表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)影響的元分析*

高 爽 張向葵

(東北師范大學(xué)心理學(xué)院, 長春 130024)

1 引言

表揚(yáng)作為一種有效的社會性策略, 教師使用表揚(yáng)激勵學(xué)生的學(xué)習(xí)動機(jī), 父母使用表揚(yáng)鼓勵孩子的積極行為(Corpus & Lepper, 2007; Kamin &Dweck, 1999; Morris & Zentall, 2014; Zentall &Morris, 2010)。自上世紀(jì)80年代以來, 西方社會對表揚(yáng)具有強(qiáng)大的信念并強(qiáng)調(diào)表揚(yáng)的重要作用,認(rèn)為通過表揚(yáng)可以影響兒童的內(nèi)在動機(jī)和自尊(Dev, 1997; Talbot, 2009; Youngs,1991)。近年來,受積極性評價理念的影響, 賞識教育和鼓勵教育等模式不斷在國內(nèi)涌現(xiàn), 這些模式都強(qiáng)調(diào)“積極評價”對于兒童發(fā)展的重要性(邢淑芬, 林崇德,俞國良, 2007), 在日常生活中, 表揚(yáng)作為具有動機(jī)性的評價方式, 常常被使用數(shù)次, 已經(jīng)成為教師和父母教育兒童的重要方式(Brummelman,Thomaes, Orobio de Castro, Overbeek, & Bushman,2014)。兒童難免經(jīng)歷困難與失敗, 此時表揚(yáng)會對兒童的內(nèi)在動機(jī)產(chǎn)生重要影響(Cimpian, Arce,Markman, & Dweck, 2007; Zentall & Morris, 2010;趙景欣, 王美芳, 2003)。

然而, 表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)的影響一直是一個充滿爭議的問題, 在心理學(xué)界普遍存在兩種對立的觀點: 一種觀點認(rèn)為表揚(yáng)對內(nèi)在動機(jī)有積極影響, 會促進(jìn)兒童的內(nèi)在動機(jī); 另一種觀點認(rèn)為表揚(yáng)對內(nèi)在動機(jī)具有消極影響, 會損害兒童的內(nèi)在動機(jī)(Henderlong & Lepper, 2002; Kamin &Dweck, 1999; 邢淑芬等, 2007 )。此外, 研究者們亦關(guān)注一些調(diào)節(jié)變量對二者關(guān)系有何影響, 如性別、年齡和文化因素。本研究通過元分析的技術(shù),進(jìn)一步深化探討表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)的影響, 以期較為客觀地描繪出表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)的關(guān)系及影響因素, 為家長及教育工作者合理使用表揚(yáng)提供科學(xué)依據(jù)。

1.1 表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)的概念

表揚(yáng)是指評價者根據(jù)有效的評價標(biāo)準(zhǔn)對他人(即接受者)的產(chǎn)品、成績或人格特質(zhì)等不同方面進(jìn)行的積極評價(Henderlong & Lepper, 2002)。表揚(yáng)從歸因理論的視角可分為能力取向的表揚(yáng)和努力取向的表揚(yáng), 能力取向的表揚(yáng)是根據(jù)兒童行為的結(jié)果對其能力所做的一種判斷評價, 努力取向的表揚(yáng)是指根據(jù)兒童完成任務(wù)的努力程度所做的一種判斷評價(Haimovitz & Corpus, 2011; 邢淑芬,俞國良, 林崇德, 2010)。眾多研究發(fā)現(xiàn), 以努力為取向的表揚(yáng)能夠增強(qiáng)內(nèi)在動機(jī), 以能力為取向的表揚(yáng)則會降低兒童的內(nèi)在動機(jī), 使兒童在應(yīng)對日后的挫折時表現(xiàn)出一種非適應(yīng)、無助的反應(yīng)模式(Haimovitz & Corpus, 2011; Kamins & Dweck, 1999;Mueller & Dweck, 1998; Pomerantz & Kempner, 2013)。

