高 峰 白學軍

(1 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387)(2 天津師范大學心理學部，天津 300387) (3 學生心理發(fā)展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387)(4 燕山大學馬克思主義學院，秦皇島 066000) (5 燕山大學心理健康教育服務中心，秦皇島 066000)

1 引言

作為一種重要的社會性動機，成就動機（achievement motivation,MA）是指個體在完成與成就相關的活動或任務的過程中，努力尋求達到既定目標的內部驅動力，也是個體把時間和精力投入到自己認為的有意義、重要的事情當中，并期望收獲理想結果的推動力量（楊丹,梁三才,吳海梅,2016;Story,Hart,Stasson,& Mahoney,2009）。成就動機可以分為外顯動機和內隱動機。鑒于元分析的結果表明外顯動機和內隱動機有不同的結構和功能，二者是相對獨立的動機系統(tǒng)（Spangler,1992），且外顯成就動機與主觀幸福感的研究較多，本研究只考察外顯成就動機。成就動機的研究大都采用葉仁敏和Hagtvet（1992）修訂的成就動機量表（The Achievement Motivation Scal,AMS），量表包含追求成功（MS）和避免失敗（MF）兩個維度。經檢驗，該量表具有良好的信效度（田雪玲,毛俊,郭成,2015;葉仁敏,Hagtvet,1992）。

主觀幸福感（subjective well-being,SWB）是個體依據自我內化的標準對其生活狀態(tài)做出的總體認知判斷，具有主觀性、整體性、穩(wěn)定性和平衡性等特征（Diener,Suh,Lucas,& Smith,1999）。主觀幸福感包括生活滿意度、積極情緒和消極情緒三個維度（Diener,Oishi,& Lucas,2015），并且以上各維度相互獨立（Fujita,Diener,& Sandvik,1991）。生活滿意度更傾向于個體對生活狀態(tài)的認知性評價，積極情緒和消極情緒則傾向于個體對生活狀態(tài)的主觀情緒體驗（Diener & Ryan,2009）。主觀幸福感的測量可以分為整體取向和維度取向兩個方面。

作為積極心理學中的重要研究內容，主觀幸福感不僅能夠提升個體心理健康水平（劉霞,趙景欣,申繼亮,2013）、社會功能表現(xiàn)（石國興,祝偉娜,2008）以及生活質量（宋佳萌,范會勇,2013;Satterfield,2001）的作用，同時也是實現(xiàn)和諧社會不可或缺的基礎（李艷艷,2015）。因此，主觀幸福感的研究得到了廣泛關注。

西方的研究得出了較為一致的結論，即趨近成功的動機與更高的主觀幸福感有關，回避失敗動機較強的個體則會有更低的主觀幸福感（Elliot,Gable,& Mapes,2006;Elliot,Sheldon,& Church,1997）。然而，文化觀念是主觀幸福感中不可忽視的重要方面，東西方文化中幸福的含義有所差異。西方主觀幸福感的概念有兩個核心觀點：第一，幸福是每個人與生俱來且不可剝奪的權利，個體應該對自己的幸福負責；第二，個體應該把獲得幸福作為自己的價值追求，積極尋找通向幸福的道路（Lu & Gilmour,2006）。東方主觀幸福感的概念與此明顯不同：個體在社會化過程中，會將社會的要求與重要他人的價值觀、目標等內化為自己成就動機的一部分，即成就動機強調內在與外在的平衡與和諧。（Hui,Sun,Chow,& Chu,2011）?？缥幕难芯克坪躏@示成就動機與主觀幸福感的關系在不同的文化背景下有所差異。Oishi 和Diener（2001）探究了亞裔美籍和歐裔美籍大學生的成就動機與主觀幸福感之間的關系，結果發(fā)現(xiàn)歐裔美籍大學生的主觀幸福感更多來自自主型目標追求，而亞裔美籍學生的主觀幸福感更多來自依賴型目標追求。一項中國大學生和奧地利大學生的對比研究則表明，兩者的成就動機有不同的維度，且成就動機對主觀幸福感的預測作用也不完全一致（郝玉鳳,2016）。

盡管國內有不少學者探討了成就動機與主觀幸福感的關系，但被試群體、文獻來源以及測量工具等方面不盡相同，成就動機與主觀幸福感的效應量不僅在不同研究中存在小、中、大不同程度的差異，有的甚至出現(xiàn)成就動機、追求成功的動機與主觀幸福感負相關（魯志鯤,童依,2009），以及避免失敗的動機與主觀幸福感正相關的結果（王征宇,2010）。為明確成就動機與主觀幸福感之間的關系，本研究運用元分析技術，對現(xiàn)有的文獻進行系統(tǒng)性定量分析。同時，從調節(jié)變量的角度考察被試群體和文獻來源對成就動機與主觀幸福感之間關系的影響，以求得到更普遍、更準確的結論。

