陳純槿

(華東師范大學 教育學部， 上海 200062)

一、問題的提出

培養(yǎng)青少年成長型思維以增強其心理韌性和自適應能力并促使其心智系統更加健全完善，是近年來國際經濟合作與發(fā)展組織(簡稱：經合組織)提高青少年核心素養(yǎng)的重要策略和路徑選擇(1)參見OECD， Sky’s the Limit： Growth Mindset， Students， and Schools in PISA， Paris： OECD Publishing， 2021.。成長型思維干預的隨機實驗和準實驗研究隨著腦科學與教育的融合發(fā)展而蔚然興起，并逐漸延展到教育政策議題，以助力青少年尤其是家庭處境不利的學生獲得積極思維支持系統和更高的學業(yè)成就(2)參見A. Rattan， K. Savani， D. Chugh and C. S. Dweck， “Leveraging Mindsets to Promote Academic Achievement： Policy Recommendations，” Perspectives of Psychological Science， vol.10， no.6， 2015， pp.721-726.。然而，有關成長型思維干預有效性的科學證據仍相當模糊，而且已有的經驗證據大多聚焦西方國家，來自中國的自然實驗和準實驗研究近乎闕如(3)參見V. F. Sisk， A. P. Burgoyne， J. Sun， et al.， “To What Extent and under Which Circumstances Are Growth Mindsets Important to Academic Achievement？ Two Meta-Analyses，” Psychological Science， vol.29， no.4， 2018， pp.549-571.。與經合組織迥異的是，成長型思維對東亞地區(qū)青少年學業(yè)素養(yǎng)的影響大都未顯現出強烈的正向效應(4)參見Z. Yan， R. B. King and J. Y. Haw， “Formative Assessment， Growth Mindset， and Achievement： Examining Their Relations in the East and the West，” Assessment in Education： Principles， Policy & Practice， vol.28， no.5， 2021， pp.676-702.。在此背景下，探尋成長型思維干預無效的根源并以更加有效的方式扎實推進中國基礎教育高質量發(fā)展極具現實意義。

從固定型思維向成長型思維轉變能否實質性提升青少年學業(yè)素養(yǎng)，成為當前國際上廣泛關注的熱點議題，但相關研究結論仍頗具爭議。在過去的幾十年里，心理學領域一直在討論成長型思維，因為它解釋了為何一些學生在逆境中茁壯成長，而另一些學生則萎靡不振的情況(5)參見D. S. Yeager， P. Hanselman， G. M. Walton， et al.， “A National Experiment Reveals Where a Growth Mindset Improves Achievement，” Nature， vol.573， 2019， pp.364-369.。卡羅爾·德韋克在界定成長型思維的開創(chuàng)性論著中指出，人們對于自己大腦的內隱信念——無論是將才智視為與生俱來的抑或是可以變化和成長的——對長期認知技能和社會情感發(fā)展都具有深刻影響(6)參見C. Dweck and D. Yeager， “Mindsets： A View from Two Eras，” Perspectives on Psychological Science， vol.14， no.3， 2019， pp.481-496.。早期的經驗研究也表明，成長型思維可以顯著預測與學習相關的重要結果。此類研究中被引用最廣泛的布萊克威爾等人對青少年四期追蹤調查表明，成長型思維與學生在數學、閱讀等學業(yè)測驗中更高的成就軌跡高度相關(7)參見L. Blackwell， K. Trzesniewski and C. Dweck， “Implicit Theories of Intelligence Predict Achievement across an Adolescent Transition： A Longitudinal Study and an Intervention，” Child Development， vol.78， no.1， 2007， pp.246-263.。從異質性角度看，克拉羅等人驗證了成長型思維對家庭處境不利的學生改善學業(yè)成就的助益更大(8)參見S. Claro， D. Paunesku and C. Dweck， “Growth Mindset Tempers the Effects of Poverty on Academic Achievement，” Proceedings of the National Academy of Sciences， vol.113， no.31， 2016， pp.8664-8668.。施萊德等人綜合了17份研究報告的45個效應量做進一步元分析發(fā)現，成長型思維既與挫折后的建設性應對、積極的失敗歸因密切相關，又與低學業(yè)焦慮、學習適應性心理等積極情緒有著顯著關聯(9)參見J. L. Schleider， M. R. Abel and J. R. Weisz， “Implicit Theories and Youth Mental Health Problems： A Random-Effects Meta-Analysis，” Clinical Psychology Review， vol.35， 2015， pp.1-9.。

