中学生体育学习成就目标2×2模型的检验

叶世俊，张宏杰，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

随着学校体育改革的不断深入和“阳光体育”的不断开展，中学生体育学习态度有了明显改善，学习主动性和参与体育活动的兴趣等均有明显提高［4］。然而，由于受选拔制度、社会文化背景、学科背景以及教育观念等的影响，学校体育的实际地位依然不高［10］，学生运动参与与预期仍有较大差距，全国仅有22.7%的汉族中小学生平均每天体育锻炼1h以上［7］。周登嵩教授指出，第8 次课改强调的是“以生为本”，是“树人”而不是“造器”［12］。换言之，新课标“以学生发展为中心”的课程理念要求体育教学应该充分激发学生的学习动机，发挥学生的主体作用。学习动机不仅是有效教学不可或缺的重要因素，也是确保学生参与学习活动的重要条件。但在我国，对学生在体育学习中的动机特征及变化规律的研究很少。这不仅是部分体育教师对新课程标准感到无所适从的原因，也制约了学校体育功能在实践中的生成。为了发展体育学习理论和加强教学实践，探索学生体育学习中的动机特征及其影响体育学习的方式和途径势在必行。

动机是引起、维持个体活动并使活动指向某一目标进行的内在动力［13］。当前，成就目标理论是研究动机的主要理论框架［15］。成就目标是指个体与能力相关的成就行为的目标［22］。二因素模型根据个体界定能力的方法甄别出两个不同的目标定向：掌握目标和成绩目标。持掌握目标的个体根据绝对标准（是否理解和掌握任务）或个人标准（成绩是否得到提高或知识和技能是否得到充分发展）界定能力，关注发展能力和完成任务；持成绩目标的个体使用常模标准（赢或胜过其他人）界定能力，关注展示高于其他人的能力。

与能力的界定一样，能力的心理价效也是能力结构中不可或缺的维度［17］。在成就情境中，个体既可能持有积极的能力价效，定向于获得成功——趋近倾向，也可能持有消极的能力价效，定向于避免失败——回避倾向。Elliot等首先将趋近—回避倾向引入到掌握—成绩目标中，提出了三因素成就目标模型。在三因素模型中，掌握目标保持不变，将成绩目标分成趋近和回避两个维度：成绩趋近目标关注获得积极的能力判断，成绩回避目标关注避免消极的能力判断［16］。目前，三因素模型已经广泛用于竞技体育和体育教育领域的研究中。事实上，但目前为止，在学校体育中的研究主要使用的是二因素和三因素模型［19］。

为了充分融合掌握—成绩目标与趋近—回避倾向，Elliot等提出了成就目标2×2 模型，即将成就目标分为掌握趋近目标，成绩趋近目标，掌握回避目标和成绩回避目标等4个维度。持掌握趋近目标的个体根据绝对或个人标准界定能力，具有积极的能力价效；持掌握回避目标的个体根据绝对或个人标准界定能力，具有消极的能力价效；持成绩趋近目标的个体根据常模标准定义能力，具有积极的能力价效；持成绩回避目标的个体根据常模标准定义能力，具有消极的能力价效［17］。由于4个成就目标具有不同的前提条件，对心理和行为有不同的影响，教育者可以有针对性地改变前提条件，促进个体的动机发展，因此，该模型不仅在成就目标的分类上更加完善，而且也为提高个体的成就水平提供了理论依据［6］。

尽管2×2模型的提出相对较晚，但使用该模型的研究已获得了许多有意义的信息。研究显示，2×2模型的信度和效度均优于三因素结构［5，17，20，21］。虽然国外已在学校体育领域中对该模型进行了一系列探索，但总的来说，在学校体育领域中，目标定向的理论和实证研究尚处于初级阶段［1］，在我国还没有运用2×2 模型探索学校体育中学生动机的研究。

为探索学生努力获得具体学习结果背后的目的，即行为的原因，进而促进和引导学生的体育学习，本研究拟对成就目标2×2模型在我国中学学校体育背景中的信度、效度和稳定性进行检验，并试图通过探索中学生成就目标的群组特征及其与体育学习行为的关系进一步验证模型的效度。通过研究，旨在提供理解中学生体育学习动机特征的测量工具，进而为体育课程改革和有效体育教学提供依据。

