智力思維模式量表在中國青少年中的心理計量學特性

張 闊 楊 寧 顧家月

（南開大學周恩來政府管理學院社會心理學系， 天津 300071）

1 前言

智力的思維模式（mindsets）是指個體對于智力如何形成以及是否可塑的內(nèi)隱信念 （Dweck，2006）。 美國心理學家Dweck 將個體的思維模式分為成長型思維（growth mindset）和固定型思維（fixed mindset）， 前者認為人們的智力可以通過努力加以提升，又稱為成長型智力觀；后者傾向于將智力視為一種固定的心理特質(zhì)， 又稱為實體型智力觀（Dweck， 2000）。 在研究的初期，Dweck 等人將這種關于智力可塑性的信念稱為內(nèi)隱智力理論（implicit theories of intelligence）； 后來為便于干預研究和理論傳播， 更多地稱為成長型思維理論或思維模式理論（Dweck， 2006）。 思維模式在日常生活中通常不會被個體有意識地覺察，但卻對學業(yè)歸因、自我效能感、 學習動機、 心理韌性等動機變量有重要影響（Dweck， 2012； Goldenberg et al.， 2018； Yeager et al.， 2019）。

Dweck 等人提出了基于思維模式的動機框架（motivational frameworks）模型。 該模型認為思維模式具有重要的組織功能，從而把特定的成就目標、歸因模式、努力信念整合起來并構成一個動機框架，這一框架使得個體在面對成功、失敗、挑戰(zhàn)等情境時表現(xiàn)出不同的 “認知-情感-行為” 反應 （Dweck ＆Yeager， 2019）。 相關研究表明，具有成長型思維的個體更易于接受挑戰(zhàn)性的學習目標， 面對困難時也會 具 有 更 強 的 心 理 韌 性 （Hong et al.， 1999；Dweck， et al.， 2019）。 干預研究也顯示，成長型思維干預能夠促進兒童的學習動機、 自我效能和學業(yè)成績， 增強他們遭遇挫折時的堅韌性、 努力信念（Burnette et al.， 2018；Bettinger et al.， 2018；Yeager et al.， 2019）。 一項對46 項研究的元分析表明， 成長型思維對兒童的語言和數(shù)學成績具有正向預測作用（Costa ＆ Faria， 2018）。 我國學者的研究也顯示， 成長型思維也能正向預測兒童的學習投入、學業(yè)成績和幸福感（刁春婷 等， 2020； Wang et al.， 2020； Zeng et al.， 2016）。

盡管成長型思維理論在發(fā)展、 教育和社會心理學領域產(chǎn)生了很大的影響， 但是較少有研究對智力思維模式的測量工具進行計量學分析。 1995 年，Dweck 等人編制了包含9 條目的內(nèi)隱理論量表，該量表包含內(nèi)隱智力觀、 內(nèi)隱道德觀和內(nèi)隱世界觀三個維度， 各有3 個條目， 分別用于測量個體對于智力、 道德和外部世界的可塑性信念（Dweck et al.，1995a）。后來Dweck （2000）又開發(fā)了專門的內(nèi)隱智力理論量表（Implicit Theories of Intelligence Scale，ITIS）。 鑒于國內(nèi)外研究者普遍用智力思維模式代替了內(nèi)隱智力理論的概念， 因此本次調(diào)查中將該量表稱為智力思維模式量表 （Mindsets of Intelligence Scale， MIS）。 該量表分為兒童版和成人版，分別包含6 個和8 個條目，兩個版本的條目相似度很高，區(qū)別在于兒童版量表個別條目的用詞更為淺顯， 而且總條目數(shù)較成人版略少。 此外， 根據(jù)評定對象的不同，量表也分為自我版和他人版，分別適用于對自我和他人智力可塑性的評估。