然而，新近的實證研究未能真實重現成長型思維顯著提升青少年學業(yè)素養(yǎng)的經驗證據。在復刻了穆勒與德韋克的實驗研究后發(fā)現，成長型思維與青少年對于學習目標的追求、將失敗歸因于努力抑或是失敗后的堅持信念之間均無顯著相關性(10)參見Y. Li and T. C. Bates， “You Can’t Change Your Basic Ability， But You Work at Things， and That’s How We Get Hard Things Done： Testing the Role of Growth Mindset on Response to Setbacks， Educational Attainment， and Cognitive Ability，” Journal of Experimental Psychology， vol.148， no.9， 2019， pp.1640-1655.。西斯克等人綜合了273項研究近36.6萬名學生樣本進行分析的結果表明，成長型思維對學生學業(yè)成就總體影響甚為微弱，其中一些研究甚至顯示出成長型思維對學生學業(yè)素養(yǎng)存在負向效應(11)參見V. F. Sisk， A. P. Burgoyne， J. Sun， et al.， “To What Extent and under Which Circumstances Are Growth Mindsets Important to Academic Achievement？ Two Meta-Analyses，” Psychological Science， vol.29， no.4， 2018， pp.549-571.。另一項縱向研究進一步表明，成長型思維僅對富裕家庭的學生學業(yè)成就有正向預測作用，對于家庭處境不利的學生卻不具有同等效應(12)參見R. B. King and J. E. Trinidad， “Growth Mindset Predicts Achievement Only among Rich Students： Examining the Interplay between Mindset and Socioeconomic Status，” Social Psychology of Education， vol.24， 2021， pp.635-652.。

來自中國的少量經驗證據同樣結論各異。新近研究表明，成長型思維可以顯著正向預測低齡學生的積極心理知覺和學業(yè)表現(13)參見刁春婷、周文倩、黃臻：《小學生成長型思維模式與學業(yè)成績、生活滿意度的關系：學業(yè)自我效能感的中介作用》，《心理與行為研究》2020第4期。。但也有一些研究發(fā)現，成長型思維的正向效應并未廣泛地存在于東亞社會儒家文化圈中。與西方國家相比，我國青少年群體具有成長型思維的比例偏低，且對學業(yè)素養(yǎng)的影響并未顯現出強烈的正向效應(14)參見陳純槿：《PISA 2018中國四省市學生閱讀素養(yǎng)研究新發(fā)現》，《華東師范大學學報(教育科學版)》2020年第5期。。造成上述發(fā)現相互矛盾的可能原因在于不同社會文化情境下成長型思維的干預效果存在明顯的異質性，且難以準確地識別成長型思維對青少年學業(yè)素養(yǎng)的因果效應(15)參見B. N. Macnamara and N. S. Rupani， “The Relationship between Intelligence and Mindset，” Intelligence， vol.64， 2017， pp.52-69.。因為持有成長型思維或固定型思維的個體在特質、家庭社會經濟背景以及學校文化環(huán)境等諸多方面均存在顯著差異，而這些差異也同樣影響著青少年的學業(yè)發(fā)展。

綜觀國內外文獻可以發(fā)現，已有研究大都忽視了處理組與控制組協變量的組間差異可能造成的自選擇偏差，以致無法得到精確可靠的因果推斷(16)參見G. M. Walton and D. S. Yeager， “Seed and Soil： Psychological Affordances in Contexts Help to Explain Where Wise Interventions Succeed or Fail，” Current Directions in Psychological Science， vol.29， no.3， 2020， pp.219-226.。成長型思維干預效果的異質性討論已逐步轉移到何種環(huán)境下可以反復重現成長型思維干預有效的問題，但對于成長型思維在何種環(huán)境下更有助于促進青少年教育與心理發(fā)展亟需進一步循證探微。

鑒于已有經驗研究的缺憾，本文利用準實驗研究框架下的逆概率加權回歸調整法(Inverse-Probability-Weighted Regression Adjustment， 簡稱：IPWRA)來克服潛在的自選擇偏差，并針對來自不同家庭社會經濟背景的學生的微觀數據，細致地驗證了成長型思維在不同成長環(huán)境下對青少年學業(yè)素養(yǎng)的影響是否存在異質性。故此，本文重點討論以下兩方面問題：一是相較于固定型思維，持有成長型思維的青少年在閱讀、數學及科學素養(yǎng)方面是否獲得明顯更高的收益？二是成長型思維在多大程度上影響了來自不同成長環(huán)境下的青少年學業(yè)素養(yǎng)？在綜合考慮上述問題以及潛在的自選擇偏差后，本文基于2018年國際學生評估項目中中國四省市學生測試數據進行檢驗。

