吳佳檜 傅海倫

摘 ?要??成就目標(biāo)定向是影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績的重要因素， 諸多研究探討了成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的內(nèi)在聯(lián)系， 但二者之間相關(guān)性的大小、中介和調(diào)節(jié)機(jī)制仍存有爭議。因此當(dāng)前研究采用元分析方法檢驗(yàn)效應(yīng)量的可靠性、自我效能感和學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)以及一系列調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究共納入符合要求的原始文獻(xiàn)67篇， 含206個效應(yīng)量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）掌握接近目標(biāo)和表現(xiàn)接近目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績呈顯著正相關(guān)， 而掌握回避目標(biāo)和表現(xiàn)回避目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績呈顯著負(fù)相關(guān)， 且各指標(biāo)與學(xué)業(yè)成績存在穩(wěn)健的弱相關(guān)。（2）成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系受到年齡階段、測量工具的影響， 不受性別比例、成績類型的調(diào)節(jié)。（3）自我效能感和學(xué)習(xí)投入在成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績影響中發(fā)揮著中介作用， 但學(xué)習(xí)投入的中介作用只存在于中學(xué)組， 在大學(xué)組學(xué)習(xí)投入的中介作用不顯著。

關(guān)鍵詞??成就目標(biāo)定向， 自我效能感， 學(xué)習(xí)投入， 學(xué)業(yè)成績， 元分析

分類號??B849： G44

1??引言

黨的十九屆五中全會指出， “十四五”時期我國教育發(fā)展的主要任務(wù)是建設(shè)高質(zhì)量教育體系， 全面提升教育質(zhì)量。在現(xiàn)行的教育體制下， 學(xué)業(yè)成績被視為教育質(zhì)量的重要組成部分， 可以定量評估國家的育人成效， 提升學(xué)業(yè)成績已然成為社會各界普遍關(guān)注的焦點(diǎn)論域。社會認(rèn)知理論指出個體的學(xué)業(yè)成績受到內(nèi)部個體因素和外部環(huán)境因素的綜合驅(qū)動（Lee & Shute， 2010）， 其中個體因素總體上可分為智力因素和非智力因素， 在所有的非智力因素中， 動機(jī)是最為核心的一個要素（姜怡，?2022）。而成就目標(biāo)定向是教育情境中廣泛關(guān)注的動機(jī)變量（Urdan & Schoenfelder， 2006）， 主要是通

過動態(tài)的心理過程將目標(biāo)對學(xué)業(yè)成績的影響完整地表達(dá)出來， 影響著學(xué)生的學(xué)業(yè)成績變化和學(xué)業(yè)目標(biāo)的達(dá)成（Bardach et al.， 2020）。積極的成就目標(biāo)定向有助于學(xué)生建構(gòu)積極的學(xué)業(yè)傾向， 高質(zhì)量地投入到學(xué)習(xí)活動中， 促進(jìn)學(xué)生發(fā)展和學(xué)業(yè)質(zhì)量的提升。

近年來， 國內(nèi)外學(xué)者基于成就動機(jī)理論對成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究， 主要就成就目標(biāo)定向及其分指標(biāo)掌握接近目標(biāo)、掌握回避目標(biāo)、表現(xiàn)接近目標(biāo)和表現(xiàn)回避目標(biāo)等多個維度展開探討。此外， 隨著發(fā)展心理學(xué)的進(jìn)一步推進(jìn)， 當(dāng)前學(xué)術(shù)界越發(fā)關(guān)注成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績中介機(jī)制的考量， 涵蓋學(xué)業(yè)自我概念（Albert & Dahling， 2016）、焦慮（M?cklinghoff et?al.， 2023）等變量， 梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)研究多集中于探討非智力因素層面的自我效能感（Curelaru et al.，?2020; Hunsu et al.， 2023; Lu et al.， 2022; Ollfors & Andersson， 2022）和學(xué)習(xí)投入（Antaramian， 2017， Guo & Leung， 2021; Luo & Luo， 2022; Wang et al.，

2023）對學(xué)業(yè)成績的影響。自我效能感指個體對實(shí)現(xiàn)既定目標(biāo)所需能力的信念感知（Bandura， 1977）， 決定著個體投入努力的程度以及克服困難的毅力，?是影響學(xué)生學(xué)習(xí)投入和提高學(xué)生學(xué)業(yè)成績的關(guān)鍵因素。學(xué)習(xí)投入指個體為參與有教育目的的活動所付出的時間和努力（Kahu， 2013）， 不僅是衡量學(xué)生學(xué)習(xí)能力的重要尺度， 也是預(yù)測學(xué)生學(xué)業(yè)成績的重要近端因素。然而， 聚焦成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績關(guān)聯(lián)強(qiáng)度的研究結(jié)果并未統(tǒng)一（Luo et al.， 2013; Omer Shehzad， 2019）， 二者受哪些調(diào)節(jié)因素的影響以及中介因素的影響程度也懸而未決（?akir & Gazioglu， 2021; Karlen et al.， 2019; Wilby， 2022; Wirthwein et al.， 2013）。為此， 本研究基于Elliot和McGregor （2001）對成就目標(biāo)定向的分類， 并結(jié)合成就目標(biāo)定向理論、期望價值理論和自我效能理論， 采用元分析的方法探究已有研究存在的一致性和差異性， 由此綜合報告成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的相關(guān)程度， 并重點(diǎn)探討自我效能感和學(xué)習(xí)投入對二者的獨(dú)立和鏈?zhǔn)接绊懸约皾撛诘恼{(diào)節(jié)因素， 為教育環(huán)境與學(xué)生發(fā)展關(guān)系的思考提供依據(jù)和新的視角。

2??理論與假設(shè)

2.1??成就目標(biāo)定向概念與測量

早期研究根據(jù)行為的目的、行為的指向和行為的原因?qū)⒊删湍繕?biāo)定向劃分為個人觀、情境觀和聯(lián)合觀三種取向（陳松， 2011）。個人觀和情境觀將成就目標(biāo)定向嚴(yán)格限定為由行為導(dǎo)致的結(jié)果狀態(tài)（Ames， 1992; Elliot & Thrash， 2001）， 摒棄了成就目標(biāo)定向結(jié)構(gòu)中的現(xiàn)象主義， 無法映射真實(shí)世界中的目標(biāo)追求; 而聯(lián)合觀認(rèn)為成就目標(biāo)定向既包含個體在成就情境中發(fā)出行為的原因， 也涵蓋成就情境中行為要實(shí)現(xiàn)的目標(biāo)和結(jié)果（Kaplan & Maehr， 2006）。關(guān)于成就目標(biāo)定向， 雖然有不同的表述和理解， 但國內(nèi)外普遍認(rèn)可的是聯(lián)合觀（Alhadabi & Karpinski， 2020）。早期研究將成就目標(biāo)定向劃分為二因素結(jié)構(gòu)， 該結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)的是兩種界定取向：（1）社會認(rèn)知視角。Dweck和Leggett （1988）將成就目標(biāo)定向界定為個體在特定環(huán)境下的行為目標(biāo)， 并將其分解為學(xué)習(xí)目標(biāo)（以提升自身能力為目標(biāo)）和表現(xiàn)目標(biāo)（以獲得他人積極評價為目標(biāo)） （朱麗雅， 2012）。（2）能力發(fā)展視角。Nicholls （1984）從認(rèn)知發(fā)展的視角將成就目標(biāo)定向界定為學(xué)生成就達(dá)成過程中與能力相關(guān)的具體目標(biāo)， 并將其分解為任務(wù)卷入目標(biāo)（以掌握新知識為目標(biāo)）和自我卷入目標(biāo)（以證明自身能力為目標(biāo)） （秦紅芳， 2015）。隨著學(xué)生適應(yīng)性心理特征的凸顯， Elliot和Haraekiewicz （1996）以及Elliot和McGregor （2001）將回避定向放入成就目標(biāo)定向的理論建構(gòu)中， 將成就目標(biāo)定向界定為學(xué)生在取得成就方面接近、參與和評價學(xué)業(yè)進(jìn)展的總體傾向性， 分別提出了掌握目標(biāo)（以提升自身能力和掌握新知識為目標(biāo)， 下同掌握接近目標(biāo)）、表現(xiàn)接近目標(biāo)（以證明自身能力和獲得他人積極評價為目標(biāo)）和表現(xiàn)回避目標(biāo)（以避免顯得能力不足和由此引發(fā)的他人消極評價為目標(biāo)）的三因素結(jié)構(gòu)（王嘉瑩?等， 2022）， 以及掌握接近目標(biāo)、掌握回避目標(biāo)（以避免無法勝任和不能理解的任務(wù)為目標(biāo)）、表現(xiàn)接近目標(biāo)和表現(xiàn)回避目標(biāo)的四因素結(jié)構(gòu)（Magni et al.， 2021）。

