鐘毅平，易文婷

（湖南師范大學 教育科學學院，湖南 長沙 410081）

一、問題提出

人類的認知機制是有效而且富于適應性的，但是也經(jīng)常犯錯誤。當個體對客觀事物進行判斷時常常會出錯，過分自信（overconfidence）就是這種現(xiàn)象之一。以往的實證研究已證實人們通常對自己的特質(zhì)、能力會表現(xiàn)得過分自信。“過分自信”現(xiàn)象最早在美國和歐洲引起研究者的重視，多采用二擇一的常識問題進行測量。研究者從兩種不同的角度對過分自信進行定義，第一種定義認為過度自信是個體高估自身實際能力、表現(xiàn)、對事件控制水平以及成功幾率的一種認知偏差，研究者稱之為過高估計（overestimation，OE）。例如，人們常常過高估計自己完成工作的速度［1］；人們時常過高估計自己對事件的控制能力［2］。第二種定義認為過度自信是個體認為自身（能力等）要高于其他人的一種傾向，即過高定位（overplacement，OP），部分研究者習慣上把這種過高定位現(xiàn)象稱之為“優(yōu)于平均”效應（better-than-average effect，BTA）。例如，大學生們認為自己擁有比其他學生更多的優(yōu)秀特質(zhì)（Alicke，1985）［3］，88%的人都說自己的駕駛技術(shù)要在平均水平之上，而很少有人說自己比平均水平差（Svenson，1981）［4］?？偟膩碚f，過度高估是個體在評價自身絕對能力時所表現(xiàn)出的過度自信，而過高定位則是個體在評價自身相對能力時所表現(xiàn)出的一種過度自信。

那么，是否所有人對自身能力的估計均會出現(xiàn)過分自信呢？Kruger和Dunning（1999）的研究表明，并非所有人都會表現(xiàn)出過分自信的自我評估，通常低于中值成績水平的學生會顯著高估自己的得分和排名位置，而高分學生則較為謙虛，他們將此現(xiàn)象稱為“不對稱偏差”［5］。部分學者將低分學生的過分自信歸因于元認知技能和區(qū)分正誤能力的缺乏，提出“無技能—無意識”假設(shè)［5］。部分學者認為過分自信是由隨機誤差和不可靠的測量手段造成的一種回歸效應［6］。Miller和Geraci（2011）則增加了對信心指數(shù)的考察來說明低分學生雖不具備表現(xiàn)好的能力，但并非對自己“無技能”完全無意識［7］。早期也有研究者用自我提升的動機來解釋過高定位，認為：人們樂意用積極的眼光和角度去看待自己［8］。上述學者觀點要么無差別地探討了過分自信的原因，要么集中于對低分者的過分自信進行分析，而對高分者的“自謙”卻有所忽略。那么究竟什么原因促使高分被試出現(xiàn)自謙的成績預估呢？

再者，上述“不對稱偏差”研究以西方文化為背景，部分學者如Heine等人認為東亞人沒有優(yōu)于平均效應［9］。行為決策領(lǐng)域的研究表明華人在過分自信的表現(xiàn)與傳統(tǒng)的“中庸”、“謙遜”刻板形象大相徑庭，亞洲人在常識問題中表現(xiàn)出的“過分自信”更甚于歐洲人［10］。面對這些結(jié)論不一的研究結(jié)果，我們不禁猜想，中國高中生對自己實際考試成績的預估是否也會產(chǎn)生類似于國外的“不對稱偏差”呢？“考試”作為中國學生學習生活必不可少的部分，是學生們了解自我學習能力的一種方式，學生們參加過多次考試，并通過考試成績的反饋增進對自身能力的了解，從而為后續(xù)學習計劃的調(diào)整和學業(yè)目標的設(shè)定提供參照，所以準確的成績預估對其學業(yè)目標的實現(xiàn)至關(guān)重要。