動機(jī)有外在和內(nèi)在之分, 內(nèi)在動機(jī)是指個體受到對活動本身的興趣激發(fā)而從事該活動, 對維持行為的持久性具有關(guān)鍵作用(Ryan & Deci,2000)。內(nèi)在動機(jī)作為實現(xiàn)某一目標(biāo)的內(nèi)部驅(qū)動管理系統(tǒng), 表揚(yáng)方式會影響該目標(biāo)的完成(Zentall &Morris, 2010)。相比于內(nèi)在動機(jī), 外在動機(jī)更具有未來指向性, 并且沒有內(nèi)在動機(jī)易測量, 所以在探討表揚(yáng)對動機(jī)影響時更多考慮個體的內(nèi)部動機(jī)(Henderlong & Lepper, 2002)。任務(wù)堅持性與自我評價是內(nèi)在動機(jī)的兩個重要成分(Zentall &Morris, 2010)。任務(wù)堅持性是指個體在實驗任務(wù)中面對失敗情景時而表現(xiàn)出的時間和空間的持續(xù)性。自我評價更接近于自我概念中的自尊成分, 即個體對自身能力和價值的判斷(Brummelman, Thomaes,Overbeek, et al., 2014; Henderlong & Lepper, 2002)。一般而言, 在表揚(yáng)對內(nèi)在動機(jī)影響的實驗范式中,常常從動機(jī)水平、堅持性和自我評價三個成分對兒童的內(nèi)在動機(jī)進(jìn)行測量(Cimpian et al., 2007;Kamins & Dweck, 1999; Mueller & Dweck, 1998)。以上三種實驗范式并無太大的區(qū)別, 三篇文章的第一作者都是與 Dweck合作, Kamins和 Dweck(1999)和 Cimpian等(2007) 實驗范式都引用了Mueller和Dweck (1998)所用的范式。

1.2 表揚(yáng)與兒童內(nèi)在動機(jī)關(guān)系的兩種觀點

回顧先前研究, 表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)發(fā)展的影響存在兩種不同的觀點。一種觀點認(rèn)為表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)具有積極的影響。大量研究表明,父母或教師對兒童的表揚(yáng)能夠增強(qiáng)兒童的內(nèi)在動機(jī)(Cimpian, 2010; Deci, Koestner, & Ryan, 1999; Dev,1997; Cameron & Pierce, 1994), 學(xué)業(yè)表現(xiàn)(Hancock,2002; Schunk, 1983)以及自我評價(Schunk, 1983;Talbot, 2009), 一項關(guān)于獎勵對動機(jī)影響的元分析發(fā)現(xiàn), 表揚(yáng)可以提高個體內(nèi)在動機(jī)(Deci et al.,1999)。班杜拉認(rèn)為兒童通過家長或教師的積極言語評價, 獲得自我效能感, 進(jìn)而增強(qiáng)兒童的內(nèi)在動機(jī)(Bandura, Freeman, & Lightsey, 1999)。

另一種觀點認(rèn)為表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)具有消極影響。Ginott (1965)在《Between Parent and Child》一書中有一句恰當(dāng)?shù)谋扔鳌氨頁P(yáng)就像青霉素, 不能隨意使用。使用強(qiáng)效藥有一定的標(biāo)準(zhǔn), 需要謹(jǐn)慎小心, 標(biāo)準(zhǔn)包括時間和劑量, 因為可能會引起過敏反應(yīng)”。也就是說, 表揚(yáng)如果使用不當(dāng), 會對兒童成長產(chǎn)生不良作用。一些研究發(fā)現(xiàn), 表揚(yáng)會導(dǎo)致兒童的內(nèi)在動機(jī)和任務(wù)堅持性下降(Brophy,1981; Corpus, Ogle, & Love-Geiger, 2006; Henderlong& Lepper, 2002; 馮竹青, 葛巖, 2014), 在某種程度上, 表揚(yáng)會損害兒童的內(nèi)在動機(jī)。Kohn (1996)認(rèn)為表揚(yáng)會對兒童的良好表現(xiàn)帶來壓力, 從而導(dǎo)致回避挑戰(zhàn)和自主性降低。同時, 表揚(yáng)將兒童的注意力集中到成人的控制上, 從而導(dǎo)致兒童對為何獲得表揚(yáng)的因果關(guān)系的認(rèn)識從內(nèi)部轉(zhuǎn)向外部(任國防, 張慶林, 2004)。不同的表揚(yáng)類型亦對內(nèi)在動機(jī)具有不同影響, Tang和Hall (1995)的元分析發(fā)現(xiàn), 對內(nèi)在動機(jī)的損害力度而言, 與任務(wù)相關(guān)獎勵居首, 績效獎勵次之。

1.3 表揚(yáng)與兒童內(nèi)在動機(jī)關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

