山東大學(xué) 周小蘭 馬 文

提 要： 大學(xué)英語評估模式作為情境因素對個體學(xué)習(xí)動機與學(xué)業(yè)成就所帶來的干預(yù)影響迄今缺乏學(xué)術(shù)關(guān)注。實證研究表明： 競爭評估取向與發(fā)展評估取向?qū)€體成就目標(biāo)導(dǎo)向和英語學(xué)業(yè)成就存在差異性影響；成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向與掌握目標(biāo)導(dǎo)向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就存在顯著正向影響，成績回避目標(biāo)導(dǎo)向與學(xué)業(yè)成績未呈現(xiàn)相關(guān)；成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向在競爭評估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中起到完全中介作用，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向與掌握目標(biāo)導(dǎo)向在發(fā)展評估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中同樣具有完全中介作用。

1. 引言

早在2003年，我國教育部頒布《大學(xué)英語課程教學(xué)要求(試行)》之時已強調(diào)教學(xué)中采取形成性評估與總結(jié)性評估相結(jié)合的重要性。教學(xué)評估作為確保教學(xué)質(zhì)量與監(jiān)督學(xué)習(xí)效果的重要途徑，不僅是提升學(xué)生自主學(xué)習(xí)能力與英語綜合運用能力的關(guān)鍵手段(Doolittle， 2002： 85)，更是影響大學(xué)生學(xué)業(yè)成就的重要情境因素。研究發(fā)現(xiàn)(周小蘭等，2018： 90)，基于個人的評估方式會促使群體形成不同的競爭與合作氛圍。對于壓力的不同感知往往會使個人形成不同的組織態(tài)度與競爭需求(Chen et al.， 2011： 87)，這很可能引致個體在學(xué)習(xí)中形成不一樣的成就動機。成就目標(biāo)導(dǎo)向(Achievement Goal Orientation)作為一種穩(wěn)定的認(rèn)知變量，在認(rèn)知上表征為個體追求成就的動機傾向，它通過調(diào)控個體的學(xué)業(yè)態(tài)度與學(xué)業(yè)行為以影響個人學(xué)業(yè)成就(Chen et al.， 2009： 115)。近期已有學(xué)者開始意識到成就目標(biāo)理論與大學(xué)英語學(xué)習(xí)的關(guān)聯(lián)性(田瑾、王芳妮，2014： 63)，然而該理論仍鮮少運用于大學(xué)英語教學(xué)研究與實踐領(lǐng)域。

當(dāng)前，動機行為的情境研究在本土外語學(xué)界十分匱乏，而這已引起西方教育學(xué)界的關(guān)注(Pekrun et al.， 2009： 115； Schenke et al.， 2015： 133)。國內(nèi)對該領(lǐng)域的研究尚不充分，僅有的研究主要局限于理論探討，缺乏嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶嵶C過程。本文將重點關(guān)注大學(xué)英語評估模式作為情境因素，對大學(xué)生英語學(xué)習(xí)的成就動機會產(chǎn)生什么干擾作用，進(jìn)而如何影響個體英語學(xué)業(yè)成就的實現(xiàn)。筆者將以該問題為主線，基于理論基礎(chǔ)與現(xiàn)有研究構(gòu)建理論模型，通過問卷調(diào)查與統(tǒng)計分析等實證方法嚴(yán)格檢驗變量之間的關(guān)系路徑。研究結(jié)果在理論上有利于將成就目標(biāo)理論引進(jìn)外語教學(xué)研究，擴展該理論在外語學(xué)界的研究脈絡(luò)；在實踐上有助于教學(xué)管理研究者通過微觀個體與外在干預(yù)雙管齊下，積極影響大學(xué)生群體的英語學(xué)習(xí)動機與學(xué)習(xí)效果，為注重個體差異的教學(xué)管理與教學(xué)評估設(shè)計提供具有現(xiàn)實意義的操作策略。

2. 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1) 大學(xué)英語評估取向?qū)€體學(xué)業(yè)成就的直接影響

根據(jù)不同的教學(xué)目的，大學(xué)英語的評估模式主要有形成性評估與總結(jié)性評估兩種(Leung & Mohan， 2004： 335)；前者指教育者根據(jù)受教育者在大學(xué)英語教學(xué)過程中出現(xiàn)的各種問題及時提供評價信息，這種模式不注重實際的學(xué)業(yè)成就，旨在通過反饋、糾正與引導(dǎo)等方法不斷提升大學(xué)生英語運用的綜合能力；后者指教育者對受教育者學(xué)習(xí)結(jié)果的一個診斷評價，不注重個體的學(xué)習(xí)過程，旨在通過一個高概括性的結(jié)果形成優(yōu)劣對比并以此服務(wù)于各種教育目的，例如英語分級與分班、教學(xué)策略的設(shè)計、教學(xué)規(guī)劃的制定乃至教材的選用等。大學(xué)英語評估取向是大學(xué)生感知到的教育管理者使用評估手段的最終目的；當(dāng)感知偏向形成性評估時，個體即持有發(fā)展評估取向；當(dāng)感知偏向總結(jié)性評估時，個體則持有競爭評估取向。