國內(nèi)外學者在開展思維模式的相關研究時，大多采用了MIS 或者該量表的各種變式（Blackwell et al.， 2007； Claro et al.， 2016； Lee， Jamieson et al.， 2019），或者在MIS 基礎上加入對目標、歸因和積極策略等變量的測量， 從而擴展為成長型思維的動機框架問卷（Gunderson， et al.， 2013）。在意義系統(tǒng)的理論框架下， 成長型思維和固定型思維被認為是邏輯上相反的兩種內(nèi)隱信念 （Dweck et al.，1995b），因此包括Dweck 在內(nèi)的很多學者在研究中經(jīng)常采用MIS 中的3 個固定型思維條目組成簡版量表，將其所得分數(shù)反向計分，作為對成長型思維的評 估 （Hong et al.， 1999； Gunderson et al.，2018）。采用這種評估方法的另一個目的是減少社會贊許性。 然而，近年來的若干研究發(fā)現(xiàn)，MIS 中成長型思維與固定型思維之間的相關性較弱（Tempelaar et al.， 2015）， 智力思維模式的單維性假設缺乏結構效度的證據(jù)（Lüftenegger ＆ Chen， 2017），這表明MIS 的結構效度仍需進一步的考察。

近年來， 成長型思維的研究得到越來越多國內(nèi)學者的關注。 由于智力思維模式量表（MIS）結構簡單、條目較少，因此國內(nèi)學者在研究中大多采用了翻譯的方式， 不同的是有些采用了完整的6 條目量表（吳弦， 2021）， 有些選用其中的4 個條目構成評定量表（田宏杰， 2019； 刁春婷 等， 2020），還有的研究者采用2 個條目進行評定（邢淑芬 等， 2011； 蘇傲雪 等， 2021）。 雖然MIS 在國內(nèi)研究中也越來越多地被使用， 但是該量表在中國兒童和青少年群體中的心理計量學特性并不明確， 信度和效度資料也不完善。 此外，Dweck 等人編制的MIS 量表 （自我版）采用了第二人稱的陳述視角，即量表各條目均以“你”為主語，如“你的智力水平是固定的，很難改變”，這與一般自陳量表所采用的第一人稱陳述視角不同。 國內(nèi)學者在翻譯和使用MIS 時，有些沿用了原量表第二人稱的陳述視角 （刁春婷 等， 2020；Dweck， 2000，2021）， 有的則改為了第一人稱的陳述視角，如“我們可以學習新知識，但卻無法改變自己的基本智力水平”（邢淑芬 等， 2011； 蘇傲雪等， 2021）。 已有研究發(fā)現(xiàn)，不同的陳述視角可能會對MIS 的效標效度（Castella ＆ Byrne， 2015）產(chǎn)生重要影響， 因此當前研究的另一個主要目的是對第一和第二人稱MIS 量表的效標效度進行比較。

鑒于國內(nèi)學者開展的關于智力思維模式的研究越來越多，當前研究擬以青少年群體為對象，考察智力思維模式量表在中國青少年群體中的心理計量學特性，著重分析其結構效度和效標效度。根據(jù)思維模式的動機框架理論，本次調(diào)查選用成就目標、努力信念、心理資本作為效標變量。研究將著重對第一和第二人稱量表的效標效度進行比較， 從而為后續(xù)的思維模式研究在測量工具的選擇方面提供經(jīng)驗證據(jù)。

2 方法

2.1 對象

在浙江省湖州市4 所初級中學進行調(diào)查， 采用方便取樣法以班級為單位發(fā)放和回收調(diào)查問卷。 共發(fā)放問卷1050 份， 剔除有規(guī)律作答和缺失無效問卷，最終回收有效調(diào)查問卷977 份。調(diào)查對象平均年齡13.57 歲，年齡的標準差為1.20。 調(diào)查對象中男生為483 名（49.44%），女生為494 名（50.56%）；初一年級學生485 名 （49.64%）， 初二年級學生492 名（50.36%）。

