高 爽 张向葵

(东北师范大学心理学院, 长春 130024)

1 引言

表扬作为一种有效的社会性策略, 教师使用表扬激励学生的学习动机, 父母使用表扬鼓励孩子的积极行为(Corpus & Lepper, 2007; Kamin &Dweck, 1999; Morris & Zentall, 2014; Zentall &Morris, 2010)。自上世纪80年代以来, 西方社会对表扬具有强大的信念并强调表扬的重要作用,认为通过表扬可以影响儿童的内在动机和自尊(Dev, 1997; Talbot, 2009; Youngs,1991)。近年来,受积极性评价理念的影响, 赏识教育和鼓励教育等模式不断在国内涌现, 这些模式都强调“积极评价”对于儿童发展的重要性(邢淑芬, 林崇德,俞国良, 2007), 在日常生活中, 表扬作为具有动机性的评价方式, 常常被使用数次, 已经成为教师和父母教育儿童的重要方式(Brummelman,Thomaes, Orobio de Castro, Overbeek, & Bushman,2014)。儿童难免经历困难与失败, 此时表扬会对儿童的内在动机产生重要影响(Cimpian, Arce,Markman, & Dweck, 2007; Zentall & Morris, 2010;赵景欣, 王美芳, 2003)。

然而, 表扬对儿童内在动机的影响一直是一个充满争议的问题, 在心理学界普遍存在两种对立的观点: 一种观点认为表扬对内在动机有积极影响, 会促进儿童的内在动机; 另一种观点认为表扬对内在动机具有消极影响, 会损害儿童的内在动机(Henderlong & Lepper, 2002; Kamin &Dweck, 1999; 邢淑芬等, 2007 )。此外, 研究者们亦关注一些调节变量对二者关系有何影响, 如性别、年龄和文化因素。本研究通过元分析的技术,进一步深化探讨表扬对儿童内在动机的影响, 以期较为客观地描绘出表扬与内在动机的关系及影响因素, 为家长及教育工作者合理使用表扬提供科学依据。

1.1 表扬与内在动机的概念

表扬是指评价者根据有效的评价标准对他人(即接受者)的产品、成绩或人格特质等不同方面进行的积极评价(Henderlong & Lepper, 2002)。表扬从归因理论的视角可分为能力取向的表扬和努力取向的表扬, 能力取向的表扬是根据儿童行为的结果对其能力所做的一种判断评价, 努力取向的表扬是指根据儿童完成任务的努力程度所做的一种判断评价(Haimovitz & Corpus, 2011; 邢淑芬,俞国良, 林崇德, 2010)。众多研究发现, 以努力为取向的表扬能够增强内在动机, 以能力为取向的表扬则会降低儿童的内在动机, 使儿童在应对日后的挫折时表现出一种非适应、无助的反应模式(Haimovitz & Corpus, 2011; Kamins & Dweck, 1999;Mueller & Dweck, 1998; Pomerantz & Kempner, 2013)。

动机有外在和内在之分, 内在动机是指个体受到对活动本身的兴趣激发而从事该活动, 对维持行为的持久性具有关键作用(Ryan & Deci,2000)。内在动机作为实现某一目标的内部驱动管理系统, 表扬方式会影响该目标的完成(Zentall &Morris, 2010)。相比于内在动机, 外在动机更具有未来指向性, 并且没有内在动机易测量, 所以在探讨表扬对动机影响时更多考虑个体的内部动机(Henderlong & Lepper, 2002)。任务坚持性与自我评价是内在动机的两个重要成分(Zentall &Morris, 2010)。任务坚持性是指个体在实验任务中面对失败情景时而表现出的时间和空间的持续性。自我评价更接近于自我概念中的自尊成分, 即个体对自身能力和价值的判断(Brummelman, Thomaes,Overbeek, et al., 2014; Henderlong & Lepper, 2002)。一般而言, 在表扬对内在动机影响的实验范式中,常常从动机水平、坚持性和自我评价三个成分对儿童的内在动机进行测量(Cimpian et al., 2007;Kamins & Dweck, 1999; Mueller & Dweck, 1998)。以上三种实验范式并无太大的区别, 三篇文章的第一作者都是与 Dweck合作, Kamins和 Dweck(1999)和 Cimpian等(2007) 实验范式都引用了Mueller和Dweck (1998)所用的范式。