2 研究对象与方法

2.1 研究对象

采用随机分层抽样法抽取安徽省930名中学生为调查对象。调查共发放问卷930份，收回930份，其中，有效问卷866份，有效回收率为93%（表1）。

表1 本研究受试者基本情况一览表Table 1 Descriptive Data of Participants （n＝866）

2.2 测量工具

采用Jianmin Guan编制的“学校体育成就目标问卷”（AGQ－PE）［20］作为测量工具。首先，将问卷翻译成汉语，在采用回译法检验了语言等值性后，请3 位体育心理学专家对翻译的问卷进行鉴定。鉴定表采用7 点李科特量表，从1“中英文完全不符”到7“中英文完全相符”。结果1 位专家勾选了“6”，2位专家认为，英汉对译完全相符并提出了宝贵的意见。根据专家的意见和预调查的结果对问卷进行了进一步修饰，最后完成汉语版的《2×2 成就目标问卷—学校体育版》，量表包括2个分量表：

2×2成就目标问卷共12个条目，包括4个分量表，分别为掌握趋近目标、成绩趋近目标、掌握回避目标和成绩回避目标（附件1）。

坚持性与努力程度问卷共4 个条目。探索性因子分析显示，虽然坚持性和努力程度是两个不同的结构，但可以合成一个因素，累积方差贡献率为60.82%，因子负荷最小的为0.74，克朗巴哈α系数为0.814。

上述两个分量表均采用7点李科特量表，从1“完全不是”到7“完全是”。

2.3 数据分析

首先，在项目分析的基础上计算数据的克朗巴哈α系数和折半信度系数以检验成就目标问卷中各分问卷的内部一致性；其次，运用验证性因素分析检验模型的结构效度。本文选择NFI、TLI、CFI，以及RMSEA 等指数衡量模型的拟合度；再次，使用双向交叉效度程序（The double cross－validation procedure）检验问卷的稳定性；最后，使用聚类分析探索中学生成就目标的群组特征，并用方差分析检验成就目标群组特征与体育学习中的坚持性和努力程度之间的关系。

3 研究结果

3.1 各变量基本情况及信度分析

将被试在每个目标结构中各条目的得分进行平均，求得4个成就目标定向的指数。掌握趋近目标、成绩趋近目标、掌握回避目标和成绩回避目标的均值分别为：5.39、4.51、4.78和4.60，标准差在1.13到1.23之间，均值占最 大值的百分比分别为：77.0%、64.4%、68.3% 和65.7%，各因子之间的相关系数从0.416到0.512（表2）。

克朗巴哈（Cronbach）α 系数是主要的内部一致性系数。折半（Split－half）信度系数可用来分析两部分量表间是否存在共性［11］。一般认为，如果信度系数在0.70～0.80之间，表示问卷的内在信度相当好，在0.8～0.9 之间，表示问卷的内在信度非常好［8］。结果显示，掌握趋近目标、成绩趋近目标、掌握回避目标和成绩回避目标等4 个分量表的α系数分别为0.892，0.873，0.866 和0.808（表1）。4 个目标的α系数都大于0.80。结果说明，成就目标2×2模型有较理想的内部一致性。折半信度分析显示，两部分量表总分的相关程度高（0.82），修正值达到0.90，说明两部分的特征具有较好的一致性，两部分具有较高的可相互解释性。两部分的信度系数分别为0.79 和0.82，说明它们内部各自的可靠性比较理想。

表2 本研究成就目标描述统计量及相关分析结果一览表Table 2 Descriptive Data and Correlation among Achievement Goals