目前成就目標(biāo)定向并沒有相對統(tǒng)一的測量工具， 研究者傾向于采用基于成就目標(biāo)定向結(jié)構(gòu)框架衍生出的一系列代表性問卷， 或是在此基礎(chǔ)上根據(jù)研究目的參照自編。代表性測量工具包括：基于單因素的《單一項目量表》（Dweck， 1986）; 基于二因素的《成就目標(biāo)定向量表》（Ames， 1992）、《動機(jī)定向量表》（Nicholls， 1984）、《工作目標(biāo)定向量表》（VandeWalle & Cummings， 1997）和《目標(biāo)定向調(diào)查問卷》（Button et al.， 1996）; 基于三因素的《成就目標(biāo)問卷》（Elliot & Church， 1997）和《適應(yīng)性學(xué)習(xí)行為量表》（Midgley et al.， 1998）; 基于四因素的《成就目標(biāo)問卷》（Elliot & McGregor， 2001）和《成就目標(biāo)問卷修訂版》（Elliot & Murayama， 2008）。雖然評估方法多樣， 但現(xiàn)如今國內(nèi)外實(shí)證研究中較為盛行的是四因素結(jié)構(gòu)模型（劉在花， 2022; 劉志國?等， 2023; J?rgensen Olsen & Mehus， 2022; Sajedifard & Sajedifard， 2022）， 因此本研究亦借用此結(jié)構(gòu)分析成就目標(biāo)定向并構(gòu)建效應(yīng)量提取框架。

2.2學(xué)業(yè)成績概念與測量

學(xué)業(yè)成績指學(xué)生通過階段性學(xué)習(xí)后所獲得的學(xué)習(xí)效果， 由于概念本身具有的復(fù)雜性和動態(tài)性， 使得學(xué)術(shù)界對學(xué)業(yè)成績概念的界定并未取得共識， 盡管不同學(xué)者持有不同的判斷標(biāo)準(zhǔn)， 但整體上將學(xué)業(yè)成績這個無定形的概念劃分成以知識為中心、以技能和能力為中心、以分?jǐn)?shù)和成就為中心、以職業(yè)為中心和以意向和堅持為中心這5種不同的流派（Kumar et al.， 2021）。由于分?jǐn)?shù)和成就呈現(xiàn)出客觀性、可量化性和可比較性的特點(diǎn)， 使其成為實(shí)證研究中學(xué)業(yè)成績評價的最主要部分。該流派將學(xué)業(yè)成績定義為學(xué)生在完成學(xué)校各項任務(wù)， 特別是課程學(xué)習(xí)時取得的成就等級， 是對學(xué)生在一定時期內(nèi)表現(xiàn)出來的明顯行為進(jìn)行的量化。即學(xué)生通過課堂測試、課程作業(yè)以及期中和期末考試等各種評估獲得的分?jǐn)?shù)（Yusuf et al.， 2016）， 可以是所有科目的平均成績， 也可以是某個特定科目的成績。學(xué)業(yè)成績的評定方式主要有兩種， 分別為課程測驗(yàn)（為全面考查學(xué)生知識掌握情況、解題技巧開展的考試和測驗(yàn)， 如單學(xué)科期中、期末成績或多學(xué)科成績平均值）和標(biāo)準(zhǔn)化測驗(yàn)（為深度探析學(xué)生各項能力而組織開展的大規(guī)模學(xué)業(yè)成績調(diào)查， 如由OECD開展的PISA項目和IEA開展的TIMSS項目） （Lee & Stankov， 2018）。

2.3成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系

成就目標(biāo)定向是學(xué)習(xí)者目標(biāo)達(dá)成的重要動力來源， 通過影響個體與學(xué)業(yè)相關(guān)的認(rèn)知、情感和動機(jī)過程進(jìn)而影響其學(xué)業(yè)成績（陳陳， 2023; Elliot & Murayama， 2008）?？疾斐删湍繕?biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系不僅能夠解釋學(xué)生的認(rèn)知強(qiáng)度差異， 同時還可以透視致使學(xué)生成績分化的內(nèi)在原因， 進(jìn)而從微觀層面加深對學(xué)生學(xué)習(xí)過程內(nèi)在機(jī)制的理解， 因而有關(guān)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系越來越為人們所重視， 已然成為國際認(rèn)知與心理研究的核心議題（Qian & Lau， 2022）。自20世紀(jì)80年代以來， 國內(nèi)外對成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系研究方興未艾， 但多數(shù)研究支持的是成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績的單向影響（M?cklinghoff et al.， 2023）， 在學(xué)界可用兩個理論進(jìn)行解釋。首先， 行為動力學(xué)說認(rèn)為成就目標(biāo)定向是行為發(fā)生的助推器， 主要是通過刺激個體以需要為動機(jī)的動力系統(tǒng)， 以此誘導(dǎo)個體執(zhí)行特定的學(xué)習(xí)活動， 促使其向既定的目標(biāo)邁進(jìn)， 影響著個體的學(xué)業(yè)成績（庫爾特·勒溫， 2011）。其次， 成就目標(biāo)定向理論認(rèn)為成就目標(biāo)定向是帶著動機(jī)的內(nèi)部驅(qū)力， 主要通過刺激個體對自身能力水平的知覺系統(tǒng)， 以此推動個體積極主動地適應(yīng)和改變環(huán)境、努力克服困難， 促使其構(gòu)建積極的學(xué)業(yè)傾向， 影響著個體的學(xué)業(yè)成績（Elliott & Dweck， 1988）。

然而， 以往研究對于二者的單向影響尚存在爭論。有研究發(fā)現(xiàn)， 接近目標(biāo)（掌握、表現(xiàn)）可以提高學(xué)生的學(xué)業(yè)成績， 二者之間呈現(xiàn)積極的正相關(guān)（Bubic et al.， 2015）， 也有研究持負(fù)相關(guān)（Liu et al.， 2019）和不相關(guān)（King & McInerney， 2014）等不同觀點(diǎn); 而回避目標(biāo)（掌握、表現(xiàn)）會導(dǎo)致不良的學(xué)習(xí)結(jié)果， 與學(xué)業(yè)成績呈負(fù)相關(guān)（Zhou et al.， 2019）， 也有研究持正相關(guān)（Kennedy & Tuckman， 2013）和不相關(guān)（Elliot & McGregor， 2001）等不同觀點(diǎn)?？梢姵删湍繕?biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的相關(guān)性呈現(xiàn)不同的結(jié)論， 使得二者的關(guān)系具有不確定性。對于整個領(lǐng)域而言， 任何一個單獨(dú)的研究都是基于研究者個性化的設(shè)計和樣本估計得出的結(jié)果， 與總體情況可能存在一定的偏差（靳娟娟?等， 2023）。因此， 以往關(guān)于成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績關(guān)系的實(shí)證研究結(jié)論存在分歧的原因， 可能與不同研究者所選用的樣本特征（如年齡階段， 性別比例）和研究特征（如測量工具， 成績類型等）不同有關(guān)。首先， 樣本特征（如年齡階段， 性別比例）。成就目標(biāo)定向雖然發(fā)生在整個生命周期， 但其與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系在低年齡階段比高年齡階段更明顯（?uranovi?， 2019）， 現(xiàn)有研究多是基于特定年齡階段展開（Los & Schweinle， 2019; Wang et al.， 2023）， 不同年齡階段下的成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績的效應(yīng)可能并不一致。此外， 從性別角色特質(zhì)差異角度來看， 兩性成就目標(biāo)定向思考延伸方面存有差異， 女性比男性更容易產(chǎn)生積極的學(xué)業(yè)傾向（Diaconu-?Gherasim et al.， 2018）， 現(xiàn)有研究為保障調(diào)查的客觀性， 較少的從主觀層面控制性別比例（Ng， 2017; Zhou et al.， 2019）， 不同性別比例下的成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績的效應(yīng)可能并不一致。其次， 研究特征（如測量工具， 成績類型）。成就目標(biāo)定向是一個多維度的理論建構(gòu)， 其測量維度有二因素、三因素和四因素結(jié)構(gòu)， 現(xiàn)有研究多是基于單個測量工具進(jìn)行的調(diào)查（Karlen et al.， 2019; Muenks et al.， 2018）， 不同測量工具下的成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績的效應(yīng)可能并不一致。此外， 學(xué)業(yè)成績包括兩種評定方式， 分別為課程測驗(yàn)和標(biāo)準(zhǔn)化測驗(yàn)， 現(xiàn)有研究多是基于單一測驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行的評定（Avci & Durak， 2023; Limpo & Alves， 2017）， 成就目標(biāo)定向?qū)Σ煌愋偷膶W(xué)業(yè)成績的效應(yīng)可能并不一致。因此， 有必要對研究成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績關(guān)系的文獻(xiàn)進(jìn)行整合。

