越努力越幸福—中国背景下成就动机与主观幸福感的元分析*

高 峰 白学军

(1 教育部人文社会科学重点研究基地天津师范大学心理与行为研究院，天津 300387)(2 天津师范大学心理学部，天津 300387) (3 学生心理发展与学习天津市高校社会科学实验室，天津 300387)(4 燕山大学马克思主义学院，秦皇岛 066000) (5 燕山大学心理健康教育服务中心，秦皇岛 066000)

1 引言

作为一种重要的社会性动机，成就动机（achievement motivation,MA）是指个体在完成与成就相关的活动或任务的过程中，努力寻求达到既定目标的内部驱动力，也是个体把时间和精力投入到自己认为的有意义、重要的事情当中，并期望收获理想结果的推动力量（杨丹,梁三才,吴海梅,2016;Story,Hart,Stasson,& Mahoney,2009）。成就动机可以分为外显动机和内隐动机。鉴于元分析的结果表明外显动机和内隐动机有不同的结构和功能，二者是相对独立的动机系统（Spangler,1992），且外显成就动机与主观幸福感的研究较多，本研究只考察外显成就动机。成就动机的研究大都采用叶仁敏和Hagtvet（1992）修订的成就动机量表（The Achievement Motivation Scal,AMS），量表包含追求成功（MS）和避免失败（MF）两个维度。经检验，该量表具有良好的信效度（田雪玲,毛俊,郭成,2015;叶仁敏,Hagtvet,1992）。

主观幸福感（subjective well-being,SWB）是个体依据自我内化的标准对其生活状态做出的总体认知判断，具有主观性、整体性、稳定性和平衡性等特征（Diener,Suh,Lucas,& Smith,1999）。主观幸福感包括生活满意度、积极情绪和消极情绪三个维度（Diener,Oishi,& Lucas,2015），并且以上各维度相互独立（Fujita,Diener,& Sandvik,1991）。生活满意度更倾向于个体对生活状态的认知性评价，积极情绪和消极情绪则倾向于个体对生活状态的主观情绪体验（Diener & Ryan,2009）。主观幸福感的测量可以分为整体取向和维度取向两个方面。

作为积极心理学中的重要研究内容，主观幸福感不仅能够提升个体心理健康水平（刘霞,赵景欣,申继亮,2013）、社会功能表现（石国兴,祝伟娜,2008）以及生活质量（宋佳萌,范会勇,2013;Satterfield,2001）的作用，同时也是实现和谐社会不可或缺的基础（李艳艳,2015）。因此，主观幸福感的研究得到了广泛关注。

西方的研究得出了较为一致的结论，即趋近成功的动机与更高的主观幸福感有关，回避失败动机较强的个体则会有更低的主观幸福感（Elliot,Gable,& Mapes,2006;Elliot,Sheldon,& Church,1997）。然而，文化观念是主观幸福感中不可忽视的重要方面，东西方文化中幸福的含义有所差异。西方主观幸福感的概念有两个核心观点：第一，幸福是每个人与生俱来且不可剥夺的权利，个体应该对自己的幸福负责；第二，个体应该把获得幸福作为自己的价值追求，积极寻找通向幸福的道路（Lu & Gilmour,2006）。东方主观幸福感的概念与此明显不同：个体在社会化过程中，会将社会的要求与重要他人的价值观、目标等内化为自己成就动机的一部分，即成就动机强调内在与外在的平衡与和谐。（Hui,Sun,Chow,& Chu,2011）。跨文化的研究似乎显示成就动机与主观幸福感的关系在不同的文化背景下有所差异。Oishi 和Diener（2001）探究了亚裔美籍和欧裔美籍大学生的成就动机与主观幸福感之间的关系，结果发现欧裔美籍大学生的主观幸福感更多来自自主型目标追求，而亚裔美籍学生的主观幸福感更多来自依赖型目标追求。一项中国大学生和奥地利大学生的对比研究则表明，两者的成就动机有不同的维度，且成就动机对主观幸福感的预测作用也不完全一致（郝玉凤,2016）。

尽管国内有不少学者探讨了成就动机与主观幸福感的关系，但被试群体、文献来源以及测量工具等方面不尽相同，成就动机与主观幸福感的效应量不仅在不同研究中存在小、中、大不同程度的差异，有的甚至出现成就动机、追求成功的动机与主观幸福感负相关（鲁志鲲,童依,2009），以及避免失败的动机与主观幸福感正相关的结果（王征宇,2010）。为明确成就动机与主观幸福感之间的关系，本研究运用元分析技术，对现有的文献进行系统性定量分析。同时，从调节变量的角度考察被试群体和文献来源对成就动机与主观幸福感之间关系的影响，以求得到更普遍、更准确的结论。