1.2 表扬与儿童内在动机关系的两种观点

回顾先前研究, 表扬对儿童内在动机发展的影响存在两种不同的观点。一种观点认为表扬对儿童内在动机具有积极的影响。大量研究表明,父母或教师对儿童的表扬能够增强儿童的内在动机(Cimpian, 2010; Deci, Koestner, & Ryan, 1999; Dev,1997; Cameron & Pierce, 1994), 学业表现(Hancock,2002; Schunk, 1983)以及自我评价(Schunk, 1983;Talbot, 2009), 一项关于奖励对动机影响的元分析发现, 表扬可以提高个体内在动机(Deci et al.,1999)。班杜拉认为儿童通过家长或教师的积极言语评价, 获得自我效能感, 进而增强儿童的内在动机(Bandura, Freeman, & Lightsey, 1999)。

另一种观点认为表扬对儿童内在动机具有消极影响。Ginott (1965)在《Between Parent and Child》一书中有一句恰当的比喻“表扬就像青霉素, 不能随意使用。使用强效药有一定的标准, 需要谨慎小心, 标准包括时间和剂量, 因为可能会引起过敏反应”。也就是说, 表扬如果使用不当, 会对儿童成长产生不良作用。一些研究发现, 表扬会导致儿童的内在动机和任务坚持性下降(Brophy,1981; Corpus, Ogle, & Love-Geiger, 2006; Henderlong& Lepper, 2002; 冯竹青, 葛岩, 2014), 在某种程度上, 表扬会损害儿童的内在动机。Kohn (1996)认为表扬会对儿童的良好表现带来压力, 从而导致回避挑战和自主性降低。同时, 表扬将儿童的注意力集中到成人的控制上, 从而导致儿童对为何获得表扬的因果关系的认识从内部转向外部(任国防, 张庆林, 2004)。不同的表扬类型亦对内在动机具有不同影响, Tang和Hall (1995)的元分析发现, 对内在动机的损害力度而言, 与任务相关奖励居首, 绩效奖励次之。

1.3 表扬与儿童内在动机关系的调节变量

在关注表扬对儿童内在动机具有积极影响还是消极影响的同时, 研究者们更关注性别、年龄、文化背景等因素对表扬与内在动机关系的作用,并认为这些调节变量会影响表扬对儿童内在动机所产生的效果(Corpus & Lepper, 2007; Henderlong& Lepper, 2002)。在性别因素上, 一些研究认为,表扬对男生内在动机的影响要低于女生(Burnett,2002; Kempner, McDonald, & Pomerantz, 2003;Corpus & Lepper, 2007)。在年龄层面上, 一项元分析结果发现, 相比于大学生, 表扬对儿童的影响更为复杂(Deci et al., 1999)。Gunderson等人(2013)认为, 先前有关表扬对内在动机影响的干预更多针对高年级被试, 然而表扬训练对儿童则更具有针对性, 相对更容易地改变儿童的信念, 提高其内在动机。此外, 在不同文化背景下, 由于文化信念的不同, 表扬对内在动机也会产生不同的影响。在集体主义文化下的中国和日本儿童, 在对表扬的反馈与回应上与西方背景儿童的解释是不同的(Henderlong & Lepper, 2002)。

1.4 研究目的

综上所述, 表扬与内在动机的关系密不可分,并且表扬对儿童的内在动机具有重要影响。然而,表扬对儿童的内在动机具有促进还是损害作用,结果仍莫衷一是。尽管早期考察奖励对内在动机的影响的元分析发现, 表扬可以增强个体内在动机(Deci et al., 1999)。但该研究着重考察不同奖励方式对内在动机的影响, 而非针对表扬这一评价方式。奖励与表扬的不同在于奖励具有预期性,而表扬具有非预期性。本研究纳入采用表扬对内在动机影响研究中的经典范式的文章, 将表扬作为具体的影响内在动机变量去分析二者的关系。以往, 纳入元分析的多数研究都是在西方背景下展开, 本研究将把东方背景下的研究考虑进来,以期得到更全面的结果。为了搞清楚表扬会促进还是损害儿童的内在动机, 以及调节变量对表扬与内在动机的影响, 本研究以儿童为研究样本,进行中英文检索, 进行表扬与内在动机的元分析。