當(dāng)前的中國高校大學(xué)英語教育管理者通常在英語評估設(shè)計中采用兩種評估模式相結(jié)合以綜合判斷大學(xué)生的英語學(xué)習(xí)效果，其關(guān)鍵差異在于兩種模式的結(jié)合比例(李清華、曾用強，2008： 82)。當(dāng)學(xué)習(xí)主體持有競爭評估取向時，教學(xué)評估作為一種情境刺激會顯著提升個體壓力。根據(jù)葉克斯-唐德遜法則，適度的壓力通常有利于個體發(fā)揮最佳潛能進(jìn)而獲取最佳學(xué)習(xí)效果，過度的壓力則會使峰值迅速回落(黃海艷，2014： 162)。因此，壓力與成績總是呈現(xiàn)一種倒U型關(guān)系。然而，當(dāng)前的大學(xué)生英語學(xué)習(xí)以自主學(xué)習(xí)為主，課堂教學(xué)為輔，學(xué)習(xí)主體往往難以感知到壓力。葉克斯-唐德遜法則下的峰值在現(xiàn)實學(xué)習(xí)中很可能只是一個難以呈現(xiàn)的理想值，而適度的壓力刺激有助于提升個體的學(xué)習(xí)動力，據(jù)此，競爭評估取向很可能對學(xué)業(yè)成就帶來一定的積極影響。

當(dāng)個體持有發(fā)展評估取向時，英語學(xué)習(xí)環(huán)境在個體看來較為寬松自由，教師與學(xué)生之間是一種信任與合作關(guān)系；受教育者的學(xué)習(xí)目標(biāo)體現(xiàn)于自我提升與長遠(yuǎn)發(fā)展，教育者的教學(xué)目標(biāo)則體現(xiàn)于發(fā)現(xiàn)學(xué)生不足，挖掘潛力，通過一個循序漸進(jìn)過程實現(xiàn)大學(xué)生英語運用能力的提升。Molm等(2001： 159)的研究證實，當(dāng)個人發(fā)展得到組織支持時，個體與組織會形成一種良性的社會交換關(guān)系，個體從內(nèi)心滋生一種回饋組織的責(zé)任感，期望通過自身的努力付出與進(jìn)步表達(dá)個人對組織的回饋。相對于競爭評估取向，持有發(fā)展評估取向的個體在組織中會以更加開放的信息態(tài)度接收和輸出信息(周小蘭等，2018： 90)，以更加積極的人際交往方式投入學(xué)習(xí)中，這使個體在英語學(xué)業(yè)成就上很可能具有更加突出的表現(xiàn)。

基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

H1： 大學(xué)英語競爭評估取向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就具有正向預(yù)測作用；

H2： 大學(xué)英語發(fā)展評估取向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就具有正向預(yù)測作用。

2) 成就目標(biāo)導(dǎo)向的中介作用

成就目標(biāo)導(dǎo)向是個人追求成就的過程中在大腦里形成的一種愿望狀態(tài)(Pekrun et al.， 2009： 115；周小蘭等，2018： 90)，這種狀態(tài)通過認(rèn)知結(jié)構(gòu)的塑造逐漸轉(zhuǎn)化成具有一定穩(wěn)定性的性格特質(zhì)?；诓煌恼J(rèn)知特性，成就目標(biāo)導(dǎo)向具有成績趨近目標(biāo)(Performance Approach Goal)、成績回避目標(biāo)(Performance Avoidance Goal)和掌握目標(biāo)(Mastery Goal)三種導(dǎo)向，這三類性格特質(zhì)對大學(xué)生英語學(xué)習(xí)中對外呈現(xiàn)的學(xué)習(xí)態(tài)度和行為具有直接的調(diào)控作用(韋曉保，2014： 12)。然而，成就目標(biāo)導(dǎo)向的穩(wěn)定性是有條件的(高欽等，2010： 201)，當(dāng)外界對其施加足夠的刺激后，個體追求成就的愿望狀態(tài)會受到干擾，進(jìn)而使其原有的動機行為傾向產(chǎn)生變化。