值得注意的是， 先前的元分析對成就目標(biāo)定向的解釋視角較為零散， 僅探討了其分指標(biāo)與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系（Baranik et al.， 2010）; 且部分研究將成就目標(biāo)定向置于動機(jī)和行為的中層結(jié)構(gòu)，?側(cè)重考察成就目標(biāo)定向與其前因與后果之間的關(guān)聯(lián)（Guo et al.， 2023; Richardson et al.， 2012）; 或?qū)W(xué)業(yè)成績作為衡量教育成果的指標(biāo)之一， 側(cè)重考察學(xué)生的綜合素質(zhì)水平（Senko & Dawson， 2017）。再者， 現(xiàn)有的元分析未能充分探究成就目標(biāo)定向四因素結(jié)構(gòu)與學(xué)業(yè)成績之間潛在的調(diào)節(jié)因素， 由于囊括的有關(guān)掌握回避目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績相關(guān)的文獻(xiàn)數(shù)量較少， 先前研究多致力于將掌握回避目標(biāo)歸入掌握目標(biāo)進(jìn)行整體追蹤（Huang， 2012; Hulleman et al.， 2010）。此外， 目前的元分析未能深入探究成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間非智力因素的中介效應(yīng)， 研究內(nèi)容多集中于整合研究效應(yīng)， 探索可能的調(diào)節(jié)變量， 納入樣本并未涉及中介變量（Lochbaum & Gottardy， 2015; Van Yperen et al.， 2014）。特別地， 基于成就目標(biāo)定向四因素結(jié)構(gòu)模型的元分析距今約十年， 可能存在時間滯后偏差。因此， 有必要借助元分析從更宏觀的角度整合該領(lǐng)域當(dāng)下的研究成果以確認(rèn)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績關(guān)系的強(qiáng)度、中介和調(diào)節(jié)機(jī)制。

2.4相關(guān)的調(diào)節(jié)因素

對于樣本特征因素， 年齡階段和性別比例可能會調(diào)節(jié)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系強(qiáng)度。發(fā)展情境論強(qiáng)調(diào)個體與環(huán)境持續(xù)互動過程中的時間維度， 這種交互作用因個體身心發(fā)展不同階段而呈現(xiàn)出不同的年齡特征（張文新， 陳光輝， 2009）。隨著年齡的增長， 學(xué)生需要獨(dú)自面對周圍環(huán)境的壓力， 加上敏感、焦慮等心理特征在進(jìn)入青春期后發(fā)生劇烈變化， 必然會影響學(xué)生對自身能力的評價， 所持有的成就目標(biāo)相對于低年齡階段學(xué)生而言可能變?nèi)酰╓ang & Pomerantz， 2009）， 且已有研究證實(shí)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績在年齡階段上存在顯著的差異（?uranovi?， 2019）。故本研究假設(shè)年齡階段將調(diào)節(jié)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系。

從性別角色特質(zhì)差異角度來看， 女性的動機(jī)風(fēng)格偏向于場依存型， 更加依賴于外部條件和環(huán)境， 善于在遭遇困境時借助外援來規(guī)避不利因素; 而男性的動機(jī)風(fēng)格偏向于場獨(dú)立型， 更加注重激發(fā)內(nèi)在動力來克服困境以完成任務(wù)， 這會導(dǎo)致兩性成就目標(biāo)定向思考延伸方面存有差異（Meece et?al.， 2006）。同時， 有研究發(fā)現(xiàn)女性比男性更容易產(chǎn)生積極的學(xué)業(yè)傾向， 獲得較高的學(xué)業(yè)成績（Diaconu-Gherasim et al.， 2018）。故本研究假設(shè)性別比例將調(diào)節(jié)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系。

對于研究特征因素， 測量工具和成績類型可能會調(diào)節(jié)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系強(qiáng)度。納入本次元分析的文獻(xiàn)采用了多種成就目標(biāo)定向測量工具， 然而不同測量工具有不同的概念界定、維度劃分、測量方式和題目數(shù)量， 即使是同一理論模型框架下的測量工具也不完全一致（高峰?等， 2023）， 且有研究表明維度劃分明確且內(nèi)容針對性較強(qiáng)的量表會使所測變量間產(chǎn)生更強(qiáng)的聯(lián)系（顏志強(qiáng)， 蘇彥捷， 2018）。故本研究假設(shè)測量工具將會調(diào)節(jié)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系。

值得注意的是， 以往研究使用了多種學(xué)業(yè)成績的衡量標(biāo)準(zhǔn)， 且不同成績類型產(chǎn)生了不同的研究結(jié)論。Harackiewicz等人（2002）的研究指出， 成就目標(biāo)定向與標(biāo)準(zhǔn)化測驗(yàn)顯著相關(guān)， 但其與課程測驗(yàn)不存在相關(guān)關(guān)系; Kitsantas等人（2009）的研究表明， 成就目標(biāo)定向與課程測驗(yàn)顯著相關(guān)， 但其與標(biāo)準(zhǔn)化測驗(yàn)不存在相關(guān)關(guān)系; 而Wolters （2004）的研究顯示， 成就目標(biāo)定向與課程測驗(yàn)和標(biāo)準(zhǔn)化測驗(yàn)均顯著相關(guān)。故本研究假設(shè)成績類型將調(diào)節(jié)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系。

2.5自我效能感、學(xué)習(xí)投入的中介作用

成就目標(biāo)定向理論認(rèn)為個體的成就目標(biāo)會對其情感產(chǎn)生影響， 進(jìn)而影響其行為（王嘉瑩?等， 2022）。持接近目標(biāo)的個體為完善自身知識系統(tǒng)或是為獲得他人積極評價傾向于自主性的提升個人能力， 能夠增強(qiáng)個體的自我效能感。相反， 持回避目標(biāo)的個體傾向于從負(fù)面解讀任務(wù)， 無法調(diào)動自身解決問題的積極性， 往往會削弱個體的自我效能感， 且已有研究證實(shí)了這一理論（王莉華， 高源月， 2021）。自我效能感作為一種介于動機(jī)和行為之間的主體性因素， 通過推動個體活動來滿足自身需要， 進(jìn)而影響個體的成就行為（Bandura， 1977）。綜上， 本研究假設(shè)：自我效能感在成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間起中介作用。

期望價值理論刻畫了“目標(biāo)定向—學(xué)習(xí)投入—成就行為”的完整鏈條， 為揭示成就目標(biāo)定向的作用機(jī)制提供了獨(dú)特的理論視角。個體在趨近成就目標(biāo)過程中持有追求成功和避免失敗兩種動機(jī)類型， 當(dāng)追求成功的動機(jī)大于避免失敗的動機(jī)時， 成就目標(biāo)定向驅(qū)使個體選擇難度適中的任務(wù); 反之， 則驅(qū)使個體選擇極簡或極難任務(wù)， 使其免受失敗的挫傷或?yàn)槭≌业胶侠淼慕杩冢h寶寶， 祁生琴， 2022）?？梢?， 成就目標(biāo)定向試圖讓個體通過“感知自豪”心理反應(yīng)來減少挫敗感， 以激活學(xué)生的積極情緒， 使其產(chǎn)生探究事物內(nèi)部規(guī)律的學(xué)習(xí)熱情和興趣， 進(jìn)而將更多的精力投入學(xué)習(xí)活動， 推動學(xué)生的學(xué)業(yè)發(fā)展。綜上， 本研究假設(shè)學(xué)習(xí)投入在成就目標(biāo)定向和學(xué)生成績之間起中介作用。

自我效能理論從“結(jié)果期望”的視角揭示了自我效能感對學(xué)習(xí)投入的影響。在學(xué)業(yè)發(fā)展中， 自我效能感影響著個體對其目標(biāo)行為的選擇， 并以不同方式制約著個體的努力程度， 且自我效能預(yù)期越積極， 個體越傾向于做出更大的努力達(dá)到目標(biāo)（Wu et al.， 2020）。已有研究發(fā)現(xiàn)， 自我效能感會隨著與外界互動時間的持續(xù)增加， 正向積極地影響學(xué)習(xí)投入（Salanova et al.， 2011）。綜上， 本研究假設(shè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入在成就目標(biāo)定向與學(xué)生成績之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫?假設(shè)模型如圖1所示。