1.5 研究假设

综上, 本研究对表扬对儿童内在动机的影响提出以下4点假设。H1: 表扬对儿童内在动机具有促进作用; H2: 年龄对表扬与内在动机各成分具有调节效应; H3: 性别(男生比)对表扬与内在动机各成分调节效应不显著; H4: 文化背景对表扬与内在动机各成分具有调节效应。

2 研究方法

2.1 文献搜集

文献搜集采用中文与英文数据库检索, 中文检索使用到的数据库包括: 中国知网、万方数据库、维普期刊、中国优秀硕士学位论文全文数据库以及中国博士学位论文全文数据库, 检索关键词为表扬、表扬方式、内在动机、坚持性、自我评价、儿童; 英文检索使用到数据库包括：EBSCO、Elsevier、Proquest、ScienceDirect、SpringerLink、Web of Science, 检索关键词为praise、appraise、person praise、process praise、motivation、persistence、selfevaluation、children。此外, 也在互联网上使用google学术进行关键词检索。针对缺少原始数据及文件柜问题(the file drawer problem)而导致疏漏的文献联系原作者, 以发邮件的方式以获取所需数据。

具体纳入与排除标准包括：①考察表扬对内在动机(intrinsic motivation)、坚持性(persistence)及自我评价(self-evaluation)影响的实验研究; ②采用 Mueller和Dweck (1998)、Kamins和Dweck(1999)或 Cimpian等(2007) 三种实验范式之一的研究; ③报告了表扬与内在动机(intrinsic motivation)、坚持性(persistence)及自我评价(self-evaluation)的具体数据(如样本量、平均数、标准差、r、F、t、β、χ2等), 以便通过转换公式计算效应量(effect size); ④被试样本量大小明确;⑤报告了被试的年龄和性别; ⑥报告了所采用样本的地域特征; ⑦排除综述文章、重复发表文献以及原始数据不全的文章。结合上述标准进行检索, 检索时间为1998年1月至2015年12月, 最终共有 16篇文献, 包括 30个独立样本符合元分析标准(N= 2339), 具体情况见表1。

2.2 变量编码

为探讨表扬对内在动机影响的调节效应, 对收集到的潜在调节变量进行特征编码, 对潜在调节变量进行编码赋值, 包括连续性调节变量(continuous moderator variables)：男生比和年龄;分类调节变量(categorical moderator variables):文化背景。如果文献包含多个独立样本, 对应的进行多次编码, 具体见表2。

2.3 效应量计算

元分析的主要目的是将已有研究进行综合统一, 获得一个客观的平均效应量(effective size)。为整合表扬对儿童内在动机的影响, 在效应量计算时采用Cohen’s d作为效应量, 针对研究中报告了样本量、平均数、标准差的原始数据, 采用公式;针对研究中报告原始数据r值、F值、t值、χ2值等则进行效应量的转换, 转换公式如下:r=(Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein,2009; Card, 2012)。

2.4 异质性检验

由元分析观测值所获得的效应量包括两部分:真实效应量和误差, 误差会造成效应量部分虚假,若虚假部分超过统计范围, 则所获得的效应量为异质, 需要进行异质性检验。异质性检验的目的是检验研究所得的平均效应量是否异质, 一般常使用χ2作为异质性Q检验的指标。Q检验的公式为,Zri为第i个效应量,SE为平均效应量(Borenstein et al.,2009)。Borenstein等人(2009)认为在异质性检验时,选择哪个计算模型依赖于我们各项研究是否拥有相同的效应尺度的期望以及分析目的。在进行元分析之前要从理论和实际层面选好模型, 不能先从固定效应模型进行假设检验, 再去检验随机效应模型。当纳入元分析的所有研究之间差异很大,就不能只关注平均效应量, 而是探讨不同研究之间的差异, 如研究方法、不同群体等潜在因素对元分析造成的影响, 此时选择随机效应模型比较适宜(Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein,2010)。当所选模型为随机效应模型时, 需要对模型进行修正, 即将各研究的权重进行调整, 具体的公式如下(Borenstein et al., 2009)：。

表2 元分析变量编码赋值表

2.5 数据分析及处理程序

应用Office 2010与SPSS 20.0进行前期的文献整理与编码, 通过 R语言的 meta、metacor、metafor程序包进行元分析效应量的计算和出版偏差检验, 最后使用SPSS 20.0及Mplus 6.0进行调节效应检验。