成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向與成績回避目標(biāo)導(dǎo)向在早期被歸納為一類(Elliot & Church， 1988： 5)，即成績目標(biāo)導(dǎo)向(Performance Goal Orientation)，具有較多共性。兩種學(xué)習(xí)主體均持能力固定觀，認(rèn)為能力天生不可變，比較在乎他人對自身的能力評價，在現(xiàn)實的學(xué)習(xí)行為中本能地從學(xué)習(xí)環(huán)境中選擇社會比較對象；前者通過對比證明自身優(yōu)秀，追求他人好評；后者則通過對比證明自身并非最差，回避他人差評。當(dāng)個體感知到強烈的大學(xué)英語競爭評估取向時，該模式旨在區(qū)別優(yōu)劣和評定等級，這顯然與兩類成績目標(biāo)個體的價值觀一致，很可能在一定程度上激發(fā)個體原本的競爭意識，對兩類性格特質(zhì)具有同向預(yù)測作用。與之形成對比，掌握目標(biāo)個體持能力發(fā)展觀，認(rèn)為能力可通過努力不斷提升，以自身過往作為能力參照標(biāo)準(zhǔn)，不在乎外人評價。這類人在學(xué)習(xí)中偏好通過人際互動模式與他人共同學(xué)習(xí)并不斷突破自我(Lepine， 2005： 1153)，在信息交互中持互惠互利原則(Poortvliet et al.， 2007： 1435)，總體而言屬于“與世無爭的實力派”。當(dāng)評估情境強調(diào)競爭對比時，這顯然與此類個體的價值觀不一致，容易滋生個人內(nèi)在抗拒感，情境干預(yù)與固有價值觀所形成的沖突很可能對個體原本的性格特質(zhì)帶來反向影響。

不同于競爭評估取向，大學(xué)英語發(fā)展評估取向旨在幫助學(xué)習(xí)主體發(fā)現(xiàn)不足，針對性地解決學(xué)習(xí)問題，逐步地提升個體英語綜合運用能力。這種情境干預(yù)從本質(zhì)上理解比較人性化，它不支持惡性競爭，重視過程學(xué)習(xí)，旨在提升學(xué)習(xí)主體的學(xué)習(xí)能力。Chen(2011： 87)的研究證實，組織注重個體發(fā)展時，個人的感知程度越強，其相應(yīng)的組織行為越積極。發(fā)展評估取向從根本上有利于降低大學(xué)英語學(xué)習(xí)環(huán)境的競爭氛圍，既能夠有力弱化兩類成績目標(biāo)個體的內(nèi)在焦慮，又與掌握目標(biāo)個體固有的價值觀一致。此類評估設(shè)計的出發(fā)點上以人為本，有利于營造更加融洽的二語習(xí)得環(huán)境，促進(jìn)各種動機類型的學(xué)習(xí)主體在大學(xué)英語學(xué)習(xí)過程中的信息交互與信息糾正。

基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

H3： 大學(xué)英語競爭評估取向?qū)€體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(3a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(3b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(3c)分別具有正向、正向與反向預(yù)測作用；

H4： 大學(xué)英語發(fā)展評估取向?qū)€體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(4a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(4b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(4c)具有正向預(yù)測作用。

成績趨近目標(biāo)個體在學(xué)習(xí)行為上具有與他人好評保持一致的動機，這類學(xué)生在二語習(xí)得過程中本能地從周邊尋求優(yōu)秀的參照對象作為競爭對手，這使個體容易滋生妒嫉或仇視等矛盾心理。然而，此類學(xué)習(xí)主體在現(xiàn)實學(xué)習(xí)中對高質(zhì)量的知識點十分敏感(Poortvliet et al.， 2009： 197)，對自身設(shè)立較高的學(xué)習(xí)標(biāo)準(zhǔn)，懼怕失敗，這些特質(zhì)對語言學(xué)習(xí)的信息接收與信息糾正過程可能會產(chǎn)生有限的積極影響。與之形成對比，成績回避目標(biāo)個體在外語學(xué)習(xí)上的自我效能感較低(李斑斑、徐錦芬，2014： 59)，偏好關(guān)注可能導(dǎo)致失敗的任務(wù)信息，擅長將失敗歸于外因，在學(xué)習(xí)過程中容易出現(xiàn)分心與努力不足等情況(Pekrun & Elliot， 2009： 115)，這些不良學(xué)習(xí)表現(xiàn)很可能對英語學(xué)業(yè)成就帶來不良影響。而掌握目標(biāo)個體偏好挑戰(zhàn)，不懼怕失敗，在外語學(xué)習(xí)中能夠自主調(diào)節(jié)焦慮，具有較強的自我效能感與外語自主學(xué)習(xí)能力(韋曉保，2014： 12)。早期研究證實(張偉堅、袁立新，2004： 21)，不同于兩類成績目標(biāo)個體的淺加工認(rèn)知策略，掌握目標(biāo)個體在英語學(xué)習(xí)主要采用深加工認(rèn)知策略，擅長從自身挖掘?qū)W習(xí)失敗的原因。據(jù)此，相對于成績趨近目標(biāo)個體，掌握目標(biāo)個體很可能在英語學(xué)業(yè)成就上具有更加優(yōu)越的表現(xiàn)。