研究采用高三年級的學生為對象，他們在平時的學習中已經(jīng)歷過大量的考試，獲得了相當多的成績反饋，比高中其他年紀的學生更能精確地預估自身的考試成績；并且預估項目也是其非常熟悉的領(lǐng)域，在這樣的情況下，不對稱偏差出現(xiàn)的可能性理應較小。研究結(jié)合差異分數(shù)、差異百分等級、信心指數(shù)及估計百分等級多個指標，來考察“不對稱誤差”現(xiàn)象是否存在跨文化的一致性和跨考試的穩(wěn)定性：用實際分數(shù)和估計分數(shù)之間的差異分數(shù)來考察實際成績的高估或低估；用實際百分等級與估計百分等級之間的差異分數(shù)來考察排名位置的高估或低估；用信心指數(shù)再次考察所有學生的信心水平；用估計百分等級來考察是否出現(xiàn)整體的優(yōu)于平均效應。

二、實驗一

1.目的與假設(shè)

（1）目的 考察高三學生學科考試成績預估是否會出現(xiàn)“不對稱誤差”。

（2）假設(shè) 得分較低的學生傾向于高估自己的學科成績及在全年級的排名情況，而得分較高的學生卻出現(xiàn)低估的趨勢；超過50%的學生百分等級預估等于或高于50，表現(xiàn)出整體的優(yōu)于平均效應。

2.方法

（1）對象 以湖南省某市高三學生為研究對象，隨機選取4個班186名學生為被試，其中文科班學生84人（男生21人，女生63人），理科班學生102人（男生65人，女生37人）；年齡在17～19周歲（M=17.8，SD=0.75）。

（2）材料 自編期末考試成績預估調(diào)查問卷

（3）程序 表達知情同意后，從湖南省某市高三年級隨機抽取4個班的學生作為對象，對愿意參加本研究的學生團體施測。研究在全市統(tǒng)一期末考試的前一周進行，告知所有自愿參與的學生，他們需要對即將到來的期末考試中語文和數(shù)學的成績盡可能準確地預測。首先，要求學生預估自己期末考試的語文、數(shù)學的實際得分，單科滿分為150分；其次，預估自己每科成績相對于同年級其他學生所處的百分等級，在百分量表上標明，范圍由0（我的排名處于末位）到50（我比一半的其他學生好或者差）到100（我的排名處于首位）；最后，在7點量表上標明對自己這兩項估計的信心指數(shù)（1=完全無信心，7=非常有信心）。

問卷回收，剔除無效問卷，使用Excel和SPSS錄入，采用SPSS16.0進行數(shù)據(jù)處理。

3.結(jié)果

按照語文、數(shù)學實際得分將學生分為4組，學生得分類型（底部、第二、第三、頂部四分位數(shù)）、學科劃分（文科、理科）和性別（男、女）為自變量，進行4（得分類型）×2（學科劃分）×2（性別）三因素方差分析。差異分數(shù)、差異百分等級為正則為高估，為負則為低估。

（1）語文 三項交互作用和兩兩交互作用均不顯著。各四分位數(shù)學生對語文考試的各項估計評定分數(shù)見表1。

各四分位數(shù)學生的差異分數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（3，170）=28.31，p＜0.001，?p2=0.333。底部四分位數(shù)學生高估實際成績，其他四分位數(shù)學生出現(xiàn)實際分數(shù)的整體低估，以頂部四分位數(shù)學生（高分學生）出現(xiàn)最多的低估；差異百分等級主效應顯著，F(xiàn)（3，170）=68.35，p＜0.001，?p2=0.547。底部、第二四分位數(shù)學生出現(xiàn)高估排名情況（相對位置）的現(xiàn)象，第三、頂部四分位數(shù)學生則低估了自己相對他人的排名；信心指數(shù)主效應不顯著，F(xiàn)＜1；75.26%的學生估計百分等級高于或等于50，其中底部四分位數(shù)被試的估計百分等級高于或等于50的比例為72%，出現(xiàn)整體的優(yōu)于平均效應。