3 结果

3.1 表扬与内在动机成分的效应值检验

3.1.1 异质性检验

表3结果显示表扬−动机成分的Q值未达到统计学上显著水平, 选择固定效应模型。表扬−坚持性成分(p< 0.05)与表扬−自我评价成分(p<0.05)达到统计学上显著水平, 根据H> 1.5, 研究间存在异质性; 或当I2值超过 25%、50%、75%时, 分别提示研究间具有低度、中度及高度异质性(郑明华, 2013), 并且, 在解释I2的同时, 需要说明Tau-squared, 其作用在于分配各研究的权重,调整真实变异(Borenstein et al., 2009)。进一步分析异质性程度发现, 表扬−坚持性成分与表扬−自我评价成分的H值均大于1.5且I2超过50%, 所以选择随机效应模型。

表3 表扬与内在动机成分异质性检验结果

3.1.2 主效应检验

表4是表扬与内在动机各成分主效应检验结果。由此发现, 表扬与动机、坚持性和自我评价成分的效应量分别为0.481、0.781和0.503。根据Cohen (1992)的标准, 当效应量d为0.2、0.5、0.8时, 分别对应效应量小、中、大的界限, 那么主效应检验的结果显示, 表扬与内在动机各成分的效应量均属于中等效应量, 这一结果支持本研究的H1。

表4 表扬与内在动机成分主效应检验结果

3.2 调节效应检验

对表扬−坚持性和表扬−自我评价两个随机效应模型的调节效应进行检验, 分别针对连续性调节变量(continuous moderator variables)和分类调节变量(categorical moderator variables)分别进行调节作用检验。对被试年龄进行调节作用检验发现, 年龄对表扬−坚持性成分(Q= 0.01,p> 0.05)和表扬−自我评价(Q= 1,p> 0.05)成分的调节作用均不显著, 未能支持本研究的 H2; 对被试性别进行调节效应分析发现, 性别对表扬−坚持性成分(Q= 2.44,p> 0.05)和表扬−自我评价(Q= 1.09,p> 0.05)成分的调节作用均不显著, 具体见表 5,该结果支持本研究的H3; 对文化背景进行调节分析发现, 文化背景对表扬−坚持性成分调节作用显著(Q= 4.038,p< 0.05), 西方文化背景下表扬与动机的效应量(d= 0.82)要高于东方(d= 0.32),文化背景对表扬−自我评价调节作用不显著(Q=0.78,p> 0.05)具体见表6, 综上所述, 支持本研究的H4。

此外, 本研究采用漏斗图(trim-and-fill funnel plot)及失安全数(fail-safe number)两种方式对元分析的出版偏差进行检验, 如图 1所示, 横轴是有效应量转化而来的Fisher Z值, 纵轴为其标准差。若漏斗图的效应量左右分布均匀, 则说明元分析无发表偏倚性, 反之则有发表偏倚性(Rothstein, Sutton, & Borenstein, 2006)。由图可知,本次纳入元分析的文献整体上均匀对称性良好。根据Rosenthal (1991)失安全数原则, 即当安全篇数大于 5K+10 (K为元分析样本数), 则认为未显著的研究不会影响元分析的结果。由表 4可知, 表扬−动机成分(fsn =238.82)和表扬−坚持性成分(fsn =161.83)的失安全数均大于 5K+10, 这说明这两个成分不具有发表偏差, 表扬−自我评价成分的失安全数(fsn =23.56)小于 5K+10, 说明表扬−自我评价成分可能有发表偏差。

表5 年龄及性别对表扬与内在动机成分的调节作用检验

表6 文化背景对表扬与内在动机成分的调节作用检验

图1 效应量分布的漏斗图

4 讨论

4.1 表扬与内在动机的主效应

运用元分析的方法, 对 30个独立样本(N=2339)进行了定量分析发现, 表扬与内在动机各成分呈中等效应量, 说明表扬对儿童的内在动机具有促进作用, 这一结果与表扬对儿童内在动机影响的大量研究结果相一致(Cimpian et al., 2007;Kamins & Dweck, 1999; Mueller & Dweck, 1998;邢淑芬等, 2010)。行为主义理论强调表扬在行为与结果之间条件性关系中发挥作用, 表扬被儿童视为一个积极的强化刺激, 它通过加强儿童行为与积极结果之间的联结强度, 增加了儿童积极行为在未来发生的可能性(Cameron, 2002)。班杜拉认为表扬是儿童发展自我调节能力的一个重要途径, 有助于发展儿童的自我效能感, 进而增强儿童的内在动机(Bandura et al., 1999)。可见, 社会学习理论更强调表扬对儿童动机的促进作用是通过自我效能感实现的。自我决定理论更为强调自主性(autonomy)即个体的自由选择性是内在动机的一个关键性因素, 将自主性作为内在动机的重要组成部分, 认为自主性能够提高个体对自我能力的评估, 从而提高个体的内在动机(陈志霞, 吴豪,2008)。