2 研究方法

2.1 文獻搜索

本研究全面搜索了中文和英文文獻有關成就動機與主觀幸福感的研究。中文文獻主要檢索中國知網數據庫、維普期刊全文數據庫、萬方數據庫和中國優(yōu)秀碩士學位論文全文數據庫，檢索詞為：成就動機、主觀幸福感、生活滿意度、積極情緒（情感）、消極情緒（情感）；英文數據庫包括SpringerLink，Elsevier SD，EBSCO，Web of Science，OvidSP，PubMed，Google Scholar，檢索詞為：achievement motivation，well-being，happiness，positive emotions，negative emotions，positive affect，negative affect，life satisfaction。為了避免遺漏，還對文章的參考文獻進行了人工搜索。

2.2 文獻納入與排除標準

納入元分析研究的標準為：（1）必須是關于成就動機與主觀幸福感的實證研究；（2）研究被試為中國人群體；（3）研究均使用成就動機量表（AMS）；（4）研究之間樣本獨立。

2.3 文獻編碼

編碼情況如下：文獻信息（作者名+發(fā)表時間）、樣本量、預測變量（成就動機、追求成功的動機、避免失敗的動機）、被試類型（學生、教師、軍人、居民、其他人群）、性別比例（以男生在被試群體中的比值作為性別的效標）、主觀幸福感測量工具（整體取向、維度取向）和文獻來源（英文期刊、中文學位論文、中文核心期刊、中文普通期刊）。兩名編碼者依據上述要求單獨編碼，對不一致的文章進行協(xié)商后達成統(tǒng)一，最終的Kappa 值為0.91。根據Kappa 值的判斷標準，0.75 及以上為一致性非常好（Orwin,1994），本研究中兩名評分者的一致性達到了較高的水平。最終納入元分析的文獻47 篇，其中，中文文獻44 篇，英文文獻3 篇，樣本量共計14616 人。對于沒有報告成就動機與主觀幸福感總體相關系數的文章，取成就動機與主觀幸福感各個維度的相關系數的平均值作為效應值（羅榛,金燦燦,2016）。

2.4 數據處理

選用CMA 3.0（Comprehensive Meta-Analysis 3.0）進行數據處理，以相關系數r作為效應量。通過文獻梳理，本研究認為被試類型和文源來源等因素可能影響成就動機與主觀幸福感的關系，故采用隨機效應模型進行估計。

采用Egger’ s 檢驗、失安全系數（fail-safe number,Nfs）兩種方法來檢驗是否存在發(fā)表偏倚。Egger 線性回歸得到的截距接近0，且不顯著，則提示不存在發(fā)表偏倚（Egger & Smith,1998）；Nfs是指推翻本次研究結論（存在發(fā)表偏倚）所需研究數量的最小值。Nfs越大，偏倚的可能性越小。當Nfs值小于5k+10（k為研究的數目）時，則研究者需要警惕發(fā)表偏倚帶來的風險（Viechtbauer,2007）。通過次群體分析來檢驗調節(jié)作用。

3 結果

3.1 異質性檢驗

本研究對納入的效應量進行異質性檢驗，以便確定采用隨機效應模型是否恰當，以及是否有必要進行調節(jié)效應分析。結果如表1所示，三個預測變量的Q值在統(tǒng)計學上均達到顯著水平且I2均大于90%，說明研究總體的變異主要是由研究間變異導致的，也提示不同研究間的估計值差異可能受到了一些研究特征因素的干擾，可進行調節(jié)效應分析。

表1 成就動機與主觀幸福感關系的隨機效應模型分析

3.2 發(fā)表偏倚檢驗

采用Egger’ s 檢驗、失安全系數兩種方法來檢驗是否存在發(fā)表偏倚，見表2。

表2 發(fā)表偏倚檢驗結果

表2結果表明，成就動機、追求成功的動機與避免失敗的動機與主觀幸福感的失安全系數分別為2398、8474、2286，即額外分別需要相應數量的研究文獻才能否定成就動機、追求成功的動機與避免失敗的動機與主觀幸福感之間的重要關系，失安全系數遠大于5k+10（k為研究個數）。3 個預測變量的Egger’s intercept 值分別是1.46、?1.74、0.79，與零差異不顯著（p>0.05），說明不存在嚴重的發(fā)表偏倚。

3.3 主效應檢驗

采用隨機效應模型對納入元分析的47 篇文獻進行元分析，結果顯示成就動機與主觀幸福感的相關強度為0.194，追求成功的動機與主觀幸福感的相關強度為0.141，避免失敗的動機與主觀幸福感的相關強度為?0.073。通過敏感性分析來排除個別文獻得出的極端值對于元分析結果造成的干擾。逐步排除每項研究，看剩余研究總效應大小，結果成就動機與主觀幸福感效應量的波動范圍在0.187～0.205 之間，與總效應量0.194 比較接近；追求成功的動機與主觀幸福感效應量的波動范圍在0.134～0.149 之間，與總效應量0.141 比較接近；避免失敗的動機與主觀幸福感效應量的波動范圍在?0.082～?0.066 之間，與總效應量?0.073 比較接近，表明結果穩(wěn)定性較好。

