调节聚焦对高中生毅力水平的影响：学业情绪的中介作用(3)
具体来看，促进定向与高兴(r=0.45，p<0.001)、高兴与毅力(r=0.22，p<0.001)之间的路径系数均显著，说明高兴在促进定向与毅力之间起中介作用，中介效应为0.45×0.22=0.10，且促进定向与毅力(r=0.10，p<0.05)之问的路径系数也显著。因此高兴在促进定向到毅力之间起部分中介作用。
此外，促进定向与沮丧(r=0.11，p<0.01)、沮丧与毅力(r=-0.32，p<0.001)之间的路径系数均显著，说明沮丧在促进定向与毅力之间起中介作用，中介效应为0.11×0.32=0.04，且促进定向与毅力(r=0.10，p<0.05)之间的路径系数也显著。因此沮丧在促进定向到毅力之间也起部分中介作用。而由于促进定向与预防定向之间显著相关(r=0.44，p<0.001)，所以在该中介模型基础上再控制与促进定向显著相关的额外变量即预防定向的影响，结果发现，除促进定向与沮丧之间的路径系数由原模型的显著(r=0.11，p<0.01)变为不显著(r=-0.06，p=0.18)之外，其他路径系数显著性保持不变。
3.2.2 满足、生气在预防定向与毅力关系之间的中介效应检验
以毅力为因变量、预防定向为自变量做回归分析，结果发现预防定向对毅力的负向预测作用显著(R2=0.049，β促进=0.12，β预防=-0.09，p<0.001)，再加人满足和生气两个中介变量后的中介模型(如图2)，模型的各项拟合指标如下：x2/df=2.09(x2=2.09，df=1)，RMSEA=0.041，CFI=0.99，NFI=0.99，RFI=0.94，TLI=0.97，IFI=0.99，说明模型拟合指标良好。
具体来看，预防定向与满足(r=-0.04，p>0.05)之间的路径系数不显著，因此满足在预防定向到毅力之间没有中介作用；而预防定向与生气(r=0.37，p<0.001)、生气与毅力(r=-0.18，p<0.001)之间的路径系数均显著，且预防定向与毅力(r=0.02，p>0.05)之间的路径系数不显著，因此生气在预防定向到毅力之间起完全中介作用。同上，由于预防定向与促进定向之间显著相关(r=0.44，p<0.001)，所以在该中介模型基础上再控制与预防定向显著相关的额外变量即促进定向的影响，结果发现，除预防定向与满足之间的路径系数由原模型的不显著(r=-0.04，p=0.33)变为显著(r=-0.16，p<0.001)之外，其他路径系数显著性保持不变。
4 讨论
4.1 高中生毅力水平的特点
从本研究的结果可知，高中生的毅力水平随着年级和性别的不同而存在显著性差异：高一学生的毅力水平显著高于高二学生，男生的毅力水平显著高于女生。这与小学生和大学生的情况有些类似。魏军等人(2014)发现。小学生自我评价的学习坚持性水平较高，并存在显著的性别差异与年级差异；而朱丽芳(2005)的研究显示，大学生学习坚持性虽然在性别、年级上的主效应都不显著，但随年级升高反而降低，大学毕业前一年是转折期，此后开始有所上升。以往的这些研究表明，不同群体学生的毅力特征会根据他们所处的环境和面对的不同压力而有所不同。这一解释也可以用来分析本研究高中生的毅力状况差异。高一学生的毅力水平显著高于高二学生，可能是因为高一学生刚进入高中阶段，充满新鲜感和对未来的美好期待而学习兴趣较大，而高二学生经过高一之后可能对学习有所厌倦，或者在为直接面临高考压力的高三的冲刺储备能量，而在学习上可能有所放松。男生的毅力水平显著高于女生，可能是因为男生的心理承受能力相较于女生而言更强，遇到困难时更容易坚持。但是真实情况是否如此，未来可以采用纵向追踪法对高中生的毅力发展变化及其原因作出进一步的考察。
4.2 变量间的关系分析
本研究发现，促进定向与毅力呈显著正相关，而预防定向与毅力的相关并不显著，这与已有的一些研究结论一致(Rusu et al.，2013)，但与另外一些有关预防定向因减少分心而导致更加坚持的研究结果不一致(Higgins，2008)。有关于学业情绪与毅力的关系结论与已有的研究一致，即积极情绪(高兴、满足)与毅力显著正相关，而消极情绪(生气、沮丧)与毅力显著负相关(Ainley et al.，2005；Pekrun et al.，2002；刘玉霞等，2011)。积极的情绪体验能够引导学生的持续性注意，促进学生更好地调节自己的学习过程，从而提高其毅力水平；反之，消极的情绪体验则不利于使学生保有学习兴趣，从而更有可能半途而废。