3??研究方法

3.1??文獻(xiàn)檢索與篩選

以goal orientation/achievement goal/mastery goal/learning goal/performance goal/ability goal/?approach goal/avoidance goal; academic self-efficacy/?self-efficacy beliefs/perceived self-efficacy/sense self-efficacy/self-efficacy expectancy; student engagement/student involvement/student participation/?learning strategies/learning engagement/academic engagement/academic involvement; academic achievement/academic success/academic performance/?learning achievement/learning performance/learning outcome/learning gains為關(guān)鍵詞， 以“主題”為檢索項， 通過編輯檢索式和運(yùn)用布爾邏輯運(yùn)算符連接等方式對Web of science、Scopus、ProQuest、ScienceDirect和EBSCO學(xué)術(shù)數(shù)據(jù)庫， 以及Google Scholar學(xué)術(shù)搜索引擎進(jìn)行廣泛檢索， 依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)篩選文獻(xiàn)。此外， 為提升納入文獻(xiàn)的全面性， 對篩選后的一次文獻(xiàn)和與主題相關(guān)的元分析文獻(xiàn)進(jìn)行文獻(xiàn)回溯（Baranik et al.， 2010; Cellar et al.， 2010; Guo et al.， 2023; Huang， 2012; Hulleman et al.， 2010; Lochbaum & Gottardy， 2015; Noordzij et al.， 2021; Payne et al.， 2007; Senko & Dawson， 2017; Van Yperen et al.， 2014; Van Yperen et al.， 2015; Wirthwein et al.， 2013）， 初步根據(jù)摘要篩選量化研究文獻(xiàn)（程陽春， 黃瑾， 2023）。

檢索最初標(biāo)準(zhǔn)：研究內(nèi)容聚焦成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系， 文獻(xiàn)來源為期刊和學(xué)位論文， 檢索時間跨度為2001年1月至2023年2月。使用EndNote 20導(dǎo)入文獻(xiàn)并按照如下標(biāo)準(zhǔn)依次進(jìn)行篩選：1）文獻(xiàn)必須是已發(fā)表的實(shí)證論文。2）文獻(xiàn)必須探索成就目標(biāo)定向量表（掌握接近/掌握回避/表現(xiàn)接近/表現(xiàn)回避）中至少一個維度與學(xué)業(yè)成績之間的相關(guān)關(guān)系， 且同時涵蓋自我效能感和學(xué)習(xí)投入中任意一個變量。3）文獻(xiàn)必須提供完整的計算效應(yīng)量數(shù)據(jù)， 如樣本量、平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、p值、皮爾遜相關(guān)系數(shù)r， 或是能轉(zhuǎn)化為r的統(tǒng)計量。4）數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的僅取其中內(nèi)容報告較為全面的一篇（靳娟娟?等， 2023）。文獻(xiàn)篩選見圖2。

3.2??文獻(xiàn)質(zhì)量評估與編碼

參考張亞利等人（2019）編制的相關(guān)類元分析文獻(xiàn)質(zhì)量評估量表進(jìn)行計算， 包括：（1）被試的抽樣方式（隨機(jī)抽樣2分， 非隨機(jī)抽樣1分， 未報告0分）; （2）樣本有效率（有效率0.9及以上2分， 0.8～0.9之間1分， 0.8以下或未報告0分）; （3）測量工具的信度（信度0.8及以上2分， 0.7～0.8之間1分， 0.7以下或未報告0分）; （4）刊物級別（SSCI期刊2分， 普通期刊或未公開發(fā)表0分）。最終計算每條文獻(xiàn)的總分， 介于0～8之間， 總分越高表明文獻(xiàn)質(zhì)量越好。文獻(xiàn)質(zhì)量評估過程由兩名研究者獨(dú)立完成， 編碼完成后計算兩名研究者一致性Kappa值為0.893， 根據(jù)Kappa值判斷標(biāo)準(zhǔn)（好0.40～0.59; 相當(dāng)好0.60～0.74; 非常好0.75及以上）， 兩名研究者的一致性達(dá)到較高水平。

對納入文獻(xiàn)的信息進(jìn)行編碼：第一作者及年份、樣本量、年齡階段、性別比例、測量工具、變量關(guān)系、成績類型和文獻(xiàn)質(zhì)量。其中成就目標(biāo)定向的相關(guān)結(jié)果使用， 以獨(dú)立樣本為單位計算效應(yīng)量， 共計206項。對效應(yīng)量進(jìn)行更詳細(xì)的編碼：若一篇文獻(xiàn)同時報告了成就目標(biāo)定向的多個維度， 則分別輸入相應(yīng)的效應(yīng)量; 若為同一類別的成績有多個學(xué)科的報告， 則取平均值; 若報告了不同樣本的相關(guān)系數(shù)， 則所有的效應(yīng)量都相應(yīng)地進(jìn)行編碼。該過程由兩名研究者獨(dú)立完成， 最終獲得兩份編碼結(jié)果， 對于結(jié)果中出現(xiàn)不一致的數(shù)據(jù)， 經(jīng)過查看原始文獻(xiàn)進(jìn)行更正， 文獻(xiàn)特征見網(wǎng)絡(luò)版附表1。

3.3??數(shù)據(jù)處理

當(dāng)前研究選用CMA軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換， 以皮爾遜相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)量。如若原始文獻(xiàn)僅報告了獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的t值、獨(dú)立性檢驗(yàn)的c²值、單因素方差分析的F值和線性回歸分析的值， 則需要先將統(tǒng)計量通過公式分別轉(zhuǎn)化為相關(guān)系

本可能存在無效數(shù)據(jù)， 故需要進(jìn)行異常值檢驗(yàn)和發(fā)表偏倚檢驗(yàn)。首先異常值檢驗(yàn)， 隨機(jī)效應(yīng)模型下接受Viechtbauer和Cheung （2010）的建議， 采用學(xué)生化剔除殘差值Rstudent來識別異常值， 采用Cook距離值、Dffits值和Covratio值來識別是否存在有潛在威脅的效應(yīng)量。其次采用漏斗圖、Eggers檢驗(yàn)和p曲線三種方法檢驗(yàn)是否存在發(fā)表偏倚。其中漏斗圖通過觀察納入文獻(xiàn)是否大致分布在總效應(yīng)量的兩側(cè)來判斷風(fēng)險性; Eggers線性回歸得到的截距接近0且不顯著， 則不存在發(fā)表偏倚; p曲線（p-curve）通過分析納入文獻(xiàn)中效應(yīng)量所對應(yīng)的p值分布情況， 以識別是否存在出版偏差和p-hacking現(xiàn)象。p曲線分析從計算pp值開始， pp值代表了在原假設(shè)為真（即無顯著影響）的情況下獲得每個p值的概率， 將其相加得出c²值， 以測試p曲線傾斜的顯著性。平坦形態(tài)的p曲線表明納入研究缺乏證據(jù)價值， 左偏形態(tài)的p曲線表明納入研究存在p-hacking現(xiàn)象， 而右偏形態(tài)的p曲線表明納入研究的效應(yīng)可能是真實(shí)的。此外， 本研究主要選用Q、I²和T²檢驗(yàn)效應(yīng)量的異質(zhì)性， Q值顯著則表明效應(yīng)量異質(zhì)（p?< 0.05）; I²為效應(yīng)量的真實(shí)差占總方差的比率， 占比超過75%表明效應(yīng)量間存在高度異質(zhì)性; T²是對真實(shí)效應(yīng)的方差估計， 數(shù)值顯著則表明效應(yīng)量異質(zhì)（Borenstein et?al.， 2010）。通過亞組分析和元回歸分析探索潛在的調(diào)節(jié)變量， 并采用Cheung和Chan （2005）提出的基于相關(guān)系數(shù)的兩階段結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)中介效應(yīng)， 首先需要借助多變量元分析方法獲得聯(lián)合相關(guān)矩陣， 其次將聯(lián)合相關(guān)矩陣輸入到結(jié)構(gòu)方程模型來檢驗(yàn)中介模型（鄧小平?等， 2016）。

4??研究結(jié)果

4.1 ?文獻(xiàn)納入和質(zhì)量評估

最終納入研究67篇英文文獻(xiàn)， 發(fā)表年份范圍為2001～2023， 期刊53篇， 博士論文14篇， 包含206個效應(yīng)量， 38427名被試。其中， 掌握接近目標(biāo)60個效應(yīng)量， 31921名被試， 質(zhì)量均分為5.88; 掌握回避目標(biāo)24個效應(yīng)量， 12734名被試， 質(zhì)量均分為5.33; 表現(xiàn)接近目標(biāo)60個效應(yīng)量， 28906名被試， 質(zhì)量均分為5.73; 表現(xiàn)回避目標(biāo)62個效應(yīng)量， 31943名被試， 質(zhì)量均分為5.68。綜上， 四組研究納入文獻(xiàn)的質(zhì)量均分明顯高于理論均分4， 整體質(zhì)量較好。