3.4 調節(jié)效應分析

異質性結果顯示，納入文獻的整體效應量存在高異質性，提示可能存在顯著的調節(jié)變量。進一步對調節(jié)變量進行次群體分析，本研究關注被試類型（教師、軍人、學生、居民、其他人群），文獻來源（英文期刊、中文學位論文、中文核心期刊、中文普通期刊），見表3、表4、表5。

表3 成就動機與主觀幸福感的次群體分析

表4 追求成功的動機與主觀幸福感的次群體分析

表5 避免失敗的動機與主觀幸福感的次群體分析

結果表明，被試類型（Qb=3.11,p=0.540;Qb=3.03,p=0.554;Qb=1.17,p=0.883）的調節(jié)效應均未達到顯著。文獻來源顯著調節(jié)成就動機、避免失敗的動機與主觀幸福感的關系，其中，英文期刊與中文核心期刊中成就動機與主觀幸福感的關系較高，中文普通期刊中成就動機與主觀幸福感的關系較低；中文核心期刊中避免失敗的動機與主觀幸福感關系較高，中文普通期刊中避免失敗的動機與主觀幸福感關系較低。

4 討論

4.1 成就動機與主觀幸福感的關系

本研究篩選了47 篇文章進行元分析，全面評估了成就動機與主觀幸福感的關系。結果表明成就動機與主觀幸福感呈顯著正相關（r=0.194），追求成功的動機與主觀幸福感顯著正相關（r=0.141），避免失敗的動機與主觀幸福感顯著負相關（r=?0.073），這與多數研究結論一致，證明了成就動機在中西方文化背景下都是影響主觀幸福感的重要因素，成就動機與主觀幸福感之間存在密切關系。

相比于外部因素，內在的價值目標和需要會對幸福產生更大影響（Ryan & Deci,2000）。幸福感的目標理論認為，個體需求的滿足或達成既定目標可以產生主觀幸福感（Brunstein & Schmitt,2004），而成就動機的強度影響著成功需求的滿足，以及自我實現(xiàn)的可能，關系到個體幸福感的高低。主觀幸福感的社會比較理論已經證實個體與他人的比較會影響幸福感（Buunk,Oldersma,& de Dreu,2001）。當個體具有追求成功的動機，就會力求超越他人，而目標的實現(xiàn)，特別是當超過他人時，就會產生較高的主觀幸福感。相反，如果個體產生了避免失敗的動機，則會因為恐懼失敗而消極對待當前的任務，個體越是回避當前目標，越會妨礙自我完善，從而導致較低的主觀幸福。同時，追求成功的動機使得個體傾向于對積極信息進行加工，體驗到更多的正向情感，而回避失敗的動機則會產生相反的表現(xiàn)（賈如,2015）。因此，個體追求成功的動機所帶來的積極心理體驗更加有利于自我實現(xiàn)，從而使個體體驗到較高的主觀幸福感，而避免失敗的動機對個體的消極作用則會阻礙其自我實現(xiàn)，降低主觀幸福感水平（宋勃東,李永娟,董好葉,方平,王巖,2015）。

4.2 成就動機與主觀幸福感關系的調節(jié)效應

本研究還探討了被試類型、文獻來源及主觀幸福感測量工具對二者關系的調節(jié)作用，調節(jié)效應的結果發(fā)現(xiàn)，被試類型的調節(jié)效應不顯著。說明成就動機與主觀幸福感的關系具有一定的穩(wěn)定性，無論是學生、教師、軍人或是其他人群，成就動機對主觀幸福感都有類似的影響。值得注意的是，軍人成就動機、追求成功的動機與主觀幸福感的相關程度相比于學生、教師等群體有較高的趨勢。一項橫斷歷史研究則表明，軍人的心理健康水平隨年代的變遷而越來越好（衣新發(fā),趙倩,蔡曙山,2012）。由于納入元分析研究的軍人樣本相對較少，這一趨勢是否真正存在，還需要未來的研究加以驗證。

文獻來源的調節(jié)效應顯著，英文期刊與中文核心期刊中成就動機與主觀幸福感的關系較高，中文普通期刊中成就動機與主觀幸福感的關系較低；中文核心期刊中避免失敗的動機與主觀幸福感的聯(lián)系更緊密，中文普通期刊中避免失敗的動機與主觀幸福感的相關系數較低。一般來說，有顯著性結果的文章更容易被接收和發(fā)表，從結果來看，英文期刊和中文核心期刊堅持的標準最為嚴格，這提示在引用和推廣結論方面要更加謹慎，對范圍加以必要的限定（廖友國,2014）。

調節(jié)變量的檢驗只分析了被試類型和文獻來源，未來可進一步探究其他潛在調節(jié)變量，比如被試的生活狀況、不同地域以及獲得的社會支持等可能也是重要的調節(jié)變量；因為納入的元分析研究都是橫斷研究，難以得出明確的因果結論，未來可嘗試借助縱向研究明確成就動機與主觀幸福感的因果關系。

5 結論

元分析研究顯示成就動機與主觀幸福感之間關系密切，追求成功的動機與主觀幸福感呈顯著正相關，避免失敗的動機與主觀幸福感呈顯著負相關，文獻來源可能調節(jié)成就動機與主觀幸福感之間的關系。