周海麗 謝曉琳 周暉

摘要：研究考察社會比較批評對兒童的情緒健康及成就動機相關(guān)變量的影響，能為父母如何運用評價促進(jìn)兒童心理健康提供科學(xué)依據(jù)。隨機整群抽取華南地區(qū)城市某小學(xué)的327名4～6年級兒童為研究對象，采用問卷調(diào)查形式調(diào)查兒童知覺到的社會比較批評與兒童情緒健康（生活滿意度和抑郁）以及成就動機（簡單任務(wù)選擇傾向、困難任務(wù)選擇傾向和動機缺乏）的關(guān)系，采用結(jié)構(gòu)方程建模。結(jié)果表明，兒童知覺到的社會比較批評對抑郁、簡單任務(wù)選擇傾向和動機缺乏有正向的預(yù)測作用，對生活滿意度有負(fù)向的預(yù)測作用，但兒童知覺到的社會比較批評不能預(yù)測困難任務(wù)選擇傾向。研究啟示，社會比較批評對兒童的情緒健康及成就動機有一定的消極影響。

關(guān)鍵詞：評價;社會比較批評;情緒健康;成就動機

中圖分類號：G44 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1671-2684（2022）10-0018-06

一、引言

社會比較批評指的是基于社會比較，并讓兒童知覺到自己比別人差的評價方式[1]。在兒童發(fā)展的過程中，來自成人（尤其是父母）的表揚和批評會對兒童的成就動機、成就取向以及情緒健康等都產(chǎn)生顯著的影響[2-4]，并且評價對兒童的影響是好是壞，與評價的類型關(guān)系密切。

一般而言，研究者將表揚和批評按照其關(guān)注點的不同細(xì)分為幾種不同的類型[3-5]：

（1）針對個人的表揚與批評，通常是對兒童的智力等人格特質(zhì)和個人品質(zhì)進(jìn)行整體性評價，如“你真是個聰明的孩子”或“你怎么這么笨”等;

（2）針對過程的表揚與批評，這種評價又叫掌握評價，包括針對兒童在完成任務(wù)過程中所付出的努力或者使用的方法進(jìn)行的表揚或者批評。如“你所使用的方法很好”或“你還不夠努力”等;

（3）針對結(jié)果的表揚與批評，指向行為的客觀結(jié)果，評價行為的適宜與否。如“你的成績不錯”，或“你畫畫不好”等。

近來，有些研究者提出了一種不同于上述分類體系的另外一種評價類型，即社會比較表揚和批評，這種評價類型更關(guān)注評價方式而不是評價內(nèi)容。此評價通常是將兒童與其他人的表現(xiàn)進(jìn)行比較，如“你是全班同學(xué)里考得最好的”“其他小朋友都比你乖”等。

社會比較表揚和批評基于社會比較進(jìn)行[6]，其比較的內(nèi)容既可以針對個人也可以針對過程或結(jié)果。因此，社會比較評價與之前研究中基于評價內(nèi)容進(jìn)行分類的評價方式并不在同一層面。

綜觀現(xiàn)有研究，針對個人的表揚與批評、針對過程的表揚與批評的研究更為豐富和深入，研究結(jié)果較為一致，即針對過程的表揚對兒童的情緒健康和成就動機有積極影響，針對個人的表揚對兒童有消極影響[7]。

針對過程的表揚與批評的積極影響主要是利于兒童形成掌握取向模式，即在遭遇挫折或者失敗或犯錯時兒童仍會持積極的自我評價（將失敗歸結(jié)為可變的因素，如方法不對或者努力不夠）;對自己的表現(xiàn)還是給予更為滿意的評價，擁有積極的情緒，在行為方面表現(xiàn)為更高的任務(wù)堅持性，愿意尋求挑戰(zhàn)。

針對個人的表揚與批評對情緒健康的消極影響主要是使得兒童形成了習(xí)得無助取向模式，即兒童在遭遇失敗或挫折或犯錯時會有消極的自我評價（將失敗歸因為較為穩(wěn)定的因素，比如不夠聰明或能力不足），對自己的表現(xiàn)給予更不滿意的評價，擁有消極的情緒，在行為方面表現(xiàn)為堅持性下降，回避挑戰(zhàn)等[3-4[。