二、數據說明和計量方法

(一)數據來源

本文所使用的數據來源于經合組織2018年進行的國際學生評估項目(Programme for International Student Assessment， 簡稱PISA)。該項目旨在評估青少年在完成義務教育以后所獲得的參與社會經濟生活必要的關鍵知識和技能。PISA測試的目標人群為在校接受正規(guī)教育、年齡在15歲左右(15歲3個月至16歲2個月)的中學生，本文的研究對象即為限定在該年齡區(qū)間的青少年。抽樣設計共分為兩個階段：第一階段，采用按規(guī)模大小成比例的概率抽樣(PPS)方法從抽樣框中選擇學校，各學校被抽取的概率與該年齡段學生人數成正比；第二階段從第一階段選擇的學校中隨機選取學生，每個學生都有相同的被抽中概率。學業(yè)素養(yǎng)測試內容涵蓋了閱讀、數學及科學，且在每一輪測試中重點對其中一門學科進行精細化測驗。為全面收集學生與學校層次信息，本研究以學校編碼為匹配基準，采用一對多匹配方式與學生層次數據進行合并，構建多層信息精準匹配數據庫，并從中選取我國北京、上海、江蘇和浙江四省市共361所學校12058名學生測試數據進行分析。

(二)變量說明

1.結果變量

本文的結果變量是由閱讀、數學和科學三門學科組成的學業(yè)素養(yǎng)測試得分。PISA測評的閱讀素養(yǎng)不再是主要從教科書中提取信息的能力，而是在單一文本和復合文本的多元情境下對數字文本進行信息定位與檢索、整合與運用、評價與反思的能力。PISA測評的數學素養(yǎng)更多關注的是“現實生活中的數學”，而非“脫離生活的抽象數學”，也即為了滿足現實生活需要而激活其具有的數學知識和應用技能來理解和解決問題的能力(17)參見陸璟：《PISA測評的理論和實踐》，上海：華東師范大學出版社，2013年。。科學素養(yǎng)的評估重點則聚焦學生運用科學知識發(fā)現和分析問題，并科學地解釋現象，以及針對相關問題和現象做出基于證據的科學判斷的能力。閱讀、數學及科學素養(yǎng)的綜合測評內容，集中反映了青少年在完成義務教育后進入現代社會需要掌握的基礎知識和技能。在PISA測試數據庫中，本文選取了由10個似真值組成的閱讀、數學及科學素養(yǎng)測試得分來衡量總體的學業(yè)素養(yǎng)，并基于學生抽樣權重進行了加權。

2.處理變量

本文的處理變量為受試者是否具有成長型思維的二元變量。支持成長型思維的增量理論假設能力、智力等品質具有可鍛造性，通過努力可以改變并得以持續(xù)發(fā)展。而支持固定型思維的實體理論假設智力和能力等內在品質是與生俱來的，且具有固定不變、不可控制的特質，這些特質即使經過后天努力也是無法改變的。與固定型思維不同，成長型思維遵循的是“才智可塑性”的基本邏輯(18)參見C. Dweck and D. Yeager， “Mindsets： A View from Two Eras，” Perspectives on Psychological Science， vol.14， no.3， 2019， pp.481-496.。根據成長型思維的基本內涵，本文認為以個人才智是否具有可塑性為依據可以區(qū)分成長型思維和固定型思維。在PISA調查問卷中有測試題詢問受試者在多大程度上同意以下說法：“你的智力是你難以大幅改變的”，選項包括“非常不同意”“不同意”“同意”和“非常同意”四個選擇。如果受試者回答“非常不同意”或“不同意”，表明受試者認為智力具有可塑性，可被視為具有成長型思維，賦值為1，反之則為固定型思維，賦值為0。該項測試題準確地捕捉到區(qū)分成長型思維與固定型思維的關鍵點，即“才智是否具有可塑性”這一核心問題，這是PISA衡量成長型思維的主要度量方式，而且現有研究已經證明了單項測量的有效性(19)參見OECD， Sky’s the Limit： Growth Mindset， Students， and Schools in PISA， Paris： OECD Publishing， 2021.。

考慮到單項測量可能存在測量誤差問題，為保證實證結果的穩(wěn)健性，本文還采用了多指標計量方法測量成長型思維。鑒于成長型思維的根本要義在于相信個人才能是可以改變的這一內隱信念，尤其是在面對困難、挫折乃至失敗時仍然堅持改變和努力的成長信念，故而在前述指標的基礎上本文又選擇了另外四道測試題：“當遇到不擅長的事我會努力克服它，而不是轉向我可能擅長的事”；“我在做事時得到的樂趣，部分來自于能突破自己過去的表現”；“當身處逆境時，我總是能找到出路”；“當我失敗時，我會擔心自己天分不足”。其中前三題為正向評分，而最后一道測試題為負向，對此本文采用反向計分方式將之轉換為與其他三題作用方向一致的正向評分。

根據上述篩選的指標，本文采用K-均值聚類法(K-means cluster)進行聚類分析(20)參見C. H. Lee and D. G. Steigerwald， “Inference for Clustered Data，” Stata Journal， vol.18， 2018， pp.447-460.：首先確定成長型思維和固定型思維兩個類別；然后確定各類別的初始中心，進而計算每個樣本到中心點的歐氏距離，按照距離中心點最近的原則，將每個樣本分派到各中心點所在的類中去，形成新的類別，再根據生成的類別計算每類中各變量的均值，并以均值作為新的聚類中心；最后重復上述步驟，直至達到指定的迭代次數或達到終止迭代的條件。本文還使用K-中位數聚類法計算各類中心點，結果與K-均值聚類基本一致且保持穩(wěn)定，表明K-均值聚類結果是穩(wěn)健的。

