?”。通過進(jìn)一步分析，EAO1和EAO2的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.749 和0.858，信度佳。EFA結(jié)果顯示，KMO值為0.832，Bartlette球形檢驗(yàn)在0.001上顯著，主成份分析所抽出的雙因子方差解釋度累計(jì)為63.93%，結(jié)構(gòu)效度良好。

成就目標(biāo)導(dǎo)向(AGO)。主要參考Elliot和Church(1997： 218)與周小蘭等(2017： 134)的測(cè)度量表。由于該量表是基于課堂情境的個(gè)體學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)而開發(fā)，筆者經(jīng)過翻譯后根據(jù)中國人語言文化和習(xí)慣進(jìn)行一定的條款刪除與稍微改編，形成包括成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(AGO1，4個(gè)題項(xiàng))、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(AGO2，4個(gè)題項(xiàng))和掌握目標(biāo)導(dǎo)向(AGO3，5個(gè)題項(xiàng))三個(gè)分量表，Cronbach’s α系數(shù)分別為0.821、0.771和0.887，信度良好。EFA結(jié)果顯示，KMO值為0.843，Bartlette球形檢驗(yàn)在0.001 上顯著，主成份分析所抽出的三因子方差解釋度累計(jì)為67.267%，結(jié)構(gòu)效度理想。

英語學(xué)業(yè)成就(EAA)。類似于筆者調(diào)研的985大學(xué)，當(dāng)前中國高校的大學(xué)英語教育主要采取形成性評(píng)估與總結(jié)性評(píng)估相結(jié)合的模式，因此，大學(xué)生英語期末成績并不能作為學(xué)業(yè)成就的唯一評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)。據(jù)此，該變量的分值是經(jīng)過兩種評(píng)估結(jié)合后核算出的總成績，即學(xué)習(xí)主體在教師進(jìn)行綜合評(píng)估后所獲得的英語學(xué)業(yè)成就，其中“60分以下——較差，60～69分——中等偏下，70～79分——中等，80～89分——中等偏上，90分以上——優(yōu)秀”。

4. 研究結(jié)果

本研究采用統(tǒng)計(jì)工具SPSS20.0首先對(duì)研究變量進(jìn)行皮爾森相關(guān)分析和共線性診斷，以初步判斷變量關(guān)系的整體趨勢(shì)。本研究的目的在于探明大學(xué)英語評(píng)估取向和成就目標(biāo)導(dǎo)向影響學(xué)業(yè)成就的路徑關(guān)系，據(jù)此明確整個(gè)理論建模構(gòu)建的科學(xué)性。層級(jí)回歸方法從理論上比較適用于驗(yàn)證多個(gè)自變量對(duì)因變量的影響研究，同時(shí)能夠有效地篩選和回避控制變量的干擾，因此本研究擬采用層級(jí)回歸方法檢驗(yàn)理論模型的合理性。

1) 相關(guān)分析

如表1所示Gender與EAO2、AGO2和EAA呈顯著相關(guān)，根據(jù)方差分析發(fā)現(xiàn)，男性在三個(gè)變量上的平均值均顯著低于女性；EAO1與EAA的相關(guān)系數(shù)為正，但未達(dá)到顯著，假設(shè)H1被預(yù)測(cè)未通過，EAO2與EAA存在顯著正相關(guān)(P<0.01)，假設(shè)H2初步得到印證；EAO1與AGO1和AGO2呈顯著正相關(guān)(P<0.01)，假設(shè)H3a和H3b初步通過，但EAO1與AGO3的負(fù)相關(guān)并未達(dá)到顯著，假設(shè)H3c未通過；EAO2與AGO1、AGO2和AGO3均呈顯著正相關(guān)(P<0.01)，假設(shè)H4a、H4b和H4c均初步通過；AGO1和AGO3均與EAA存在顯著正相關(guān)(P<0.01)，與AGO2未呈現(xiàn)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H5a和H5c初步得到印證，H5b初步通過。需要指出，相關(guān)系數(shù)只能反映變量關(guān)系的整體趨勢(shì)，這個(gè)結(jié)果可能受到控制變量的干擾。

表1. 變量間的相關(guān)分析(N=652)

