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

隨著學校體育改革的不斷深入和“陽光體育”的不斷開展，中學生體育學習態(tài)度有了明顯改善，學習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、學科背景以及教育觀念等的影響，學校體育的實際地位依然不高［10］，學生運動參與與預期仍有較大差距，全國僅有22.7%的漢族中小學生平均每天體育鍛煉1h以上［7］。周登嵩教授指出，第8 次課改強調的是“以生為本”，是“樹人”而不是“造器”［12］。換言之，新課標“以學生發(fā)展為中心”的課程理念要求體育教學應該充分激發(fā)學生的學習動機，發(fā)揮學生的主體作用。學習動機不僅是有效教學不可或缺的重要因素，也是確保學生參與學習活動的重要條件。但在我國，對學生在體育學習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準感到無所適從的原因，也制約了學校體育功能在實踐中的生成。為了發(fā)展體育學習理論和加強教學實踐，探索學生體育學習中的動機特征及其影響體育學習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進行的內在動力［13］。當前，成就目標理論是研究動機的主要理論框架［15］。成就目標是指個體與能力相關的成就行為的目標［22］。二因素模型根據個體界定能力的方法甄別出兩個不同的目標定向：掌握目標和成績目標。持掌握目標的個體根據絕對標準（是否理解和掌握任務）或個人標準（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，關注發(fā)展能力和完成任務；持成績目標的個體使用常模標準（贏或勝過其他人）界定能力，關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構中不可或缺的維度［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—成績目標中，提出了三因素成就目標模型。在三因素模型中，掌握目標保持不變，將成績目標分成趨近和回避兩個維度：成績趨近目標關注獲得積極的能力判斷，成績回避目標關注避免消極的能力判斷［16］。目前，三因素模型已經廣泛用于競技體育和體育教育領域的研究中。事實上，但目前為止，在學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—成績目標與趨近—回避傾向，Elliot等提出了成就目標2×2 模型，即將成就目標分為掌握趨近目標，成績趨近目標，掌握回避目標和成績回避目標等4個維度。持掌握趨近目標的個體根據絕對或個人標準界定能力，具有積極的能力價效；持掌握回避目標的個體根據絕對或個人標準界定能力，具有消極的能力價效；持成績趨近目標的個體根據常模標準定義能力，具有積極的能力價效；持成績回避目標的個體根據常模標準定義能力，具有消極的能力價效［17］。由于4個成就目標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［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)于三因素結構［5，17，20，21］。雖然國外已在學校體育領域中對該模型進行了一系列探索，但總的來說，在學校體育領域中，目標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 模型探索學校體育中學生動機的研究。

為探索學生努力獲得具體學習結果背后的目的，即行為的原因，進而促進和引導學生的體育學習，本研究擬對成就目標2×2模型在我國中學學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生成就目標的群組特征及其與體育學習行為的關系進一步驗證模型的效度。通過研究，旨在提供理解中學生體育學習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提供依據。

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名中學生為調查對象。調查共發(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“學校體育成就目標問卷”（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”。結果1 位專家勾選了“6”，2位專家認為，英漢對譯完全相符并提出了寶貴的意見。根據專家的意見和預調查的結果對問卷進行了進一步修飾，最后完成漢語版的《2×2 成就目標問卷—學校體育版》，量表包括2個分量表：

2×2成就目標問卷共12個條目，包括4個分量表，分別為掌握趨近目標、成績趨近目標、掌握回避目標和成績回避目標（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構，但可以合成一個因素，累積方差貢獻率為60.82%，因子負荷最小的為0.74，克朗巴哈α系數為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 數據分析

首先，在項目分析的基礎上計算數據的克朗巴哈α系數和折半信度系數以檢驗成就目標問卷中各分問卷的內部一致性；其次，運用驗證性因素分析檢驗模型的結構效度。本文選擇NFI、TLI、CFI，以及RMSEA 等指數衡量模型的擬合度；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生成就目標的群組特征，并用方差分析檢驗成就目標群組特征與體育學習中的堅持性和努力程度之間的關系。

3 研究結果

3.1 各變量基本情況及信度分析

將被試在每個目標結構中各條目的得分進行平均，求得4個成就目標定向的指數。掌握趨近目標、成績趨近目標、掌握回避目標和成績回避目標的均值分別為：5.39、4.51、4.78和4.60，標準差在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%，各因子之間的相關系數從0.416到0.512（表2）。

