成長(zhǎng)型思維能有效提升青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)嗎？

陳純槿

(華東師范大學(xué) 教育學(xué)部， 上海 200062)

一、問(wèn)題的提出

培養(yǎng)青少年成長(zhǎng)型思維以增強(qiáng)其心理韌性和自適應(yīng)能力并促使其心智系統(tǒng)更加健全完善，是近年來(lái)國(guó)際經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(簡(jiǎn)稱：經(jīng)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(jiàn)OECD， Sky’s the Limit： Growth Mindset， Students， and Schools in PISA， Paris： OECD Publishing， 2021.。成長(zhǎng)型思維干預(yù)的隨機(jī)實(shí)驗(yàn)和準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究隨著腦科學(xué)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(xué)生獲得積極思維支持系統(tǒng)和更高的學(xué)業(yè)成就(2)參見(jiàn)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(guān)成長(zhǎng)型思維干預(yù)有效性的科學(xué)證據(jù)仍相當(dāng)模糊，而且已有的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)大多聚焦西方國(guó)家，來(lái)自中國(guó)的自然實(shí)驗(yàn)和準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究近乎闕如(3)參見(jiàn)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(jīng)合組織迥異的是，成長(zhǎng)型思維對(duì)東亞地區(qū)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響大都未顯現(xiàn)出強(qiáng)烈的正向效應(yīng)(4)參見(jiàn)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(zhǎng)型思維干預(yù)無(wú)效的根源并以更加有效的方式扎實(shí)推進(jìn)中國(guó)基礎(chǔ)教育高質(zhì)量發(fā)展極具現(xiàn)實(shí)意義。

從固定型思維向成長(zhǎng)型思維轉(zhuǎn)變能否實(shí)質(zhì)性提升青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)，成為當(dāng)前國(guó)際上廣泛關(guān)注的熱點(diǎn)議題，但相關(guān)研究結(jié)論仍頗具爭(zhēng)議。在過(guò)去的幾十年里，心理學(xué)領(lǐng)域一直在討論成長(zhǎng)型思維，因?yàn)樗忉屃藶楹我恍W(xué)生在逆境中茁壯成長(zhǎng)，而另一些學(xué)生則萎靡不振的情況(5)參見(jiàn)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(zhǎng)型思維的開(kāi)創(chuàng)性論著中指出，人們對(duì)于自己大腦的內(nèi)隱信念——無(wú)論是將才智視為與生俱來(lái)的抑或是可以變化和成長(zhǎng)的——對(duì)長(zhǎng)期認(rèn)知技能和社會(huì)情感發(fā)展都具有深刻影響(6)參見(jiàn)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(jīng)驗(yàn)研究也表明，成長(zhǎng)型思維可以顯著預(yù)測(cè)與學(xué)習(xí)相關(guān)的重要結(jié)果。此類研究中被引用最廣泛的布萊克威爾等人對(duì)青少年四期追蹤調(diào)查表明，成長(zhǎng)型思維與學(xué)生在數(shù)學(xué)、閱讀等學(xué)業(yè)測(cè)驗(yàn)中更高的成就軌跡高度相關(guān)(7)參見(jiàn)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(zhì)性角度看，克拉羅等人驗(yàn)證了成長(zhǎng)型思維對(duì)家庭處境不利的學(xué)生改善學(xué)業(yè)成就的助益更大(8)參見(jiàn)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(bào)告的45個(gè)效應(yīng)量做進(jìn)一步元分析發(fā)現(xiàn)，成長(zhǎng)型思維既與挫折后的建設(shè)性應(yīng)對(duì)、積極的失敗歸因密切相關(guān)，又與低學(xué)業(yè)焦慮、學(xué)習(xí)適應(yīng)性心理等積極情緒有著顯著關(guān)聯(lián)(9)參見(jiàn)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(shí)證研究未能真實(shí)重現(xiàn)成長(zhǎng)型思維顯著提升青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。在復(fù)刻了穆勒與德韋克的實(shí)驗(yàn)研究后發(fā)現(xiàn)，成長(zhǎng)型思維與青少年對(duì)于學(xué)習(xí)目標(biāo)的追求、將失敗歸因于努力抑或是失敗后的堅(jiān)持信念之間均無(wú)顯著相關(guān)性(10)參見(jiàn)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(xiàng)研究近36.6萬(wàn)名學(xué)生樣本進(jìn)行分析的結(jié)果表明，成長(zhǎng)型思維對(duì)學(xué)生學(xué)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(zhǎng)型思維對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)存在負(fù)向效應(yīng)(11)參見(jiàn)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(xiàng)縱向研究進(jìn)一步表明，成長(zhǎng)型思維僅對(duì)富裕家庭的學(xué)生學(xué)業(yè)成就有正向預(yù)測(cè)作用，對(duì)于家庭處境不利的學(xué)生卻不具有同等效應(yīng)(12)參見(jiàn)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(lái)自中國(guó)的少量經(jīng)驗(yàn)證據(jù)同樣結(jié)論各異。新近研究表明，成長(zhǎng)型思維可以顯著正向預(yù)測(cè)低齡學(xué)生的積極心理知覺(jué)和學(xué)業(yè)表現(xiàn)(13)參見(jiàn)刁春婷、周文倩、黃臻：《小學(xué)生成長(zhǎng)型思維模式與學(xué)業(yè)成績(jī)、生活滿意度的關(guān)系：學(xué)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(xiàn)，成長(zhǎng)型思維的正向效應(yīng)并未廣泛地存在于東亞社會(huì)儒家文化圈中。與西方國(guó)家相比，我國(guó)青少年群體具有成長(zhǎng)型思維的比例偏低，且對(duì)學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響并未顯現(xiàn)出強(qiáng)烈的正向效應(yīng)(14)參見(jiàn)陳純槿：《PISA 2018中國(guó)四省市學(xué)生閱讀素養(yǎng)研究新發(fā)現(xiàn)》，《華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)(教育科學(xué)版)》2020年第5期。。造成上述發(fā)現(xiàn)相互矛盾的可能原因在于不同社會(huì)文化情境下成長(zhǎng)型思維的干預(yù)效果存在明顯的異質(zhì)性，且難以準(zhǔn)確地識(shí)別成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的因果效應(yīng)(15)參見(jiàn)B. N. Macnamara and N. S. Rupani， “The Relationship between Intelligence and Mindset，” Intelligence， vol.64， 2017， pp.52-69.。因?yàn)槌钟谐砷L(zhǎng)型思維或固定型思維的個(gè)體在特質(zhì)、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景以及學(xué)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(xué)業(yè)發(fā)展。