注： a. *P<0.05，**P<0.01；b. 筆者在研究中將性別(Gender)和專業(yè)作為控制變量，基于相關(guān)分析，僅Gender被發(fā)現(xiàn)與其他變量的關(guān)系達(dá)到顯著，在此僅呈現(xiàn)Gender的相關(guān)數(shù)據(jù)。

此外，基于相關(guān)系數(shù)，有必要對(duì)EAO兩因子及AGO三因子這兩組預(yù)測(cè)變量的多元共線問題進(jìn)行診斷，以EAA為解釋變量的回歸模型顯示，EAO1(TOL=0.812，VIF=1.232，Eigenvalue=1.425，CI=1.171)和EAO2(TOL=0.805，VIF=1.242，Eigenvalue=0.575，CI=1.843)，AGO1(TOL=0.600，VIF=1.667，Eigenvalue=1.784，CI=1.047)、AGO2(TOL=0.651，VIF=1.536，Eigenvalue=0.823，CI=1.541)和AGO3(TOL=0.880，VIF=1.137，Eigenvalue=0.391，CI=2.236)這兩組預(yù)測(cè)變量均滿足常鑒指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)，且DW值均較接近2，共線性問題并不存在。

2) 直接效應(yīng)分析

首先，EAO對(duì)EAA的直接效應(yīng)診斷。如表2的方程2A所示，EAO1進(jìn)入以EAA為解釋變量的回歸模型后，解釋力顯著增加(β=0.080，△R2=0.006，P<0.05)，然而，當(dāng)EAO1與EAO12同時(shí)進(jìn)入模型時(shí)，EAO12的β值并未達(dá)到顯著且為正數(shù)，這表明假設(shè)H1得到證實(shí)，且EAO1與EAA并非倒U型關(guān)系；方程2B顯示，當(dāng)EAO2進(jìn)入回歸模型后，EAO2 對(duì)EAA的解釋力具有顯著增量作用(β=0.101，△R2=0.01，P<0.01)，且相對(duì)于EAO1，EAO2對(duì)EAA具有更大解釋力，假設(shè)H2通過。

表2. AGO對(duì)CAP-EAA與DAP-EAA的中介回歸分析(N=652)

注： a. *P<0.05，**P<0.01；b. 表中所注為標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)；c. Eed.V.為被解釋變量(Explainded Variables)，E.V.為解釋變量(Explanatory Variables)。

其次，EAO對(duì)AGO的直接效應(yīng)診斷。如表2的方程3A、3B和3C顯示，當(dāng)EAO1分別進(jìn)入以AGO1、AGO2和AGO3為解釋變量的回歸模型后，EAO1對(duì)AGO1和AGO2變異的解釋力具有顯著增量作用(AGO1： β=0.303，△R2=0.091，P<0.01；AGO2： β=0.256，△R2=0.65，P<0.01)，假設(shè)H3a和H3b獲得支持，而EAO1對(duì)AGO3的負(fù)向影響并未達(dá)到顯著，假設(shè)H3c未得到印證。隨后，如方程4A、4B和4C顯示，EAO2對(duì)AGO1、AGO2和AGO3三者變異的解釋力均達(dá)到顯著(AGO1： β=0.284，△R2=0.081，P<0.01；AGO2： β=0.175，△R2=0.030，P<0.01；AGO3： β=0.259，△R2=0.67，P<0.01)，假設(shè)H4a、H4b和H4c獲得支持。

最后，AGO對(duì)EAA的直接效應(yīng)診斷。如表2的方程5A、5B和5C所示，AGO1和AGO3進(jìn)入以EAA為解釋變量的回歸模型后，AGO1與AGO3對(duì)EAA變異的解釋力均達(dá)到顯著(AGO1： β=0.148，△R2=0.022，P<0.01；AGO3： β=0.167，△R2=0.28，P<0.01)，假設(shè)5a和5c得到印證，但AGO2對(duì)EAA的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)并未達(dá)到顯著，AGO2對(duì)EAA的負(fù)向影響未得到印證，假設(shè)H5b未通過。