可見，三類成就目標(biāo)個體在外語學(xué)習(xí)中的態(tài)度、動機、歸因，乃至努力程度和學(xué)習(xí)策略等方面均具有較大差異，在不同的認(rèn)知結(jié)構(gòu)與價值觀引導(dǎo)下，即便面臨同一情境刺激也會存在不一樣的感知水平。競爭評估取向與發(fā)展評估取向作為學(xué)習(xí)主體所感知到的英語評估目的，其感知強度決定了學(xué)習(xí)情境中競爭與合作氛圍的強度。這對個體組織行為的積極性具有直接影響(Chen et al.， 2011： 87)，在實際的人際交往中形成不一樣的信息交互模式和信息開放性(周小蘭等，2018： 90)，通過干擾對個體原有的成就目標(biāo)導(dǎo)向使學(xué)習(xí)主體追求成就的學(xué)習(xí)行為產(chǎn)生變化，進(jìn)而影響英語學(xué)業(yè)成就的實現(xiàn)。

基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

H5： 個體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(H5a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(H5b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(H5c)對英語學(xué)業(yè)成就分別具有正向、負(fù)向與正向預(yù)測作用；

H6： 個體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(H6a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(H6b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(H6c)在大學(xué)英語競爭評估取向?qū)W(xué)業(yè)成就的影響中具有中介效應(yīng)；

H7： 個體成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(H7a)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(H7b)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向(H7c)在大學(xué)英語發(fā)展評估取向?qū)W(xué)業(yè)成就的影響中具有中介效應(yīng)。

綜上，筆者構(gòu)建了本研究的理論模型，如圖1所示，主要由四個部分構(gòu)成： 第一，大學(xué)英語教學(xué)評估取向影響大學(xué)生英語學(xué)業(yè)成就的關(guān)系路徑(H1和H2)；第二，大學(xué)英語教學(xué)評估取向影響個體成就目標(biāo)導(dǎo)向的關(guān)系路徑(H3和H4)；第三，個體成就目標(biāo)導(dǎo)向影響英語學(xué)業(yè)成就的關(guān)系路徑(H5)；第四，成就目標(biāo)導(dǎo)向在大學(xué)英語評估取向?qū)W(xué)業(yè)成就影響中的中介作用路徑(H6和H7)。

圖1. 本研究的理論模型

3. 樣本選取與變量測度

1) 樣本選取

根據(jù)研究設(shè)計與研究需求，筆者選擇某985重點大學(xué)2015級非英語專業(yè)本科生(已經(jīng)過一學(xué)年的大學(xué)綜合英語學(xué)習(xí))作為調(diào)查對象，當(dāng)前該大學(xué)在形成性評估與總結(jié)性評估主要采取二八和三七組合(即兩者的組合比例)。筆者通過本科教研室隨機選擇兩種評估組合模式下共計20名任課教師(涵括15個文理科學(xué)院)，發(fā)放電子問卷800份，經(jīng)過數(shù)據(jù)篩選，獲取652份有效問卷，有效率為81.5%；性別上，男性占比44.2%，女性為55.8%；專業(yè)上，文科占比41.7%，理工科占比58.3%。

2) 變量測度

為了確保測量量表的信效度，本研究所涉及量表主要是在現(xiàn)有量表的基礎(chǔ)上進(jìn)行翻譯、回譯和改編。變量的測度采取里克特五點量表，其中“1——完全不同意，2——不同意，3——不確定，4——同意，5——完全同意”。本研究采用SPSS20.0進(jìn)行信度檢驗與探索性因子分析(EFA)。

大學(xué)英語評估取向(EAO)。由Cleveland等(1989： 130)和Murphy等(2004： 158)的量表改編，包括競爭評估取向(EAO1，4個題項)與發(fā)展評估取向(EAO2，4個題項)。需要特別指出，基于文獻(xiàn)梳理，當(dāng)前外語研究領(lǐng)域并無可供直接參考的相關(guān)量表，而西方相關(guān)量表主要是基于人力資源管理與心理學(xué)研究而設(shè)計，有必要根據(jù)研究需求與研究目的進(jìn)行改編，例如： 將“組織的績效考核結(jié)果是判斷員工優(yōu)劣的依據(jù)”改編成“英語考試成績是判斷大學(xué)生英語水平高低的依據(jù)”，“組織的績效考核結(jié)果與員工職位晉升與薪酬水平息息相關(guān)”改編成“英語考試成績與大學(xué)生獲取某方面的獎勵息息相關(guān)(例如： 獎學(xué)金、保研、入黨、轉(zhuǎn)專業(yè)或?qū)ν饨涣鞯?”。通過進(jìn)一步分析，EAO1和EAO2的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.749 和0.858，信度佳。EFA結(jié)果顯示，KMO值為0.832，Bartlette球形檢驗在0.001上顯著，主成份分析所抽出的雙因子方差解釋度累計為63.93%，結(jié)構(gòu)效度良好。