在關(guān)注表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)具有積極影響還是消極影響的同時, 研究者們更關(guān)注性別、年齡、文化背景等因素對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)關(guān)系的作用,并認(rèn)為這些調(diào)節(jié)變量會影響表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)所產(chǎn)生的效果(Corpus & Lepper, 2007; Henderlong& Lepper, 2002)。在性別因素上, 一些研究認(rèn)為,表揚(yáng)對男生內(nèi)在動機(jī)的影響要低于女生(Burnett,2002; Kempner, McDonald, & Pomerantz, 2003;Corpus & Lepper, 2007)。在年齡層面上, 一項元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn), 相比于大學(xué)生, 表揚(yáng)對兒童的影響更為復(fù)雜(Deci et al., 1999)。Gunderson等人(2013)認(rèn)為, 先前有關(guān)表揚(yáng)對內(nèi)在動機(jī)影響的干預(yù)更多針對高年級被試, 然而表揚(yáng)訓(xùn)練對兒童則更具有針對性, 相對更容易地改變兒童的信念, 提高其內(nèi)在動機(jī)。此外, 在不同文化背景下, 由于文化信念的不同, 表揚(yáng)對內(nèi)在動機(jī)也會產(chǎn)生不同的影響。在集體主義文化下的中國和日本兒童, 在對表揚(yáng)的反饋與回應(yīng)上與西方背景兒童的解釋是不同的(Henderlong & Lepper, 2002)。

1.4 研究目的

綜上所述, 表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)的關(guān)系密不可分,并且表揚(yáng)對兒童的內(nèi)在動機(jī)具有重要影響。然而,表揚(yáng)對兒童的內(nèi)在動機(jī)具有促進(jìn)還是損害作用,結(jié)果仍莫衷一是。盡管早期考察獎勵對內(nèi)在動機(jī)的影響的元分析發(fā)現(xiàn), 表揚(yáng)可以增強(qiáng)個體內(nèi)在動機(jī)(Deci et al., 1999)。但該研究著重考察不同獎勵方式對內(nèi)在動機(jī)的影響, 而非針對表揚(yáng)這一評價方式。獎勵與表揚(yáng)的不同在于獎勵具有預(yù)期性,而表揚(yáng)具有非預(yù)期性。本研究納入采用表揚(yáng)對內(nèi)在動機(jī)影響研究中的經(jīng)典范式的文章, 將表揚(yáng)作為具體的影響內(nèi)在動機(jī)變量去分析二者的關(guān)系。以往, 納入元分析的多數(shù)研究都是在西方背景下展開, 本研究將把東方背景下的研究考慮進(jìn)來,以期得到更全面的結(jié)果。為了搞清楚表揚(yáng)會促進(jìn)還是損害兒童的內(nèi)在動機(jī), 以及調(diào)節(jié)變量對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)的影響, 本研究以兒童為研究樣本,進(jìn)行中英文檢索, 進(jìn)行表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)的元分析。

1.5 研究假設(shè)

綜上, 本研究對表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)的影響提出以下4點假設(shè)。H1: 表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)具有促進(jìn)作用; H2: 年齡對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)各成分具有調(diào)節(jié)效應(yīng); H3: 性別(男生比)對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)各成分調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著; H4: 文化背景對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)各成分具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)搜集

文獻(xiàn)搜集采用中文與英文數(shù)據(jù)庫檢索, 中文檢索使用到的數(shù)據(jù)庫包括: 中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫、維普期刊、中國優(yōu)秀碩士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫以及中國博士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫, 檢索關(guān)鍵詞為表揚(yáng)、表揚(yáng)方式、內(nèi)在動機(jī)、堅持性、自我評價、兒童; 英文檢索使用到數(shù)據(jù)庫包括：EBSCO、Elsevier、Proquest、ScienceDirect、SpringerLink、Web of Science, 檢索關(guān)鍵詞為praise、appraise、person praise、process praise、motivation、persistence、selfevaluation、children。此外, 也在互聯(lián)網(wǎng)上使用google學(xué)術(shù)進(jìn)行關(guān)鍵詞檢索。針對缺少原始數(shù)據(jù)及文件柜問題(the file drawer problem)而導(dǎo)致疏漏的文獻(xiàn)聯(lián)系原作者, 以發(fā)郵件的方式以獲取所需數(shù)據(jù)。