3.2 验证性因素分析

研究使用AMOS20.0 检验模型的结构效度以及模型与实际数据的适配度。结果显示，12 个测量指标的测量误差值均为正数且达到0.05 显著水平，每个参数的标准误数值均很小，所有参数的t值都大于2.58，显著性概率值都小于0.01，表示所有回归系数都显著不等于0。12个条目的因素负荷量值介于0.737至0.878 之间，表示各条目能有效反映其所要测得的构念特质。平均变异量抽取值是一种收敛效度指标，一般的判别标准是该值要大于0.50，其数值越大，各测量指标越能有效反映其共同因素构念的特质［9］。研究显示，4 个目标的平均变异量抽取值在0.585至0.734之间，均高于0.50的标准，表示各条目能有效反映其所代表目标的潜在特质。信度系数表示个别观察变量被其潜在变量解释的变异量，若该值大于0.50，表示模型的内在质量良好。组合信度也称建构信度，既是检验潜在变量的信度指标，也是判别模型内在质量的准则之一，若该值大于0.60，表示模型的内在质量理想［9］。研究显示，各条目的信度系数在0.543至0.771之间，均大于0.5，4个目标的组合信度在0.809 至0.892 之间，均大于0.60，说明模型的内在质量理想（表3）。

表3 本研究模型参数估计摘要一览表Table 3 Summary Table of Model Parameter Estimation

研究使用卡方自由度比（χ2／df）、基准线比较估计量（NFI，TLI，CEI）、基准简约指标值（PCFI）、渐进残差均方和平方根（RMSEA）等指标评价模型的数据适配度。通常卡方自由度比越小，表示假设模型的协方差矩阵与观察数据越适配，该值越大表示模型的适配度越差，一般判别标准是当其值大于3（较宽松的规定值是5）时，表示模型适配度不佳。基准线比较估计量（NFI，TLI，CEI）的一般标准是大于0.90，但也有学者认为，在大样本的情况下，它们的值最好接近0.95。基准简约指标值（PCFI）判别标准是该值应大于0.50。渐进残差均方和平方根（RMSEA）判别标准一般为，该值小于0.08表示模型适配度尚可，但如果是小样本，RMSEA 倾向于过度拒绝真实总体模型［9］。研究显 示，χ2／df＝4.918，符合较宽松的标准。NFI＝0.961，TLI＝0.957，CEI＝0.968，均大于0.95，说明模型与观察数据的整体适配度佳，PCFI＝0.704，大于0.50 的临界点，RMSEA＝0.067，小于0.08 的临界值，表示该 模型是普通适配（表4）。结果表明，2×2 模型具有可接受的数据适配度。

表4 本研究模型多级适应指数检验一览表Table 4 Summary of Goodness－of－Fit for the Achievement Goals

3.3 问卷稳定性检验

稳定性是指研究结果在同一人群不同样本间的可复制性，也是衡量问卷的心理测量性关键指标［20］。研究使用双向交叉效度程序检验问卷的稳定性。该程序使用多元回归法对两个样本或亚样本的数据进行分析，产生两个回归方程，并通过第2（1）个样本数据来检验第1（2）个方程的预测结果，以推断问卷的稳定性。本研究根据地区差异将数据分成两组：样本1（由安徽省北方中学生组成）和样本2（由安徽省南方中学生组成）。分析分两步完成：首先，采用同时多元回归法分别计算样出样本1 和样本2 中代表成绩趋近目标（cjqj）、掌握趋近目标（zwqj）、成绩回避目标（cjhb）和掌握回避目标（zwhb）与坚持性和努力程度（nlhjc）之间关系的多元线性回归方程1和回归方程2：

然后，分别用样本1（2）的回归方程预测样本2（1）的坚持性和努力程度，并将预测结果和样本2（1）本身的坚持性和努力程度值进行相关分析和配对样本的非参数检验，以确定预测值与样本观察值的分布是否有显著差异。结果显示，二者之间的相关系数为0.652（0.649），P均接近0，说明观测值和预测值显著相关；符号检验结果为，235（208）个个案预测值小于样本观测值，197（226）个个案预测值大于样本观测值，双尾P＝0.075（0.434），Wilcoxon符号秩检验P＝0.813（0.629），均大于显著水平0.05，说明预测值和观察值之间没有显著差异，即问卷具有可接受的交叉效度。

