張 闊 楊 寧 顧家月

（南開(kāi)大學(xué)周恩來(lái)政府管理學(xué)院社會(huì)心理學(xué)系， 天津 300071）

1 前言

智力的思維模式（mindsets）是指?jìng)€(gè)體對(duì)于智力如何形成以及是否可塑的內(nèi)隱信念 （Dweck，2006）。 美國(guó)心理學(xué)家Dweck 將個(gè)體的思維模式分為成長(zhǎng)型思維（growth mindset）和固定型思維（fixed mindset）， 前者認(rèn)為人們的智力可以通過(guò)努力加以提升，又稱為成長(zhǎng)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(shí)體型智力觀（Dweck， 2000）。 在研究的初期，Dweck 等人將這種關(guān)于智力可塑性的信念稱為內(nèi)隱智力理論（implicit theories of intelligence）； 后來(lái)為便于干預(yù)研究和理論傳播， 更多地稱為成長(zhǎng)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(huì)被個(gè)體有意識(shí)地覺(jué)察，但卻對(duì)學(xué)業(yè)歸因、自我效能感、 學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、 心理韌性等動(dòng)機(jī)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(dòng)機(jī)框架（motivational frameworks）模型。 該模型認(rèn)為思維模式具有重要的組織功能，從而把特定的成就目標(biāo)、歸因模式、努力信念整合起來(lái)并構(gòu)成一個(gè)動(dòng)機(jī)框架，這一框架使得個(gè)體在面對(duì)成功、失敗、挑戰(zhàn)等情境時(shí)表現(xiàn)出不同的 “認(rèn)知-情感-行為” 反應(yīng) （Dweck ＆Yeager， 2019）。 相關(guān)研究表明，具有成長(zhǎng)型思維的個(gè)體更易于接受挑戰(zhàn)性的學(xué)習(xí)目標(biāo)， 面對(duì)困難時(shí)也會(huì) 具 有 更 強(qiáng) 的 心 理 韌 性 （Hong et al.， 1999；Dweck， et al.， 2019）。 干預(yù)研究也顯示，成長(zhǎng)型思維干預(yù)能夠促進(jìn)兒童的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、 自我效能和學(xué)業(yè)成績(jī)， 增強(qiáng)他們?cè)庥龃煺蹠r(shí)的堅(jiān)韌性、 努力信念（Burnette et al.， 2018；Bettinger et al.， 2018；Yeager et al.， 2019）。 一項(xiàng)對(duì)46 項(xiàng)研究的元分析表明， 成長(zhǎng)型思維對(duì)兒童的語(yǔ)言和數(shù)學(xué)成績(jī)具有正向預(yù)測(cè)作用（Costa ＆ Faria， 2018）。 我國(guó)學(xué)者的研究也顯示， 成長(zhǎng)型思維也能正向預(yù)測(cè)兒童的學(xué)習(xí)投入、學(xué)業(yè)成績(jī)和幸福感（刁春婷 等， 2020； Wang et al.， 2020； Zeng et al.， 2016）。