成就目標(biāo)導(dǎo)向(AGO)。主要參考Elliot和Church(1997： 218)與周小蘭等(2017： 134)的測度量表。由于該量表是基于課堂情境的個體學(xué)習(xí)動機而開發(fā)，筆者經(jīng)過翻譯后根據(jù)中國人語言文化和習(xí)慣進(jìn)行一定的條款刪除與稍微改編，形成包括成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向(AGO1，4個題項)、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向(AGO2，4個題項)和掌握目標(biāo)導(dǎo)向(AGO3，5個題項)三個分量表，Cronbach’s α系數(shù)分別為0.821、0.771和0.887，信度良好。EFA結(jié)果顯示，KMO值為0.843，Bartlette球形檢驗在0.001 上顯著，主成份分析所抽出的三因子方差解釋度累計為67.267%，結(jié)構(gòu)效度理想。

英語學(xué)業(yè)成就(EAA)。類似于筆者調(diào)研的985大學(xué)，當(dāng)前中國高校的大學(xué)英語教育主要采取形成性評估與總結(jié)性評估相結(jié)合的模式，因此，大學(xué)生英語期末成績并不能作為學(xué)業(yè)成就的唯一評估標(biāo)準(zhǔn)。據(jù)此，該變量的分值是經(jīng)過兩種評估結(jié)合后核算出的總成績，即學(xué)習(xí)主體在教師進(jìn)行綜合評估后所獲得的英語學(xué)業(yè)成就，其中“60分以下——較差，60～69分——中等偏下，70～79分——中等，80～89分——中等偏上，90分以上——優(yōu)秀”。

4. 研究結(jié)果

本研究采用統(tǒng)計工具SPSS20.0首先對研究變量進(jìn)行皮爾森相關(guān)分析和共線性診斷，以初步判斷變量關(guān)系的整體趨勢。本研究的目的在于探明大學(xué)英語評估取向和成就目標(biāo)導(dǎo)向影響學(xué)業(yè)成就的路徑關(guān)系，據(jù)此明確整個理論建模構(gòu)建的科學(xué)性。層級回歸方法從理論上比較適用于驗證多個自變量對因變量的影響研究，同時能夠有效地篩選和回避控制變量的干擾，因此本研究擬采用層級回歸方法檢驗理論模型的合理性。

1) 相關(guān)分析

如表1所示Gender與EAO2、AGO2和EAA呈顯著相關(guān)，根據(jù)方差分析發(fā)現(xiàn)，男性在三個變量上的平均值均顯著低于女性；EAO1與EAA的相關(guān)系數(shù)為正，但未達(dá)到顯著，假設(shè)H1被預(yù)測未通過，EAO2與EAA存在顯著正相關(guān)(P<0.01)，假設(shè)H2初步得到印證；EAO1與AGO1和AGO2呈顯著正相關(guān)(P<0.01)，假設(shè)H3a和H3b初步通過，但EAO1與AGO3的負(fù)相關(guān)并未達(dá)到顯著，假設(shè)H3c未通過；EAO2與AGO1、AGO2和AGO3均呈顯著正相關(guān)(P<0.01)，假設(shè)H4a、H4b和H4c均初步通過；AGO1和AGO3均與EAA存在顯著正相關(guān)(P<0.01)，與AGO2未呈現(xiàn)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H5a和H5c初步得到印證，H5b初步通過。需要指出，相關(guān)系數(shù)只能反映變量關(guān)系的整體趨勢，這個結(jié)果可能受到控制變量的干擾。

表1. 變量間的相關(guān)分析(N=652)

注： a. *P<0.05，**P<0.01；b. 筆者在研究中將性別(Gender)和專業(yè)作為控制變量，基于相關(guān)分析，僅Gender被發(fā)現(xiàn)與其他變量的關(guān)系達(dá)到顯著，在此僅呈現(xiàn)Gender的相關(guān)數(shù)據(jù)。

此外，基于相關(guān)系數(shù)，有必要對EAO兩因子及AGO三因子這兩組預(yù)測變量的多元共線問題進(jìn)行診斷，以EAA為解釋變量的回歸模型顯示，EAO1(TOL=0.812，VIF=1.232，Eigenvalue=1.425，CI=1.171)和EAO2(TOL=0.805，VIF=1.242，Eigenvalue=0.575，CI=1.843)，AGO1(TOL=0.600，VIF=1.667，Eigenvalue=1.784，CI=1.047)、AGO2(TOL=0.651，VIF=1.536，Eigenvalue=0.823，CI=1.541)和AGO3(TOL=0.880，VIF=1.137，Eigenvalue=0.391，CI=2.236)這兩組預(yù)測變量均滿足常鑒指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)，且DW值均較接近2，共線性問題并不存在。