綜觀國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，已有研究大都忽視了處理組與控制組協(xié)變量的組間差異可能造成的自選擇偏差，以致無(wú)法得到精確可靠的因果推斷(16)參見(jiàn)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(zhǎng)型思維干預(yù)效果的異質(zhì)性討論已逐步轉(zhuǎn)移到何種環(huán)境下可以反復(fù)重現(xiàn)成長(zhǎng)型思維干預(yù)有效的問(wèn)題，但對(duì)于成長(zhǎng)型思維在何種環(huán)境下更有助于促進(jìn)青少年教育與心理發(fā)展亟需進(jìn)一步循證探微。

鑒于已有經(jīng)驗(yàn)研究的缺憾，本文利用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究框架下的逆概率加權(quán)回歸調(diào)整法(Inverse-Probability-Weighted Regression Adjustment， 簡(jiǎn)稱：IPWRA)來(lái)克服潛在的自選擇偏差，并針對(duì)來(lái)自不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景的學(xué)生的微觀數(shù)據(jù)，細(xì)致地驗(yàn)證了成長(zhǎng)型思維在不同成長(zhǎng)環(huán)境下對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響是否存在異質(zhì)性。故此，本文重點(diǎn)討論以下兩方面問(wèn)題：一是相較于固定型思維，持有成長(zhǎng)型思維的青少年在閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)方面是否獲得明顯更高的收益？二是成長(zhǎng)型思維在多大程度上影響了來(lái)自不同成長(zhǎng)環(huán)境下的青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)？在綜合考慮上述問(wèn)題以及潛在的自選擇偏差后，本文基于2018年國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目中中國(guó)四省市學(xué)生測(cè)試數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、數(shù)據(jù)說(shuō)明和計(jì)量方法

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于經(jīng)合組織2018年進(jìn)行的國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目(Programme for International Student Assessment， 簡(jiǎn)稱PISA)。該項(xiàng)目旨在評(píng)估青少年在完成義務(wù)教育以后所獲得的參與社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活必要的關(guān)鍵知識(shí)和技能。PISA測(cè)試的目標(biāo)人群為在校接受正規(guī)教育、年齡在15歲左右(15歲3個(gè)月至16歲2個(gè)月)的中學(xué)生，本文的研究對(duì)象即為限定在該年齡區(qū)間的青少年。抽樣設(shè)計(jì)共分為兩個(gè)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(xué)校，各學(xué)校被抽取的概率與該年齡段學(xué)生人數(shù)成正比；第二階段從第一階段選擇的學(xué)校中隨機(jī)選取學(xué)生，每個(gè)學(xué)生都有相同的被抽中概率。學(xué)業(yè)素養(yǎng)測(cè)試內(nèi)容涵蓋了閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)，且在每一輪測(cè)試中重點(diǎn)對(duì)其中一門學(xué)科進(jìn)行精細(xì)化測(cè)驗(yàn)。為全面收集學(xué)生與學(xué)校層次信息，本研究以學(xué)校編碼為匹配基準(zhǔn)，采用一對(duì)多匹配方式與學(xué)生層次數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，構(gòu)建多層信息精準(zhǔn)匹配數(shù)據(jù)庫(kù)，并從中選取我國(guó)北京、上海、江蘇和浙江四省市共361所學(xué)校12058名學(xué)生測(cè)試數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