2.2 工具

2.2.1 智力思維模式量表（MIS）

原量表由Dweck（2000）編制，共6 個條目。本次調(diào)查的問卷翻譯采用第一人稱的陳述視角， 包括3個測量固定型思維（FM）的條目（如“我的智力水平是固定的， 很難改變”；“我的智力是我的基本特質(zhì)，我很難改變它”；“我可以學習新知識，但很難改變我真實的基本智力”），3 個測量成長型思維（GM）的條目（如“通過努力，我可以顯著地改變自己的智力水平”；“我能夠改變自己的聰慧水平”；“無論我現(xiàn)在的智力水平如何，我都可以改變很多”）。量表采用6 級計分，選項分布從1（非常不同意）到6（非常同意）。先將固定型思維的條目反向計分， 總量表的平均分越高說明成長型思維傾向越強。研究采用翻譯、專家審核、回譯、小組聚焦的流程確定條目表述。 首先請兩名英語水平優(yōu)秀的心理學專業(yè)研究生獨立地將量表條目翻譯為中文， 完成后由一名心理學專業(yè)研究人員根據(jù)兩個譯本校正完善； 然后再請有英語語用背景的研究人員將中文版思維模式量表回譯為英文并與原版進行比對，檢驗二者的語義一致性；最后由研究團隊討論確定各條目表述。 為比較陳述視角對量表效標效度的影響， 翻譯版包含了第一人稱和第二人稱兩個版本， 第一人稱版本將原量表的主語由“你”改為“我”。

2.2.2 成就目標問卷（AGM-R）

采用由Chen（2015）根據(jù)AGQ-R 修訂而成的成就目標問卷（AGM-R）。 問卷分為掌握趨近、掌握回避、 表現(xiàn)趨近和表現(xiàn)回避等四個維度， 各有3 個條目。問卷采用7 級計分，從1（非常不符合）到7（非常符合），得分越高表明受測者的掌握趨近或掌握回避傾向越強。 本次調(diào)查中該問卷各維度Cronbach’s α系數(shù)值為0.64，0.63，0.62 和0.63。

2.2.3 努力信念（EBS）

問卷由Blackwell（2002）編制，共包括9 個條目，采用6 級計分，選項分布從1（非常不同意）到6（非常同意）。 研究中通過翻譯和回譯程序形成中文問卷， 在計分時對反映消極努力信念的條目進行反向計分，然后與反映積極努力信念的條目合并計分，得分越高表明個體積極的努力信念水平越高。 在本次調(diào)查中該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)值為0.65。

2.2.4 積極心理資本問卷（PPQ）

采用張闊等（2010）編制的積極心理資本問卷，選擇其中自我效能和希望維度作為智力思維模式的效標測量。其中自我效能分問卷有7 個條目，希望分問卷有6 個條目，問卷采用7 點計分，選項分布從1（非常不符合）到7（非常符合）。 在本次調(diào)查中自我效能和希望分問卷的Cronbach’s α 系數(shù)值分別為0.78 和0.80。

2.3 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS17.0 和Amos 軟件進行數(shù)據(jù)分析。 根據(jù)問卷回收時間，將調(diào)查數(shù)據(jù)分為兩部分，分別進行探索性和驗證性因子分析， 對合并數(shù)據(jù)進行項目分析、信度分析。采用分層回歸分析比較第一和第二人稱智力思維模式量表的預測效度， 下文中分別簡稱為量表（I）和量表（U）。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

運用Harman 單因素檢驗進行共同方法偏差分析， 提取的第一個公因子的方差解釋率為20.78%，遠小于共同方法檢驗臨界值40%，表明本次調(diào)查所獲數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 描述統(tǒng)計和項目分析

對智力思維模式量表進行項目分析， 主要內(nèi)容為各條目的均值、標準差、峰度、偏度、決斷值（CR）、校正后題總相關系數(shù)（CITC）和刪除特定條目后的Cronbach’s α 系數(shù)， 具體結果見表1。 采用極端組法，按照量表總分由高到低排序，取前27%為高分組，取后27%為低分組，以獨立樣本t 檢驗考察兩組在各條目得分上的差異。從表1 中數(shù)據(jù)可見，各條目的CR 和CITC 均達到統(tǒng)計顯著性要求 （p＜0.001），顯示各條目均具有良好的區(qū)分度。 對第二人稱量表（U） 也進行了項目分析， 結果顯示各條目CR 介于35.96～51.04 （p＜0.001），CITC 介于0.46～0.69 （p＜0.001），刪項后Cronbach’s α 在0.71～0.74 之間，上述指標均與第一人稱量表接近。