2 研究方法

2.1 文献搜索

本研究全面搜索了中文和英文文献有关成就动机与主观幸福感的研究。中文文献主要检索中国知网数据库、维普期刊全文数据库、万方数据库和中国优秀硕士学位论文全文数据库，检索词为：成就动机、主观幸福感、生活满意度、积极情绪（情感）、消极情绪（情感）；英文数据库包括SpringerLink，Elsevier SD，EBSCO，Web of Science，OvidSP，PubMed，Google Scholar，检索词为：achievement motivation，well-being，happiness，positive emotions，negative emotions，positive affect，negative affect，life satisfaction。为了避免遗漏，还对文章的参考文献进行了人工搜索。

2.2 文献纳入与排除标准

纳入元分析研究的标准为：（1）必须是关于成就动机与主观幸福感的实证研究；（2）研究被试为中国人群体；（3）研究均使用成就动机量表（AMS）；（4）研究之间样本独立。

2.3 文献编码

编码情况如下：文献信息（作者名+发表时间）、样本量、预测变量（成就动机、追求成功的动机、避免失败的动机）、被试类型（学生、教师、军人、居民、其他人群）、性别比例（以男生在被试群体中的比值作为性别的效标）、主观幸福感测量工具（整体取向、维度取向）和文献来源（英文期刊、中文学位论文、中文核心期刊、中文普通期刊）。两名编码者依据上述要求单独编码，对不一致的文章进行协商后达成统一，最终的Kappa 值为0.91。根据Kappa 值的判断标准，0.75 及以上为一致性非常好（Orwin,1994），本研究中两名评分者的一致性达到了较高的水平。最终纳入元分析的文献47 篇，其中，中文文献44 篇，英文文献3 篇，样本量共计14616 人。对于没有报告成就动机与主观幸福感总体相关系数的文章，取成就动机与主观幸福感各个维度的相关系数的平均值作为效应值（罗榛,金灿灿,2016）。

2.4 数据处理

选用CMA 3.0（Comprehensive Meta-Analysis 3.0）进行数据处理，以相关系数r作为效应量。通过文献梳理，本研究认为被试类型和文源来源等因素可能影响成就动机与主观幸福感的关系，故采用随机效应模型进行估计。

采用Egger’ s 检验、失安全系数（fail-safe number,Nfs）两种方法来检验是否存在发表偏倚。Egger 线性回归得到的截距接近0，且不显著，则提示不存在发表偏倚（Egger & Smith,1998）；Nfs是指推翻本次研究结论（存在发表偏倚）所需研究数量的最小值。Nfs越大，偏倚的可能性越小。当Nfs值小于5k+10（k为研究的数目）时，则研究者需要警惕发表偏倚带来的风险（Viechtbauer,2007）。通过次群体分析来检验调节作用。

3 结果

3.1 异质性检验

本研究对纳入的效应量进行异质性检验，以便确定采用随机效应模型是否恰当，以及是否有必要进行调节效应分析。结果如表1所示，三个预测变量的Q值在统计学上均达到显著水平且I2均大于90%，说明研究总体的变异主要是由研究间变异导致的，也提示不同研究间的估计值差异可能受到了一些研究特征因素的干扰，可进行调节效应分析。

表1 成就动机与主观幸福感关系的随机效应模型分析

3.2 发表偏倚检验

采用Egger’ s 检验、失安全系数两种方法来检验是否存在发表偏倚，见表2。

表2 发表偏倚检验结果

表2结果表明，成就动机、追求成功的动机与避免失败的动机与主观幸福感的失安全系数分别为2398、8474、2286，即额外分别需要相应数量的研究文献才能否定成就动机、追求成功的动机与避免失败的动机与主观幸福感之间的重要关系，失安全系数远大于5k+10（k为研究个数）。3 个预测变量的Egger’s intercept 值分别是1.46、−1.74、0.79，与零差异不显著（p>0.05），说明不存在严重的发表偏倚。

3.3 主效应检验

采用随机效应模型对纳入元分析的47 篇文献进行元分析，结果显示成就动机与主观幸福感的相关强度为0.194，追求成功的动机与主观幸福感的相关强度为0.141，避免失败的动机与主观幸福感的相关强度为−0.073。通过敏感性分析来排除个别文献得出的极端值对于元分析结果造成的干扰。逐步排除每项研究，看剩余研究总效应大小，结果成就动机与主观幸福感效应量的波动范围在0.187～0.205 之间，与总效应量0.194 比较接近；追求成功的动机与主观幸福感效应量的波动范围在0.134～0.149 之间，与总效应量0.141 比较接近；避免失败的动机与主观幸福感效应量的波动范围在−0.082～−0.066 之间，与总效应量−0.073 比较接近，表明结果稳定性较好。