針對結(jié)果的表揚與批評，即提供任務(wù)結(jié)果[8[或行為的準(zhǔn)確性的反饋[9]。在現(xiàn)實生活中針對結(jié)果的評價被普遍使用，但一些研究指出，在較為復(fù)雜的、不確定的任務(wù)類型中，針對結(jié)果的反饋往往不具備優(yōu)勢。例如，有研究使用了較為復(fù)雜的決策任務(wù)范式，結(jié)果發(fā)現(xiàn)那些忽略結(jié)果評價的被試表現(xiàn)更好[9]。Jonhnson等[10]使用航天飛機操控系統(tǒng)探究不同評價類型的作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，得到過程評價的被試比得到結(jié)果評價的被試表現(xiàn)更好。

關(guān)于社會比較評價的研究很有限。有研究者指出，如果激勵兒童基于與其他人的比較來評估自己，那么他們在將來表現(xiàn)不如別人時難以應(yīng)對，可能出現(xiàn)習(xí)得無助取向的非適應(yīng)性反應(yīng)模式[11]。有關(guān)社會比較表揚的研究表明，相比針對過程的表揚，社會比較表揚會降低內(nèi)部動機[6]。

Camras、Sun、Li等[12]通過使用自編的“比較批評和羞辱問卷”來探討比較批評和羞辱與中美兒童學(xué)業(yè)努力、抑郁和反社會行為的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：相比美國的孩子，中國孩子知覺到的比較批評和羞辱更多;而知覺到的比較批評和羞辱越多的兒童，越不愿意付出學(xué)業(yè)努力，抑郁水平更高，反社會行為更多。

這一研究的局限在于，他們的研究混合了比較批評和羞辱的影響，并不能回答出社會比較批評是否會有這些影響。新近研究通過角色扮演實驗發(fā)現(xiàn)，社會比較批評會降低畫畫情景中一年級兒童對自我表現(xiàn)的評價，在數(shù)學(xué)測驗情景中呈現(xiàn)回避挑戰(zhàn)的行為，兒童的情緒在畫畫及數(shù)學(xué)測驗情景中均有所下降[1]。該研究是由實驗操控的方式得到的即時影響，只是一次實驗的經(jīng)歷。

在現(xiàn)實生活中，社會比較批評通常來源于父母，中國父母在強調(diào)“謙受益，滿招損”以及極其注重學(xué)業(yè)成就的文化價值觀下，出于對孩子的高期望，常常直接抑或間接地告訴自己的孩子，其他孩子有多好。

這樣的一種社會比較批評評價方式，對孩子的情緒健康相關(guān)變量（生活滿意度和抑郁）和成就動機相關(guān)變量（成就行為傾向以及動機缺乏）有何影響？本文試圖探究這一問題，以期為父母如何運用評價促進(jìn)兒童心理健康提供科學(xué)依據(jù)。

二、研究對象與方法

（一）研究對象

采用整群抽樣的方式對華南地區(qū)城市某小學(xué)的330名4～6年級學(xué)生發(fā)放問卷（問卷首頁附有知情同意說明），其中3名學(xué)生的問卷因作答不認(rèn)真而剔除，最后有效被試為327名。男生176名，女生150名，一名學(xué)生沒有填寫性別，平均年齡為10.75歲，其中四年級學(xué)生110名，五年級學(xué)生114名，六年級學(xué)生103名。這些學(xué)生的父母年齡在30到60歲之間，其中父親的平均年齡為40.42歲（SD=4.87），母親平均年齡為37.44歲（SD=4.37）。

（二）研究工具

1.社會比較批評問卷

由于以往研究沒有可以直接測量社會比較批評這一變量的工具，當(dāng)前研究從已有的中文問卷“比較式批評和羞辱問卷”[12]中選取其中和社會比較批評有關(guān)的9個測量條目及根據(jù)社會比較批評定義和發(fā)展心理學(xué)專家的意見自編4個項目，形成社會比較批評問卷。

該問卷采用5點計分，1代表完全不符合，5代表完全符合，學(xué)生根據(jù)父母平時對自己的表現(xiàn)可能會有的反應(yīng)和做法進(jìn)行評分，得分越高表示家長平時的反應(yīng)和做法與描述越相符合。

先以345名4-6年級學(xué)生作為預(yù)研究被試，完成了初步編制的問卷。首先，通過計算項目與問卷的總分之間的相關(guān)系數(shù)得到項目的區(qū)分度，并刪除了相關(guān)低于0.30的5個項目。然后對剩下的項目進(jìn)行探索性因素分析，最終形成一個單維結(jié)構(gòu)、8個項目的問卷。