3.4 中学生成就目标群组特征分析

为进一步检验2×2 模型的效度，研究采用聚类分析检验中学生在体育学习中是否存在同质的成就目标组。如果有，各组学生体育学习行为是否存在差异。首先，采用Z 分数对所有的变量进行标准化处理。然后，运用SPSS 20.0对数据进行聚类分析。分析中选择离差平方和（Ward’s method）法使组内差异达到最小，避免在其他方法中发现的“长链”问题。最后，通过凝聚状态表，结合数据结果的实际意义，产生4类成就目标组（图1）。类1 的特征是4个成就目标的均值都较低，Z 值在－0.5 到－1 之间，因此，将该组命名为“低成就目标组”。该组包括272名学生，男生占50.0%，有2个性别未知；类2的特征是掌握趋近和掌握回避目标的均值较高，Z值均大于0.5，成绩趋近目标的均值中等，Z值稍小于0，成绩回避目标的均值较低，Z值在－1到－1.5之间，因此，将该组命名为“掌握目标组”。该组包括63 名学生，男生占47.6%；类3 的特征是4个成就目标都具有中等的均值，成绩趋近、掌握趋近和成绩回避目标的Z值稍大于0，掌握回避目标的Z 值稍小于0，因此，将该组命名为“中成就目标组”。该类包括280名学生，男生占47.8%，有4 个性别未知。类4 的特征是4个成就目标的均值都较高，4 个成就目标的Z 值均在0.5到1之间，因此，将该组命名为“高成就目标组”。该组包括251名学生，男生占40.6%（表5）。

图1 本研究层次聚类分析产生的4类成就目标特征曲线图Figure 1.Four Achievement Goals Profiles

虽然动机不能直接观察，但通过个体在活动中的坚持性和努力程度等外部行为可以间接推断出动机强度的大小［2］。坚持性是指在学习中遇到困难时的持续投入，努力程度是指学习过程中投入精力的总量［23］。本研究以坚持性和努力程度为行为指标，采用单因素方差分析（ANOVA）探索各成就目标组的学生在体育学习中的坚持性和努力程度是否存在差异。首先，进行方差齐性检验，检验结果不能满足方差同质性假设。因此，选用Tamhane’s T2法进行事后比较［8］。方差分析结果表明，坚持性和努力程度存在显著的组别主效应（F＝66.86，P＜0.01）。事后比较显示，就坚持性和努力程度而言，高成就目标组＞中成就目标组＞掌握目标组＞低成就目标组。4个成就目标间的两两比较都表现出显著性差异。结果说明，高掌握目标结合高成绩目标与高坚持性和努力程度显著相关。

表5 本研究聚类分析产生的4类成就目标组的描述统计结果一览表Table 5 Profiles for the Four－Cluster Solution from the Hierarchical Cluster Analysis

表6 本研究不同目标组的坚持性与努力程度的描述统计及方差分析一览表Table 6 Descriptive and ANOVA of Persistence and Effort among Different Profiles

4 讨论与分析

4.1 2×2成就目标的心理测量性

本研究通过两个样本检验了成就目标2×2 模型在学校体育背景下的内部一致性、效度和稳定性，并通过分析中学生成就目标群组特征及其与坚持性和努力程度的关系进一步验证了该模型的效度。

信度分析显示，2×2模型在中国学校体育背景中具有良好的内部一致性和可靠性。验证性分析显示，各条目能有效反映其所要测得的构念特质，模型的内在质量理想，但卡方自由度之比（χ2／df＝4.988）仅符合较宽松的标准。该值和卡方值一样易受样本大小的影响，也无法更正过多的统计检验力问题。因此，在判别模型是否可以接受时，最好还是参考其适配度指标值，进行综合判断［9］。分析显示，基准线比较估计量（NFI，TLI，CEI）和基准简约指标值（PCFI）等适配度指标均符合统计学标准，渐进残差均方和平方根（RMSEA）在0.05至0.08之间，符合普通适配的标准。两个样本间的双向交叉效度分析显示，该模型具有可接受的稳定性。总的来说，2×2 模型基本适配度良好，内在质量理想，各分量表均具有良好的收敛效度，各指标变量能有效反映其要测得的构念特质。中文版的2×2 成就目标问卷具有良好的心理测量性。然而，本研究结果显示，4个目标之间均存在积极相关，相关系数在0.416～0.512之间，明显大于Elliot 等在教育领域中的研究结果［17］。但该结果与美国和新加坡学校体育领域的研究结果相似。在美国的研究发现，中学生的4 个目标之间均具有积极的相关，相关系数在0.357～0.514 之间［19］，在 新加坡的研究结果显示，中学生的4 个成就目标之间也均具有积极的相关关系，相关系数在0.24～0.65 之间［21］。这可能与学科的性质和学生的年级等有关。需要更多的研究进一步探索各成就目标均存在积极相关的原因。