3) 中介效應(yīng)分析

首先，由于假設(shè)H3c與H5b未通過，其相應(yīng)的路徑關(guān)系不符合進(jìn)一步做中介檢驗(yàn)的條件，據(jù)此，假設(shè)H6b、H6c和H7b默認(rèn)不通過。方程6A顯示，當(dāng)EAO1與AGO1同時(shí)進(jìn)入EAA的回歸模型后，EAO1對(duì)EAA的影響力從方程2A的0.08(P<0.05)下降到0.038(P>0.05)，這表明AGO1在EAO1-EAA關(guān)系中存在完全中介作用，假設(shè)H6a獲得支持；方程6B顯示，當(dāng)EAO2和AGO1同時(shí)進(jìn)入EAA的回歸模型后，EAO2對(duì)EAA的影響力從方程2B的0.101(P<0.001)降到方程6B的0.064(P>0.05)，這表明AGO1在EAO2-EAA關(guān)系中存在完全中介作用，假設(shè)H7a通過；當(dāng)EAO2和AGO3進(jìn)入EAA的回歸模型后，EAO2對(duì)EAA的影響力從方程2B的0.101(P<0.001)降落到方程6C的0.062(P>0.05)，表明AGO3在EAO2-EAA關(guān)系中呈完全中介作用，假設(shè)H7c通過。

5. 結(jié)果與討論

1) 大學(xué)英語評(píng)估取向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就與個(gè)體成就目標(biāo)導(dǎo)向的影響

與預(yù)期一致，競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向與發(fā)展評(píng)估取向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就均存在顯著正向影響，但相對(duì)于前者，后者的影響更大，且競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向與學(xué)業(yè)成就并非倒U型關(guān)系。這表明大學(xué)生的學(xué)業(yè)成就并未達(dá)到峰值，當(dāng)前的英語學(xué)習(xí)壓力仍主要是積極壓力，可根據(jù)葉克斯-唐德遜法則繼續(xù)探索大學(xué)生的壓力閾值與潛力空間。此外，發(fā)展評(píng)估取向?qū)θ惓删湍繕?biāo)導(dǎo)向均存在正向預(yù)測(cè)作用，競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向?qū)Τ煽冓吔繕?biāo)與成績回避目標(biāo)導(dǎo)向的正向影響同樣獲得實(shí)證支持，但其對(duì)掌握目標(biāo)導(dǎo)向的負(fù)向影響未達(dá)到顯著。這充分證實(shí)，發(fā)展評(píng)估取向?qū)Υ髮W(xué)生英語學(xué)習(xí)的積極影響更具有普適性，換言之，各種動(dòng)機(jī)類型的大學(xué)生更偏好形成性評(píng)估模式；競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向的影響卻因人而異，對(duì)于自我學(xué)習(xí)力和自我效能感較強(qiáng)的掌握目標(biāo)個(gè)體要避免采用以競(jìng)爭(zhēng)為主的總結(jié)性評(píng)估模式，但該模式對(duì)本能地以他人為能力參照對(duì)象的兩類成績目標(biāo)個(gè)體卻具有較強(qiáng)的正向激勵(lì)影響。從本質(zhì)上理解，競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估情境所形成的個(gè)體感知與成績目標(biāo)學(xué)生固有的價(jià)值觀一致，即通過社會(huì)比較證明自身能力，這使得競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向直接地刺激了這兩類學(xué)習(xí)主體的內(nèi)在競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)，它對(duì)個(gè)體學(xué)業(yè)成就的正向影響甚至超越發(fā)展評(píng)估取向。

2) 大學(xué)生成就目標(biāo)導(dǎo)向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就的影響