驗證性因素分析結(jié)果支持該問卷的單維結(jié)構(gòu)：χ2（17）=26.65，p> 0.05;CFI=0.97，TLI=0.96;RMSEA=0.06，p=0.35，95% CI=[0，0.10]，SRMR=0.04。該社會比較批評問卷的內(nèi)部一致性信度為0.81，達(dá)到了測量學(xué)上的要求。總的來看，修訂的社會比較批評問卷信效度較好。

在正式研究中，重新選取了華南地區(qū)城市某小學(xué)的330名4-6年級學(xué)生作為被試，在新樣本中該問卷Cronbach alpha系數(shù)為0.71。驗證性因素分析表明，當(dāng)前樣本數(shù)據(jù)支持社會比較批評問卷的單維結(jié)構(gòu)，χ2（18）=31.25，p<0.05;CFI=0.97，TLI=0.96;RMSEA=0.05，p=0.52，95% CI=[0.02，0.08]，SRMR=0.04。

2.生活滿意度問卷

采用來自Wang，PoMerantz和Chen[13[在2007年的研究中所使用的學(xué)生生活滿意度問卷，問卷包含8個條目，5點計分，從1（完全不符合）到5（很符合），得分越高表示生活滿意度越高，該問卷信效度良好。在本研究中的Cronbach alpha系數(shù)是0.72。

驗證性因素分析表明，當(dāng)前樣本數(shù)據(jù)支持生活滿意度的單維結(jié)構(gòu)，χ2（19）=34.84，p<0.05;CFI=0.97，TLI=0.96;RMSEA=0.05，p=0.45，95% CI=[0.02，0.08]，SRMR=0.04。

3.抑郁診斷指標(biāo)量表

抑郁診斷指標(biāo)量表（the CES-D depression symptoms index）[14]共有10個項目，5點計分，1（從來沒有）到5（很經(jīng)常），得分越高表示越抑郁。在本研究中該量表的Cronbach alpha系數(shù)是0.87。驗證性因素分析表明，當(dāng)前樣本數(shù)據(jù)支持抑郁診斷指標(biāo)量表的單維結(jié)構(gòu)，χ2（33）=66.51，p<0.05;CFI=0.97，TLI=0.95;RMSEA=0.06，p=0.28，95% CI=[0.04，0.08]，SRMR=0.04。

4.挑戰(zhàn)性量表和簡單任務(wù)量表

簡單任務(wù)選擇傾向和困難任務(wù)選擇傾向的測量采用由Lepper，Corpus和Lyengar[15]所編制，尤正琦[16]所翻譯的中文版內(nèi)在學(xué)習(xí)量表中的挑戰(zhàn)性分量表和外在學(xué)習(xí)動機量表中的簡單任務(wù)分量表。

其中挑戰(zhàn)性分量表由6個項目構(gòu)成，Cronbach alpha系數(shù)是0.82，驗證性因素分析表明，當(dāng)前樣本數(shù)據(jù)支持挑戰(zhàn)性分量表的單維結(jié)構(gòu)，χ2（9）=10.81，p<0.05;CFI=0.99，TLI=0.99;RMSEA=0.03，p=0.78，95% CI=[0.04，0.08]，SRMR=0.04。

簡單任務(wù)分量表由6個項目構(gòu)成，Cronbach alpha系數(shù)是0.74，驗證性因素分析表明，當(dāng)前樣本數(shù)據(jù)支持簡單任務(wù)分量表的單維結(jié)構(gòu)，χ2（9）=26.62，p<0.05;CFI=0.95，TLI=0.91;RMSEA=0.08，p=0.08，95% CI=[0.04，0.11]，SRMR=0.05。

5.動機缺乏問卷

采用中學(xué)生學(xué)習(xí)動機測驗問卷中分問卷“學(xué)習(xí)動機是否缺乏”[17]，該問卷共有5題，被試根據(jù)自己的實際情況，認(rèn)為符合的題記 1 分，不符合的題記 0 分，得分越高表示越缺乏動機。