2) 直接效應(yīng)分析

首先，EAO對EAA的直接效應(yīng)診斷。如表2的方程2A所示，EAO1進(jìn)入以EAA為解釋變量的回歸模型后，解釋力顯著增加(β=0.080，△R2=0.006，P<0.05)，然而，當(dāng)EAO1與EAO12同時進(jìn)入模型時，EAO12的β值并未達(dá)到顯著且為正數(shù)，這表明假設(shè)H1得到證實，且EAO1與EAA并非倒U型關(guān)系；方程2B顯示，當(dāng)EAO2進(jìn)入回歸模型后，EAO2 對EAA的解釋力具有顯著增量作用(β=0.101，△R2=0.01，P<0.01)，且相對于EAO1，EAO2對EAA具有更大解釋力，假設(shè)H2通過。

表2. AGO對CAP-EAA與DAP-EAA的中介回歸分析(N=652)

注： a. *P<0.05，**P<0.01；b. 表中所注為標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)；c. Eed.V.為被解釋變量(Explainded Variables)，E.V.為解釋變量(Explanatory Variables)。

其次，EAO對AGO的直接效應(yīng)診斷。如表2的方程3A、3B和3C顯示，當(dāng)EAO1分別進(jìn)入以AGO1、AGO2和AGO3為解釋變量的回歸模型后，EAO1對AGO1和AGO2變異的解釋力具有顯著增量作用(AGO1： β=0.303，△R2=0.091，P<0.01；AGO2： β=0.256，△R2=0.65，P<0.01)，假設(shè)H3a和H3b獲得支持，而EAO1對AGO3的負(fù)向影響并未達(dá)到顯著，假設(shè)H3c未得到印證。隨后，如方程4A、4B和4C顯示，EAO2對AGO1、AGO2和AGO3三者變異的解釋力均達(dá)到顯著(AGO1： β=0.284，△R2=0.081，P<0.01；AGO2： β=0.175，△R2=0.030，P<0.01；AGO3： β=0.259，△R2=0.67，P<0.01)，假設(shè)H4a、H4b和H4c獲得支持。

最后，AGO對EAA的直接效應(yīng)診斷。如表2的方程5A、5B和5C所示，AGO1和AGO3進(jìn)入以EAA為解釋變量的回歸模型后，AGO1與AGO3對EAA變異的解釋力均達(dá)到顯著(AGO1： β=0.148，△R2=0.022，P<0.01；AGO3： β=0.167，△R2=0.28，P<0.01)，假設(shè)5a和5c得到印證，但AGO2對EAA的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)并未達(dá)到顯著，AGO2對EAA的負(fù)向影響未得到印證，假設(shè)H5b未通過。

3) 中介效應(yīng)分析

首先，由于假設(shè)H3c與H5b未通過，其相應(yīng)的路徑關(guān)系不符合進(jìn)一步做中介檢驗的條件，據(jù)此，假設(shè)H6b、H6c和H7b默認(rèn)不通過。方程6A顯示，當(dāng)EAO1與AGO1同時進(jìn)入EAA的回歸模型后，EAO1對EAA的影響力從方程2A的0.08(P<0.05)下降到0.038(P>0.05)，這表明AGO1在EAO1-EAA關(guān)系中存在完全中介作用，假設(shè)H6a獲得支持；方程6B顯示，當(dāng)EAO2和AGO1同時進(jìn)入EAA的回歸模型后，EAO2對EAA的影響力從方程2B的0.101(P<0.001)降到方程6B的0.064(P>0.05)，這表明AGO1在EAO2-EAA關(guān)系中存在完全中介作用，假設(shè)H7a通過；當(dāng)EAO2和AGO3進(jìn)入EAA的回歸模型后，EAO2對EAA的影響力從方程2B的0.101(P<0.001)降落到方程6C的0.062(P>0.05)，表明AGO3在EAO2-EAA關(guān)系中呈完全中介作用，假設(shè)H7c通過。

5. 結(jié)果與討論

1) 大學(xué)英語評估取向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就與個體成就目標(biāo)導(dǎo)向的影響