研究显示，中学生各目标均值均大于中位数，从高到低依次为掌握趋近目标（均值占最大值的百分比为77.0%，下同）、掌握回避目标（68.3%）、成绩回避目标（65.7%）、成绩趋近目标（64.3%）。这与国外的研究结果并不完全一致。美国学校体育的研究显示，中学生各目标均值从高到低依次为掌握趋近目标（74.0%）、成绩回避目标（73.4%）、成绩趋近目标（67.7%），掌握回避目标（58.6%）［19］。在新加坡学校体育中的研究显示，中学生各目标均值从高到低依次为：掌握趋近目标（71.4%）、成绩回避目标（64.2%）、掌握回避目标（60.8%）、成绩趋近目标（57%）［21］。通过比较可见，无论是在我国，还是在美国、新加坡，掌握趋近目标都是在学生中最盛行的目标。但在我国和新加坡，成绩趋近目标都是学校体育中最不盛行的目标，而在美国，最不盛行的是成绩回避目标。这种现象可能是由于东西文化上的差异造成的。在日、美对比研究中也发现，由于核心文化价值的差异，比如日本文化更强调集体主义，而美国文化更强调个人主义，因此，日本和美国两国成员的成就目标具有不同的特征［18］。但与新加坡中学生相比，我国中学生更重视掌握回避目标，这可能是由于我国中、高考制度的影响所致。在我国现行高考制度下，高考具有“高竞争、高利害、高风险”的特征，分数几乎成为录取新生的惟一依据［14］。要想在高考中取得理想的分数，除了要从小练就一身畅游“题海”的过硬本领外，在考试时还要能避免一切可以避免的失误。因此，小学1、2年级的学生“考90 分竟然是全班倒数第5”［3］也就不足为怪了。总之，2×2 模型在调查中产生了有效的分数；与国外的研究结果一样，掌握趋近目标是中学生在体育学习中最盛行的成就目标，结果进一步证明了该模型的心理测量性。但结果也表明，在研究学生体育学习动机时不能忽视社会文化背景的作用，尤其是不能忽视高考制度对学生动机的影响。

4.2 中学生成就目标群组特征及其与坚持性和努力程度的关系

聚类分析产生了4 个同质的类。根据各类的特征分别将它们命名为掌握目标组、低成就目标组、中成就目标组、高成就目标组。其中，掌握目标组仅有63 名学生，占调查总人数的7.2%。毋庸置疑，作为人才选拔制度的高考在促进教育改革、提升社会文化等方面发挥了重要的作用，但由于其刚性的录取标准，也造成了片面应试等弊端。在这种情况下，成绩成为衡量学生学业成就的惟一指标，考试成为提高学生成绩的重要手段，这可能是导致我国中学生掌握目标组人数少的重要原因。