本研究中Cronbach alpha系數(shù)是0.54。驗證性因素分析表明，當(dāng)前樣本數(shù)據(jù)支持學(xué)習(xí)動機是否缺乏問卷的單維結(jié)構(gòu)，χ2（4）=1.66，p > 0.05;CFI=1.00，TLI=1.00;RMSEA=0，p=1.00，95% CI=[0，0]，WRMR=0.33。

（三）統(tǒng)計方法

采用SPSS23.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計、Pearson相關(guān)性分析和方差分析，采用Mplus7.0進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析。檢驗水平α=0.05，p< 0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

三、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗

采用Harman單因子檢驗法檢驗是否存在嚴(yán)重的共同方法偏差影響，結(jié)果顯示特征根大于1的因子有12個，且第一個因子解釋的變異量只有17.195%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，說明了共同方法偏差的效應(yīng)并不明顯[18]。

（二）情緒健康和成就動機相關(guān)變量的性別和年級特征

以年級和性別作為自變量，情緒健康和成就動機各變量作為因變量進(jìn)行了數(shù)個3 x 2的方差分析。社會比較批評的年級F（2，288）=1.91，p > 0.05和性別F（1，288）=3.79，p > 0.05主效應(yīng)沒有達(dá)到統(tǒng)計上的顯著。

情緒健康和成就動機各變量中，生活滿意度的性別主效應(yīng)是顯著的，F(xiàn)（1，304）=6.22，p<0.05，partial η2=0.02，女生的生活滿意度（M=3.72，SD=0.66）顯著高于男生（M=3.54，SD=0.66）。

困難任務(wù)選擇傾向的年級主效應(yīng)是顯著的，F(xiàn)（2，307）=5.99，p<0.01，partial η2=0.04。由于Levene方差齊性檢驗中p大于0.05，滿足方差齊性假設(shè)，選擇LSD事后多重比較。結(jié)果顯示，四年級學(xué)生的平均得分（M=4.02，SD=0.83）顯著高于五年級的（M=3.69，SD=0.80）和六年級的（M=3.65，SD=0.84），五年級和六年級學(xué)生的得分之間沒有顯著差異。

動機缺乏的年級主效應(yīng)是顯著的，F(xiàn)（2，316）=6.78，p<0.01，partial η2=0.04。由于Levene方差齊性檢驗中p小于0.05，不滿足方差齊性假設(shè)，選擇Tamhane S T2事后多重比較。結(jié)果顯示，六年級學(xué)生的動機缺乏平均得分（M=0.19，SD=0.23）顯著高于四年級的（M=0.09，SD=0.14）和五年級的（M=0.11，SD=0.18），四年級和五年級學(xué)生的得分之間沒有顯著差異。而其他變量的性別及年級差異均不顯著，F(xiàn)s<3.00，ps > 0.05。

（三）社會比較批評對情緒健康和成就動機相關(guān)變量的預(yù)測模型

對數(shù)據(jù)的初步分析顯示（見表1）：社會比較批評和生活滿意度之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，r=-0.13，p<0.05，與抑郁存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，r=0.22，p<0.01;社會比較批評與簡單任務(wù)選擇傾向之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系，r=0.15，p<0.01;與動機缺乏之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，r=0.18，p<0.01，這些符合我們的假設(shè)。

社會比較批評與困難任務(wù)之間的相關(guān)關(guān)系并不顯著，r=0.01，p > 0.05，這與我們的假設(shè)不一致，但是我們還是會將其納入結(jié)構(gòu)方程中，以更加直接地檢驗假設(shè)。

采用結(jié)構(gòu)方程對全部數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，由于動機缺乏為二分量表，所以估計方式為均數(shù)-方差調(diào)整WLS估計法（mean & variance-adjusted WLS estimator，WLSMV）。模型包括測量模型（CFA）和結(jié)構(gòu)模型。該模型中有一個外源潛變量（社會比較批評），五個內(nèi)源潛變量（生活滿意度、抑郁、簡單任務(wù)選擇傾向、困難任務(wù)選擇傾向和動機缺乏）。

首先，采用驗證性因子分析（CFA）建立測量模型，由于當(dāng)前研究的樣本量不大，且符合條目打包的前提：量表同質(zhì)、單維，研究主要關(guān)注的是潛變量之間的關(guān)系[19]。因此，我們對社會比較批評問卷和生活滿意度、抑郁的條目按項目平衡法進(jìn)行打包。由于簡單任務(wù)選擇傾向、困難任務(wù)選擇傾向和動機缺失條目較少，因此，這三個量表的條目都獨立進(jìn)入，不進(jìn)行打包。