具體納入與排除標(biāo)準(zhǔn)包括：①考察表揚(yáng)對內(nèi)在動機(jī)(intrinsic motivation)、堅持性(persistence)及自我評價(self-evaluation)影響的實驗研究; ②采用 Mueller和Dweck (1998)、Kamins和Dweck(1999)或 Cimpian等(2007) 三種實驗范式之一的研究; ③報告了表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)(intrinsic motivation)、堅持性(persistence)及自我評價(self-evaluation)的具體數(shù)據(jù)(如樣本量、平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、r、F、t、β、χ2等), 以便通過轉(zhuǎn)換公式計算效應(yīng)量(effect size); ④被試樣本量大小明確;⑤報告了被試的年齡和性別; ⑥報告了所采用樣本的地域特征; ⑦排除綜述文章、重復(fù)發(fā)表文獻(xiàn)以及原始數(shù)據(jù)不全的文章。結(jié)合上述標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行檢索, 檢索時間為1998年1月至2015年12月, 最終共有 16篇文獻(xiàn), 包括 30個獨(dú)立樣本符合元分析標(biāo)準(zhǔn)(N= 2339), 具體情況見表1。

2.2 變量編碼

為探討表揚(yáng)對內(nèi)在動機(jī)影響的調(diào)節(jié)效應(yīng), 對收集到的潛在調(diào)節(jié)變量進(jìn)行特征編碼, 對潛在調(diào)節(jié)變量進(jìn)行編碼賦值, 包括連續(xù)性調(diào)節(jié)變量(continuous moderator variables)：男生比和年齡;分類調(diào)節(jié)變量(categorical moderator variables):文化背景。如果文獻(xiàn)包含多個獨(dú)立樣本, 對應(yīng)的進(jìn)行多次編碼, 具體見表2。

2.3 效應(yīng)量計算

元分析的主要目的是將已有研究進(jìn)行綜合統(tǒng)一, 獲得一個客觀的平均效應(yīng)量(effective size)。為整合表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)的影響, 在效應(yīng)量計算時采用Cohen’s d作為效應(yīng)量, 針對研究中報告了樣本量、平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差的原始數(shù)據(jù), 采用公式;針對研究中報告原始數(shù)據(jù)r值、F值、t值、χ2值等則進(jìn)行效應(yīng)量的轉(zhuǎn)換, 轉(zhuǎn)換公式如下:r=(Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein,2009; Card, 2012)。

2.4 異質(zhì)性檢驗

由元分析觀測值所獲得的效應(yīng)量包括兩部分:真實效應(yīng)量和誤差, 誤差會造成效應(yīng)量部分虛假,若虛假部分超過統(tǒng)計范圍, 則所獲得的效應(yīng)量為異質(zhì), 需要進(jìn)行異質(zhì)性檢驗。異質(zhì)性檢驗的目的是檢驗研究所得的平均效應(yīng)量是否異質(zhì), 一般常使用χ2作為異質(zhì)性Q檢驗的指標(biāo)。Q檢驗的公式為,Zri為第i個效應(yīng)量,SE為平均效應(yīng)量(Borenstein et al.,2009)。Borenstein等人(2009)認(rèn)為在異質(zhì)性檢驗時,選擇哪個計算模型依賴于我們各項研究是否擁有相同的效應(yīng)尺度的期望以及分析目的。在進(jìn)行元分析之前要從理論和實際層面選好模型, 不能先從固定效應(yīng)模型進(jìn)行假設(shè)檢驗, 再去檢驗隨機(jī)效應(yīng)模型。當(dāng)納入元分析的所有研究之間差異很大,就不能只關(guān)注平均效應(yīng)量, 而是探討不同研究之間的差異, 如研究方法、不同群體等潛在因素對元分析造成的影響, 此時選擇隨機(jī)效應(yīng)模型比較適宜(Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein,2010)。當(dāng)所選模型為隨機(jī)效應(yīng)模型時, 需要對模型進(jìn)行修正, 即將各研究的權(quán)重進(jìn)行調(diào)整, 具體的公式如下(Borenstein et al., 2009)：。

表2 元分析變量編碼賦值表

2.5 數(shù)據(jù)分析及處理程序

應(yīng)用Office 2010與SPSS 20.0進(jìn)行前期的文獻(xiàn)整理與編碼, 通過 R語言的 meta、metacor、metafor程序包進(jìn)行元分析效應(yīng)量的計算和出版偏差檢驗, 最后使用SPSS 20.0及Mplus 6.0進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。