(二)變量說(shuō)明

1.結(jié)果變量

本文的結(jié)果變量是由閱讀、數(shù)學(xué)和科學(xué)三門學(xué)科組成的學(xué)業(yè)素養(yǎng)測(cè)試得分。PISA測(cè)評(píng)的閱讀素養(yǎng)不再是主要從教科書(shū)中提取信息的能力，而是在單一文本和復(fù)合文本的多元情境下對(duì)數(shù)字文本進(jìn)行信息定位與檢索、整合與運(yùn)用、評(píng)價(jià)與反思的能力。PISA測(cè)評(píng)的數(shù)學(xué)素養(yǎng)更多關(guān)注的是“現(xiàn)實(shí)生活中的數(shù)學(xué)”，而非“脫離生活的抽象數(shù)學(xué)”，也即為了滿足現(xiàn)實(shí)生活需要而激活其具有的數(shù)學(xué)知識(shí)和應(yīng)用技能來(lái)理解和解決問(wèn)題的能力(17)參見(jiàn)陸璟：《PISA測(cè)評(píng)的理論和實(shí)踐》，上海：華東師范大學(xué)出版社，2013年。?？茖W(xué)素養(yǎng)的評(píng)估重點(diǎn)則聚焦學(xué)生運(yùn)用科學(xué)知識(shí)發(fā)現(xiàn)和分析問(wèn)題，并科學(xué)地解釋現(xiàn)象，以及針對(duì)相關(guān)問(wèn)題和現(xiàn)象做出基于證據(jù)的科學(xué)判斷的能力。閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)的綜合測(cè)評(píng)內(nèi)容，集中反映了青少年在完成義務(wù)教育后進(jìn)入現(xiàn)代社會(huì)需要掌握的基礎(chǔ)知識(shí)和技能。在PISA測(cè)試數(shù)據(jù)庫(kù)中，本文選取了由10個(gè)似真值組成的閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)測(cè)試得分來(lái)衡量總體的學(xué)業(yè)素養(yǎng)，并基于學(xué)生抽樣權(quán)重進(jìn)行了加權(quán)。

2.處理變量

本文的處理變量為受試者是否具有成長(zhǎng)型思維的二元變量。支持成長(zhǎng)型思維的增量理論假設(shè)能力、智力等品質(zhì)具有可鍛造性，通過(guò)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(shí)體理論假設(shè)智力和能力等內(nèi)在品質(zhì)是與生俱來(lái)的，且具有固定不變、不可控制的特質(zhì)，這些特質(zhì)即使經(jīng)過(guò)后天努力也是無(wú)法改變的。與固定型思維不同，成長(zhǎng)型思維遵循的是“才智可塑性”的基本邏輯(18)參見(jiàn)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(jù)成長(zhǎng)型思維的基本內(nèi)涵，本文認(rèn)為以個(gè)人才智是否具有可塑性為依據(jù)可以區(qū)分成長(zhǎng)型思維和固定型思維。在PISA調(diào)查問(wèn)卷中有測(cè)試題詢問(wèn)受試者在多大程度上同意以下說(shuō)法：“你的智力是你難以大幅改變的”，選項(xiàng)包括“非常不同意”“不同意”“同意”和“非常同意”四個(gè)選擇。如果受試者回答“非常不同意”或“不同意”，表明受試者認(rèn)為智力具有可塑性，可被視為具有成長(zhǎng)型思維，賦值為1，反之則為固定型思維，賦值為0。該項(xiàng)測(cè)試題準(zhǔn)確地捕捉到區(qū)分成長(zhǎng)型思維與固定型思維的關(guān)鍵點(diǎn)，即“才智是否具有可塑性”這一核心問(wèn)題，這是PISA衡量成長(zhǎng)型思維的主要度量方式，而且現(xiàn)有研究已經(jīng)證明了單項(xiàng)測(cè)量的有效性(19)參見(jiàn)OECD， Sky’s the Limit： Growth Mindset， Students， and Schools in PISA， Paris： OECD Publishing， 2021.。