3.協變量

本文的協變量共分為三類：一是學生個體特征，包括學生性別、年級、自我教育期望、元認知策略、同伴競爭氛圍以及努力信念。其中，性別和年級均界定為虛擬變量，自我教育期望分為高中及以下、大學專科及以上兩類。元認知策略是控制、組織和評估認知的高級認知集合，是學業(yè)素養(yǎng)最具影響力的預測指標之一(21)參見B. Odell， M. Cutumisu and M. Gierl， “A Scoping Review of the Relationship between Students’ ICT and Performance in Mathematics and Science in the PISA Data，” Social Psychology of Education， vol.23， 2020， pp.1449-1481.。元認知策略由受試者在從1(“完全沒有用處”)到6(“非常有用”)的六點李克特量表上對特定閱讀任務的策略有用性進行評分，涉及信息理解與記憶策略、信息概述策略和信息可信度評鑒策略(22)參見陳純槿：《PISA 2018中國四省市學生閱讀素養(yǎng)研究新發(fā)現》，《華東師范大學學報(教育科學版)》2020年第5期。。同伴競爭氛圍衡量的是同齡人在多大程度上相互競爭的風氣，包含三道測試題：“學生崇尚競爭”；“學生之間相互競爭”；“學生似乎都覺得相互競爭是重要的”。努力信念是學生對在校學習重要性的感知和判斷，基于以下三道題目測量：“在學校努力學習有助于我將來找份好工作”；“在學校努力學習有助于我將來考進好大學”；“在學校努力學習很重要”。本文根據受試者對上述測試題的響應情況逐項計分并進行主成分分析，進而計算得到標準化指數。信度檢驗顯示，元認知策略、同伴競爭氛圍和努力信念量表的克隆巴赫α系數分別為0.77、0.83和0.76，說明上述量表具有良好信度。

二是家庭背景特征，包括家庭經濟社會文化地位指數和父母情感支持。已有的經驗研究表明，家庭經濟社會文化地位是影響青少年學業(yè)成就和教育發(fā)展最重要的先賦性因素(23)參見岳昌君、周麗萍：《家庭背景對我國重點高中入學機會的影響——基于2014年高等教育改革學生調查的實證分析》，《華中師范大學學報(人文社會科學版)》2017年第3期。。家庭經濟社會文化地位指數基于家庭財富、父母最高職業(yè)地位和父母最高受教育年限三個指標來衡量；父母情感通過受試者對“我父母支持我在學習上的努力和成績”“當我在學校遇到困難時我父母會支持我”“我父母鼓勵我要自信”這三道測試題的應答來衡量。對這三道題的回答情況進行逐項計分，之后分值被轉化為以經合組織為參照系的標準化指數。

三是學校環(huán)境特征，包括教師適應性教學、學校性質以及學校地理位置。以學校地理位置為劃分標準，倘若學校坐落在鄉(xiāng)村，賦值為1，否則為0；以學校性質為劃分標準，分為中等職業(yè)學校和普通學校兩類，其中以中等職業(yè)學校為觀測組。教師適應性教學通過四道測試題進行度量：“老師關注每個學生的學習狀態(tài)”；“當學生需要時老師會提供額外的幫助”；“老師幫助學生學習”；“老師會一直講解直到學生理解為止”。信度檢驗表明，教師適應性教學量表的克隆巴赫α系數達到0.85，具有良好的內部一致性。已有研究表明，教師教學實踐中采用適應性教學與學生成長型思維之間存在顯著相關性，因為因材施教的教師樂于助力學生形成積極的成就歸因，并激發(fā)學生學習與發(fā)展的能動性(24)參見雷萬鵬、李貞義：《教師支持對農村留守兒童非認知能力的影響——基于CEPS數據的實證分析》，《華中師范大學學報(人文社會科學版)》2020年第6期。。綜合以上觀測變量，從總體樣本中剔除了相關變量的缺省值，最終得到11703個有效樣本。本文將總體樣本劃分為成長型思維和固定型思維兩個子樣本并進行比較，表1報告了主要變量描述性統計結果。