3 結(jié)果

3.1 表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)成分的效應(yīng)值檢驗

3.1.1 異質(zhì)性檢驗

表3結(jié)果顯示表揚(yáng)?動機(jī)成分的Q值未達(dá)到統(tǒng)計學(xué)上顯著水平, 選擇固定效應(yīng)模型。表揚(yáng)?堅持性成分(p< 0.05)與表揚(yáng)?自我評價成分(p<0.05)達(dá)到統(tǒng)計學(xué)上顯著水平, 根據(jù)H> 1.5, 研究間存在異質(zhì)性; 或當(dāng)I2值超過 25%、50%、75%時, 分別提示研究間具有低度、中度及高度異質(zhì)性(鄭明華, 2013), 并且, 在解釋I2的同時, 需要說明Tau-squared, 其作用在于分配各研究的權(quán)重,調(diào)整真實變異(Borenstein et al., 2009)。進(jìn)一步分析異質(zhì)性程度發(fā)現(xiàn), 表揚(yáng)?堅持性成分與表揚(yáng)?自我評價成分的H值均大于1.5且I2超過50%, 所以選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

表3 表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)成分異質(zhì)性檢驗結(jié)果

3.1.2 主效應(yīng)檢驗

表4是表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)各成分主效應(yīng)檢驗結(jié)果。由此發(fā)現(xiàn), 表揚(yáng)與動機(jī)、堅持性和自我評價成分的效應(yīng)量分別為0.481、0.781和0.503。根據(jù)Cohen (1992)的標(biāo)準(zhǔn), 當(dāng)效應(yīng)量d為0.2、0.5、0.8時, 分別對應(yīng)效應(yīng)量小、中、大的界限, 那么主效應(yīng)檢驗的結(jié)果顯示, 表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)各成分的效應(yīng)量均屬于中等效應(yīng)量, 這一結(jié)果支持本研究的H1。

表4 表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)成分主效應(yīng)檢驗結(jié)果

3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

對表揚(yáng)?堅持性和表揚(yáng)?自我評價兩個隨機(jī)效應(yīng)模型的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗, 分別針對連續(xù)性調(diào)節(jié)變量(continuous moderator variables)和分類調(diào)節(jié)變量(categorical moderator variables)分別進(jìn)行調(diào)節(jié)作用檢驗。對被試年齡進(jìn)行調(diào)節(jié)作用檢驗發(fā)現(xiàn), 年齡對表揚(yáng)?堅持性成分(Q= 0.01,p> 0.05)和表揚(yáng)?自我評價(Q= 1,p> 0.05)成分的調(diào)節(jié)作用均不顯著, 未能支持本研究的 H2; 對被試性別進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 性別對表揚(yáng)?堅持性成分(Q= 2.44,p> 0.05)和表揚(yáng)?自我評價(Q= 1.09,p> 0.05)成分的調(diào)節(jié)作用均不顯著, 具體見表 5,該結(jié)果支持本研究的H3; 對文化背景進(jìn)行調(diào)節(jié)分析發(fā)現(xiàn), 文化背景對表揚(yáng)?堅持性成分調(diào)節(jié)作用顯著(Q= 4.038,p< 0.05), 西方文化背景下表揚(yáng)與動機(jī)的效應(yīng)量(d= 0.82)要高于東方(d= 0.32),文化背景對表揚(yáng)?自我評價調(diào)節(jié)作用不顯著(Q=0.78,p> 0.05)具體見表6, 綜上所述, 支持本研究的H4。

此外, 本研究采用漏斗圖(trim-and-fill funnel plot)及失安全數(shù)(fail-safe number)兩種方式對元分析的出版偏差進(jìn)行檢驗, 如圖 1所示, 橫軸是有效應(yīng)量轉(zhuǎn)化而來的Fisher Z值, 縱軸為其標(biāo)準(zhǔn)差。若漏斗圖的效應(yīng)量左右分布均勻, 則說明元分析無發(fā)表偏倚性, 反之則有發(fā)表偏倚性(Rothstein, Sutton, & Borenstein, 2006)。由圖可知,本次納入元分析的文獻(xiàn)整體上均勻?qū)ΨQ性良好。根據(jù)Rosenthal (1991)失安全數(shù)原則, 即當(dāng)安全篇數(shù)大于 5K+10 (K為元分析樣本數(shù)), 則認(rèn)為未顯著的研究不會影響元分析的結(jié)果。由表 4可知, 表揚(yáng)?動機(jī)成分(fsn =238.82)和表揚(yáng)?堅持性成分(fsn =161.83)的失安全數(shù)均大于 5K+10, 這說明這兩個成分不具有發(fā)表偏差, 表揚(yáng)?自我評價成分的失安全數(shù)(fsn =23.56)小于 5K+10, 說明表揚(yáng)?自我評價成分可能有發(fā)表偏差。