主效应检验发现, 表扬与坚持性和自我评价具有中等效应量, 说明表扬对儿童在失败后任务的坚持性和自我评价上具有预测作用。研究表明,在任务失败后, 儿童会出现两种不同的反应模式,适应不良的无助反应(helpless responses)和适应性的掌握取向反应(mastery-oriented responses), 一些儿童在遭遇失败时会表现出无助反应模式, 任务坚持性和自我评价下降, 导致消极情绪增加(Dweck, 2012; 邴倩, 2004), 该反应与儿童的归因方式有关。非个人表扬使用越多, 儿童在任务失败后表现出更积极的坚持性和自我评价(Cimpian,2007; Zentall & Morris, 2010)。儿童的自我评价在某种程度上接近于自尊的成分, 即对自己能力和价值的判断, 许多研究认为表扬可以提高儿童的自尊(Hewitt, 1998; Twenge, 2006), 最近的研究发现, 表扬对低自尊儿童具有适得其反的作用(Brummelman et al., 2014)。低自尊的儿童认为别人是因为自己的成就表现而关注自己, 他们害怕失去别人的关注, 尤其是能力取向的表扬, 会放大低自尊儿童的自我关注, 在任务失败后产生更多的无价值感。

此外, 表扬通过对学生归因方式的影响, 进而影响其内在动机。从归因角度, 表扬可区分为能力取向和努力取向两种方式(邢淑芬等, 2010)。能力取向的表扬是根据儿童行为的结果对其能力所做的一种判断评价, 主要反映儿童的能力水平;努力取向的表扬是根据儿童完成任务的努力程度所做的一种判断评价。从表扬与动机各项研究的基本资料发现大量研究的表扬类型对因变量动机、坚持性及自我评价具有影响, 表现为努力取向的表扬(如 process praise, praised for effort,non-generic praise和过程表扬等)要优于能力取向的表扬(如 person praise, praise for intelligence,generic praise和个人表扬等)。内隐智力理论(Implicit Theory of Intelligence)是指个体自身对智力的本质的看法, 分为智力固存观和智力发展观,也称为心理定向(Mind-set) (Dweck, 2010)。一般认为, 持智力固存观的个体以自身智力为取向, 认为智力是固定的特质; 持智力发展观的个体则以努力程度为取向, 认为智力是可以发展的(邢淑芬,俞国良, 林崇德, 2011)。内隐智力理论隐藏于个体的内在心理世界, 深刻影响个体的认知、情感和行为, 使个体在失败时表现出不同的认知−情感−行为反应(Mueller & Dweck, 1998; Kamins &Dweck, 1999; Mihlon, 2010)。据此, 对儿童进行不同类型的表扬时, 儿童会根据内隐智力理论将不同归因取向表扬方式进一步地进行解释, 继而影响儿童的内在动机。

4.2 年龄、性别和文化背景的调节效应

研究发现, 由于各项研究间不同研究方法和被试群体的影响, 会导致元分析的结果受到其他潜在调节变量的影响。同时, 结合数据分析发现,表扬−动机成分选择固定效应模型, 表扬−坚持性和表扬−自我评价成分选择随机模型, 这说明表扬−坚持性和表扬−自我评价成分的效应量并非同质, 它们受到调节变量的影响。Card (2012)认为相比于效应量, 研究者往往对调节变量更感兴趣。为进一步探讨调节变量对表扬与动机关系的影响,分别对被试的年龄、性别和文化背景进行调节效应检验。