回歸分析顯示，掌握目標(biāo)導(dǎo)向與成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向?qū)Υ髮W(xué)生英語學(xué)業(yè)成就具有顯著正向影響，且相對(duì)于前者，后者的正向作用更大；成績回避目標(biāo)導(dǎo)向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就的負(fù)向影響并未達(dá)到顯著，預(yù)期設(shè)想未得到證實(shí)。成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向是一種十分特別的性格特質(zhì)，它具有雙面特性，它的積極性與消極性共存狀態(tài)在西方學(xué)界一直是爭(zhēng)議焦點(diǎn)(Elliot & Moller， 2003： 339； Poortvliet et al.， 2012： 401)。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，盡管此類性格特質(zhì)被動(dòng)地將自身能力高低的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)依附于他人，但相對(duì)于其他動(dòng)機(jī)類型，此類個(gè)體對(duì)成功具有最強(qiáng)烈的渴望，追求正面評(píng)價(jià)與完美形象的本能使他們?cè)谕庹Z學(xué)業(yè)成就上具有十分突出的表現(xiàn)，然而，此類人卻回避充滿挑戰(zhàn)的目標(biāo)，偏好于自身能力范圍內(nèi)的任務(wù)。有趣地是，成績回避目標(biāo)導(dǎo)向作為比較消極被動(dòng)的性格特質(zhì)并未如預(yù)期設(shè)想那么負(fù)面，盡管它與自卑、欺騙態(tài)度乃至作弊等負(fù)面態(tài)度和行為息息相關(guān)(Poortvliet et al.， 2009： 197； Poortvliet et al.， 2012： 401；周小蘭、張?bào)w勤，2018： 628)，但這類特質(zhì)原本較為消極的影響為何在大學(xué)英語學(xué)習(xí)中被掩蓋，其真正原因可作為今后的研究切入點(diǎn)以進(jìn)一步探索。

3) 大學(xué)生成就目標(biāo)導(dǎo)向的中介效應(yīng)

回歸分析顯示，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向在競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中起到完全中介作用，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向和掌握目標(biāo)導(dǎo)向在發(fā)展評(píng)估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中同樣具有完全中介作用，但成績回避目標(biāo)導(dǎo)向的相關(guān)中介效應(yīng)未得到印證。這表明，大學(xué)英語教育管理者無法借助評(píng)估手段刺激成績回避目標(biāo)個(gè)體，這類學(xué)生的學(xué)業(yè)成就并不受外在評(píng)估情境的干擾；然而，兩類評(píng)估取向均能夠有力提升成績趨近目標(biāo)的英語學(xué)業(yè)成就，對(duì)比之下，僅發(fā)展評(píng)估取向能夠達(dá)到提升掌握目標(biāo)個(gè)體學(xué)業(yè)成就的目的。與預(yù)期一致，不同評(píng)估情境刺激下，成績趨近目標(biāo)與掌握目標(biāo)個(gè)體具有不一樣的學(xué)業(yè)成就表現(xiàn)。成績回避目標(biāo)導(dǎo)向的相關(guān)研究結(jié)果表明，如何采取行之有效的內(nèi)外干預(yù)手段激發(fā)此類個(gè)體的學(xué)習(xí)動(dòng)力是一個(gè)亟待解決的研究問題，探索制約此類型學(xué)習(xí)群體追求學(xué)業(yè)成就的壁壘因素具重要的現(xiàn)實(shí)意義?？傮w而言，外在情境通過內(nèi)在認(rèn)知影響學(xué)業(yè)成就的關(guān)系路徑基本上得到檢驗(yàn)，模型構(gòu)建的合理性也獲得印證，今后可將更多的情境變量和認(rèn)知變量納入研究框架以探索出更多影響外語學(xué)習(xí)的前置變量，使得內(nèi)外動(dòng)因兼顧的研究范式得到可持續(xù)發(fā)展。

6. 結(jié)論、啟示與展望

基于以上研究，筆者得出以下幾個(gè)結(jié)論。第一，相對(duì)于大學(xué)英語競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向，發(fā)展評(píng)估取向?qū)W(xué)業(yè)成就具有更加顯著的正向影響；發(fā)展評(píng)估取向?qū)Τ煽冓吔繕?biāo)導(dǎo)向、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向與掌握目標(biāo)導(dǎo)向均存在正向預(yù)測(cè)作用，競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向?qū)深惓煽兡繕?biāo)導(dǎo)向同樣存在正向影響，對(duì)掌握目標(biāo)導(dǎo)向的負(fù)向影響未達(dá)到顯著。第二，相對(duì)于掌握目標(biāo)導(dǎo)向，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向?qū)Υ髮W(xué)生英語學(xué)業(yè)成就具有更為顯著的正向影響，成績回避目標(biāo)導(dǎo)向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就具有負(fù)向影響并未達(dá)到顯著。第三，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向在競(jìng)爭(zhēng)評(píng)估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中起到完全中介作用，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向和掌握目標(biāo)導(dǎo)向在發(fā)展評(píng)估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中同樣具有完全中介作用，但成績回避目標(biāo)導(dǎo)向的相關(guān)中介效應(yīng)并未存在。