4.2??異常值檢驗(yàn)

對效應(yīng)量異常值和有潛在威脅的效應(yīng)量進(jìn)行檢驗(yàn)， 見圖3。結(jié)果表明， 206項獨(dú)立研究的殘差均小于2.5， Cook距離值和Dffits值均小于1， Covratio值在[0.99， 1.01]區(qū)間浮動， 離數(shù)值1較近，?不存在異常值和有潛在威脅的效應(yīng)量， 均可納入元分析。

4.3??發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

4.3.1??漏斗圖

首先采用漏斗圖進(jìn)行評估， 以效應(yīng)量Fishers Z為橫坐標(biāo)， Z值標(biāo)準(zhǔn)誤為縱坐標(biāo)， 并確定95%的置信區(qū)間（兩條斜線覆蓋區(qū)域）， 見圖4。MAP、MVP、PAP、PVP與AP之間關(guān)系的效應(yīng)量大多都集中在漏斗的中上部， 且基本分布于總效應(yīng)量的兩側(cè)， 大致呈對稱分布， 表明當(dāng)前數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚。其次為填補(bǔ)漏斗圖只能從主觀上判斷的不足， 另采用失安全系數(shù)和Eggers線性回歸進(jìn)行更精確的分析。MAP、MVP、PAP、PVP的失安全系數(shù)分別為6070、1387、3825、5927， 均大于各自的臨界值310、130、310、320， 即5K+10; Eggers檢驗(yàn)線性回歸截距分別為0.45、1.69、1.06、0.40， 截距接近于0且檢驗(yàn)的p值0.50、0.16、0.19、0.58均大于0.05， 沒有統(tǒng)計學(xué)意義上的顯著偏倚。

4.3.2??p曲線分析

如圖5所示， 所得到的p曲線均呈顯著右偏態(tài)（Binomial test：?p?< 0.0001， Continuous test： Z = ?25.59， p?< 0.0001; Binomial test：?p?< 0.0001， Continuous test： Z = ?6.65， p?< 0.0001; Binomial test：?p?< 0.0001， Continuous test： Z = ?15.34， p?< 0.0001; Binomial test：?p?< 0.0001， Z = ?15.16， p?< 0.0001）。其中MAP與AP的研究， 47個p值有45個p值低于0.025; MVP與AP的研究， 12個p值均低于0.025; PAP與AP的研究， 28個p值有26個p值低于0.025; PVP與AP的研究， 33個p值有31個p值低于0.025。結(jié)果表明， 元分析的研究結(jié)果反映了成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系存在真實(shí)的效應(yīng)， 而不是由出版偏倚或p-hacking現(xiàn)象導(dǎo)致。綜上， 說明本研究不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚。

4.4??敏感性分析

運(yùn)用逐步刪除法， 對成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績關(guān)系的異質(zhì)性效應(yīng)量進(jìn)行敏感性分析， 以此排除極端值對研究結(jié)果造成的干擾（Borenstein et al.， 2009）。使用“one study removed”功能排除任意一個樣本后， 發(fā)現(xiàn)MAP與AP的效應(yīng)量始終在0.19～0.20之間波動， 與總效應(yīng)量0.19接近; MVP與AP的效應(yīng)量始終在?0.09～?0.07之間波動， 與總效應(yīng)量?0.08接近; PAP與AP的效應(yīng)量始終在0.10～0.11之間波動， 與總效應(yīng)量0.10接近; PVP與AP的效應(yīng)量始終在?0.12～?0.11之間波動， 與總效應(yīng)量?0.12接近， 進(jìn)一步說明元分析結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性和可靠性。

4.5??異質(zhì)性檢驗(yàn)

如表1所示， 所選文章中的效應(yīng)量均存在異質(zhì)性（p?< 0.001）， 故采用隨機(jī)效應(yīng)模型。由抽樣誤差引起的方差比例均大于75%， 真實(shí)效應(yīng)大小的方差均小于0.01 （T²?= 0.007、0.007、0.009、0.007）， 表明效應(yīng)大小之間存在相當(dāng)大的異質(zhì)性， 高異質(zhì)性表明可能會有調(diào)節(jié)變量對效應(yīng)量產(chǎn)生重要的潛在調(diào)節(jié)作用， 需要進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

4.6??主效應(yīng)檢驗(yàn)

成就目標(biāo)定向各指標(biāo)（MAP、MVP、PAP、PVP）與學(xué)業(yè)成績（AP）的平均加權(quán)效應(yīng)分別為0.19、?0.08、0.10、?0.12， 參照Gignac和Szodorai （2016）對相關(guān)系數(shù)的閾值分類（低r= 0.10， 中r= 0.20， 強(qiáng)r= 0.30）， 發(fā)現(xiàn)MAP和PAP對學(xué)業(yè)成績呈積極正向的影響， 而MVP和PVP對學(xué)業(yè)成績呈消極負(fù)向的影響， 均達(dá)到低等程度的效應(yīng)量。成就目標(biāo)定向各指標(biāo)與自我效能感（SE）的平均加權(quán)效應(yīng)分別為r_MAP= 0.52，r_MVP= ?0.13，r_PAP= 0.27，r_PVP=?0.15;?與學(xué)習(xí)投入（LE）的平均加權(quán)效應(yīng)分別為r_MAP= 0.48，r_MVP= ?0.10，r_PAP= 0.22，r_PVP= ?0.13， 見表2。結(jié)果表明， MAP和PAP對自我效能感和學(xué)習(xí)投入均有顯著的促進(jìn)作用， 且分別呈高等相關(guān)和中等相關(guān); 而MVP和PVP與自我效能感和學(xué)習(xí)投入呈低等的負(fù)相關(guān)， 但均高于對學(xué)業(yè)成績的平均加權(quán)效應(yīng)。

4.7調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

在影響因素的考察上， 檢驗(yàn)了年齡階段、測量工具、性別比例和成績類型4個變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)， 其中性別比例屬于連續(xù)變量， 采用元回歸分析， 而其他指標(biāo)為分類變量， 采用亞組分析。

鑒于效應(yīng)量之間存在相當(dāng)大的異質(zhì)性， 進(jìn)而對分類變量進(jìn)行亞組分析， 以檢驗(yàn)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系在多大程度上因解釋不一致的潛在調(diào)節(jié)因素而有所不同， 如表3所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 年齡階段顯著調(diào)節(jié)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系（Q_B= 20.93， 9.84， 9.57， 8.45，p< 0.05）。為進(jìn)一步分析各年齡階段的效應(yīng)量差異情況， 對其進(jìn)行了兩兩比較。結(jié)果顯示， 小學(xué)階段和中學(xué)階段之間無顯著差異（Q_B= 1.08， 0.08， 2.69， 0.82，p> 0.05）， 中學(xué)階段和大學(xué)階段之間存在顯著差異（Q_B= 13.31， 7.07， 5.38， 6.11，p< 0.05）， 小學(xué)階段和大學(xué)階段之間存在顯著差異（Q_B= 12.24， 4.30， 9.56， 5.57，p< 0.05）， 結(jié)合中、小學(xué)階段的效應(yīng)量明顯高于大學(xué)階段的效應(yīng)量， 可知成就目標(biāo)定向與中、小學(xué)生學(xué)業(yè)成績的相關(guān)性強(qiáng)于其與大學(xué)生學(xué)業(yè)成績的相關(guān)性。

測量工具的亞組分析結(jié)果顯示，Q檢驗(yàn)達(dá)到顯著性水平（Q_B= 8.72， 6.91， 30.77， 6.13，p< 0.05）， 表明測量工具存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。為進(jìn)一步分析各測量工具的效應(yīng)量差異情況， 對其進(jìn)行了兩兩比較。結(jié)果顯示， AGQ量表和PALS量表之間無顯著差異（Q_B= 0.80， 1.18， 2.48， 2.68，p> 0.05）， AGQ量表和AGQ-R量表之間無顯著差異（Q_B= 3.86， 0.34， 3.42， 0.85，p> 0.05）， AGQ-R量表和PALS量表之間存在顯著差異（Q_B= 8.26， 6.49， 30.31， 5.23，p< 0.05）， 結(jié)合AGQ-R量表的效應(yīng)量明顯高于PALS量表的效應(yīng)量， 可知使用AGQ-R量表得到的關(guān)于成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的相關(guān)性更強(qiáng)。此外， 成績類型在成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系中并未起到調(diào)節(jié)作用（Q_B= 0.90， 1.18， 0.53， 1.11，p> 0.05）。