調查顯示，我國四省市約有55.6%的學生表現出成長型思維，相較于經合組織國家平均水平明顯低7個百分點。由表1中處理組與控制組的對比結果可知，持有成長型思維的學生在閱讀、數學及科學素養(yǎng)均值上明顯低于持有固定型思維的學生，且上述差異在1%的水平上顯著。來自不同家庭背景的青少年顯現出成長型思維的傾向性不同，家庭處境不利的學生比優(yōu)勢家庭的學生具有成長型思維的比例顯著更高。此外，成長型思維的學生在自我教育期望、元認知策略、同伴競爭氛圍等方面均顯著低于固定型思維的學生，但是在努力信念、父母情感支持以及教師適應性教學等方面均顯著更高。

表1 主要變量描述性統計

描述性統計結果初步說明，處理組和控制組在個體特征、家庭背景以及學校環(huán)境等諸多方面均存在明顯差異。因此，有必要控制處理組和控制組的初始條件使其盡可能相近，以消除潛在的自選擇偏差。

(三)計量方法

為避免自選擇偏差造成的內生性問題，本文引入了逆概率加權回歸調整法。逆概率加權回歸調整法的基本原理是利用調整后的加權回歸系數來計算實際接受干預的事實結果，然后外推到具有相近傾向值的其他組群，為每個組群估測如果受試者接受干預可能出現的反事實結果(25)參見E. F. Halpern， “Behind the Numbers： Inverse Probability Weighting，” Radiology， vol.271， no.3， 2014， pp.625-628.。逆概率加權回歸調整過程共分為三步：第一步，估計接受干預的概率預測模型參數并計算逆概率權重；第二步，利用估測的逆概率權重，擬合各個觀察組的加權回歸模型，并獲得每個受試者的干預預測結果；第三步，計算干預預測結果的均值，得出處理組的事實結果與控制組的反事實結果，兩組結果之差異提供了平均處理效應的估計值。相比于其他計量方法，逆概率加權回歸調整法的最大優(yōu)勢在于結合了基于回歸模型的估計與逆概率加權估計的雙重穩(wěn)健屬性，從而極大地減少了變異性并顯著提高了模型估計效率(26)參見X. Bai， A. A. Tsiatis and S. M. O’Brien， “Doubly-Robust Estimators of Treatment-Specific Survival Distributions in Observational Studies with Stratified Sampling，” Biometrics， vol.69， 2013， pp.830-839.。

三、計量結果與分析

(一)逆概率加權回歸調整的平衡性檢驗

使用逆概率加權回歸調整的主要目的在于消除潛在的自選擇偏差，以達到處理組和控制組初始條件近似平衡的準實驗效果。逆概率加權回歸調整之后，若處理組與控制組之間初始條件的差異不再顯著，也即協變量的分布是近乎一致的，則表示自選擇偏差得到有效控制。為滿足上述假設的前提條件，本文首先針對處理組與控制組協變量是否存在顯著的組間差異進行了平衡性診斷，檢驗結果如表2所示。

表2所示的結果表明，逆概率加權回歸調整后，處理組與控制組協變量的標準化差異相較于加權之前更接近于0，說明處理組與控制組初始條件的差異已不再顯著；與此同時，逆概率加權回歸調整之后，協變量的方差比總體上更接近于1，上述這些結果一致表明處理組與控制組之間的初始條件差異得到了有效控制。逆概率加權回歸調整后，樣本整體上滿足了協變量平衡性假設條件的要求，從而有效克服了自選擇偏差可能造成的內生性問題。

(二)成長型思維對青少年學業(yè)素養(yǎng)的影響效應

由以上平衡性診斷結果可知，逆概率加權回歸調整后的樣本已滿足了條件獨立分布假設。在此基礎上，本文構造了成長型思維概率預測模型，以探查青少年具有成長型思維的傾向性，并分別以閱讀素養(yǎng)、數學素養(yǎng)和科學素養(yǎng)測試得分作為結果變量進行逆概率加權估計，并計算得到成長型思維影響學生學業(yè)素養(yǎng)的平均處理效應估計值，估計結果見表3。

表3呈現的估計結果表明，在克服了自選擇偏差之后，持有成長型思維的學生在閱讀、數學及科學素養(yǎng)均值上相比固定型思維的學生分別顯著低0.054、0.050、0.042個標準差，并且上述影響均在1%的水平上顯著。這說明成長型思維對青少年學業(yè)素養(yǎng)的影響具有統計顯著性，但卻顯現出與預期相反的負向效應。無論是對閱讀、數學素養(yǎng)抑或是對科學素養(yǎng)，成長型思維均未產生有效的提升作用，反而顯著降低了總體的學業(yè)素養(yǎng)。

表3 成長型思維對青少年學業(yè)素養(yǎng)的影響：逆概率加權回歸調整估計

進一步分析發(fā)現，在學業(yè)素養(yǎng)不同分位點上，成長型思維影響程度及影響方向不盡相同。隨著分位點的不斷提高，成長型思維的影響效應整體呈現出由正向負的變動態(tài)勢。具體來看，成長型思維對閱讀素養(yǎng)的邊際效應從10分位點的0.043個標準差，減至25分位點的-0.034個標準差，之后在50分位點降至-0.063個標準差，直至90分位點下降到最低。對比數學素養(yǎng)和科學素養(yǎng)的估計結果，其不同之處在于后者的最低點落在75分位點，但總體的變化趨勢呈現一致性，即隨著學業(yè)素養(yǎng)分位點的不斷提高，成長型思維的負向影響逐漸趨于上升。