表1 量表條目的描述統(tǒng)計和項目分析

3.3 信度分析

智力思維模式量表總體的Cronbach’s α 系數(shù)為0.80， 其中成長型和固定型維度分別為0.74 和0.79。間隔4 周的重測信度評估（n＝55）顯示，重測信度為0.74，其中成長型和固定型維度分別為0.69 和0.73。 為便于對照，對第二人稱的智力思維模式量表（U） 也進行了信度分析。 結果顯示： 總體的Cron-bach’s α 系數(shù)為0.78，其中成長型和固定型維度分別為0.76 和0.77；重測信度為0.72，其中成長型和固定型維度分別為0.71 和0.68，均達到了心理測量學的要求。

3.4 效度分析

3.4.1 探索性因子分析

將樣本數(shù)據(jù)分為兩半， 基于部分數(shù)據(jù)進行探索性因子分析。 預分析顯示，KMO 值為0.71，Bartlett球形檢驗結果為859.52（p＜0.001），表明數(shù)據(jù)適合因子分析。采用主成分法抽取因子，方差最大旋轉求解因子負荷，結果顯示共抽取兩個因子，初始特征值分別為2.74，1.29，累計方差解釋率約為67%。 各條目的因子負荷和共同度見表2。 對第二人稱的智力思維模式量表（U）也進行因子分析，同樣析出兩個因子，初始特征值分別為2.53 和1.54，累計方差貢獻率為68%，條目與因子的對應關系與第一人稱量表一致，各條目在主因子上的負荷介于0.62～0.89。

表2 旋轉后的因子負荷與共同度

3.4.2 驗證性因子分析

基于另一部分樣本數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析（CFA），以二因子結構作為假設模型，以單因子結構作為競爭模型， 結果顯示二因子結構的擬合效果優(yōu)于單因子結構， 兩種模型的擬合優(yōu)度指數(shù)見表3。CFA 求解的雙因素模型的項目權重見圖1， 因子負荷介于0.59～0.86，GM 和FM 因子的相關為-0.55。對第二人稱量表（U）也進行CFA，結果也顯示二因子結構的擬合指數(shù) （RMSEA＝0.07，GFI＝0.98，AGFI＝0.96）優(yōu)于單因子結構（RMSEA＝0.26，GFI＝0.80，AGFI＝0.54），顯示雙因子結構具有穩(wěn)健性。

圖1 思維模式量表驗證性因子分析模型

表3 探索性因素分析的擬合優(yōu)度檢驗

3.4.3 效標效度的檢驗和比較

以思維模式動機框架中的努力信念和成就目標以及心理資本中的自我效能和希望作為效標變量。采用Castella 和Byrne（2015）提出的分層回歸方法，檢驗和比較第一和第二人稱的智力思維模式中文版量表的效標效度。對各效標變量均采用分層回歸，模型1 中都以第二人稱量表（U）得分為預測變量；模型2 中再加入第一人稱量表（I）得分為預測變量。從表4 中的回歸分析結果可見， 模型1 中第二人稱量表（U）得分顯著預測了5 種動機變量， 但是在第一人稱量表（Ⅰ）得分被納入回歸模型后， 其回歸系數(shù)均大于第二人稱量表（U）得分的回歸系數(shù)值，并使得部分回歸模型中量表（U）得分不再顯著。 兩種人稱的量表得分均對表現(xiàn)趨近和表現(xiàn)回避無顯著預測作用。上述結果表明，相對于原量表中第二人稱的陳述視角， 本次調(diào)查中第一人稱的智力思維模式量表具有更好的效標效度。