（2）數(shù)學 三項交互作用和兩兩交互作用均不顯著。各四分位數(shù)學生對數(shù)學考試的各項估計評定分數(shù)見表2。

各四分位數(shù)學生的差異分數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（3，170），p＜0.001，?p2=0.16；差異百分等級主效應顯著，F(xiàn)（3，170）=25.86，p＜0.001，?p2=0.313，此兩項預估趨勢和語文的預估表現(xiàn)一致；信心指數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（3，170）=6.203，p=0.001，?p2=0.099。底部四分位數(shù)學生表現(xiàn)出明顯的信心偏低，實際得分越高的學生對自己的估計越有信心；60%被試的估計百分等級高于或等于50，其中底部四分位數(shù)學生的比例為22%，頂部四分位數(shù)學生的比例為96%，出現(xiàn)微弱的優(yōu)于平均效應。

實驗一的結(jié)果表明，各自變量之間不存在交互作用，文/理科的劃分和性別差異并未對預估產(chǎn)生影響；高三學生在對自身成績了解比較全面的情況下仍出現(xiàn)了“不對稱誤差”，這和西方的研究結(jié)果是一致的，說明此現(xiàn)象具有跨文化的一致性；兩項考試的估計百分等級均顯現(xiàn)了整體的優(yōu)于平均效應，大部分學生均認為自己的排名在中值水平之上；低分學生在語文考試的信心指數(shù)與高分學生無差異，而數(shù)學考試信心指數(shù)的預估，低分學生的信心顯著低于高分學生。

表1 期末考試語文成績預估各維度的平均分和標準差比較

表2 期末考試數(shù)學成績預估各維度的平均分和標準差比較

三、實驗二

1.目的與假設(shè)

（1）目的 考察“不對稱誤差”現(xiàn)象的穩(wěn)定性。

（2）假設(shè) 高考語文、數(shù)學的預估結(jié)果與“實驗一”中期末考試的預估結(jié)果一致；文科綜合和理科綜合考試的預估結(jié)果與語文、數(shù)學的預估結(jié)果一致。

2.方法

（1）對象 以湖南省某市高三學生為研究對象，隨機選取高三4個班學生178人參與本次問卷調(diào)查的實驗，其中文科班學生101人（男生25人，女生76人），理科班學生77人（男生50人，女生27人），年齡在 17～19周歲（M=18.0，SD=0.67）。

（2）材料 自編全國高等學校入學考試成績預估調(diào)查問卷。

（3）程序 表達知情同意后，從湖南省某市高三隨機抽取4個班的學生作為調(diào)查對象，對愿意參加的學生團體施測。實驗在“全國高等學校入學統(tǒng)一考試”的前一周進行，告知所有自愿參與的學生，他們需要對即將到來的高考相關(guān)科目（語文、數(shù)學、文綜/理綜）作出盡可能準確的預測。語文、數(shù)學、單科滿分為150分，文綜/理綜滿分為300分。首先，預估各科成績的實際得分；其次，預估自己每科成績相對于同年級其他學生所處的百分等級，在百分量表上標明，范圍由0（我的排名處于末位）到50（我比一半的其他學生好或者差）到100（我的排名處于首位）；最后，在7點量表上標明對自己這兩項估計的信心指數(shù)（1=完全無信心，7=非常有信心）。

問卷回收，剔除無效問卷，使用Excel和SPSS錄入，采用SPSS16.0進行數(shù)據(jù)處理。

2.結(jié)果

（1）語文 三項交互作用和兩兩交互作用均不顯著。各四分位數(shù)學生語文考試各項估計評定分數(shù)見表3。

各四分位數(shù)學生差異分數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（3，162）=9.18，p＜0.001，?p2=0.145，所有學生均高估語文考試得分，底部四分位數(shù)（低分學生）出現(xiàn)最多的高估；差異百分等級主效應顯著，F(xiàn)（3，162）=57.30，p＜0.001，?p2=0.515。底部、第二四分位數(shù)學生出現(xiàn)高估自身排名情況（相對位置）的現(xiàn)象，第三、頂部四分位數(shù)學生則出現(xiàn)低估；信心指數(shù)主效應不顯著，F(xiàn)＜1；75.97%學生的估計百分等級高于或等于50，出現(xiàn)了整體的優(yōu)于平均效應。