盡管成長(zhǎng)型思維理論在發(fā)展、 教育和社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域產(chǎn)生了很大的影響， 但是較少有研究對(duì)智力思維模式的測(cè)量工具進(jìn)行計(jì)量學(xué)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(gè)維度， 各有3 個(gè)條目， 分別用于測(cè)量個(gè)體對(duì)于智力、 道德和外部世界的可塑性信念（Dweck et al.，1995a）。后來(lái)Dweck （2000）又開(kāi)發(fā)了專門的內(nèi)隱智力理論量表（Implicit Theories of Intelligence Scale，ITIS）。 鑒于國(guó)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(gè)和8 個(gè)條目，兩個(gè)版本的條目相似度很高，區(qū)別在于兒童版量表個(gè)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(píng)定對(duì)象的不同，量表也分為自我版和他人版，分別適用于對(duì)自我和他人智力可塑性的評(píng)估。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者在開(kāi)展思維模式的相關(guān)研究時(shí)，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(chǔ)上加入對(duì)目標(biāo)、歸因和積極策略等變量的測(cè)量， 從而擴(kuò)展為成長(zhǎng)型思維的動(dòng)機(jī)框架問(wèn)卷（Gunderson， et al.， 2013）。在意義系統(tǒng)的理論框架下， 成長(zhǎng)型思維和固定型思維被認(rèn)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(xué)者在研究中經(jīng)常采用MIS 中的3 個(gè)固定型思維條目組成簡(jiǎn)版量表，將其所得分?jǐn)?shù)反向計(jì)分，作為對(duì)成長(zhǎng)型思維的評(píng) 估 （Hong et al.， 1999； Gunderson et al.，2018）。采用這種評(píng)估方法的另一個(gè)目的是減少社會(huì)贊許性。 然而，近年來(lái)的若干研究發(fā)現(xiàn)，MIS 中成長(zhǎng)型思維與固定型思維之間的相關(guān)性較弱（Tempelaar et al.， 2015）， 智力思維模式的單維性假設(shè)缺乏結(jié)構(gòu)效度的證據(jù)（Lüftenegger ＆ Chen， 2017），這表明MIS 的結(jié)構(gòu)效度仍需進(jìn)一步的考察。

近年來(lái)， 成長(zhǎng)型思維的研究得到越來(lái)越多國(guó)內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。 由于智力思維模式量表（MIS）結(jié)構(gòu)簡(jiǎn)單、條目較少，因此國(guó)內(nèi)學(xué)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(gè)條目構(gòu)成評(píng)定量表（田宏杰， 2019； 刁春婷 等， 2020），還有的研究者采用2 個(gè)條目進(jìn)行評(píng)定（邢淑芬 等， 2011； 蘇傲雪 等， 2021）。 雖然MIS 在國(guó)內(nèi)研究中也越來(lái)越多地被使用， 但是該量表在中國(guó)兒童和青少年群體中的心理計(jì)量學(xué)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(yǔ)，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(guó)內(nèi)學(xué)者在翻譯和使用MIS 時(shí)，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(xué)習(xí)新知識(shí)，但卻無(wú)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(huì)對(duì)MIS 的效標(biāo)效度（Castella ＆ Byrne， 2015）產(chǎn)生重要影響， 因此當(dāng)前研究的另一個(gè)主要目的是對(duì)第一和第二人稱MIS 量表的效標(biāo)效度進(jìn)行比較。

鑒于國(guó)內(nèi)學(xué)者開(kāi)展的關(guān)于智力思維模式的研究越來(lái)越多，當(dāng)前研究擬以青少年群體為對(duì)象，考察智力思維模式量表在中國(guó)青少年群體中的心理計(jì)量學(xué)特性，著重分析其結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)效度。根據(jù)思維模式的動(dòng)機(jī)框架理論，本次調(diào)查選用成就目標(biāo)、努力信念、心理資本作為效標(biāo)變量。研究將著重對(duì)第一和第二人稱量表的效標(biāo)效度進(jìn)行比較， 從而為后續(xù)的思維模式研究在測(cè)量工具的選擇方面提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

2 方法

2.1 對(duì)象

在浙江省湖州市4 所初級(jí)中學(xué)進(jìn)行調(diào)查， 采用方便取樣法以班級(jí)為單位發(fā)放和回收調(diào)查問(wèn)卷。 共發(fā)放問(wèn)卷1050 份， 剔除有規(guī)律作答和缺失無(wú)效問(wèn)卷，最終回收有效調(diào)查問(wèn)卷977 份。調(diào)查對(duì)象平均年齡13.57 歲，年齡的標(biāo)準(zhǔn)差為1.20。 調(diào)查對(duì)象中男生為483 名（49.44%），女生為494 名（50.56%）；初一年級(jí)學(xué)生485 名 （49.64%）， 初二年級(jí)學(xué)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(gè)條目。本次調(diào)查的問(wèn)卷翻譯采用第一人稱的陳述視角， 包括3個(gè)測(cè)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(xué)習(xí)新知識(shí)，但很難改變我真實(shí)的基本智力”），3 個(gè)測(cè)量成長(zhǎng)型思維（GM）的條目（如“通過(guò)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(wú)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(jí)計(jì)分，選項(xiàng)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(jì)分， 總量表的平均分越高說(shuō)明成長(zhǎng)型思維傾向越強(qiáng)。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(qǐng)兩名英語(yǔ)水平優(yōu)秀的心理學(xué)專業(yè)研究生獨(dú)立地將量表?xiàng)l目翻譯為中文， 完成后由一名心理學(xué)專業(yè)研究人員根據(jù)兩個(gè)譯本校正完善； 然后再請(qǐng)有英語(yǔ)語(yǔ)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(jìn)行比對(duì)，檢驗(yàn)二者的語(yǔ)義一致性；最后由研究團(tuán)隊(duì)討論確定各條目表述。 為比較陳述視角對(duì)量表效標(biāo)效度的影響， 翻譯版包含了第一人稱和第二人稱兩個(gè)版本， 第一人稱版本將原量表的主語(yǔ)由“你”改為“我”。