针对不同调节定向与学业情绪的相关，促进定向与高兴、沮丧显著正相关，这与调节聚焦理论所描述的结论一致(Brockner&Higgins，2001)；而预防定向与该理论的结果却有所出入：它与生气显著正相关，但是与满足的负相关并不显著。究其原因，其一，由于调节聚焦理论的促进定向与预防定向这两个维度之间的相关显著(r=0.44，p<0.001)。所以将促进定向的影响剔除后看两者的偏相关系数，结果发现预防定向与满足的偏相关系数显著(r=-0.14，p<0.001)；其二，本研究的研究对象是高中生群体，该群体所反映出来的高中生的学业情绪与调节聚焦的关系是否完全与调节聚焦理论中所推导出的促进定向和预防定向与情绪的关系一致，还有待后续研究进一步证实。
4.3 调节聚焦与毅力的关系：学业情绪的中介作用
从本研究结果可知，高兴、沮丧在促进定向与高中生的毅力水平之间存在部分中介效应。促进定向对高中生的毅力水平有着稳定的预测作用，并且这种影响部分是两者之间的直接作用，部分是通过高兴和沮丧这类情绪的中介发生的。这与本研究的假设一致，促进定向通过高兴的中介增强毅力，通过沮丧的中介而降低毅力。这就是为什么以往研究对于促进定向与毅力之间关系的研究存在相互矛盾的原因。促进定向与毅力之间有时可能存在正相关，也可能存在负相关。即使存在正相关，也不能说明促进定向就一定能够正向预测毅力水平，它可能部分正向预测毅力，也可能部分通过积极的情绪(如高兴)的中介而正向预测毅力，但也可能部分通过消极情绪(如沮丧)的中介而负向预测毅力。可能的解释是，促进定向的高中生更加在意积极结果的出现，更渴望达到理想的目标，因此当积极结果出现或者感觉很有希望时，他们更多地体会到高兴，从而在愉快、高兴的状态下更加容易坚持不懈，从而毅力水平不断提高：而当积极结果缺失或者觉得希望渺茫时，他们更多地体会到沮丧，从而在难过、无助的状态下更加容易选择放弃，从而毅力水平会下降。而且，在促进定向所导致的这两种情绪之中，高兴这一积极情绪属于高唤醒，沮丧这一消极情绪属于低唤醒(Baas et al.，2008)，可能导致高兴的正向中介作用强于沮丧的负向中介作用，两种中介作用相互抵消，可能导致在本研究中促进定向与毅力之间呈现显著正相关。
对于预防定向、学业情绪与高中生毅力水平的关系，本研究发现，生气在预防定向与高中生毅力水平之间存在完全中介效应。即，预防定向对毅力的稳定性的预测作用是完全通过生气这种情绪发生的，在预防定向与毅力之间不存在显著的直接效应，这与以往的研究结果一致(Rusu et al.，2013)。但与另外一些有关预防定向导致坚持的研究结果不一致(Higgins，2008)。也就是说，预防定向的高中生更加在意要避免消极结果(例如考试失利)的出现，当消极结果出现时，他们会出于羞愧或难以接受而明显地体验到生气，从而毅力水平降低。而预防定向到满足的路径系数并不显著，可能原因是预防定向的高中生对于消极结果(例如考试失利)的缺失的感受性并不十分强烈，从而中介模型中这一条线路不成立。这一结果说明。预防定向与毅力之间还可能呈现非显著的相关，对毅力没有直接的预测作用，但这并不意味着，预防定向对毅力没有影响，而是能够通过生气这一消极情绪的完全中介作用而间接地负向预测毅力。由于预防定向所导致的生气这一消极情绪属于高唤醒情绪，而所导致的满足这一积极情绪属于低唤醒情绪，前者的中介作用略强于后者的中介作用，而且两者的中介作用整体水平都偏低，因此两种情绪的正负中介作用相互抵消的结果，可能导致预防定向与毅力之间整体上呈现出非显著相关。
本研究探索了调节聚焦、学业情绪对高中生毅力水平的影响机制，对学生的动机一情绪一行为系统有了更深入的认识，鼓励教师在教学过程中能够结合学生的不同调节定向，关注他们的情绪变化，从这个角度去思考如何培养学生的毅力品质，使其保持持续努力，取得更大的学业成就。未来的研究可以采取纵向研究或者实验研究来进一步确定本研究所揭示的变量之间的因果关系。
5 结论