（2）數(shù)學 三項交互作用和兩兩交互作用均不顯著。各四分位數(shù)被試對數(shù)學考試的各項估計評定分數(shù)見表4-1。

文/理科學生對數(shù)學考試成績的各項估計評定分數(shù)見表4-2。

表3 大學入學考試語文成績預估各維度的平均分和標準差比較

表4-1高考數(shù)學成績預估各維度的平均分和標準差比較

表4-2 高考數(shù)學成績預估各維度的平均分和標準差比較

各四分位數(shù)學生的差異分數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（3，162）=5.74，p＜0.001，?p2=0.096；差異百分等級主效應顯著，F(xiàn)（3，162）=48.27，p＜0.001，?p2=0.47，此兩項的估計與語文成績預估一致；信心指數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（3，162）=3.35，p＜0.05，?p2=0.058，上半部分學生的信心指數(shù)高于下半部分學生的信心指數(shù)；62.36%的被試的估計百分等級高于或等于50，出現(xiàn)了整體的優(yōu)于平均效應。

同時，文/理科學生差異分數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（1，162）=38.46，p＜0.001，?p2=0.192；差異百分等級效應顯著，F(xiàn)（1，162）=13.15，p＜0.001，?p2=0.075；信心指數(shù)上也表現(xiàn)出顯著的差異，F(xiàn)（1，162）=8.25，p＜0.05，?p2=0.048，理科學生比文科學生表現(xiàn)出更多地高估得分、排名位置和信心指數(shù)。

（3）文科綜合 按照101名文科班學生的文科綜合成績所處四分位數(shù)將其分為4組，進行4（得分類型）×2（性別）兩因素方差分析；各四分位數(shù)學生文科綜合考試的各項估計評定分數(shù)見表5。

表5 高考文科綜合成績預估各維度的平均分和標準差比較

雙向交互作用不顯著，F(xiàn)＜1。

各四分位數(shù)學生的差異分數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（3，93）=8.78，p＜0.001，?p2=0.221；差異百分等級主效應顯著，F(xiàn)（3，93）=30.86，p＜0.001，?p2=0.499。底部、第二四分位數(shù)學生出現(xiàn)高估成績和排名的現(xiàn)象，第三、頂部四分位數(shù)學生出現(xiàn)微弱低估；信心指數(shù)主效 應 不 顯 著 ，F(xiàn)（3，93）=1.82，p＞0.05，?p2=0.055；59.41%的被試的估計百分等級高于或等于50，整體出現(xiàn)微弱的優(yōu)于平均效應。

同時，不同性別學生的差異百分等級主效應顯著，F(xiàn)（1，93）=5.45，p＜0.05，?p2=0.055。男生（M=4.036，SD=4.84）比女生（M=-8.516，SD=2.346）更多地高估排名位置。

（4）理科綜合 按照77名理科班學生的理科綜合成績將其分為四組，進行4（得分類型）×2（性別）兩因素方差分析。各四分位數(shù)學生理科綜合考試各項估計評定分數(shù)見表6。

雙向交互作用不顯著，F(xiàn)＜1。

各四分位數(shù)學生的差異分數(shù)主效應差異顯著，F(xiàn)（3，69）=9.47，p＜0.001，?p2=0.292。所有學生出現(xiàn)整體的高估，底部四分位數(shù)學生高估最多；差異百分等級主效應顯著，F(xiàn)（3，69）=15.66，p＜0.001，?p2=0.405，頂部四分位數(shù)學生低估了自己相對他人的排名。信心指數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（3，69）=4.18，p＜0.05，?p2=0.154；底部四分位數(shù)學生表現(xiàn)出相對較低的信心指數(shù)；76.62%的學生的估計百分等級高于或等于50，出現(xiàn)了整體的優(yōu)于平均效應。

