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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(zhuān)門(mén)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)的陳述視角 （刁春婷 等， 2020；Dweck， 2000，2021）， 有的則改為了第一人稱(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(zhuān)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(zhuān)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(zhuān)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(chēng)和第二人稱(chēng)兩個(gè)版本， 第一人稱(chēng)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(chēng)智力思維模式量表的預(yù)測(cè)效度， 下文中分別簡(jiǎn)稱(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)量表（U）得分為預(yù)測(cè)變量；模型2 中再加入第一人稱(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)的陳述視角， 本次調(diào)查中第一人稱(chēng)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(chēng)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(chēng)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(chēng)的3 條目簡(jiǎn)版量表的效標(biāo)效度也優(yōu)于第二人稱(chēng)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。“自我”形式的量表要求個(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(chēng)“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(chēng)陳述視角并不一致。有研究者提出，采用第二人稱(chēng)“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(chēng)的視角，并且對(duì)采用第一人稱(chēng)和第二人稱(chēng)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(chēng)量表對(duì)5 個(gè)效標(biāo)變量的預(yù)測(cè)均好于第二人稱(chēng)量表。此前Castella和Byrne（2015）的研究也顯示，第一人稱(chēng)量表比第二人稱(chēng)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(chēng)量表比第二人稱(chēng)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(chēng)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(chēng)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(lèi)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(lèi)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(lèi)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?zhuān)╕u ＆ 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(chēng)的智力思維模式量表具有更好的效標(biāo)效度。