2.2.2 成就目標(biāo)問(wèn)卷（AGM-R）

采用由Chen（2015）根據(jù)AGQ-R 修訂而成的成就目標(biāo)問(wèn)卷（AGM-R）。 問(wèn)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(gè)維度， 各有3 個(gè)條目。問(wèn)卷采用7 級(jí)計(jì)分，從1（非常不符合）到7（非常符合），得分越高表明受測(cè)者的掌握趨近或掌握回避傾向越強(qiáng)。 本次調(diào)查中該問(wèn)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(wèn)卷由Blackwell（2002）編制，共包括9 個(gè)條目，采用6 級(jí)計(jì)分，選項(xiàng)分布從1（非常不同意）到6（非常同意）。 研究中通過(guò)翻譯和回譯程序形成中文問(wèn)卷， 在計(jì)分時(shí)對(duì)反映消極努力信念的條目進(jìn)行反向計(jì)分，然后與反映積極努力信念的條目合并計(jì)分，得分越高表明個(gè)體積極的努力信念水平越高。 在本次調(diào)查中該問(wèn)卷的Cronbach’s α 系數(shù)值為0.65。

2.2.4 積極心理資本問(wèn)卷（PPQ）

采用張闊等（2010）編制的積極心理資本問(wèn)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(biāo)測(cè)量。其中自我效能分問(wèn)卷有7 個(gè)條目，希望分問(wèn)卷有6 個(gè)條目，問(wèn)卷采用7 點(diǎn)計(jì)分，選項(xiàng)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(wèn)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(jìn)行數(shù)據(jù)分析。 根據(jù)問(wèn)卷回收時(shí)間，將調(diào)查數(shù)據(jù)分為兩部分，分別進(jìn)行探索性和驗(yàn)證性因子分析， 對(duì)合并數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)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(yù)測(cè)效度， 下文中分別簡(jiǎn)稱為量表（I）和量表（U）。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

運(yùn)用Harman 單因素檢驗(yàn)進(jìn)行共同方法偏差分析， 提取的第一個(gè)公因子的方差解釋率為20.78%，遠(yuǎn)小于共同方法檢驗(yàn)臨界值40%，表明本次調(diào)查所獲數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)和項(xiàng)目分析

對(duì)智力思維模式量表進(jìn)行項(xiàng)目分析， 主要內(nèi)容為各條目的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、峰度、偏度、決斷值（CR）、校正后題總相關(guān)系數(shù)（CITC）和刪除特定條目后的Cronbach’s α 系數(shù)， 具體結(jié)果見(jiàn)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(dú)立樣本t 檢驗(yàn)考察兩組在各條目得分上的差異。從表1 中數(shù)據(jù)可見(jiàn)，各條目的CR 和CITC 均達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著性要求 （p＜0.001），顯示各條目均具有良好的區(qū)分度。 對(duì)第二人稱量表（U） 也進(jìn)行了項(xiàng)目分析， 結(jié)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(xiàng)后Cronbach’s α 在0.71～0.74 之間，上述指標(biāo)均與第一人稱量表接近。