同時，不同性別學生的差異分數(shù)主效應顯著，F(xiàn)（1，69）=7.05，p＜0.05，?p2=0.093；估計百分等級差異顯著，F(xiàn)（1，69）=4.62，p ＜0.05，?p2=0.063，男生對分數(shù)和排名的估計比女生更樂觀。

“實驗二”中對語文、數(shù)學、文科綜合、理科綜合的成績預估出現(xiàn)了與“實驗一”同樣的“不對稱誤差”。各自變量之間不存在交互作用；理科學生在數(shù)學成績的預估項比文科學生更為自信，男生在文綜、理綜科目的預估項上比女生更為自信；4科考試均顯現(xiàn)了整體的優(yōu)于平均效應，大部分被試均認為自己的排名在中值水平之上；各四分位數(shù)學生語文、文科綜合的信心指數(shù)無差別，低分學生的數(shù)學和理科綜合的信心指數(shù)顯著低于高分學生。

表6 高考理科綜合成績預估各維度的平均分和標準差比較

四、總討論

首先，“實驗一”中高三學生對語文、數(shù)學兩個科目的成績進行預估時表現(xiàn)出了“不對稱偏差”，即低分學生對成績實際得分和相對排名的估計表現(xiàn)得過于自信，而高分學生表現(xiàn)得過于自謙，得分越高的被試傾向于作出更多的低估，此現(xiàn)象具有跨文化的一致性。同樣“實驗二”的結(jié)果也顯示，對于語文、數(shù)學、文綜、理綜的預估，“不對稱偏差”始終存在，此現(xiàn)象存在跨考試科目的穩(wěn)定性。研究中采用高三的學生作為研究對象，以他們熟悉的學科考試成績作為評估項，那么，不管是高分學生還是低分學生，他們對自身的能力和相對位置理應具備“元認知洞察力”。而且優(yōu)秀學生估計的精確度并不高，這些均從一個側(cè)面說明“元認知洞察力”的缺乏不足以解釋此類現(xiàn)象。

其次，從綜合差異分數(shù)、差異百分等級和信心指數(shù)中可看出，在所有的科目預估中，高分學生在對自己所作出的兩項估計表現(xiàn)出了一貫的高信心，這與實際成績和相對位置的低估在方向上不一致。是否“怕壯”心理在困擾著他們，因此在表現(xiàn)“自己”時，這些“謙虛”的優(yōu)秀被試，為了社會贊許而動機性地進行“自貶”。楊中芳認為，至少有兩個因素使中國人對“自己”的評價比較偏低。第一，過分夸張自己的價值，是不為社會所容許的。第二，中國文化強調(diào)“自省”，亦即不斷地檢討自己，以求“自己”的向上進步，這個“自省”的過程也可能促進我們對自己的評價不會太高［11］。再看低分學生的信心指數(shù)。他們對語文考試和文綜考試的信心指數(shù)估計與高分學生并無差異，但數(shù)學、理綜考試的信心指數(shù)估計卻顯著低于高分學生，也就是說，低分學生雖然不具備取得高分的能力，但并非對自己的“無技能”表現(xiàn)完全無意識。從“自我動機”角度來看，低分學生可能為了維護自尊和社會贊許而動機性地提高實際成績和排名的估計，但同時他們又對自己所作出“過于自信”的估計表現(xiàn)略有“心虛”，表現(xiàn)為信心指數(shù)偏低。再者，學科的差異化也可能是導致有差別信心指數(shù)出現(xiàn)的原因。因為，相比數(shù)學和理綜考試，語文、文綜的主觀性試題較多，低分被試也更“期待”作出主觀上的高估。

再次，從各科目估計百分等級的預估結(jié)果可看出，大部分高三學生認為排名在中值之上，出現(xiàn)了整體的優(yōu)于平均效應，說明優(yōu)于平均效應存在跨文化的一致性。這說明，為了增強和保護自尊，任何人都需要積極地肯定自我，特別是對于低分被試而言，這種肯定則尤為重要。