表5 年齡及性別對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)成分的調(diào)節(jié)作用檢驗

表6 文化背景對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)成分的調(diào)節(jié)作用檢驗

圖1 效應(yīng)量分布的漏斗圖

4 討論

4.1 表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)的主效應(yīng)

運(yùn)用元分析的方法, 對 30個獨(dú)立樣本(N=2339)進(jìn)行了定量分析發(fā)現(xiàn), 表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)各成分呈中等效應(yīng)量, 說明表揚(yáng)對兒童的內(nèi)在動機(jī)具有促進(jìn)作用, 這一結(jié)果與表揚(yáng)對兒童內(nèi)在動機(jī)影響的大量研究結(jié)果相一致(Cimpian et al., 2007;Kamins & Dweck, 1999; Mueller & Dweck, 1998;邢淑芬等, 2010)。行為主義理論強(qiáng)調(diào)表揚(yáng)在行為與結(jié)果之間條件性關(guān)系中發(fā)揮作用, 表揚(yáng)被兒童視為一個積極的強(qiáng)化刺激, 它通過加強(qiáng)兒童行為與積極結(jié)果之間的聯(lián)結(jié)強(qiáng)度, 增加了兒童積極行為在未來發(fā)生的可能性(Cameron, 2002)。班杜拉認(rèn)為表揚(yáng)是兒童發(fā)展自我調(diào)節(jié)能力的一個重要途徑, 有助于發(fā)展兒童的自我效能感, 進(jìn)而增強(qiáng)兒童的內(nèi)在動機(jī)(Bandura et al., 1999)。可見, 社會學(xué)習(xí)理論更強(qiáng)調(diào)表揚(yáng)對兒童動機(jī)的促進(jìn)作用是通過自我效能感實現(xiàn)的。自我決定理論更為強(qiáng)調(diào)自主性(autonomy)即個體的自由選擇性是內(nèi)在動機(jī)的一個關(guān)鍵性因素, 將自主性作為內(nèi)在動機(jī)的重要組成部分, 認(rèn)為自主性能夠提高個體對自我能力的評估, 從而提高個體的內(nèi)在動機(jī)(陳志霞, 吳豪,2008)。

主效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn), 表揚(yáng)與堅持性和自我評價具有中等效應(yīng)量, 說明表揚(yáng)對兒童在失敗后任務(wù)的堅持性和自我評價上具有預(yù)測作用。研究表明,在任務(wù)失敗后, 兒童會出現(xiàn)兩種不同的反應(yīng)模式,適應(yīng)不良的無助反應(yīng)(helpless responses)和適應(yīng)性的掌握取向反應(yīng)(mastery-oriented responses), 一些兒童在遭遇失敗時會表現(xiàn)出無助反應(yīng)模式, 任務(wù)堅持性和自我評價下降, 導(dǎo)致消極情緒增加(Dweck, 2012; 邴倩, 2004), 該反應(yīng)與兒童的歸因方式有關(guān)。非個人表揚(yáng)使用越多, 兒童在任務(wù)失敗后表現(xiàn)出更積極的堅持性和自我評價(Cimpian,2007; Zentall & Morris, 2010)。兒童的自我評價在某種程度上接近于自尊的成分, 即對自己能力和價值的判斷, 許多研究認(rèn)為表揚(yáng)可以提高兒童的自尊(Hewitt, 1998; Twenge, 2006), 最近的研究發(fā)現(xiàn), 表揚(yáng)對低自尊兒童具有適得其反的作用(Brummelman et al., 2014)。低自尊的兒童認(rèn)為別人是因為自己的成就表現(xiàn)而關(guān)注自己, 他們害怕失去別人的關(guān)注, 尤其是能力取向的表揚(yáng), 會放大低自尊兒童的自我關(guān)注, 在任務(wù)失敗后產(chǎn)生更多的無價值感。