表1 量表?xiàng)l目的描述統(tǒng)計(jì)和項(xiàng)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(zhǎng)型和固定型維度分別為0.74 和0.79。間隔4 周的重測(cè)信度評(píng)估（n＝55）顯示，重測(cè)信度為0.74，其中成長(zhǎng)型和固定型維度分別為0.69 和0.73。 為便于對(duì)照，對(duì)第二人稱的智力思維模式量表（U） 也進(jìn)行了信度分析。 結(jié)果顯示： 總體的Cron-bach’s α 系數(shù)為0.78，其中成長(zhǎng)型和固定型維度分別為0.76 和0.77；重測(cè)信度為0.72，其中成長(zhǎng)型和固定型維度分別為0.71 和0.68，均達(dá)到了心理測(cè)量學(xué)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?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析。 預(yù)分析顯示，KMO 值為0.71，Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)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(zhuǎn)求解因子負(fù)荷，結(jié)果顯示共抽取兩個(gè)因子，初始特征值分別為2.74，1.29，累計(jì)方差解釋率約為67%。 各條目的因子負(fù)荷和共同度見(jiàn)表2。 對(duì)第二人稱的智力思維模式量表（U）也進(jìn)行因子分析，同樣析出兩個(gè)因子，初始特征值分別為2.53 和1.54，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為68%，條目與因子的對(duì)應(yīng)關(guān)系與第一人稱量表一致，各條目在主因子上的負(fù)荷介于0.62～0.89。

表2 旋轉(zhuǎn)后的因子負(fù)荷與共同度

3.4.2 驗(yàn)證性因子分析

基于另一部分樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析（CFA），以二因子結(jié)構(gòu)作為假設(shè)模型，以單因子結(jié)構(gòu)作為競(jìng)爭(zhēng)模型， 結(jié)果顯示二因子結(jié)構(gòu)的擬合效果優(yōu)于單因子結(jié)構(gòu)， 兩種模型的擬合優(yōu)度指數(shù)見(jiàn)表3。CFA 求解的雙因素模型的項(xiàng)目權(quán)重見(jiàn)圖1， 因子負(fù)荷介于0.59～0.86，GM 和FM 因子的相關(guān)為-0.55。對(duì)第二人稱量表（U）也進(jìn)行CFA，結(jié)果也顯示二因子結(jié)構(gòu)的擬合指數(shù) （RMSEA＝0.07，GFI＝0.98，AGFI＝0.96）優(yōu)于單因子結(jié)構(gòu)（RMSEA＝0.26，GFI＝0.80，AGFI＝0.54），顯示雙因子結(jié)構(gòu)具有穩(wěn)健性。

圖1 思維模式量表驗(yàn)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(yàn)

3.4.3 效標(biāo)效度的檢驗(yàn)和比較

以思維模式動(dòng)機(jī)框架中的努力信念和成就目標(biāo)以及心理資本中的自我效能和希望作為效標(biāo)變量。采用Castella 和Byrne（2015）提出的分層回歸方法，檢驗(yàn)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(biāo)效度。對(duì)各效標(biāo)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(yù)測(cè)變量；模型2 中再加入第一人稱量表（I）得分為預(yù)測(cè)變量。從表4 中的回歸分析結(jié)果可見(jiàn)， 模型1 中第二人稱量表（U）得分顯著預(yù)測(cè)了5 種動(dòng)機(jī)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(duì)表現(xiàn)趨近和表現(xiàn)回避無(wú)顯著預(yù)測(cè)作用。上述結(jié)果表明，相對(duì)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(biāo)效度。

表4 6 條目量表（I）和量表（U）對(duì)動(dòng)機(jī)系統(tǒng)相關(guān)變量的預(yù)測(cè)

在國(guó)內(nèi)外的很多思維模式的相關(guān)研究中，包括不少研究者都采用了僅包括3 個(gè)固定思維條目的簡(jiǎn)版量表， 將其反向計(jì)分后作為對(duì)成長(zhǎng)型思維的測(cè)量。 為此，本次調(diào)查進(jìn)一步采用前述的分層回歸方法， 檢驗(yàn)和比較陳述視角對(duì)3 條目智力思維模式量表效標(biāo)效度的影響。 從表5 中的回歸分析結(jié)果可見(jiàn)，模型1 中第二人稱量表（U）得分均能顯著預(yù)測(cè)各效標(biāo)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(jié)果表明，采用第一人稱的3 條目簡(jiǎn)版量表的效標(biāo)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(duì)動(dòng)機(jī)系統(tǒng)相關(guān)變量的預(yù)測(cè)