最后，就研究對象而言，高中生在學校多半讀過西方傳入的書籍，也處于自我意識高漲的時期。他們在對自我的分析及表達能力方面，顯然比一般大眾好，因此他們代表研究中國人“自我”的一個偏差的樣本。楊中芳認為，自我是一個與受測者過去經(jīng)驗的影響相當深刻的概念。因此，要真正研究一般中國人的“自我”，必須離開研究“學生”這個安樂窩［12］。不然。我們很容易就會發(fā)現(xiàn)我們的研究結(jié)果，總是得到和美國人沒有分別的中國人的自我（Bond&Cheung，1983）［13］，或是千篇一律的西方理論驗證。所以，在后續(xù)的研究中，擴大研究范圍、對象選擇范圍、對象的年齡段等因素及其背后所隱藏的心理機制則顯得尤為重要。

五、結(jié) 論

首先，強調(diào)“自謙”文化氛圍并不妨礙低分被試作出過高的自我評估，“不對稱誤差”現(xiàn)象存在跨文化一致性和跨考試穩(wěn)定性。

其次，中學生表現(xiàn)出了整體的優(yōu)于平均效應，大部分學生認為自己的排名在中值水平之上。

最后，理科學生在數(shù)學成績的預估項上表現(xiàn)比文科學生表現(xiàn)得更為自信；男生比女生在文綜、理綜科目的預估項上表現(xiàn)更為自信。

［1］Buehler R，Griffin D，Ross M.Exploring the“Planning fallacy”：Why People Underestimate Their Task Completion Times［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1994，（3）：366-381.

［2］Presson P K，BenassiV A.Illusion ofControl：A meta-analytic Review［J］.Journal of Social Behavior and Personality，1996，（3）：493-510.

［3］Alicke，M.D.Global Self-evaluation as Determined by the Desirability and Controllability of Trait Adjectives［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1985，（49）：1621-1630.

［4］Svenson，O.Are We All Less Risky and More Skillful Than Our Fellow Drivers?［J］.Acta Psychologica，1981，（47）：143-148.

［5］Kruger，J.，Dunning，D.Unskilled and UnawareofIt：How Difficulties in Recognizing One’s Own Incompetence Lead to Inflated Self-assessments ［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1999，（77）：1121-1134.

［6］Krueger，J.，Mueller，R.A.Unskilled，Unaware，or Both？The Better-than-average Heuristic and Statistical Regression Predict Errors in Estimates of Own Performance［J］.JournalofPersonality and SocialPsychology，2002，（82）：180-188.

［7］Tyler M.Mille.，Lisa，Geraci.Unskilled But Aware：Reinterpreting Overconfidence in Low-Performing Students［J］.Journal of Experimental Psychology：Learning，Memory，and Cognition，2011，（2）：502-506.

［8］Taylor S E，Brown J D.Illusion and Well-being：A Social Psychological Perspective on Mental Health［J］.Psychological Bulletin，1998，（2）：193-210.

［9］Heine，S.J.WhereisTheEvidence forPancultural Self-enhancement？ A Reply to Sedikides，Gaertner，and Toguchi［J］.Journal of Personality and Social Psychology，2005，（89）：44，531-538.

［10］Yates J F，Lee J W，Shinostuka H.Beliefs about Overconfidence，Including Its Cross-national Variation［J］.Organizational Behavior and Human Decision Processes，1996，（65）：138～147.

［11］楊中芳.論述中國人的“自己”：理論與研究方向［A］.高尚仁.中國人·中國心：人格與社會篇［C］.臺北：遠流出版公司，1991.

［12］Bond，M.H，Cheung，T.S.The Spontaneous Self-concept of College Students in Hong Kong，Japan，and the United States［J］.Journal of Cross-cultural Psychology，1983，（14）：153-171.

［13］楊中芳.回顧港臺“自我”研究：理論與研究方向［A］.高尚仁.中國人·中國心：人格與社會篇［C］.臺北：遠流出版公司，1991.