(1)高中生男生的毅力水平显著高于女生，高一年级的毅力水平显著高于高二年级。(2)高中生的调节聚焦并一定完全直接导致毅力的增强或降低，而是通过学业情绪作为中介而间接影响毅力的。促进定向通过高兴的中介增强毅力，通过沮丧的中介而降低毅力：预防定向通过生气的中介而降低毅力，但是满足的中介作用不显著。 (唐铭 刘儒德 高钦 庄鸿娟 魏军 邸妙词)
此外，促进定向与沮丧(r=0.11，p<0.01)、沮丧与毅力(r=-0.32，p<0.001)之间的路径系数均显著，说明沮丧在促进定向与毅力之间起中介作用，中介效应为0.11×0.32=0.04，且促进定向与毅力(r=0.10，p<0.05)之间的路径系数也显著。因此沮丧在促进定向到毅力之间也起部分中介作用。而由于促进定向与预防定向之间显著相关(r=0.44，p<0.001)，所以在该中介模型基础上再控制与促进定向显著相关的额外变量即预防定向的影响，结果发现，除促进定向与沮丧之间的路径系数由原模型的显著(r=0.11，p<0.01)变为不显著(r=-0.06，p=0.18)之外，其他路径系数显著性保持不变。
3.2.2 满足、生气在预防定向与毅力关系之间的中介效应检验
以毅力为因变量、预防定向为自变量做回归分析，结果发现预防定向对毅力的负向预测作用显著(R2=0.049，β促进=0.12，β预防=-0.09，p<0.001)，再加人满足和生气两个中介变量后的中介模型(如图2)，模型的各项拟合指标如下：x2/df=2.09(x2=2.09，df=1)，RMSEA=0.041，CFI=0.99，NFI=0.99，RFI=0.94，TLI=0.97，IFI=0.99，说明模型拟合指标良好。
具体来看，预防定向与满足(r=-0.04，p>0.05)之间的路径系数不显著，因此满足在预防定向到毅力之间没有中介作用；而预防定向与生气(r=0.37，p<0.001)、生气与毅力(r=-0.18，p<0.001)之间的路径系数均显著，且预防定向与毅力(r=0.02，p>0.05)之间的路径系数不显著，因此生气在预防定向到毅力之间起完全中介作用。同上，由于预防定向与促进定向之间显著相关(r=0.44，p<0.001)，所以在该中介模型基础上再控制与预防定向显著相关的额外变量即促进定向的影响，结果发现，除预防定向与满足之间的路径系数由原模型的不显著(r=-0.04，p=0.33)变为显著(r=-0.16，p<0.001)之外，其他路径系数显著性保持不变。
4 讨论
4.1 高中生毅力水平的特点
从本研究的结果可知，高中生的毅力水平随着年级和性别的不同而存在显著性差异：高一学生的毅力水平显著高于高二学生，男生的毅力水平显著高于女生。这与小学生和大学生的情况有些类似。魏军等人(2014)发现。小学生自我评价的学习坚持性水平较高，并存在显著的性别差异与年级差异；而朱丽芳(2005)的研究显示，大学生学习坚持性虽然在性别、年级上的主效应都不显著，但随年级升高反而降低，大学毕业前一年是转折期，此后开始有所上升。以往的这些研究表明，不同群体学生的毅力特征会根据他们所处的环境和面对的不同压力而有所不同。这一解释也可以用来分析本研究高中生的毅力状况差异。高一学生的毅力水平显著高于高二学生，可能是因为高一学生刚进入高中阶段，充满新鲜感和对未来的美好期待而学习兴趣较大，而高二学生经过高一之后可能对学习有所厌倦，或者在为直接面临高考压力的高三的冲刺储备能量，而在学习上可能有所放松。男生的毅力水平显著高于女生，可能是因为男生的心理承受能力相较于女生而言更强，遇到困难时更容易坚持。但是真实情况是否如此，未来可以采用纵向追踪法对高中生的毅力发展变化及其原因作出进一步的考察。
4.2 变量间的关系分析
本研究发现，促进定向与毅力呈显著正相关，而预防定向与毅力的相关并不显著，这与已有的一些研究结论一致(Rusu et al.，2013)，但与另外一些有关预防定向因减少分心而导致更加坚持的研究结果不一致(Higgins，2008)。有关于学业情绪与毅力的关系结论与已有的研究一致，即积极情绪(高兴、满足)与毅力显著正相关，而消极情绪(生气、沮丧)与毅力显著负相关(Ainley et al.，2005；Pekrun et al.，2002；刘玉霞等，2011)。积极的情绪体验能够引导学生的持续性注意，促进学生更好地调节自己的学习过程，从而提高其毅力水平；反之，消极的情绪体验则不利于使学生保有学习兴趣，从而更有可能半途而废。