克朗巴哈（Cronbach）α 系數是主要的內部一致性系數。折半（Split－h(huán)alf）信度系數可用來分析兩部分量表間是否存在共性［11］。一般認為，如果信度系數在0.70～0.80之間，表示問卷的內在信度相當好，在0.8～0.9 之間，表示問卷的內在信度非常好［8］。結果顯示，掌握趨近目標、成績趨近目標、掌握回避目標和成績回避目標等4 個分量表的α系數分別為0.892，0.873，0.866 和0.808（表1）。4 個目標的α系數都大于0.80。結果說明，成就目標2×2模型有較理想的內部一致性。折半信度分析顯示，兩部分量表總分的相關程度高（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。兩部分的信度系數分別為0.79 和0.82，說明它們內部各自的可靠性比較理想。

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

3.2 驗證性因素分析

研究使用AMOS20.0 檢驗模型的結構效度以及模型與實際數據的適配度。結果顯示，12 個測量指標的測量誤差值均為正數且達到0.05 顯著水平，每個參數的標準誤數值均很小，所有參數的t值都大于2.58，顯著性概率值都小于0.01，表示所有回歸系數都顯著不等于0。12個條目的因素負荷量值介于0.737至0.878 之間，表示各條目能有效反映其所要測得的構念特質。平均變異量抽取值是一種收斂效度指標，一般的判別標準是該值要大于0.50，其數值越大，各測量指標越能有效反映其共同因素構念的特質［9］。研究顯示，4 個目標的平均變異量抽取值在0.585至0.734之間，均高于0.50的標準，表示各條目能有效反映其所代表目標的潛在特質。信度系數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，表示模型的內在質量良好。組合信度也稱建構信度，既是檢驗潛在變量的信度指標，也是判別模型內在質量的準則之一，若該值大于0.60，表示模型的內在質量理想［9］。研究顯示，各條目的信度系數在0.543至0.771之間，均大于0.5，4個目標的組合信度在0.809 至0.892 之間，均大于0.60，說明模型的內在質量理想（表3）。

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

研究使用卡方自由度比（χ2／df）、基準線比較估計量（NFI，TLI，CEI）、基準簡約指標值（PCFI）、漸進殘差均方和平方根（RMSEA）等指標評價模型的數據適配度。通?？ǚ阶杂啥缺仍叫。硎炯僭O模型的協(xié)方差矩陣與觀察數據越適配，該值越大表示模型的適配度越差，一般判別標準是當其值大于3（較寬松的規(guī)定值是5）時，表示模型適配度不佳?；鶞示€比較估計量（NFI，TLI，CEI）的一般標準是大于0.90，但也有學者認為，在大樣本的情況下，它們的值最好接近0.95?；鶞屎喖s指標值（PCFI）判別標準是該值應大于0.50。漸進殘差均方和平方根（RMSEA）判別標準一般為，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，符合較寬松的標準。NFI＝0.961，TLI＝0.957，CEI＝0.968，均大于0.95，說明模型與觀察數據的整體適配度佳，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）。結果表明，2×2 模型具有可接受的數據適配度。

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

3.3 問卷穩(wěn)定性檢驗

穩(wěn)定性是指研究結果在同一人群不同樣本間的可復制性，也是衡量問卷的心理測量性關鍵指標［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據進行分析，產生兩個回歸方程，并通過第2（1）個樣本數據來檢驗第1（2）個方程的預測結果，以推斷問卷的穩(wěn)定性。本研究根據地區(qū)差異將數據分成兩組：樣本1（由安徽省北方中學生組成）和樣本2（由安徽省南方中學生組成）。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（cjqj）、掌握趨近目標（zwqj）、成績回避目標（cjhb）和掌握回避目標（zwhb）與堅持性和努力程度（nlhjc）之間關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）的回歸方程預測樣本2（1）的堅持性和努力程度，并將預測結果和樣本2（1）本身的堅持性和努力程度值進行相關分析和配對樣本的非參數檢驗，以確定預測值與樣本觀察值的分布是否有顯著差異。結果顯示，二者之間的相關系數為0.652（0.649），P均接近0，說明觀測值和預測值顯著相關；符號檢驗結果為，235（208）個個案預測值小于樣本觀測值，197（226）個個案預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 中學生成就目標群組特征分析