根據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，筆者對(duì)大學(xué)英語教學(xué)管理實(shí)踐提出以下幾點(diǎn)建議。第一，與傳統(tǒng)評(píng)估模式不同，現(xiàn)實(shí)的大學(xué)英語評(píng)估設(shè)計(jì)上應(yīng)試點(diǎn)配比反轉(zhuǎn)，即以形成性評(píng)估為主，總結(jié)性評(píng)估為輔；這種以發(fā)展學(xué)生語言能力為主要目的的評(píng)估模式能夠使個(gè)體將注意力聚焦于語言學(xué)習(xí)的不足上，專注于學(xué)習(xí)問題而非學(xué)習(xí)結(jié)果，而總結(jié)性評(píng)估的輔助配比則有利于保持以社會(huì)比較對(duì)象為能力參標(biāo)個(gè)體的學(xué)習(xí)動(dòng)力。第二，在教學(xué)過程中而非期末考試中加入競(jìng)爭(zhēng)環(huán)節(jié)，例如在課堂設(shè)計(jì)與活動(dòng)布置等語言學(xué)習(xí)情境中以個(gè)人、性別或者團(tuán)隊(duì)等為單位進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)，通過優(yōu)劣對(duì)比激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)積極性；基于遵循葉克斯-唐德遜法則適度提升大學(xué)生的英語學(xué)習(xí)壓力以靠近積極壓力的峰值，這能夠顯著優(yōu)化個(gè)體的英語學(xué)業(yè)成就。第三，在大學(xué)英語教學(xué)管理上，可試點(diǎn)按學(xué)習(xí)主體動(dòng)機(jī)類型進(jìn)行分班，根據(jù)個(gè)性差異進(jìn)行區(qū)別管理；對(duì)于掌握目標(biāo)個(gè)體，教師應(yīng)引導(dǎo)學(xué)生樹立挑戰(zhàn)性目標(biāo)，對(duì)此類學(xué)生采取適當(dāng)放權(quán)與信任管理；對(duì)于成績趨近目標(biāo)個(gè)體，教師應(yīng)根據(jù)它的雙面特質(zhì)設(shè)置個(gè)人能力范圍內(nèi)的學(xué)習(xí)目標(biāo)，在學(xué)習(xí)環(huán)境中引導(dǎo)個(gè)體樹立一個(gè)合理的社會(huì)比較對(duì)象以避免嫉妒和逃避等情緒滋生，對(duì)此類學(xué)生進(jìn)行鼓勵(lì)與監(jiān)督管理；對(duì)于成績回避目標(biāo)個(gè)體，應(yīng)在情感上投入更多的關(guān)注與關(guān)心，加強(qiáng)溝通以探究他們的學(xué)習(xí)障礙，利用此類學(xué)生“懼怕成為最差”這一特質(zhì)，有意識(shí)地將個(gè)體置入優(yōu)秀的學(xué)習(xí)群體以激發(fā)其潛在的學(xué)習(xí)力。

本研究基于實(shí)證明確了大學(xué)英語評(píng)估模式可以通過個(gè)體成就目標(biāo)導(dǎo)向有效地干預(yù)大學(xué)生英語學(xué)業(yè)成就，且影響顯著，但研究所采用的評(píng)估取向量表主要來源于西方管理學(xué)領(lǐng)域。測(cè)度量表雖然通過信效度的雙重檢驗(yàn)，但其作為一個(gè)全新引入的測(cè)度量表，在外語學(xué)界是否具有較大的推廣性還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。未來的研究可擴(kuò)大樣本容量，將更多區(qū)域以及實(shí)施不同教學(xué)評(píng)估模式的大學(xué)納入研究范圍，將更多的中間變量納入評(píng)估手段影響學(xué)業(yè)成就的研究框架，以保障研究結(jié)論的普適性和研究脈絡(luò)的可拓展性。