表4 6 條目量表（I）和量表（U）對動機系統(tǒng)相關變量的預測

在國內(nèi)外的很多思維模式的相關研究中，包括不少研究者都采用了僅包括3 個固定思維條目的簡版量表， 將其反向計分后作為對成長型思維的測量。 為此，本次調(diào)查進一步采用前述的分層回歸方法， 檢驗和比較陳述視角對3 條目智力思維模式量表效標效度的影響。 從表5 中的回歸分析結果可見，模型1 中第二人稱量表（U）得分均能顯著預測各效標變量， 但是在模型2 中加入第一人稱量表（Ⅰ）得分后，量表（Ⅰ）得分的回歸系數(shù)均大于量表（U）得分的回歸系數(shù)，并使得部分量表（U）得分的回歸系數(shù)不再顯著。 上述結果表明，采用第一人稱的3 條目簡版量表的效標效度也優(yōu)于第二人稱量表。

表5 3 條目量表（I）和量表（U）對動機系統(tǒng)相關變量的預測

4 討論

當前研究檢驗了智力思維模式量表（MIS）在中國青少年群體中的心理計量學特性。 項目分析的結果顯示， 量表各條目均具有良好的區(qū)分度和合理的分數(shù)分布， 總體的內(nèi)部一致性信度和重測信度分別為0.80 和0.74。 由于重測信度評估的間隔時間相對略長， 所以重測信度系數(shù)比原量表間隔兩周的重測信度略低（Dweck， 2000），但也在良好范圍內(nèi)。 效標效度的檢驗表明， 智力思維模式量表分數(shù)能夠顯著預測動機框架中的努力信念和掌握目標， 以及心理資本中的自我效能和希望，具有良好的效標效度。國內(nèi)已有研究大多考察了智力思維模型對兒童青少年學習動機和學習行為的影響 （刁春婷 等， 2020；Wang et al.， 2020； Zeng et al.， 2016），當前研究采用心理資本中的自我效能和希望作為效標變量，拓展了效標范圍， 為智力思維模式的動機框架理論提供了進一步的效度證據(jù)。

Dweck（2000）已注意到人們對自己和他人智力或人格可塑性的認識是不同的， 為此她區(qū)分了“自我”形式和“他人”形式的測量?！白晕摇毙问降牧勘硪髠€體判斷自己的智力或人格是否可塑， 這種信念可以預測個體自身的目標選擇、 自我判斷和挫折反應；“他人” 形式的量表則要求個體判斷其他人的智力或人格是否可塑， 這方面的信念可以預測人們對他人的判斷及反應。值得注意的是，在“自我”形式的智力思維模式量表中，Dweck 等研究者采用了第二人稱“你”作為量表條目的主語（如“你的智力水平是固定的，很難改變”），這更多地體現(xiàn)了情景對話的特點，適用于對低年齡兒童的訪談調(diào)查。如果用于對青少年或成人的問卷調(diào)查， 則與自陳量表常用的第一人稱陳述視角并不一致。有研究者提出，采用第二人稱“你”作為條目的主語，可能會使部分受測者認為是在對其他人的智力可塑性進行評估， 影響作答反應的準確性（Castella ＆ Byrne， 2015）。 而且有研究發(fā)現(xiàn)， 學生對于自己和他人提高學業(yè)能力的潛力評估存在差異（K?rkk?inen et al.， 2008）。

基于上述分析， 當前研究對智力思維模式量表（MIS）的翻譯采用了第一人稱的視角，并且對采用第一人稱和第二人稱量表的心理計量學特性進行了比較。研究發(fā)現(xiàn)，兩種陳述視角的量表具有相似的分數(shù)分布，各條目的區(qū)分度、量表的內(nèi)部一致性信度和重測信度等測量學指標也十分接近，沒有明顯差異，但是在關鍵的效標效度方面， 第一人稱量表對5 個效標變量的預測均好于第二人稱量表。此前Castella和Byrne（2015）的研究也顯示，第一人稱量表比第二人稱量表能夠更好地預測無助歸因、表現(xiàn)目標、學業(yè)自我妨礙和厭學等動機框架的消極方面。 當前研究顯示， 第一人稱量表比第二人稱量表更好地預測了自我效能和希望等積極心理資本， 從而為第一人稱量表具有更好的效標效度提供了進一步的經(jīng)驗證據(jù)。當前調(diào)查中智力思維模式對表現(xiàn)趨近、表現(xiàn)回避這兩種成就目標的預測作用不顯著， 這可能是受抽樣偏差影響。 先前的一些研究也發(fā)現(xiàn)智力思維模式與表現(xiàn)目標的相關偏低， 甚至無統(tǒng)計意義（Castella＆ Byrne， 2015； Cook et al.， 2018）。