4 討論

當(dāng)前研究檢驗(yàn)了智力思維模式量表（MIS）在中國(guó)青少年群體中的心理計(jì)量學(xué)特性。 項(xiàng)目分析的結(jié)果顯示， 量表各條目均具有良好的區(qū)分度和合理的分?jǐn)?shù)分布， 總體的內(nèi)部一致性信度和重測(cè)信度分別為0.80 和0.74。 由于重測(cè)信度評(píng)估的間隔時(shí)間相對(duì)略長(zhǎng)， 所以重測(cè)信度系數(shù)比原量表間隔兩周的重測(cè)信度略低（Dweck， 2000），但也在良好范圍內(nèi)。 效標(biāo)效度的檢驗(yàn)表明， 智力思維模式量表分?jǐn)?shù)能夠顯著預(yù)測(cè)動(dòng)機(jī)框架中的努力信念和掌握目標(biāo)， 以及心理資本中的自我效能和希望，具有良好的效標(biāo)效度。國(guó)內(nèi)已有研究大多考察了智力思維模型對(duì)兒童青少年學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和學(xué)習(xí)行為的影響 （刁春婷 等， 2020；Wang et al.， 2020； Zeng et al.， 2016），當(dāng)前研究采用心理資本中的自我效能和希望作為效標(biāo)變量，拓展了效標(biāo)范圍， 為智力思維模式的動(dòng)機(jī)框架理論提供了進(jìn)一步的效度證據(jù)。

Dweck（2000）已注意到人們對(duì)自己和他人智力或人格可塑性的認(rèn)識(shí)是不同的， 為此她區(qū)分了“自我”形式和“他人”形式的測(cè)量?！白晕摇毙问降牧勘硪髠€(gè)體判斷自己的智力或人格是否可塑， 這種信念可以預(yù)測(cè)個(gè)體自身的目標(biāo)選擇、 自我判斷和挫折反應(yīng)；“他人” 形式的量表則要求個(gè)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(yù)測(cè)人們對(duì)他人的判斷及反應(yīng)。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?xiàng)l目的主語(yǔ)（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(duì)話的特點(diǎn)，適用于對(duì)低年齡兒童的訪談?wù){(diào)查。如果用于對(duì)青少年或成人的問(wèn)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(yǔ)，可能會(huì)使部分受測(cè)者認(rèn)為是在對(duì)其他人的智力可塑性進(jìn)行評(píng)估， 影響作答反應(yīng)的準(zhǔn)確性（Castella ＆ Byrne， 2015）。 而且有研究發(fā)現(xiàn)， 學(xué)生對(duì)于自己和他人提高學(xué)業(yè)能力的潛力評(píng)估存在差異（K?rkk?inen et al.， 2008）。

基于上述分析， 當(dāng)前研究對(duì)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(duì)采用第一人稱和第二人稱量表的心理計(jì)量學(xué)特性進(jìn)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?jǐn)?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(cè)信度等測(cè)量學(xué)指標(biāo)也十分接近，沒(méi)有明顯差異，但是在關(guān)鍵的效標(biāo)效度方面， 第一人稱量表對(duì)5 個(gè)效標(biāo)變量的預(yù)測(cè)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(yù)測(cè)無(wú)助歸因、表現(xiàn)目標(biāo)、學(xué)業(yè)自我妨礙和厭學(xué)等動(dòng)機(jī)框架的消極方面。 當(dāng)前研究顯示， 第一人稱量表比第二人稱量表更好地預(yù)測(cè)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(biāo)效度提供了進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。當(dāng)前調(diào)查中智力思維模式對(duì)表現(xiàn)趨近、表現(xiàn)回避這兩種成就目標(biāo)的預(yù)測(cè)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(biāo)的相關(guān)偏低， 甚至無(wú)統(tǒng)計(jì)意義（Castella＆ Byrne， 2015； Cook et al.， 2018）。