调节效应检验发现, 年龄对表扬−坚持性和表扬−自我评价成分的调节作用不显著。已有研究结果关于内在动机的发展趋势具有不同的观点,一种观点认为随着年龄的增长, 儿童的动机水平呈下降趋势(贾小娟, 胡卫平, 武宝军, 2012); 另一种观点认为儿童4岁到7岁时, 其内在动机均有显著提高(张荣华, 陈会昌, 2007)。一项追踪研究发现父母的表扬能够预测儿童5年后的动机水平(Gunderson et al., 2013), 本研究年龄调节效应不显著, 这可能由于本研究所纳入的样本群体为儿童, 相对较固定, 体现不出发展阶段的差异。自我验证理论(self-verification theory)认为个体为了获得对外界的控制感和预测感, 会不断地寻求或引发与其自我概念一致的反馈, 从而保持并强化他们原有的自我概念(辜美惜, 2004)。随着年龄的增长, 个体更倾向通过对自我概念的肯定去维持控制感和预测感(Haimovitz & Corpus, 2011)。高年级的学生比低年级的学生感受到更多的表扬, 并作出更积极的反应, 进而提高其内在动机。这也从另一个角度说明了儿童的年龄因素对表扬与内在动机不具有显著调节作用。

对性别进行调节作用检验发现, 男生对表扬−坚持性和表扬−自我评价成分的预测不显著, 已有研究发现相比于男生, 女生更容易受外在评价的影响(Roberts, 1991), 母亲对儿童进行表扬时,女孩会比男孩的自我价值高(Kempner et al., 2003),这与本研究调节效应结果相符合, 这可能是由社会性别角色期待的差异所导致, 相对于女孩易受外在评价影响, 男孩则更注重内心的标准, 不同的表扬类型对他们的影响并不显著。同时, 也有研究从任务类型而产生的性别刻板印象进行解释,性别刻板印象(gender stereotype)是指人们对男性或女性在行为、人格特征等方面的期望、要求和笼统的看法(刘晅, 佐斌, 2006)。一般认为相比于女孩, 男孩在数学上更有优势, 在猜字任务上有所不足, 从而导致男孩在实验任务上表现出自我价值降低, 进而导致内在动机下降(Corpus &Lepper, 2007; Steele, 1997)。

此外, 本结果表明, 文化背景对表扬−坚持性成分调节作用显著, 西方文化背景下表扬与动机的效应量要高于东方, 这与一些跨文化的研究结果相符合(Stevenson et al., 1990; Morris & Peng,1994)。这可能是由于文化因素本身所导致的差异,Lehman等人认为文化是某一特定群体共享的不同于其他群体的一系列行为准则与认知(Lehman,Chiu, & Schaller, 2004)。东方文化背景下的个体更倾向相互依靠的集体主义, 西方文化背景下的个体倾向于个人主义(Iyengar & Lepper, 1999), 个人主义下的儿童将表扬作为肯定自己的能力与价值的方式, 提高个体的内在动机。处于东方文化背景下的儿童更多持有智力的发展观, 强调努力的重要性, 处于西方文化背景下的儿童更加强调能力的重要性(Henderlong & Lepper, 2002; Salili,1996)。当儿童接受表扬时, 不同文化背景下的个体会进行不同的归因解释, 从而对表扬与动机的关系产生了影响, 这也就解释了西方儿童的表扬与内在动机的效应量要高于东方儿童。

4.3 研究不足与展望

首先, 在技术层面, 由于元分析检索要求纳入发表与未发表的文献, 由于作者个人因素等原因, 难免导致遗漏部分数据; 其次, 本次元分析纳入的研究效应量在调节效应检验中, 年龄因素未对表扬与内在动机起到预测作用, 将来应注意考虑到不同年龄发展阶段的群体,以更好地丰富研究; 再次, 本次元分析仅对年龄、性别和文化背景进行调节效应检验, 以后的研究可探索是否有其他潜在调节变量对表扬与内在动机有调节作用;最后, 关于文化背景的调节检验发现, 文化背景对表扬与内在动机具有预测作用, 其更深入的机制及影响因素是值得研究探讨的。

5 结论

以儿童为被试样本, 探讨表扬对内在动机影响的元分析结果如下：

(1)表扬对儿童的内在动机起积极作用;

(2)性别(男生比)对表扬与内在动机不具有显著调节作用, 表现为表扬对男生内在动机的影响不明显;

(3)不同文化背景对表扬与内在动机的调节作用显著, 表现为西方背景对表扬与内在动机的影响高于东方。

*为纳入元分析的文献。

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