相較于固定型思維，持有成長型思維的學生在閱讀、數學及科學素養(yǎng)的最低10分位點占據微弱優(yōu)勢，亦即對最低分位點的學業(yè)素養(yǎng)呈現出正向效應，但是在25分位點之后，成長型思維的影響方向發(fā)生了明顯轉折，而且在90分位點與10分位點上兩者之間的差異極其顯著，因此成長型思維的影響在學業(yè)素養(yǎng)不同分位點上存在異質性效應。

(三)成長型思維影響效應的異質性檢驗

上述發(fā)現未必適用于所有青少年群體，因為并非所有群體受到成長型思維的影響都是相同的，因此需要進一步考慮不同環(huán)境下成長型思維影響效應的異質性問題。根據家庭經濟社會文化地位、元認知策略、同伴競爭氛圍以及教師適應性教學等變量，以最高四分位和最低四分位進行分樣本估計，分樣本異質性檢驗結果見表4。

表4 成長型思維影響效應的異質性檢驗

分樣本估計表明，成長型思維對在不同家庭背景下學生的學業(yè)素養(yǎng)存在異質性影響。如表4所示，成長型思維對家庭處境不利學生的閱讀、數學及科學素養(yǎng)的影響均顯著為負，但這種負向效應要明顯低于處于優(yōu)勢家庭的學生，可見成長型思維的負向效應主要存在于處境有利家庭的組群中。對于家庭處境不利的學生來說，成長型思維對其閱讀、數學及科學素養(yǎng)的影響系數分別為-0.056、-0.037和-0.051個標準差，且都在5%的水平上顯著。上述結果表明，成長型思維并未有效地提升家庭處境不利學生的學業(yè)素養(yǎng)，反而起到與預期相反的負向效應，可見，家庭處境不利的學生未能在成長型思維的調節(jié)作用下獲益更多。

從元認知維度來看，元認知策略較高的青少年群體中成長型思維的負向效應更大，而對于元認知策略較低的學生并無顯著影響。在低效的元認知策略作用下，無論是成長型思維學生還是固定型思維學生，其學業(yè)素養(yǎng)均處于相似的低水平，然而當其使用的元認知策略不斷提高時，成長型思維的邊際效應轉而趨于下降，說明成長型思維與學業(yè)素養(yǎng)之間的關系因其使用的元認知策略不同而出現了明顯變化，元認知策略在兩者之間發(fā)揮了顯著的調節(jié)作用。就同伴競爭氛圍而言，成長型思維對學生學業(yè)素養(yǎng)的影響僅在高競爭氛圍下顯著為負，而進入低競爭氛圍則并無顯著影響。從教師教學實踐層面來看，無論是在最高分位點還是最低分位點實施適應性教學，成長型思維的影響皆為負向，且未因教師適應性教學方式不同而出現顯著變化，可見，教師適應性教學在成長型思維與學生學業(yè)素養(yǎng)之間未能發(fā)揮應有的調節(jié)作用。綜上所述，成長型思維對青少年學業(yè)素養(yǎng)的影響因其家庭背景和元認知策略不同而存在明顯差異。

為探查成長型思維的邊際影響在不同分位點上的局域效應，本文進一步比較了在不同家庭背景下成長型思維對學生學業(yè)素養(yǎng)各分位點的邊際影響，結果如圖1所示。

圖1 成長型思維對學生學業(yè)素養(yǎng)的異質性影響：分家庭背景

從圖1左側可以看出，對于家庭處境不利的學生來說，成長型思維僅對最低分位點處學生的學業(yè)素養(yǎng)呈微弱的正向效應，系數約為0.286個標準差，且上述影響在10%水平上顯著。進入25分位點之后，成長型思維的負向效應逐步顯現，從25分位點的0.045到50分位點的-0.110，直至95分位點達到-0.231個標準差。這意味著家庭處境不利的學生并未從成長型思維中獲得顯著更高的收益，只有在最低分位點處，成長型思維才顯現出微弱的正向效應。