此外, 表揚(yáng)通過對學(xué)生歸因方式的影響, 進(jìn)而影響其內(nèi)在動機(jī)。從歸因角度, 表揚(yáng)可區(qū)分為能力取向和努力取向兩種方式(邢淑芬等, 2010)。能力取向的表揚(yáng)是根據(jù)兒童行為的結(jié)果對其能力所做的一種判斷評價, 主要反映兒童的能力水平;努力取向的表揚(yáng)是根據(jù)兒童完成任務(wù)的努力程度所做的一種判斷評價。從表揚(yáng)與動機(jī)各項研究的基本資料發(fā)現(xiàn)大量研究的表揚(yáng)類型對因變量動機(jī)、堅持性及自我評價具有影響, 表現(xiàn)為努力取向的表揚(yáng)(如 process praise, praised for effort,non-generic praise和過程表揚(yáng)等)要優(yōu)于能力取向的表揚(yáng)(如 person praise, praise for intelligence,generic praise和個人表揚(yáng)等)。內(nèi)隱智力理論(Implicit Theory of Intelligence)是指個體自身對智力的本質(zhì)的看法, 分為智力固存觀和智力發(fā)展觀,也稱為心理定向(Mind-set) (Dweck, 2010)。一般認(rèn)為, 持智力固存觀的個體以自身智力為取向, 認(rèn)為智力是固定的特質(zhì); 持智力發(fā)展觀的個體則以努力程度為取向, 認(rèn)為智力是可以發(fā)展的(邢淑芬,俞國良, 林崇德, 2011)。內(nèi)隱智力理論隱藏于個體的內(nèi)在心理世界, 深刻影響個體的認(rèn)知、情感和行為, 使個體在失敗時表現(xiàn)出不同的認(rèn)知?情感?行為反應(yīng)(Mueller & Dweck, 1998; Kamins &Dweck, 1999; Mihlon, 2010)。據(jù)此, 對兒童進(jìn)行不同類型的表揚(yáng)時, 兒童會根據(jù)內(nèi)隱智力理論將不同歸因取向表揚(yáng)方式進(jìn)一步地進(jìn)行解釋, 繼而影響兒童的內(nèi)在動機(jī)。

4.2 年齡、性別和文化背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)

研究發(fā)現(xiàn), 由于各項研究間不同研究方法和被試群體的影響, 會導(dǎo)致元分析的結(jié)果受到其他潛在調(diào)節(jié)變量的影響。同時, 結(jié)合數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),表揚(yáng)?動機(jī)成分選擇固定效應(yīng)模型, 表揚(yáng)?堅持性和表揚(yáng)?自我評價成分選擇隨機(jī)模型, 這說明表揚(yáng)?堅持性和表揚(yáng)?自我評價成分的效應(yīng)量并非同質(zhì), 它們受到調(diào)節(jié)變量的影響。Card (2012)認(rèn)為相比于效應(yīng)量, 研究者往往對調(diào)節(jié)變量更感興趣。為進(jìn)一步探討調(diào)節(jié)變量對表揚(yáng)與動機(jī)關(guān)系的影響,分別對被試的年齡、性別和文化背景進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。

調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn), 年齡對表揚(yáng)?堅持性和表揚(yáng)?自我評價成分的調(diào)節(jié)作用不顯著。已有研究結(jié)果關(guān)于內(nèi)在動機(jī)的發(fā)展趨勢具有不同的觀點,一種觀點認(rèn)為隨著年齡的增長, 兒童的動機(jī)水平呈下降趨勢(賈小娟, 胡衛(wèi)平, 武寶軍, 2012); 另一種觀點認(rèn)為兒童4歲到7歲時, 其內(nèi)在動機(jī)均有顯著提高(張榮華, 陳會昌, 2007)。一項追蹤研究發(fā)現(xiàn)父母的表揚(yáng)能夠預(yù)測兒童5年后的動機(jī)水平(Gunderson et al., 2013), 本研究年齡調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著, 這可能由于本研究所納入的樣本群體為兒童, 相對較固定, 體現(xiàn)不出發(fā)展階段的差異。自我驗證理論(self-verification theory)認(rèn)為個體為了獲得對外界的控制感和預(yù)測感, 會不斷地尋求或引發(fā)與其自我概念一致的反饋, 從而保持并強(qiáng)化他們原有的自我概念(辜美惜, 2004)。隨著年齡的增長, 個體更傾向通過對自我概念的肯定去維持控制感和預(yù)測感(Haimovitz & Corpus, 2011)。高年級的學(xué)生比低年級的學(xué)生感受到更多的表揚(yáng), 并作出更積極的反應(yīng), 進(jìn)而提高其內(nèi)在動機(jī)。這也從另一個角度說明了兒童的年齡因素對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)不具有顯著調(diào)節(jié)作用。