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生在體育學習中是否存在同質的成就目標組。如果有，各組學生體育學習行為是否存在差異。首先，采用Z 分數對所有的變量進行標準化處理。然后，運用SPSS 20.0對數據進行聚類分析。分析中選擇離差平方和（Ward’s method）法使組內差異達到最小，避免在其他方法中發(fā)現的“長鏈”問題。最后，通過凝聚狀態(tài)表，結合數據結果的實際意義，產生4類成就目標組（圖1）。類1 的特征是4個成就目標的均值都較低，Z 值在－0.5 到－1 之間，因此，將該組命名為“低成就目標組”。該組包括272名學生，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的均值較高，Z值均大于0.5，成績趨近目標的均值中等，Z值稍小于0，成績回避目標的均值較低，Z值在－1到－1.5之間，因此，將該組命名為“掌握目標組”。該組包括63 名學生，男生占47.6%；類3 的特征是4個成就目標都具有中等的均值，成績趨近、掌握趨近和成績回避目標的Z值稍大于0，掌握回避目標的Z 值稍小于0，因此，將該組命名為“中成就目標組”。該類包括280名學生，男生占47.8%，有4 個性別未知。類4 的特征是4個成就目標的均值都較高，4 個成就目標的Z 值均在0.5到1之間，因此，將該組命名為“高成就目標組”。該組包括251名學生，男生占40.6%（表5）。

圖1 本研究層次聚類分析產生的4類成就目標特征曲線圖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?。?］。堅持性是指在學習中遇到困難時的持續(xù)投入，努力程度是指學習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，采用單因素方差分析（ANOVA）探索各成就目標組的學生在體育學習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，檢驗結果不能滿足方差同質性假設。因此，選用Tamhane’s T2法進行事后比較［8］。方差分析結果表明，堅持性和努力程度存在顯著的組別主效應（F＝66.86，P＜0.01）。事后比較顯示，就堅持性和努力程度而言，高成就目標組＞中成就目標組＞掌握目標組＞低成就目標組。4個成就目標間的兩兩比較都表現出顯著性差異。結果說明，高掌握目標結合高成績目標與高堅持性和努力程度顯著相關。

表5 本研究聚類分析產生的4類成就目標組的描述統(tǒng)計結果一覽表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成就目標的心理測量性

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

信度分析顯示，2×2模型在中國學校體育背景中具有良好的內部一致性和可靠性。驗證性分析顯示，各條目能有效反映其所要測得的構念特質，模型的內在質量理想，但卡方自由度之比（χ2／df＝4.988）僅符合較寬松的標準。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值，進行綜合判斷［9］。分析顯示，基準線比較估計量（NFI，TLI，CEI）和基準簡約指標值（PCFI）等適配度指標均符合統(tǒng)計學標準，漸進殘差均方和平方根（RMSEA）在0.05至0.08之間，符合普通適配的標準。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?？偟膩碚f，2×2 模型基本適配度良好，內在質量理想，各分量表均具有良好的收斂效度，各指標變量能有效反映其要測得的構念特質。中文版的2×2 成就目標問卷具有良好的心理測量性。然而，本研究結果顯示，4個目標之間均存在積極相關，相關系數在0.416～0.512之間，明顯大于Elliot 等在教育領域中的研究結果［17］。但該結果與美國和新加坡學校體育領域的研究結果相似。在美國的研究發(fā)現，中學生的4 個目標之間均具有積極的相關，相關系數在0.357～0.514 之間［19］，在 新加坡的研究結果顯示，中學生的4 個成就目標之間也均具有積極的相關關系，相關系數在0.24～0.65 之間［21］。這可能與學科的性質和學生的年級等有關。需要更多的研究進一步探索各成就目標均存在積極相關的原因。

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

4.2 中學生成就目標群組特征及其與堅持性和努力程度的關系

聚類分析產生了4 個同質的類。根據各類的特征分別將它們命名為掌握目標組、低成就目標組、中成就目標組、高成就目標組。其中，掌握目標組僅有63 名學生，占調查總人數的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準，也造成了片面應試等弊端。在這種情況下，成績成為衡量學生學業(yè)成就的惟一指標，考試成為提高學生成績的重要手段，這可能是導致我國中學生掌握目標組人數少的重要原因。

方差分析顯示，高成就目標組的學生在體育學習中具有最大程度的堅持性和努力程度，低成就目標組的學生具有最小程度的堅持性和努力程度，中成就目標組學生的堅持性和努力程度介于前兩組之間。這一結果與新加坡學校體育中的研究結果一致。在新加坡的研究顯示，高成就目標組4個目標均具有較高的分數，聯系著一系列最積極的動機特征，該組學生在學校體育活動中具有最高的努力程度；低成就目標組4 個成就目標分數都低，聯系著一系列適應性最低的特征，該組學生在體育學習中具有最低的努力程度［21］。結果進一步證明，掌握－成績與趨近－回避傾向是動機不可或缺的兩個維度，在學校體育中，高掌握目標結合高成績目標具有最優(yōu)的動機特征。但與新加坡的研究結果不同的是，在我們的研究中，掌握目標組的學生的堅持性和努力程度僅高于低成就目標組，而在新加坡的研究發(fā)現，高成就目標和掌握目標組相似，都具有最積極的動機方式。這種現象可能與體育教師的教學觀念和態(tài)度有關。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，在教學中過于強調技術的規(guī)范性和學生在學習過程中承受的生理負荷，運動成績成為衡量體育學習效果的重要指標。但他們忽視新課程標準面向全體學生培養(yǎng)體育興趣和養(yǎng)成體育習慣的目標。由于學生身體素質的差異較大，對大部分學生來說，這類教學缺乏可達成的學習目標；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，一些教師的教學積極性嚴重受挫。在他們教學中，學生往往缺乏清晰具體的學習目標，體育課堂成為嬉戲玩耍的場所。缺乏清晰、具體、可達成的學習目標，既可能是掌握目標組學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組的學生人數較多，且聯系著最低程度的堅持性和努力程度的原因之一。