利用元回歸分析檢驗(yàn)被試性別比例對成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系是否有顯著影響， 如表4所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 性別比例的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Beta = 0.25，p= 0.113 > 0.05;Beta = 0.01，p= 0.957 > 0.05;Beta = 0.16，p= 0.160 > 0.05;Beta = 0.08，p= 0.443 > 0.05）， 表明性別比例在成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系中并未起到調(diào)節(jié)作用。

4.8中介效應(yīng)檢驗(yàn)

首先， 計算聯(lián)合相關(guān)矩陣。對成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系模型進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn)模型擬合指數(shù)不良， χ?_MAP （df= 246） = 2010.46，p< 0.001; χ?_{MVP （}df= 159） = 1282.21，p< 0.001; χ?_PAP （df= 238） = 1715.45，p< 0.001; χ?_PVP （df= 250） = 2048.72，p< 0.001， 均違背了異質(zhì)性假設(shè)， 故接受Cheung和Cheung （2016）的建議， 采用隨機(jī)效應(yīng)模型估計聯(lián)合相關(guān)矩陣， 見表5。

其次， 利用lavaan工具包進(jìn)行路徑分析（Jak et al.， 2021）， 得到了如圖6所示的中介模型。結(jié)果顯示， 除成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績的直接影響路徑不顯著外， 其余路徑均顯著， 表明成就目標(biāo)定向主要通過自我效能感和學(xué)習(xí)投入的中介作用間接影響學(xué)業(yè)成績。此外， 這一結(jié)果解釋了主效應(yīng)檢驗(yàn)中成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績的效應(yīng)量小于其對自我效能感和學(xué)習(xí)投入的效應(yīng)量， 原因在于成就目標(biāo)定向到學(xué)業(yè)成績間存在自我效能感和學(xué)習(xí)投入中介變量。

如表6所示， 掌握接近目標(biāo)積極預(yù)測了學(xué)生的自我效能感（a₁= 0.46）和學(xué)習(xí)投入（a₂= 0.32），進(jìn)而影響了學(xué)業(yè)成績（b₁= 0.29，b₂= 0.07）?？梢娬莆战咏繕?biāo)通過自我效能感的單一中介對學(xué)業(yè)成績的間接影響是a₁b₁= 0.13， 通過學(xué)習(xí)投入的單一中介對學(xué)業(yè)成績的間接影響是a₂b₂= 0.02， 根據(jù)二者的總影響c= 0.19， 得出自我效能感的單一中介效應(yīng)占比為68.42%， 得出學(xué)習(xí)投入的單一中介效應(yīng)占比為10.53%。因此， 掌握接近目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績呈現(xiàn)的正向關(guān)系約68%由自我效能感的單一中介影響， 約11%由學(xué)習(xí)投入的單一中介影響。同理， 可得掌握回避目標(biāo)、表現(xiàn)接近目標(biāo)和表現(xiàn)回避目標(biāo)維度自我效能感的單一中介效應(yīng)占比分別為44.44%、72.73%和40.00%， 學(xué)習(xí)投入的單一中介效應(yīng)占比分別為11.11%、9.09%和10.00%。

此外， 估計聯(lián)合相關(guān)矩陣時發(fā)現(xiàn)其存在異質(zhì)性， 表明可能存在調(diào)節(jié)變量（鄧小平?等， 2016）。因此， 將年齡階段作為調(diào)節(jié)變量， 分析中介模型是否會隨著年齡階段而發(fā)生變化， 以年齡為單位分組估計聯(lián)合相關(guān)矩陣后， 中學(xué)階段和大學(xué)階段達(dá)到了異質(zhì)性要求。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 中學(xué)階段χ?_MAP （df= 111） = 1174.22，p< 0.001; χ?_MVP （df= 72） = 703.30，p< 0.001; χ?_PAP （df= 110） = 887.95，p< 0.001; χ?_PVP （df= 115） = 1281.82，p< 0.001; 大學(xué)階段χ?_MAP （df= 105） = 529.99，p< 0.001; χ?_MVP （df= 67） = 395.10，p< 0.001; χ?_PAP （df= 96） = 567.93，p< 0.001; χ?_PVP （df= 105） = 594.91，p< 0.001。根據(jù)Cheung （2015）的建議， 只有當(dāng)分組效應(yīng)量異質(zhì)方可進(jìn)行中介效應(yīng)模型的群組比較。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 年齡階段調(diào)節(jié)的是學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系， 即中學(xué)階段學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)成績之間的路徑顯著， 而大學(xué)階段學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)成績之間的路徑不顯著， 這意味著在大學(xué)階段， 成就目標(biāo)定向僅通過自我效能感即可影響學(xué)業(yè)成績， 不需要借助學(xué)習(xí)投入的鏈?zhǔn)阶饔茫?見表7。

5??討論

5.1成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績關(guān)系

本研究對成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間關(guān)系的實(shí)證研究進(jìn)行了元分析， 共納入67項研究， 包括206個效應(yīng)量。結(jié)果顯示， 成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間存在穩(wěn)健的弱相關(guān)（r_MAP= 0.19，r_MVP= ?0.08，r_PAP= 0.10，r_PVP= ?0.12）。其中掌握接近目標(biāo)、表現(xiàn)接近目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系要略高于Hulleman等人（2010） （r_MAP= 0.11，r_PAP= 0.06）、Wirthwein等人（2013） （r_MAP= 0.13，r_PAP= 0.08）的元分析結(jié)果; 而掌握回避目標(biāo)、表現(xiàn)回避目標(biāo)與Van Yperen等人（2014） （r_MVP= ?0.07，r_PVP= ?0.13）、Wirthwein等人（2013） （r_MVP= ?0.08，r_PVP= ?0.12）的研究結(jié)果基本一致， 究其原因可能在于已有元分析對掌握接近目標(biāo)、表現(xiàn)接近目標(biāo)提取的效應(yīng)量偏少。值得注意的是， 本研究與其他元分析都證實(shí)了成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間存在弱相關(guān)（Hulleman et al.， 2010; Van Yperen et al.， 2014; Wirthwein et al.， 2013）， 說明成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間雖然存在相關(guān)， 但并非直接的預(yù)測關(guān)系， 需要通過自我效能感和學(xué)習(xí)投入等過程變量的中介作用。

此外， 元分析發(fā)現(xiàn)掌握接近目標(biāo)、表現(xiàn)接近目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績呈顯著正相關(guān)， 且r_MAP>r_PAP， 而掌握回避目標(biāo)、表現(xiàn)回避目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績呈顯著負(fù)相關(guān)， 且|r_PVP|?> |r_MVP|， 表明接近目標(biāo)（掌握、表現(xiàn)）在學(xué)業(yè)成績中具有積極作用， 而回避目標(biāo)（掌握、表現(xiàn)）將導(dǎo)致消極結(jié)果， 這與大部分研究結(jié)果一致（Bong， 2009; Cao， 2012; Uzuntiryaki-Kondakci?& Senay， 2015）。這是因?yàn)槌纸咏繕?biāo)（掌握、表現(xiàn)）的個體傾向于以積極的態(tài)度投身任務(wù)， 在積極心態(tài)的驅(qū)使下， 個體能夠正確認(rèn)識到學(xué)習(xí)的益處和樂趣， 并主動應(yīng)對困難和努力克服， 肩負(fù)起自己對學(xué)習(xí)的責(zé)任， 所以往往給大眾呈現(xiàn)出較為優(yōu)秀的成績（Zhou et al.， 2019）。然而， 持回避目標(biāo)（掌握、表現(xiàn)）的個體傾向于以消極的態(tài)度審視任務(wù)， 在消極心態(tài)的驅(qū)使下， 個體容易產(chǎn)生焦慮或不安的情緒， 且無法直面應(yīng)對挫折和失敗， 通常采用消極回避的方式應(yīng)對， 所以往往給大眾呈現(xiàn)出較低的學(xué)業(yè)成績（楊曉超， 2019）。此外， 與掌握目標(biāo)（接近、回避）相比， 表現(xiàn)目標(biāo)（接近、回避）與學(xué)業(yè)成績的相關(guān)性較弱。這是因?yàn)槌终莆漳繕?biāo)（接近、回避）的個體著眼于提高自身的能力和價值， 追求的是不比之前的自己差（Senko & Dawson， 2017）， 傾向的是深度學(xué)習(xí)過程， 強(qiáng)調(diào)知識之間的聯(lián)系和對知識的理解（Mouratidis et al.， 2018）; 而持表現(xiàn)目標(biāo)（接近、回避）的個體著眼于借助他人參照來提高自己， 追求的是不比他人差（Senko， 2019）， 傾向的是表面學(xué)習(xí)過程， 強(qiáng)調(diào)知識的重復(fù)機(jī)械學(xué)習(xí)和死記硬背（Katz-Vago & Benita， 2023）?？梢姵终莆漳繕?biāo)（接近、回避）的個體在學(xué)習(xí)過程中更善于保持、整合與遷移所學(xué)知識， 更易于取得好的學(xué)業(yè)成績。此外， 持掌握目標(biāo)（接近、回避）的個體是基于自身需求的主動學(xué)習(xí)， 在面對失敗時會堅持不懈地完成尚未完成的任務(wù); 而持表現(xiàn)目標(biāo)（接近、回避）的個體是迫于外在壓力的被動學(xué)習(xí)， 在面對失敗時會減少自身對任務(wù)的努力程度（Alhadabi & Karpinski， 2020）， 必然會影響個體的學(xué)習(xí)效果， 使其學(xué)業(yè)成績處于較低水平。