根據(jù)最初的擬合指標(biāo)、MI值以及理論參考，再加上條目本身的意思描述比較相似，對兒童來說區(qū)分起來更難，綜合這幾個方面的考慮，我們對原來的模型進(jìn)行了幾處調(diào)整。結(jié)果顯示，我們的測量模型擬合較好：χ2（330）=448.48，p<0.001;CFI=0.90，TLI=0.89;RMSEA=0.03，p=1.00，95% CI=[0.03，0.04]，WRMR=0.89。

接下來，我們加入潛變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，檢驗我們假設(shè)的結(jié)構(gòu)模型。結(jié)構(gòu)模型擬合指標(biāo)為：χ2（374）=495.83，p<0.001;CFI=0.90，TLI=0.89;RMSEA=0.03，p=1.00，95% CI=[0.02，0.04]，WRMR=0.88。根據(jù)這些指標(biāo)的結(jié)果，假設(shè)模型和觀察數(shù)據(jù)之間能較好地擬合。

從圖1可以知道：在情緒健康方面，社會比較批評會導(dǎo)致兒童有更低的生活滿意度（β=–0.27，p<0.001）、更加抑郁（β=0.24，p<0.001）;在成就動機方面，兒童有更強的簡單任務(wù)選擇傾向（β=0.21，p<0.05）、動機更加缺乏（β=0.17，p<0.05），但是我們沒有發(fā)現(xiàn)社會比較批評對兒童的困難任務(wù)選擇傾向的影響（β=0.06，p> 0.05）。

四、討論

本研究考察了社會比較批評對兒童情緒健康和成就動機相關(guān)變量的影響。這種評價在生活中常見于父母提及“別人家的孩子”的時候，通常成人給予社會比較批評是為了鼓勵孩子向表現(xiàn)更佳的孩子學(xué)習(xí)。但是運用這樣的評價未必是一種好的教育實踐手段。

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制了兒童的性別、年級后，兒童知覺到的來自父母的社會比較批評能夠負(fù)向地預(yù)測生活滿意度，正向預(yù)測抑郁;正向地預(yù)測簡單任務(wù)選擇傾向和動機缺乏。也即社會比較批評對兒童的情緒健康和成就動機均產(chǎn)生一定的消極影響。

在情緒健康方面的消極影響可能與兒童基本需要得不到滿足有關(guān)。根據(jù)自我決定理論[20]，當(dāng)個體三種基本心理需要（自主、能力以及關(guān)系需要）得到滿足時，能促進(jìn)幸福感和適應(yīng)性;而挫傷需要會降低人們的幸福感和動機。社會比較批評，一種基于和更優(yōu)越的人進(jìn)行比較的評價，將兒童置于相對劣勢的一方，讓兒童感知到自己能力的不足;并且對兒童來說，這種比較是被動的，它會令兒童無法體驗到意志和心理上的自由。在這種情況下，社會比較批評可能會導(dǎo)致兒童基本需要得不到滿足，從而不利于兒童的情緒健康并降低幸福感。

在成就動機方面，父母或其他重要他人使用社會比較批評是為了啟發(fā)兒童的斗志和動機，但本研究發(fā)現(xiàn)，兒童傾向于選擇簡單任務(wù)，缺乏動機。行為學(xué)習(xí)理論可以解釋這一現(xiàn)象。班杜拉指出，個體對行為結(jié)果的期望（如會成功或會失敗，會得到強化或懲罰等），會對其后行為和動機的發(fā)展起到重要的作用。

如果社會比較批評成為父母或者其他重要他人頻繁運用的評價或反饋，兒童會預(yù)期學(xué)業(yè)結(jié)果會遭到成人的社會比較批評，因而呈現(xiàn)無動機或者更多地選擇簡單的任務(wù)完成的狀態(tài)。動機理論中的期待理論（expectancy theory）提到，個體的動機很大程度上取決于他或她主觀上對成功可能性的估計及他或她認(rèn)為的成功的價值有多大。

一方面兒童會很看重學(xué)業(yè)上的成功，另一方面，由于總是知覺到社會比較批評，兒童很難建立起有能力成功的信心，兩者結(jié)合起來，并不利于兒童的動機增強[21]。所以，社會比較批評并非是激勵兒童成就動機的一種很好的方式。