與預(yù)期一致，競爭評估取向與發(fā)展評估取向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就均存在顯著正向影響，但相對于前者，后者的影響更大，且競爭評估取向與學(xué)業(yè)成就并非倒U型關(guān)系。這表明大學(xué)生的學(xué)業(yè)成就并未達(dá)到峰值，當(dāng)前的英語學(xué)習(xí)壓力仍主要是積極壓力，可根據(jù)葉克斯-唐德遜法則繼續(xù)探索大學(xué)生的壓力閾值與潛力空間。此外，發(fā)展評估取向?qū)θ惓删湍繕?biāo)導(dǎo)向均存在正向預(yù)測作用，競爭評估取向?qū)Τ煽冓吔繕?biāo)與成績回避目標(biāo)導(dǎo)向的正向影響同樣獲得實證支持，但其對掌握目標(biāo)導(dǎo)向的負(fù)向影響未達(dá)到顯著。這充分證實，發(fā)展評估取向?qū)Υ髮W(xué)生英語學(xué)習(xí)的積極影響更具有普適性，換言之，各種動機類型的大學(xué)生更偏好形成性評估模式；競爭評估取向的影響卻因人而異，對于自我學(xué)習(xí)力和自我效能感較強的掌握目標(biāo)個體要避免采用以競爭為主的總結(jié)性評估模式，但該模式對本能地以他人為能力參照對象的兩類成績目標(biāo)個體卻具有較強的正向激勵影響。從本質(zhì)上理解，競爭評估情境所形成的個體感知與成績目標(biāo)學(xué)生固有的價值觀一致，即通過社會比較證明自身能力，這使得競爭評估取向直接地刺激了這兩類學(xué)習(xí)主體的內(nèi)在競爭意識，它對個體學(xué)業(yè)成就的正向影響甚至超越發(fā)展評估取向。

2) 大學(xué)生成就目標(biāo)導(dǎo)向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就的影響

回歸分析顯示，掌握目標(biāo)導(dǎo)向與成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向?qū)Υ髮W(xué)生英語學(xué)業(yè)成就具有顯著正向影響，且相對于前者，后者的正向作用更大；成績回避目標(biāo)導(dǎo)向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就的負(fù)向影響并未達(dá)到顯著，預(yù)期設(shè)想未得到證實。成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向是一種十分特別的性格特質(zhì)，它具有雙面特性，它的積極性與消極性共存狀態(tài)在西方學(xué)界一直是爭議焦點(Elliot & Moller， 2003： 339； Poortvliet et al.， 2012： 401)。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，盡管此類性格特質(zhì)被動地將自身能力高低的評價標(biāo)準(zhǔn)依附于他人，但相對于其他動機類型，此類個體對成功具有最強烈的渴望，追求正面評價與完美形象的本能使他們在外語學(xué)業(yè)成就上具有十分突出的表現(xiàn)，然而，此類人卻回避充滿挑戰(zhàn)的目標(biāo)，偏好于自身能力范圍內(nèi)的任務(wù)。有趣地是，成績回避目標(biāo)導(dǎo)向作為比較消極被動的性格特質(zhì)并未如預(yù)期設(shè)想那么負(fù)面，盡管它與自卑、欺騙態(tài)度乃至作弊等負(fù)面態(tài)度和行為息息相關(guān)(Poortvliet et al.， 2009： 197； Poortvliet et al.， 2012： 401；周小蘭、張體勤，2018： 628)，但這類特質(zhì)原本較為消極的影響為何在大學(xué)英語學(xué)習(xí)中被掩蓋，其真正原因可作為今后的研究切入點以進(jìn)一步探索。

3) 大學(xué)生成就目標(biāo)導(dǎo)向的中介效應(yīng)

回歸分析顯示，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向在競爭評估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中起到完全中介作用，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向和掌握目標(biāo)導(dǎo)向在發(fā)展評估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中同樣具有完全中介作用，但成績回避目標(biāo)導(dǎo)向的相關(guān)中介效應(yīng)未得到印證。這表明，大學(xué)英語教育管理者無法借助評估手段刺激成績回避目標(biāo)個體，這類學(xué)生的學(xué)業(yè)成就并不受外在評估情境的干擾；然而，兩類評估取向均能夠有力提升成績趨近目標(biāo)的英語學(xué)業(yè)成就，對比之下，僅發(fā)展評估取向能夠達(dá)到提升掌握目標(biāo)個體學(xué)業(yè)成就的目的。與預(yù)期一致，不同評估情境刺激下，成績趨近目標(biāo)與掌握目標(biāo)個體具有不一樣的學(xué)業(yè)成就表現(xiàn)。成績回避目標(biāo)導(dǎo)向的相關(guān)研究結(jié)果表明，如何采取行之有效的內(nèi)外干預(yù)手段激發(fā)此類個體的學(xué)習(xí)動力是一個亟待解決的研究問題，探索制約此類型學(xué)習(xí)群體追求學(xué)業(yè)成就的壁壘因素具重要的現(xiàn)實意義。總體而言，外在情境通過內(nèi)在認(rèn)知影響學(xué)業(yè)成就的關(guān)系路徑基本上得到檢驗，模型構(gòu)建的合理性也獲得印證，今后可將更多的情境變量和認(rèn)知變量納入研究框架以探索出更多影響外語學(xué)習(xí)的前置變量，使得內(nèi)外動因兼顧的研究范式得到可持續(xù)發(fā)展。