针对不同调节定向与学业情绪的相关，促进定向与高兴、沮丧显著正相关，这与调节聚焦理论所描述的结论一致(Brockner&Higgins，2001)；而预防定向与该理论的结果却有所出入：它与生气显著正相关，但是与满足的负相关并不显著。究其原因，其一，由于调节聚焦理论的促进定向与预防定向这两个维度之间的相关显著(r=0.44，p<0.001)。所以将促进定向的影响剔除后看两者的偏相关系数，结果发现预防定向与满足的偏相关系数显著(r=-0.14，p<0.001)；其二，本研究的研究对象是高中生群体，该群体所反映出来的高中生的学业情绪与调节聚焦的关系是否完全与调节聚焦理论中所推导出的促进定向和预防定向与情绪的关系一致，还有待后续研究进一步证实。
4.3 调节聚焦与毅力的关系：学业情绪的中介作用
从本研究结果可知，高兴、沮丧在促进定向与高中生的毅力水平之间存在部分中介效应。促进定向对高中生的毅力水平有着稳定的预测作用，并且这种影响部分是两者之间的直接作用，部分是通过高兴和沮丧这类情绪的中介发生的。这与本研究的假设一致，促进定向通过高兴的中介增强毅力，通过沮丧的中介而降低毅力。这就是为什么以往研究对于促进定向与毅力之间关系的研究存在相互矛盾的原因。促进定向与毅力之间有时可能存在正相关，也可能存在负相关。即使存在正相关，也不能说明促进定向就一定能够正向预测毅力水平，它可能部分正向预测毅力，也可能部分通过积极的情绪(如高兴)的中介而正向预测毅力，但也可能部分通过消极情绪(如沮丧)的中介而负向预测毅力。可能的解释是，促进定向的高中生更加在意积极结果的出现，更渴望达到理想的目标，因此当积极结果出现或者感觉很有希望时，他们更多地体会到高兴，从而在愉快、高兴的状态下更加容易坚持不懈，从而毅力水平不断提高：而当积极结果缺失或者觉得希望渺茫时，他们更多地体会到沮丧，从而在难过、无助的状态下更加容易选择放弃，从而毅力水平会下降。而且，在促进定向所导致的这两种情绪之中，高兴这一积极情绪属于高唤醒，沮丧这一消极情绪属于低唤醒(Baas et al.，2008)，可能导致高兴的正向中介作用强于沮丧的负向中介作用，两种中介作用相互抵消，可能导致在本研究中促进定向与毅力之间呈现显著正相关。
对于预防定向、学业情绪与高中生毅力水平的关系，本研究发现，生气在预防定向与高中生毅力水平之间存在完全中介效应。即，预防定向对毅力的稳定性的预测作用是完全通过生气这种情绪发生的，在预防定向与毅力之间不存在显著的直接效应，这与以往的研究结果一致(Rusu et al.，2013)。但与另外一些有关预防定向导致坚持的研究结果不一致(Higgins，2008)。也就是说，预防定向的高中生更加在意要避免消极结果(例如考试失利)的出现，当消极结果出现时，他们会出于羞愧或难以接受而明显地体验到生气，从而毅力水平降低。而预防定向到满足的路径系数并不显著，可能原因是预防定向的高中生对于消极结果(例如考试失利)的缺失的感受性并不十分强烈，从而中介模型中这一条线路不成立。这一结果说明。预防定向与毅力之间还可能呈现非显著的相关，对毅力没有直接的预测作用，但这并不意味着，预防定向对毅力没有影响，而是能够通过生气这一消极情绪的完全中介作用而间接地负向预测毅力。由于预防定向所导致的生气这一消极情绪属于高唤醒情绪，而所导致的满足这一积极情绪属于低唤醒情绪，前者的中介作用略强于后者的中介作用，而且两者的中介作用整体水平都偏低，因此两种情绪的正负中介作用相互抵消的结果，可能导致预防定向与毅力之间整体上呈现出非显著相关。
本研究探索了调节聚焦、学业情绪对高中生毅力水平的影响机制，对学生的动机一情绪一行为系统有了更深入的认识，鼓励教师在教学过程中能够结合学生的不同调节定向，关注他们的情绪变化，从这个角度去思考如何培养学生的毅力品质，使其保持持续努力，取得更大的学业成就。未来的研究可以采取纵向研究或者实验研究来进一步确定本研究所揭示的变量之间的因果关系。
5 结论
(1)高中生男生的毅力水平显著高于女生，高一年级的毅力水平显著高于高二年级。(2)高中生的调节聚焦并一定完全直接导致毅力的增强或降低，而是通过学业情绪作为中介而间接影响毅力的。促进定向通过高兴的中介增强毅力，通过沮丧的中介而降低毅力：预防定向通过生气的中介而降低毅力，但是满足的中介作用不显著。 (唐铭 刘儒德 高钦 庄鸿娟 魏军 邸妙词)