在內(nèi)隱自我理論和動機框架模型中， 成長型思維和固定型思維通常被視為內(nèi)隱智力理論這一連續(xù)體的兩端（Dweck et al.， 1995b）。按照單維性假設，成長型和固定型思維應該呈現(xiàn)出中高度的負相關。然而在已有研究中， 成長型和固定型思維的相關性在不同的研究中有較大的變異， 范圍從-0.02 到-0.78 不等，這可能受被試特點、抽樣偏差等多種因素影響（Lüftenegger ＆ Chen， 2017）。 另有研究者提出，當?shù)谝缓偷诙蜃拥奶卣髦当却笥? 時，可以認為支持了單因子結構 （Hambleton ＆ Swamniathan，1985）， 而當前調(diào)查的數(shù)據(jù)并不支持。 Dweck 等人（1995a）雖然對內(nèi)隱理論量表進行過結構效度驗證，但是當時的內(nèi)隱理論量表包含了對內(nèi)隱智力、 內(nèi)隱道德和內(nèi)隱世界觀的測量， 其中對內(nèi)隱智力的測量只包含了固定型思維的3 個條目。 此次調(diào)查基于中國青少年樣本， 對智力思維模式量表進行了結構效度分析。探索性因子分析的結果顯示，從第一和第二人稱的思維模式量表中均能析出固定型和成長型思維兩個因子。驗證性因子分析的結果也顯示，兩因子結構模型的擬合優(yōu)度明顯好于單因子模型， 而且兩因子之間存在中等程度的負相關。 先前也有探索性和驗證性因素分析的研究顯示了量表的雙因子結構以及兩因子之間中度的負相關 （Dupeyra ＆Mariné， 2005）。 以往也有研究者在結構方程建模中， 將成長型思維和固定型思維作為不同的心理結構并列呈現(xiàn)，用于對成就目標、努力信念、失敗態(tài)度等動機變量的預測（Tempelaar et al.， 2015）。不過，如果將測量能力思維模式和自我效能、 動機傾向等多個心理結構一同納入因子分析時， 則可以析出能力思維模式的單維結構（Sandra et al.， 2019），這說明因子分析結果受到內(nèi)容空間、樣本性質(zhì)、作答反應傾向等多種因素的影響。

當前調(diào)查中的效標效度分析表明， 不管是采用綜合兩因子的6 條目量表， 還是采用只有固定型思維的3 條目量表，都能有效地預測努力信念、成就目標、心理資本等動機變量，這顯示采用雙因子結構和單因子結構， 并不會對量表的實證效度產(chǎn)生關鍵影響。先前研究嘗試根據(jù)智力思維模式量表的得分，將受測個體劃分為成長型、 實體型和混合型等不同類別（Blackwell et al.， 2007），智力思維模式量表的雙因子結構也為混合型的存在提供了支持。 近來的一些研究發(fā)現(xiàn)， 只根據(jù)智力思維模式對動機結構分類的解釋力有限，在綜合考慮思維模式、成就目標、努力信念、學業(yè)情緒等多種動機變量的情況下，采用潛在剖面分析或聚類分析的方法進行分析， 能夠從個體和變量層面為動機框架的個體差異提供更有效的解釋（Yu ＆ McLellan， 2020）。 當前研究中被試樣本來源存在一定的地域性，效標變量也較為有限，有待于后續(xù)研究進一步改進。

5 結論

智力思維模式量表在中國青少年群體中具有良好的內(nèi)部一致性信度和重測信度； 量表呈現(xiàn)出雙因子結構， 綜合雙因子的量表分數(shù)和只考慮固定型思維的量表分數(shù)均具有良好的效標效度； 第一人稱的智力思維模式量表具有更好的效標效度。