5.2被試特征的調(diào)節(jié)作用

當(dāng)前元分析觀察到年齡階段會顯著調(diào)節(jié)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系， 且中、小學(xué)階段的相關(guān)性效應(yīng)量要明顯高于大學(xué)階段， 支持了蔣京川和劉華山（2005）的研究結(jié)論。階段—環(huán)境適配理論認(rèn)為社會環(huán)境間不斷的相互作用會影響個體的心理發(fā)展， 個體自身也會主動適應(yīng)和調(diào)整環(huán)境， 環(huán)境與個體自身的心理發(fā)展階段匹配， 會促使其自主性動機(jī)的發(fā)展（Eccles & Midgley， 1989）。從發(fā)展階段來看， 一方面大學(xué)生正值身心發(fā)展的劇變期， 成人感和半成熟現(xiàn)狀的矛盾會帶來心理、行為的系列變化， 個體的獨(dú)立性與自主性訴求迅速發(fā)展， 自我意識的自覺性顯著提高， 常常不滿足于現(xiàn)象的羅列， 而是有意識地調(diào)節(jié)、支配和論證事物、現(xiàn)象的原因和規(guī)律（Müller et al.， 2021）; 另一方面， 大學(xué)生正值人生社會化的準(zhǔn)備期， 為應(yīng)對日趨復(fù)雜的社會化環(huán)境， 需要形成適應(yīng)社會的人格并掌握社會認(rèn)可的行為方式， 這個階段學(xué)生對追求獨(dú)立自主和形成自我意識的訴求得到進(jìn)一步發(fā)展（Henri et al.， 2017）。然而， 大多數(shù)高校并不能完全從遵循大學(xué)生心理發(fā)展特點(diǎn)的角度來進(jìn)行課程設(shè)置， 其自主性訴求難以得到滿足（王一軍， 2015）。此外， 從教學(xué)環(huán)境來看， 大學(xué)階段現(xiàn)行的教學(xué)模式多是采取傳統(tǒng)灌輸式結(jié)構(gòu)， 學(xué)生始終處于被支配和被學(xué)習(xí)的狀態(tài)（Udosen， 2014）， 且由于教師背負(fù)的科研等硬性指標(biāo)壓力， 使其很難顧及到對學(xué)生自主性學(xué)習(xí)的引導(dǎo)和對其自主性的培養(yǎng)， 致使學(xué)生在課堂上獲得的自主權(quán)和決策權(quán)減弱（侯金芹， 2019）。這種矛盾導(dǎo)致了發(fā)展階段和環(huán)境的不匹配， 致使成就目標(biāo)定向的學(xué)習(xí)動機(jī)出現(xiàn)下滑， 進(jìn)而削弱了其與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系。

元回歸分析的結(jié)果顯示， 性別比例不能顯著調(diào)節(jié)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的相關(guān)關(guān)系， 這表明成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的相關(guān)效應(yīng)可能具有跨性別的穩(wěn)定性， 與現(xiàn)有元分析結(jié)果一致（Huang， 2012）。對此有兩種可能的解釋：一是不同性別比例下的效應(yīng)量無差異， 究其原因可能在于角色特質(zhì)差異并不足以使得兩性在學(xué)習(xí)目標(biāo)傾向、動機(jī)等方面的表現(xiàn)產(chǎn)生分化現(xiàn)象。即雖然女性在心理上比男性成熟， 能夠更早地意識到提高能力和精準(zhǔn)把握任務(wù)是成功的關(guān)鍵（Preckel et al.， 2008）; 但男性往往比女性對成就有更強(qiáng)烈的需求， 更相信自身的能力， 對運(yùn)用自身能力完成任務(wù)充滿自信， 能夠?qū)⒊删蛣訖C(jī)直接指向?qū)W習(xí)任務(wù)和學(xué)習(xí)目標(biāo)（Cheng & Nguyen， 2023）。二是不同性別比例下的效應(yīng)量有差異， 但由于元分析納入的多篇文獻(xiàn)使用男女比例基本平衡的被試進(jìn)行分析， 使得性別差異在統(tǒng)計效力上未達(dá)到顯著水平。

當(dāng)前元分析發(fā)現(xiàn)測量工具對成就目標(biāo)定向和學(xué)業(yè)成績的相關(guān)關(guān)系調(diào)節(jié)顯著， 且AGQ-R量表的效應(yīng)量要高于PALS量表的效應(yīng)量。可能有三方面的原因， 其一是測量工具劃分維度有差異。AGQ-R量表涵蓋成就目標(biāo)定向的四個維度， 而PALS量表僅涵蓋三個維度， 使用AGQ-R測量時相關(guān)程度更高與此量表測驗(yàn)成就目標(biāo)定向更具針對性有極大的關(guān)系。其二是測量工具評估范疇有差異。AGQ-R量表評估的是特定課程成就目標(biāo)， 而PALS量表更側(cè)重評估全局層面的成就目標(biāo)， 從理論上講， 在全局層面測量的成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的相關(guān)性要低于在特定領(lǐng)域水平層面上的測量結(jié)果（Marsh & Craven， 2006）。其三可能是因?yàn)闇y量工具項目內(nèi)容有差異。AGQ-R量表內(nèi)容以與目標(biāo)相關(guān)的項目為主， 而PALS量表內(nèi)容中與目標(biāo)相關(guān)的項目和與非目標(biāo)相關(guān)的項目在數(shù)量上幾乎相等， 與非目標(biāo)相關(guān)的項目有可能被編碼為無目標(biāo)， 這或許會低估成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的關(guān)系（Hulleman et al.， 2010）。

當(dāng)前元分析并未發(fā)現(xiàn)成績類型對成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績關(guān)系的調(diào)節(jié)作用， 但從效應(yīng)量來看， 成就目標(biāo)定向與課程測驗(yàn)的相關(guān)性更強(qiáng)， 與現(xiàn)有研究結(jié)論一致（Wolters， 2004）。究其原因主要包括兩個方面：首先， 相較于標(biāo)準(zhǔn)化測驗(yàn)脫離具體知識來評估學(xué)生的高階技能， 課程測驗(yàn)與學(xué)科知識關(guān)系更為密切（Tan et al.， 2019）， 通常借助課堂教學(xué)活動中的直接反饋方式、學(xué)習(xí)情況評價以及表現(xiàn)性任務(wù)評價來反應(yīng)學(xué)生的知識掌握程度及應(yīng)用能力， 且成就目標(biāo)的確定主要是依據(jù)學(xué)校特定科目或課程（Niepel et al.， 2014）， 與課程測驗(yàn)的評估理念更為契合。其次， 已有元分析表明課程測驗(yàn)比標(biāo)準(zhǔn)化測驗(yàn)更容易受到動機(jī)變量的影響（M?ller et al.， 2009）， 這是因?yàn)榻處煂φn程測驗(yàn)的評判會涉及學(xué)生積極的行為特征（如勤奮、堅持、努力）， 而標(biāo)準(zhǔn)化測驗(yàn)聚焦學(xué)生的綜合能力， 其結(jié)果受教師評價影響較小。