6. 結(jié)論、啟示與展望

基于以上研究，筆者得出以下幾個結(jié)論。第一，相對于大學(xué)英語競爭評估取向，發(fā)展評估取向?qū)W(xué)業(yè)成就具有更加顯著的正向影響；發(fā)展評估取向?qū)Τ煽冓吔繕?biāo)導(dǎo)向、成績回避目標(biāo)導(dǎo)向與掌握目標(biāo)導(dǎo)向均存在正向預(yù)測作用，競爭評估取向?qū)深惓煽兡繕?biāo)導(dǎo)向同樣存在正向影響，對掌握目標(biāo)導(dǎo)向的負(fù)向影響未達(dá)到顯著。第二，相對于掌握目標(biāo)導(dǎo)向，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向?qū)Υ髮W(xué)生英語學(xué)業(yè)成就具有更為顯著的正向影響，成績回避目標(biāo)導(dǎo)向?qū)τ⒄Z學(xué)業(yè)成就具有負(fù)向影響并未達(dá)到顯著。第三，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向在競爭評估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中起到完全中介作用，成績趨近目標(biāo)導(dǎo)向和掌握目標(biāo)導(dǎo)向在發(fā)展評估取向與學(xué)業(yè)成就的關(guān)系中同樣具有完全中介作用，但成績回避目標(biāo)導(dǎo)向的相關(guān)中介效應(yīng)并未存在。

根據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，筆者對大學(xué)英語教學(xué)管理實踐提出以下幾點建議。第一，與傳統(tǒng)評估模式不同，現(xiàn)實的大學(xué)英語評估設(shè)計上應(yīng)試點配比反轉(zhuǎn)，即以形成性評估為主，總結(jié)性評估為輔；這種以發(fā)展學(xué)生語言能力為主要目的的評估模式能夠使個體將注意力聚焦于語言學(xué)習(xí)的不足上，專注于學(xué)習(xí)問題而非學(xué)習(xí)結(jié)果，而總結(jié)性評估的輔助配比則有利于保持以社會比較對象為能力參標(biāo)個體的學(xué)習(xí)動力。第二，在教學(xué)過程中而非期末考試中加入競爭環(huán)節(jié)，例如在課堂設(shè)計與活動布置等語言學(xué)習(xí)情境中以個人、性別或者團(tuán)隊等為單位進(jìn)行競爭，通過優(yōu)劣對比激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)積極性；基于遵循葉克斯-唐德遜法則適度提升大學(xué)生的英語學(xué)習(xí)壓力以靠近積極壓力的峰值，這能夠顯著優(yōu)化個體的英語學(xué)業(yè)成就。第三，在大學(xué)英語教學(xué)管理上，可試點按學(xué)習(xí)主體動機類型進(jìn)行分班，根據(jù)個性差異進(jìn)行區(qū)別管理；對于掌握目標(biāo)個體，教師應(yīng)引導(dǎo)學(xué)生樹立挑戰(zhàn)性目標(biāo)，對此類學(xué)生采取適當(dāng)放權(quán)與信任管理；對于成績趨近目標(biāo)個體，教師應(yīng)根據(jù)它的雙面特質(zhì)設(shè)置個人能力范圍內(nèi)的學(xué)習(xí)目標(biāo)，在學(xué)習(xí)環(huán)境中引導(dǎo)個體樹立一個合理的社會比較對象以避免嫉妒和逃避等情緒滋生，對此類學(xué)生進(jìn)行鼓勵與監(jiān)督管理；對于成績回避目標(biāo)個體，應(yīng)在情感上投入更多的關(guān)注與關(guān)心，加強溝通以探究他們的學(xué)習(xí)障礙，利用此類學(xué)生“懼怕成為最差”這一特質(zhì)，有意識地將個體置入優(yōu)秀的學(xué)習(xí)群體以激發(fā)其潛在的學(xué)習(xí)力。

本研究基于實證明確了大學(xué)英語評估模式可以通過個體成就目標(biāo)導(dǎo)向有效地干預(yù)大學(xué)生英語學(xué)業(yè)成就，且影響顯著，但研究所采用的評估取向量表主要來源于西方管理學(xué)領(lǐng)域。測度量表雖然通過信效度的雙重檢驗，但其作為一個全新引入的測度量表，在外語學(xué)界是否具有較大的推廣性還有待進(jìn)一步檢驗。未來的研究可擴大樣本容量，將更多區(qū)域以及實施不同教學(xué)評估模式的大學(xué)納入研究范圍，將更多的中間變量納入評估手段影響學(xué)業(yè)成就的研究框架，以保障研究結(jié)論的普適性和研究脈絡(luò)的可拓展性。