綜上，本研究的結(jié)果一方面在理論上可以補充和豐富評價以及社會比較的研究，另一方面可以為如何科學(xué)有效地評價兒童提供啟發(fā)。雖然“別人家的孩子”是中國家庭中典型的評價方式，但進(jìn)一步探討社會比較批評在其他文化中的狀況及對兒童發(fā)展的影響也會是非常有趣的課題。進(jìn)一步的研究中，社會比較批評影響兒童情緒健康和成就動機的機制還需要深入的檢驗和澄清。

參考文獻(xiàn)

[1]周海麗，謝曉琳，周暉.社會比較批評對兒童認(rèn)知、情緒和挑戰(zhàn)行為的影響[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2020，28（4）：846-849.

[2]Cimpian A，Arce H M C，Markman E M，et al. Subtle linguistic cues affect childrens motivation[J]. Psychol Sci，2010，18（4）：314-316.

[3]Kamins M L，Dweck C S. Person versus process praise and criticism：implications for contingent self-worth and coping[J]. Developmental Psychology，1999，35（3）：835-847.

[4]Mueller C M，Dweck C S. Praise for intelligence can undermine childrens motivation and performance[J]. J Pers Soc Psychol，1998，75（1）：33-52.

[5]Heyman G D，Dweck C S，Cain K M. Young childrens vulnerability to self-blame and helplessness：relationship to beliefs about goodness[J]. Child Dev，2010，63（2）：401-415.

[6]Corpus J H，Ogle C M，et al. The Effects of social-comparison versus mastery praise on childrens intrinsic motivation[J]. Motivation and Emotion，2006，30（4）：333-343.

[7]邢淑芬，俞國良，林崇德. 小學(xué)高年級兒童的內(nèi)隱智力理論及其與表揚的關(guān)系[J]. 心理發(fā)展與教育，2011，27（3）：255-259.

[8]Earley P C，Northcraft G B，Lee C，et al. Impact of process and outcome feedback on the relation of goal setting to task performance[J]. The Academy of Management Journal，1990，33（1）：87-105.

[9]Jacoby J，Mazursky D，Troutman T，et al. When feedback is ignored：Disutility of outcome feedback[J]. Journal of Applied Psychology，1984，69（3）：531-545.

[10]Jonhnson D S. The effects of outcome and process feedback on performance[R]. Technical report，1990，NASA/Johnson space center.

[11]Henderlong J，Lepper M R. The effects of praise on childrens intrinsic motivation：A review and synthesis[J]. Psychological Bulletin，2002，128（5）：774-795.

[12]Camras L A，Sun K，Li Y，et al. Do Chinese and American childrens interpretations of parenting moderate links between perceived parenting and child adjustment[J]. Parenting，2012，12（4）：306-327.

[13]Wang Q，Pomerantz E M，Chen H . The role of parents control in early adolescents psychological functioning：A longitudinal investigation in the United States and China[J]. Child Development，2007，78（5）：1592-1610.

[14]Kohout F J，Berkman L F，Evans D A，et al. Two shorter forms of the CES-D depression symptoms index[J]. Journal of Aging & Health，2016，5（2）：179-193.

[15]Lepper M R，Corpus J H，Iyengar S S. Intrinsic and extrinsic motivational orientations in the classroom：Age differences and academic correlates[J]. Journal of Educational Psychology，2005，97（2）：184-196.

[16]尤正琦.小學(xué)學(xué)童的內(nèi)、外在學(xué)習(xí)動機極其相關(guān)因素之研究[D]. 屏東：臺灣屏東教育大學(xué)，2007.

[17]宋專茂，陳偉.心理健康測量[M].廣州：暨南大學(xué)出版社，2001.

[18]周浩，龍立榮.共同方法偏差的統(tǒng)計檢驗與控制方法[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2004，12（6）：942-950.

[19]吳艷，溫忠麟. 結(jié)構(gòu)方程建模中的題目打包策略[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展，2011，19（12）：1859-1867.

[20]Deci E L，Ryan R M. The“what”and“why”of goal pursuits：Human needs and the self-determination of behavior[J]. Psychological Inquiry，2000，11（4）：227-268.

[21]Atkinson，John W. Motivational determinants of risk-taking behavior[J]. Psychological Review，1957，64（6，Pt.1）：359-372.

編輯/衛(wèi) 虹 終校/石 雪