5.3自我效能感和學(xué)習(xí)投入的中介作用

元分析結(jié)果顯示， 自我效能感、學(xué)習(xí)投入在成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績的作用機(jī)制中發(fā)揮著單一中介和鏈?zhǔn)街薪樽饔茫?進(jìn)一步檢驗(yàn)了成就目標(biāo)理論、期望價值理論和自我效能理論在教育背景下的有效性。其中掌握接近目標(biāo)、表現(xiàn)接近目標(biāo)顯著正向影響自我效能感和學(xué)習(xí)投入， 而掌握回避目標(biāo)、表現(xiàn)回避目標(biāo)與二者呈顯著負(fù)相關(guān)。這是因?yàn)槌纸咏繕?biāo)（掌握、表現(xiàn)）的個體傾向于竭盡全力的克服困難， 容易獲得較強(qiáng)的成就感和勝任感， 這會在很大程度上提升自身的自我效能感和自信心（Sha， 2010）， 同時也能激發(fā)自身的學(xué)習(xí)熱情和興趣， 進(jìn)而使其將更多的精力和時間投入到學(xué)習(xí)活動中（Karakus， 2016）。而持回避目標(biāo)（掌握、表現(xiàn)）的個體更傾向于害怕失敗， 不能正視和積極面對學(xué)習(xí)上的困難和挑戰(zhàn)， 容易產(chǎn)生自卑感和視學(xué)習(xí)為負(fù)擔(dān)的心理， 這種消極態(tài)度導(dǎo)致自我效能感處于較低水平（Bj?rnebekk et al.， 2013）， 同時也會致使個體不愿意為學(xué)習(xí)付出時間和精力（劉在花， 2022）。值得注意的是， 自我效能感在成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績的作用機(jī)制中發(fā)揮的中介效應(yīng)明顯高于學(xué)習(xí)投入。究其原因可能存在以下兩個方面： 其一， 自我效能感處在近端因素位置， 成就目標(biāo)定向更多的是通過作用自我效能感來影響學(xué)生的學(xué)業(yè)成績。其二， 學(xué)習(xí)投入可分為情感投入、認(rèn)知投入和行為投入三個維度， 已有研究證實(shí)， 表現(xiàn)回避目標(biāo)顯著預(yù)測認(rèn)知投入， 對其他類型的學(xué)習(xí)投入不存在顯著的預(yù)測作用（黃慶雙?等， 2019）， 意味著成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)習(xí)投入的作用可能會受到不同投入類型的影響。此外， 已有研究指出情感投入、認(rèn)知投入、行為投入各維度間存在相互中介和調(diào)節(jié)關(guān)系（尹睿， 徐歡云， 2017），?這都可能會在一定程度上減弱學(xué)習(xí)投入的中介作用。

5.4研究不足與展望

本研究的不足之處：（1）文獻(xiàn)納入方面。本研究涉及四個預(yù)測變量， 且需要同時涵蓋至少一個中介變量， 盡管收集的文獻(xiàn)覆蓋范圍已較為全面， 但多重條件的限制致使四個維度仍難以納入均等數(shù)量的文獻(xiàn)。在探析調(diào)節(jié)變量和檢驗(yàn)中介效應(yīng)時出現(xiàn)某些亞組、某條路徑效應(yīng)量數(shù)量稀少的現(xiàn)象， 這會減小元分析結(jié)果的精確性和穩(wěn)定性。未來研究可嘗試收集其他語言發(fā)表的文獻(xiàn)或者納入未發(fā)表的研究報告。此外， 本研究納入的個別文獻(xiàn)同時涵蓋兩種被試群體， 故報告了多個效應(yīng)量， 由于來自同一研究， 效應(yīng)量間可能因研究設(shè)計等相似性存在相互依賴性（Moeyaert et al.， 2017）。采用傳統(tǒng)元分析方法進(jìn)行計算忽略了這種相關(guān)， 可能會導(dǎo)致總體效應(yīng)量被高估（孟現(xiàn)鑫 等， 2023）。三水平元分析方法能夠處理來自同一研究效應(yīng)量之間的依賴性問題， 從而最大化地保留信息， 提高統(tǒng)計檢驗(yàn)力（Assink & Wibbelink， 2016）。未來研究如若納入的原始文獻(xiàn)大多數(shù)都報告了多個效應(yīng)量，?可采用三水平元分析方法予以解決。（2）調(diào)節(jié)因素方面。本研究僅基于當(dāng)前的研究證據(jù)選取了四類調(diào)節(jié)變量， 無法窮盡所有的潛在調(diào)節(jié)因素， 如國籍、出版特征和研究設(shè)計等變量也可能起到調(diào)節(jié)作用， 未來研究可進(jìn)行深入探討。（3）中介因素方面。本研究只考慮了自我效能感作為中介變量與成就目標(biāo)定向之間的單項關(guān)系， 但現(xiàn)有研究認(rèn)為二者之間彼此相互影響。為更加全面地探究自我效能感在成就目標(biāo)定向和學(xué)業(yè)成績之間的中介效應(yīng)， 未來研究可基于交叉滯后模型對三者進(jìn)行縱向調(diào)查。

對于后續(xù)研究， 以下方向可作參考：（1）目前學(xué)界對掌握回避目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績機(jī)制的研究較少且還不夠充分， 且對學(xué)業(yè)成績的衡量多是基于大型學(xué)業(yè)考試成績的橫斷研究， 未來研究建議使用解釋因果關(guān)系更有力的實(shí)驗(yàn)研究、干預(yù)研究或追蹤研究來揭示二者的作用機(jī)制。（2）隨著發(fā)展情境論的興起， 越來越多研究者意識到， 成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間不是單向和靜止的關(guān)系模式， 個體所持有的成就目標(biāo)定向不僅會影響個體的學(xué)業(yè)成績， 還會受到學(xué)業(yè)成績的影響（楊舒文?等， 2018）， 且上述假設(shè)在一定程度上獲得了實(shí)證研究支持。即Neubauer等人（2022）通過動態(tài)評估方法， 對德國五年級108名學(xué)生進(jìn)行為期四周的縱向日追蹤調(diào)查， 探究了日波動狀態(tài)下成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的相關(guān)關(guān)系， 并采用結(jié)構(gòu)方程模型方法， 揭示了成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的相互影響。此外， 也有綜述文章系統(tǒng)地探討了成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績之間的相互影響。即Vu等人（2022）基于理論共性視角綜合概述了現(xiàn)有研究中有關(guān)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績相互影響的理論框架， 基于方法共性視角綜合概述了現(xiàn)有研究中有關(guān)成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績相互影響的實(shí)證方法，?并立足現(xiàn)有研究存在的理論缺陷和方法挑戰(zhàn)兩方面對后續(xù)開展成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績相互影響研究提供了參考與借鑒。值得注意的是， 目前國內(nèi)外對成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績相互影響研究探討的文獻(xiàn)較少且部分研究結(jié)論仍存有局限， 后續(xù)研究可進(jìn)行深入探析。

6??結(jié)論

本研究得出如下結(jié)論：（1）掌握接近目標(biāo)和表現(xiàn)接近目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績顯著正相關(guān)， 而掌握回避目標(biāo)和表現(xiàn)回避目標(biāo)與學(xué)業(yè)成績呈顯著負(fù)相關(guān)， 且各指標(biāo)與學(xué)業(yè)成績存在穩(wěn)健的弱相關(guān)。（2）成就目標(biāo)定向與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系受到年齡階段、測量工具的影響， 不受性別比例、成績類型的調(diào)節(jié)。（3）自我效能感和學(xué)習(xí)投入在成就目標(biāo)定向?qū)W(xué)業(yè)成績影響中發(fā)揮著中介作用， 但學(xué)習(xí)投入的中介作用只存在于中學(xué)組， 在大學(xué)組學(xué)習(xí)投入的中介作用不顯著。

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A meta-analysis of the relationship between achievement goal orientation and academic achievement： The mediating role of self-efficacy and student engagement

WU Jiahui， FU Hailun

（School of Mathematics and Statistics， Shandong Normal University， Jinan?250358， China）

Abstract： Achievement goal orientation is an important factor influencing students academic performance. Numerous studies have explored the apparent connection between achievement goal orientation and academic performance. However， controversy remains regarding the magnitude of the correlation， as well as the mediating and moderating mechanisms between achievement goal orientation and academic performance. Therefore， the present study conducted a meta-analysis to obtain reliable estimates of effect sizes， the mediating effect of self-efficacy and student engagement， as well as a range of moderating effects. A total of 67 empirical research and 206 effect sizes were included through literature retrieval. The results indicated that： （1） Mastery-approach and performance-approach goals were significantly and positively correlated with academic achievement， while mastery-avoidance and performance-avoidance goals were significantly and negatively correlated with academic achievement; each indicator was robustly and weakly dependent on academic achievement. （2） The relationship between achievement goal orientation and academic achievement?was influenced by age stage and measurement tools， but not by gender ratio or achievement type. （3） Self-?efficacy and student engagement played significant mediating roles in the relationship between achievement goal orientation and academic performance; however， the mediating effect of student engagement was only significant for students in the middle school group and not the university school group.

Keywords：?Achievement goal orientation， self-efficacy， student engagement， academic achievement， meta-analysis

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