方差分析显示，高成就目标组的学生在体育学习中具有最大程度的坚持性和努力程度，低成就目标组的学生具有最小程度的坚持性和努力程度，中成就目标组学生的坚持性和努力程度介于前两组之间。这一结果与新加坡学校体育中的研究结果一致。在新加坡的研究显示，高成就目标组4个目标均具有较高的分数，联系着一系列最积极的动机特征，该组学生在学校体育活动中具有最高的努力程度；低成就目标组4 个成就目标分数都低，联系着一系列适应性最低的特征，该组学生在体育学习中具有最低的努力程度［21］。结果进一步证明，掌握－成绩与趋近－回避倾向是动机不可或缺的两个维度，在学校体育中，高掌握目标结合高成绩目标具有最优的动机特征。但与新加坡的研究结果不同的是，在我们的研究中，掌握目标组的学生的坚持性和努力程度仅高于低成就目标组，而在新加坡的研究发现，高成就目标和掌握目标组相似，都具有最积极的动机方式。这种现象可能与体育教师的教学观念和态度有关。一方面，由于受到竞技体育文化的影响，一些教师执着于“以成败论英雄”的观念，在教学中过于强调技术的规范性和学生在学习过程中承受的生理负荷，运动成绩成为衡量体育学习效果的重要指标。但他们忽视新课程标准面向全体学生培养体育兴趣和养成体育习惯的目标。由于学生身体素质的差异较大，对大部分学生来说，这类教学缺乏可达成的学习目标；另一方面，由于与其他教师相比，体育教师在评优、评奖和职称晋级中处于边缘化的地位，一些教师的教学积极性严重受挫。在他们教学中，学生往往缺乏清晰具体的学习目标，体育课堂成为嬉戏玩耍的场所。缺乏清晰、具体、可达成的学习目标，既可能是掌握目标组学生的坚持性和努力程度较低的原因，也可能是造成低成就目标组的学生人数较多，且联系着最低程度的坚持性和努力程度的原因之一。

综上所述，我国中学生在体育学习中存在4 类不同的成就目标组，并且同一成就目标组的学生在体育学习中有相似的坚持性和努力程度，不同组学生的坚持性和努力程度存在差异。这一结果为模型的效度提供了更有意义的证据。

5 结论

1.成就目标2×2 模型具有较理想的内部一致性信度、结构效度和稳定性，模型和数据之间具有可接受的适配度，模型在调查中产生了有效的分数，表明该模型具有较好的心理测量性，适用于中学生体育学习中的动机研究。

2.中学生中存在4 类成就目标组：掌握目标组、低成就目标组、中成就目标组、高成就目标组；同一成就目标组的学生在体育学习中有相似的坚持性和努力程度，不同组的学生在体育学习中的坚持性和努力程度上存在差异。该结果为量表效度提供了更有意义的证据。

［1］陈爱国，许克云，殷恒婵，等.体育学习中成就目标定向与多维学习动机的关系研究［J］.天津体育学院学报，2010，25（3）：214－217.

［2］郭德俊.动机心理学：理论与实践［M］.北京：人民教育出版社，2005.

［3］韩飞.考90分竟然是全班倒数第五 妈妈纠结“要不要打”［N］.扬子晚报，2012－10－10.

［4］季浏，汪晓赞，汤利军.我国新一轮基础教育体育课程改革10年回顾［J］.上海体育学院学报，2011，35（2）：77－81.

［5］刘惠军.成就目标定向对工作记忆广度和控制性提取影响的研究［D］.北京：首都师范大学，2003.

［6］刘海燕，邓淑红，郭德俊.成就目标的一种新分类——四分法［J］.心理科学进展，2003，（3）：310－314.

［7］宋逸，张芯，杨士保，等.2010年全国汉族中小学生体育锻炼行为现状及原因分析［J］.北京大学学报（医学版），2012，（3）：347－354.

［8］吴明隆.问卷统计分析实务——SPSS操作与应用［M］.重庆：重庆大学出版社，2010.

［9］吴明隆.结构方程模型——AMOS的操作与应用［M］.重庆：重庆大学出版社，2010.

［10］许良.新时期我国学校体育发展现状思考［J］.体育文化导刊，2012，（1）：96－99.

［11］薛薇.SPSS 统计方法及应用［M］.北京：电子工业出版社，2004.

［12］周登嵩.学校体育热点50 问［M］.北京：高等教育出版社，2009.

［13］祖晶.心理学基础［M］.北京：教育科学出版社，2008.

［14］郑若玲，陈为峰.大规模高利害考试之负面后效——以科举、高考为例［J］.华中师范大学学报（人文社会科学版），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.