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

5 結論

1.成就目標2×2 模型具有較理想的內部一致性信度、結構效度和穩(wěn)定性，模型和數據之間具有可接受的適配度，模型在調查中產生了有效的分數，表明該模型具有較好的心理測量性，適用于中學生體育學習中的動機研究。

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

［1］陳愛國，許克云，殷恒嬋，等.體育學習中成就目標定向與多維學習動機的關系研究［J］.天津體育學院學報，2010，25（3）：214－217.

［2］郭德俊.動機心理學：理論與實踐［M］.北京：人民教育出版社，2005.

［3］韓飛.考90分竟然是全班倒數第五 媽媽糾結“要不要打”［N］.揚子晚報，2012－10－10.

［4］季瀏，汪曉贊，湯利軍.我國新一輪基礎教育體育課程改革10年回顧［J］.上海體育學院學報，2011，35（2）：77－81.

［5］劉惠軍.成就目標定向對工作記憶廣度和控制性提取影響的研究［D］.北京：首都師范大學，2003.

［6］劉海燕，鄧淑紅，郭德俊.成就目標的一種新分類——四分法［J］.心理科學進展，2003，（3）：310－314.

［7］宋逸，張芯，楊士保，等.2010年全國漢族中小學生體育鍛煉行為現狀及原因分析［J］.北京大學學報（醫(yī)學版），2012，（3）：347－354.

［8］吳明隆.問卷統(tǒng)計分析實務——SPSS操作與應用［M］.重慶：重慶大學出版社，2010.

［9］吳明隆.結構方程模型——AMOS的操作與應用［M］.重慶：重慶大學出版社，2010.

［10］許良.新時期我國學校體育發(fā)展現狀思考［J］.體育文化導刊，2012，（1）：96－99.

［11］薛薇.SPSS 統(tǒng)計方法及應用［M］.北京：電子工業(yè)出版社，2004.

［12］周登嵩.學校體育熱點50 問［M］.北京：高等教育出版社，2009.

［13］祖晶.心理學基礎［M］.北京：教育科學出版社，2008.

［14］鄭若玲，陳為峰.大規(guī)模高利害考試之負面后效——以科舉、高考為例［J］.華中師范大學學報（人文社會科學版），2013，（1）：147－154.

［15］CHEN A.A theoretical conceptualization for motivation research in physical education：an integrated perspective［J］.Qust，2001，53：35－58.

［16］ELLIOT A J，CHURCH M A.A hierarchical model of approach and avoidance achievement motivation［J］.J Person Social Psychol，1997，72（1）：218－232.

［17］ELLIOT A J，MCGREGOR H A.A 2x2achievement goal framework［J］.J Personality Soc Psychol，2001，80（3）：501－519.

［18］ELLIOT A J，SEDIKIDES C，MURAYAMA K，etal.Cross－cultural generality and specificity in self－regulation avoidance personal goals and multiple aspects of well－being in the united states and japan［J］.Emotion，2012，5：1031－1040.

［19］GUAN J.Achievement goals，social goals and students’reported persistence and effort in high school physical education［J］.J Teach Physic Edu，2006，25：58－74.

［20］GUAN J.Cchievement Goals Among High School Students in Physical Education［D］.Texas A ＆ M University，2004.

［21］JOHN WANG C K，BIDDLE S J H，ELLIOT A J.The 2×2achievement goal framework in a physical education context［J］.Psychol Sport Exe，2007，8（2）：147－168.

［22］MIDGLEY C，KAPLAN A，MIDDLETON M，etal.The Development and Validation of Scales Assessing Students＇Achievement Goal Orientations［J］.Contemporary Edu Psychol，1998，23（2）：113－131.

［23］ZIMMERMAN B J，RISEMBERG R.Self－regulatory dimensions of academic learning and motivation［M］.Handbook of academic learning，New York：Academic Press，1997.