對性別進(jìn)行調(diào)節(jié)作用檢驗發(fā)現(xiàn), 男生對表揚(yáng)?堅持性和表揚(yáng)?自我評價成分的預(yù)測不顯著, 已有研究發(fā)現(xiàn)相比于男生, 女生更容易受外在評價的影響(Roberts, 1991), 母親對兒童進(jìn)行表揚(yáng)時,女孩會比男孩的自我價值高(Kempner et al., 2003),這與本研究調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果相符合, 這可能是由社會性別角色期待的差異所導(dǎo)致, 相對于女孩易受外在評價影響, 男孩則更注重內(nèi)心的標(biāo)準(zhǔn), 不同的表揚(yáng)類型對他們的影響并不顯著。同時, 也有研究從任務(wù)類型而產(chǎn)生的性別刻板印象進(jìn)行解釋,性別刻板印象(gender stereotype)是指人們對男性或女性在行為、人格特征等方面的期望、要求和籠統(tǒng)的看法(劉晅, 佐斌, 2006)。一般認(rèn)為相比于女孩, 男孩在數(shù)學(xué)上更有優(yōu)勢, 在猜字任務(wù)上有所不足, 從而導(dǎo)致男孩在實驗任務(wù)上表現(xiàn)出自我價值降低, 進(jìn)而導(dǎo)致內(nèi)在動機(jī)下降(Corpus &Lepper, 2007; Steele, 1997)。

此外, 本結(jié)果表明, 文化背景對表揚(yáng)?堅持性成分調(diào)節(jié)作用顯著, 西方文化背景下表揚(yáng)與動機(jī)的效應(yīng)量要高于東方, 這與一些跨文化的研究結(jié)果相符合(Stevenson et al., 1990; Morris & Peng,1994)。這可能是由于文化因素本身所導(dǎo)致的差異,Lehman等人認(rèn)為文化是某一特定群體共享的不同于其他群體的一系列行為準(zhǔn)則與認(rèn)知(Lehman,Chiu, & Schaller, 2004)。東方文化背景下的個體更傾向相互依靠的集體主義, 西方文化背景下的個體傾向于個人主義(Iyengar & Lepper, 1999), 個人主義下的兒童將表揚(yáng)作為肯定自己的能力與價值的方式, 提高個體的內(nèi)在動機(jī)。處于東方文化背景下的兒童更多持有智力的發(fā)展觀, 強(qiáng)調(diào)努力的重要性, 處于西方文化背景下的兒童更加強(qiáng)調(diào)能力的重要性(Henderlong & Lepper, 2002; Salili,1996)。當(dāng)兒童接受表揚(yáng)時, 不同文化背景下的個體會進(jìn)行不同的歸因解釋, 從而對表揚(yáng)與動機(jī)的關(guān)系產(chǎn)生了影響, 這也就解釋了西方兒童的表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)的效應(yīng)量要高于東方兒童。

4.3 研究不足與展望

首先, 在技術(shù)層面, 由于元分析檢索要求納入發(fā)表與未發(fā)表的文獻(xiàn), 由于作者個人因素等原因, 難免導(dǎo)致遺漏部分?jǐn)?shù)據(jù); 其次, 本次元分析納入的研究效應(yīng)量在調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗中, 年齡因素未對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)起到預(yù)測作用, 將來應(yīng)注意考慮到不同年齡發(fā)展階段的群體,以更好地豐富研究; 再次, 本次元分析僅對年齡、性別和文化背景進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗, 以后的研究可探索是否有其他潛在調(diào)節(jié)變量對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)有調(diào)節(jié)作用;最后, 關(guān)于文化背景的調(diào)節(jié)檢驗發(fā)現(xiàn), 文化背景對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)具有預(yù)測作用, 其更深入的機(jī)制及影響因素是值得研究探討的。

5 結(jié)論

以兒童為被試樣本, 探討表揚(yáng)對內(nèi)在動機(jī)影響的元分析結(jié)果如下：

(1)表揚(yáng)對兒童的內(nèi)在動機(jī)起積極作用;

(2)性別(男生比)對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)不具有顯著調(diào)節(jié)作用, 表現(xiàn)為表揚(yáng)對男生內(nèi)在動機(jī)的影響不明顯;

(3)不同文化背景對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)的調(diào)節(jié)作用顯著, 表現(xiàn)為西方背景對表揚(yáng)與內(nèi)在動機(jī)的影響高于東方。

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