相較于家庭處境不利的學生，成長型思維對家庭處境有利學生的學業(yè)素養(yǎng)在各分位點上均呈現顯著的負向影響，且伴隨著分位點的不斷提高，整體呈現先上升后下降的倒“U”型曲線結構(見圖1右側)。無論是在低分位點還是高分位點，成長型思維的負向效應都極為顯著，且在35分位點處，這種負向效應最為突出，兩者相差0.476個標準差，足見成長型思維整體上難以顯著地提升家庭處境有利學生的學業(yè)素養(yǎng)。上述估計結果表明，成長型思維對青少年學業(yè)素養(yǎng)的影響在學業(yè)素養(yǎng)各分位點有著明顯差異，而且因家庭背景不同而顯現出異質性的特征。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了保證前述實證結果的有效性和穩(wěn)健性，本文在基準模型中將單項測量指標的成長型思維，替換為多項指標測度的因變量。與前述的基準模型設定一致，本文根據家庭背景以及總體樣本進行分位數回歸。如表5所示，對于家庭處境不利的學生而言，成長型思維僅在最低分位點具有微弱正向影響，其負向效應在90至95分位點更為突出；而對于家庭處境有利的學生來說，不管是在低分位點抑或是高分位點均顯現為負向影響，且負向效應在20至50分位區(qū)間尤為凸顯?？傮w樣本中，成長型思維僅對10分位點的學業(yè)素養(yǎng)呈現正向效應，但緊隨著分位點的不斷提高，其負向效應逐步顯現出來，直至75分位點處達到峰值。平均而言，成長型思維的影響系數仍然在1%的統計水平上顯著為負，說明成長型思維對青少年學業(yè)素養(yǎng)難以起到直接的正向推動作用。擴展模型的實證結果與基準模型回歸結果基本保持一致，進一步證明了本文前述的結論是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗

四、結論與討論

成長型思維能否實質性提升青少年學業(yè)素養(yǎng)，這一議題引起了國際腦科學與教育學界的廣泛關注，但迄今仍缺乏來自中國的自然實驗或準實驗研究的經驗證據。本文利用準實驗研究框架下的逆概率加權回歸調整法，在克服了自選擇偏差之后，使用2018年PISA中國四省市學生測試數據，循證探查了成長型思維對學生閱讀、數學及科學素養(yǎng)的影響，并檢驗上述影響在不同家庭背景下的異質性效應，得出如下主要結論：

第一，持有成長型思維的學生在閱讀、數學及科學素養(yǎng)測試得分均值上相比固定型思維的學生顯著更低。研究發(fā)現，在克服了潛在的自選擇偏差后，無論是對閱讀、數學素養(yǎng)還是對科學素養(yǎng)，成長型思維均未能帶來預期的正向效應，甚至顯著降低了總體的學業(yè)素養(yǎng)。在不考慮其他因素的情況下，持有成長型思維的學生在閱讀、數學及科學素養(yǎng)得分上分別為546.1、584.4和583.0分，相較于固定型思維的學生明顯低21.2、16.3和17.3分；在控制了家庭背景和學校環(huán)境后，兩者間差距依次縮減至9.2、6.0和6.3分；在矯正了自選擇偏差的情況下，持有成長型思維的學生分別低0.054、0.050和0.042個標準差，且均具有統計上穩(wěn)健的負向影響。這意味著成長型思維干預不僅助益微小，甚至可能損害基礎教育質量。所以大規(guī)模推廣成長型思維干預之前，需要審慎評估其適用情境以及有效干預的必要條件，以避免陷入逆向成長的思維陷阱之中。

導致成長型思維對青少年學業(yè)素養(yǎng)呈顯著負向效應的根源在于：其一，致使成長型思維干預無效的可能根源在于儒家社會文化情境下學生秉持的努力信念的“天花板效應”甚為凸顯，且甚于成長型思維本身的影響。在參與PISA測試的78個經濟體中，只有4個教育系統(其中包括我國四省市)顯示成長型思維對學生學業(yè)素養(yǎng)均未有顯著正向效應。為試圖找出不同地區(qū)在成長型思維影響效應上的差異來源，本文基于霍夫斯泰德的文化維度理論(28)參見G. Hofstede， G. J. Hofstede and M. Minkov， Cultures and Organizations： Software of the Mind， New York： McGraw-Hill， 2010.，使用數據可及的74個經濟體進行對比分析發(fā)現，成長型思維與個人主義維度呈正相關性(r=0.57)，而與權力距離指數呈負相關性(r=-0.67)，且上述關系均通過了統計顯著性檢驗，說明成長型思維在不同地區(qū)的影響效應部分來源于文化價值觀的差異。其二，在中國異常激烈的學業(yè)競爭風潮下，努力信念的“天花板效應”更為凸顯，這極大地削弱乃至扭轉了成長型思維應有的作用。在社會競爭文化熏染下，借助成長型思維干預試圖激勵已經足夠努力的學生不斷強化成長信念，抑或促使原本高負荷狀態(tài)下的青少年持續(xù)層層加碼以延長學習時間，不僅難以有效地改善其學業(yè)表現，甚至可能起到與預期截然相反的負向效應(29)參見D. S. Yeager and C. S. Dweck， “What Can Be Learned from Growth Mindset Controversies？，” American Psychologist， vol.75， no.9， 2020， pp.1269-1284.。