在內(nèi)隱自我理論和動(dòng)機(jī)框架模型中， 成長(zhǎng)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(shè)，成長(zhǎng)型和固定型思維應(yīng)該呈現(xiàn)出中高度的負(fù)相關(guān)。然而在已有研究中， 成長(zhǎng)型和固定型思維的相關(guān)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(diǎn)、抽樣偏差等多種因素影響（Lüftenegger ＆ Chen， 2017）。 另有研究者提出，當(dāng)?shù)谝缓偷诙蜃拥奶卣髦当却笥? 時(shí)，可以認(rèn)為支持了單因子結(jié)構(gòu) （Hambleton ＆ Swamniathan，1985）， 而當(dāng)前調(diào)查的數(shù)據(jù)并不支持。 Dweck 等人（1995a）雖然對(duì)內(nèi)隱理論量表進(jìn)行過(guò)結(jié)構(gòu)效度驗(yàn)證，但是當(dāng)時(shí)的內(nèi)隱理論量表包含了對(duì)內(nèi)隱智力、 內(nèi)隱道德和內(nèi)隱世界觀的測(cè)量， 其中對(duì)內(nèi)隱智力的測(cè)量只包含了固定型思維的3 個(gè)條目。 此次調(diào)查基于中國(guó)青少年樣本， 對(duì)智力思維模式量表進(jìn)行了結(jié)構(gòu)效度分析。探索性因子分析的結(jié)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(zhǎng)型思維兩個(gè)因子。驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果也顯示，兩因子結(jié)構(gòu)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(fù)相關(guān)。 先前也有探索性和驗(yàn)證性因素分析的研究顯示了量表的雙因子結(jié)構(gòu)以及兩因子之間中度的負(fù)相關(guān) （Dupeyra ＆Mariné， 2005）。 以往也有研究者在結(jié)構(gòu)方程建模中， 將成長(zhǎng)型思維和固定型思維作為不同的心理結(jié)構(gòu)并列呈現(xiàn)，用于對(duì)成就目標(biāo)、努力信念、失敗態(tài)度等動(dòng)機(jī)變量的預(yù)測(cè)（Tempelaar et al.， 2015）。不過(guò)，如果將測(cè)量能力思維模式和自我效能、 動(dòng)機(jī)傾向等多個(gè)心理結(jié)構(gòu)一同納入因子分析時(shí)， 則可以析出能力思維模式的單維結(jié)構(gòu)（Sandra et al.， 2019），這說(shuō)明因子分析結(jié)果受到內(nèi)容空間、樣本性質(zhì)、作答反應(yīng)傾向等多種因素的影響。

當(dāng)前調(diào)查中的效標(biāo)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(yù)測(cè)努力信念、成就目標(biāo)、心理資本等動(dòng)機(jī)變量，這顯示采用雙因子結(jié)構(gòu)和單因子結(jié)構(gòu)， 并不會(huì)對(duì)量表的實(shí)證效度產(chǎn)生關(guān)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(cè)個(gè)體劃分為成長(zhǎng)型、 實(shí)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(jié)構(gòu)也為混合型的存在提供了支持。 近來(lái)的一些研究發(fā)現(xiàn)， 只根據(jù)智力思維模式對(duì)動(dòng)機(jī)結(jié)構(gòu)分類的解釋力有限，在綜合考慮思維模式、成就目標(biāo)、努力信念、學(xué)業(yè)情緒等多種動(dòng)機(jī)變量的情況下，采用潛在剖面分析或聚類分析的方法進(jìn)行分析， 能夠從個(gè)體和變量層面為動(dòng)機(jī)框架的個(gè)體差異提供更有效的解釋（Yu ＆ McLellan， 2020）。 當(dāng)前研究中被試樣本來(lái)源存在一定的地域性，效標(biāo)變量也較為有限，有待于后續(xù)研究進(jìn)一步改進(jìn)。

5 結(jié)論

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