3.4 调节效应分析

异质性结果显示，纳入文献的整体效应量存在高异质性，提示可能存在显著的调节变量。进一步对调节变量进行次群体分析，本研究关注被试类型（教师、军人、学生、居民、其他人群），文献来源（英文期刊、中文学位论文、中文核心期刊、中文普通期刊），见表3、表4、表5。

表3 成就动机与主观幸福感的次群体分析

表4 追求成功的动机与主观幸福感的次群体分析

表5 避免失败的动机与主观幸福感的次群体分析

结果表明，被试类型（Qb=3.11,p=0.540;Qb=3.03,p=0.554;Qb=1.17,p=0.883）的调节效应均未达到显著。文献来源显著调节成就动机、避免失败的动机与主观幸福感的关系，其中，英文期刊与中文核心期刊中成就动机与主观幸福感的关系较高，中文普通期刊中成就动机与主观幸福感的关系较低；中文核心期刊中避免失败的动机与主观幸福感关系较高，中文普通期刊中避免失败的动机与主观幸福感关系较低。

4 讨论

4.1 成就动机与主观幸福感的关系

本研究筛选了47 篇文章进行元分析，全面评估了成就动机与主观幸福感的关系。结果表明成就动机与主观幸福感呈显著正相关（r=0.194），追求成功的动机与主观幸福感显著正相关（r=0.141），避免失败的动机与主观幸福感显著负相关（r=−0.073），这与多数研究结论一致，证明了成就动机在中西方文化背景下都是影响主观幸福感的重要因素，成就动机与主观幸福感之间存在密切关系。

相比于外部因素，内在的价值目标和需要会对幸福产生更大影响（Ryan & Deci,2000）。幸福感的目标理论认为，个体需求的满足或达成既定目标可以产生主观幸福感（Brunstein & Schmitt,2004），而成就动机的强度影响着成功需求的满足，以及自我实现的可能，关系到个体幸福感的高低。主观幸福感的社会比较理论已经证实个体与他人的比较会影响幸福感（Buunk,Oldersma,& de Dreu,2001）。当个体具有追求成功的动机，就会力求超越他人，而目标的实现，特别是当超过他人时，就会产生较高的主观幸福感。相反，如果个体产生了避免失败的动机，则会因为恐惧失败而消极对待当前的任务，个体越是回避当前目标，越会妨碍自我完善，从而导致较低的主观幸福。同时，追求成功的动机使得个体倾向于对积极信息进行加工，体验到更多的正向情感，而回避失败的动机则会产生相反的表现（贾如,2015）。因此，个体追求成功的动机所带来的积极心理体验更加有利于自我实现，从而使个体体验到较高的主观幸福感，而避免失败的动机对个体的消极作用则会阻碍其自我实现，降低主观幸福感水平（宋勃东,李永娟,董好叶,方平,王岩,2015）。

4.2 成就动机与主观幸福感关系的调节效应

本研究还探讨了被试类型、文献来源及主观幸福感测量工具对二者关系的调节作用，调节效应的结果发现，被试类型的调节效应不显著。说明成就动机与主观幸福感的关系具有一定的稳定性，无论是学生、教师、军人或是其他人群，成就动机对主观幸福感都有类似的影响。值得注意的是，军人成就动机、追求成功的动机与主观幸福感的相关程度相比于学生、教师等群体有较高的趋势。一项横断历史研究则表明，军人的心理健康水平随年代的变迁而越来越好（衣新发,赵倩,蔡曙山,2012）。由于纳入元分析研究的军人样本相对较少，这一趋势是否真正存在，还需要未来的研究加以验证。

文献来源的调节效应显著，英文期刊与中文核心期刊中成就动机与主观幸福感的关系较高，中文普通期刊中成就动机与主观幸福感的关系较低；中文核心期刊中避免失败的动机与主观幸福感的联系更紧密，中文普通期刊中避免失败的动机与主观幸福感的相关系数较低。一般来说，有显著性结果的文章更容易被接收和发表，从结果来看，英文期刊和中文核心期刊坚持的标准最为严格，这提示在引用和推广结论方面要更加谨慎，对范围加以必要的限定（廖友国,2014）。

调节变量的检验只分析了被试类型和文献来源，未来可进一步探究其他潜在调节变量，比如被试的生活状况、不同地域以及获得的社会支持等可能也是重要的调节变量；因为纳入的元分析研究都是横断研究，难以得出明确的因果结论，未来可尝试借助纵向研究明确成就动机与主观幸福感的因果关系。

5 结论

元分析研究显示成就动机与主观幸福感之间关系密切，追求成功的动机与主观幸福感呈显著正相关，避免失败的动机与主观幸福感呈显著负相关，文献来源可能调节成就动机与主观幸福感之间的关系。