第二，持有成長型思維的學生更多地使用了低效的元認知策略。微觀調查數據為上述觀點提供了佐證：在我國四省市學生樣本中，持有成長型思維的學生在閱讀理解與記憶策略、閱讀概述策略以及閱讀評鑒策略上的均值相比固定型思維的學生分別顯著低0.082、0.063和0.149個標準差，且上述差異均通過了顯著性檢驗。機械化地使用低效的元認知策略致使持有成長型思維的學生在學習效率和學業(yè)質量上顯著更低。

第三，家庭經濟社會文化地位處于劣勢的學生比優(yōu)勢家庭的學生更有可能發(fā)展出成長型思維。比較而言，家庭處境不利的學生持有成長型思維的比例相較于優(yōu)勢家庭的學生顯著更高。究其根源，由于家庭經濟社會文化資源的匱乏，相對貧困的家庭環(huán)境更易于激發(fā)抗逆能力和心理韌性，走出困境的危機感和緊迫感也更為強烈，故而家庭處境不利的學生更有可能在逆境中發(fā)展出成長型思維。然而從另一維度來看，家庭處境不利的學生在努力信念上卻顯著更低，說明持有成長型思維的學生未必具有更高水平的努力信念。

第四，成長型思維對最低分位點的學業(yè)素養(yǎng)顯現出微弱的正向效應。究其根源，處于最低分位點的學生往往是接受成長型思維干預的主要對象，更有機會因改變思維而直接受益。但對于家庭處境不利的學生來說，成長型思維未能起到持續(xù)而顯著地助力其改善學業(yè)成就、縮小學業(yè)差距的“補差效應”，故而家庭處境不利的學生未能在成長型思維的調節(jié)作用下受益更多。從教師教學實踐層面來看，成長型思維對學生學業(yè)素養(yǎng)的影響并未因教師適應性教學方式不同而出現顯著變化。成長型思維在不同環(huán)境下的干預效果并不一致，其可能的解釋是成長型思維本質上是才智可形塑的內隱信念，其最大功能更多的是激發(fā)潛能和心理韌性的精神價值，而非旨在提高學業(yè)成就的工具價值。

上述發(fā)現蘊含的現實意義和政策啟示在于，倘若成長型思維對青少年學業(yè)素養(yǎng)的負向影響是既定事實，那么教育系統應該通過加強腦科學與教育宣傳，引導家長和學生客觀地審視對于才智可塑性的科學認識，特別是理性地看待成長型思維的真實效度。同時我們要重點關注不同群體、家庭和學校環(huán)境中成長型思維干預的異質性，避免過度放大成長心態(tài)在青少年教育與心理發(fā)展中的重要性。導致對成長型思維干預效果存疑的重要原因就在于，試圖將成長心態(tài)及思維轉換刻畫成化解所有教育弊病的靈丹妙藥，過度夸大“心態(tài)”因素而對于導致青少年發(fā)展差異的家庭社會經濟“結構”因素卻視而不見(30)參見R. B. King and J. E. Trinidad， “Growth Mindset Predicts Achievement Only among Rich Students： Examining the Interplay between Mindset and Socioeconomic Status，” Social Psychology of Education， vol.24， 2021， pp.635-652.。為了矯正上述偏見，我們需要密切關注個體成長心態(tài)與其家庭社會經濟結構差異及其相互影響。這就迫切需要學校管理者建立一個與學生個體成長特征和家庭背景緊密結合的內生發(fā)展機制，以更好地了解成長型思維如何以不同方式影響不同的學生群體，并為學生發(fā)展和踐行成長信念創(chuàng)造有利環(huán)境。

鑒于致使成長型思維呈負向效應的重要制約因素是青少年群體中努力信念日益顯現出“天花板效應”，故而對于成長型思維的干預不宜簡化為單純地強化青少年的成長信念而忽視了成長的正確路向(31)參見D. S. Yeager， P. Hanselman, G. M. Walton， et al.， “A National Experiment Reveals Where a Growth Mindset Improves Achievement，” Nature， vol.573， 2019， pp.364-369.。無條件地夸大成長型思維的精神價值可能會起到反向作用，讓學生在實質上并未取得顯著進展時盲目地相信自己的稟賦，以致陷入逆向成長的思維陷阱之中。盡管個人才智可以得到不同程度的提升和發(fā)展，但這并不意味著每一個獨特個體都具有相同潛能。因此，提高成長型思維干預有效性的關鍵在于扎實推進重在增強和嵌入內源性發(fā)展能力而非脫離現實的外生驅動，尤為關鍵的是注重運用有效的元認知策略激發(fā)內隱潛能并遏制自我挫敗感，這對于緩解青少年因深陷激烈的學業(yè)競爭帶來的焦慮是大有裨益的。