考慮到單項(xiàng)測(cè)量可能存在測(cè)量誤差問(wèn)題，為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還采用了多指標(biāo)計(jì)量方法測(cè)量成長(zhǎng)型思維。鑒于成長(zhǎng)型思維的根本要義在于相信個(gè)人才能是可以改變的這一內(nèi)隱信念，尤其是在面對(duì)困難、挫折乃至失敗時(shí)仍然堅(jiān)持改變和努力的成長(zhǎng)信念，故而在前述指標(biāo)的基礎(chǔ)上本文又選擇了另外四道測(cè)試題：“當(dāng)遇到不擅長(zhǎng)的事我會(huì)努力克服它，而不是轉(zhuǎn)向我可能擅長(zhǎng)的事”；“我在做事時(shí)得到的樂(lè)趣，部分來(lái)自于能突破自己過(guò)去的表現(xiàn)”；“當(dāng)身處逆境時(shí)，我總是能找到出路”；“當(dāng)我失敗時(shí)，我會(huì)擔(dān)心自己天分不足”。其中前三題為正向評(píng)分，而最后一道測(cè)試題為負(fù)向，對(duì)此本文采用反向計(jì)分方式將之轉(zhuǎn)換為與其他三題作用方向一致的正向評(píng)分。

根據(jù)上述篩選的指標(biāo)，本文采用K-均值聚類法(K-means cluster)進(jìn)行聚類分析(20)參見(jiàn)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(zhǎng)型思維和固定型思維兩個(gè)類別；然后確定各類別的初始中心，進(jìn)而計(jì)算每個(gè)樣本到中心點(diǎn)的歐氏距離，按照距離中心點(diǎn)最近的原則，將每個(gè)樣本分派到各中心點(diǎn)所在的類中去，形成新的類別，再根據(jù)生成的類別計(jì)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(fù)上述步驟，直至達(dá)到指定的迭代次數(shù)或達(dá)到終止迭代的條件。本文還使用K-中位數(shù)聚類法計(jì)算各類中心點(diǎn)，結(jié)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(jié)果是穩(wěn)健的。

3.協(xié)變量

本文的協(xié)變量共分為三類：一是學(xué)生個(gè)體特征，包括學(xué)生性別、年級(jí)、自我教育期望、元認(rèn)知策略、同伴競(jìng)爭(zhēng)氛圍以及努力信念。其中，性別和年級(jí)均界定為虛擬變量，自我教育期望分為高中及以下、大學(xué)?？萍耙陨蟽深悺ＴJ(rèn)知策略是控制、組織和評(píng)估認(rèn)知的高級(jí)認(rèn)知集合，是學(xué)業(yè)素養(yǎng)最具影響力的預(yù)測(cè)指標(biāo)之一(21)參見(jiàn)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(rèn)知策略由受試者在從1(“完全沒(méi)有用處”)到6(“非常有用”)的六點(diǎn)李克特量表上對(duì)特定閱讀任務(wù)的策略有用性進(jìn)行評(píng)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(píng)鑒策略(22)參見(jiàn)陳純槿：《PISA 2018中國(guó)四省市學(xué)生閱讀素養(yǎng)研究新發(fā)現(xiàn)》，《華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)(教育科學(xué)版)》2020年第5期。。同伴競(jìng)爭(zhēng)氛圍衡量的是同齡人在多大程度上相互競(jìng)爭(zhēng)的風(fēng)氣，包含三道測(cè)試題：“學(xué)生崇尚競(jìng)爭(zhēng)”；“學(xué)生之間相互競(jìng)爭(zhēng)”；“學(xué)生似乎都覺(jué)得相互競(jìng)爭(zhēng)是重要的”。努力信念是學(xué)生對(duì)在校學(xué)習(xí)重要性的感知和判斷，基于以下三道題目測(cè)量：“在學(xué)校努力學(xué)習(xí)有助于我將來(lái)找份好工作”；“在學(xué)校努力學(xué)習(xí)有助于我將來(lái)考進(jìn)好大學(xué)”；“在學(xué)校努力學(xué)習(xí)很重要”。本文根據(jù)受試者對(duì)上述測(cè)試題的響應(yīng)情況逐項(xiàng)計(jì)分并進(jìn)行主成分分析，進(jìn)而計(jì)算得到標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)。信度檢驗(yàn)顯示，元認(rèn)知策略、同伴競(jìng)爭(zhēng)氛圍和努力信念量表的克隆巴赫α系數(shù)分別為0.77、0.83和0.76，說(shuō)明上述量表具有良好信度。

二是家庭背景特征，包括家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)文化地位指數(shù)和父母情感支持。已有的經(jīng)驗(yàn)研究表明，家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)文化地位是影響青少年學(xué)業(yè)成就和教育發(fā)展最重要的先賦性因素(23)參見(jiàn)岳昌君、周麗萍：《家庭背景對(duì)我國(guó)重點(diǎn)高中入學(xué)機(jī)會(huì)的影響——基于2014年高等教育改革學(xué)生調(diào)查的實(shí)證分析》，《華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版)》2017年第3期。。家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)文化地位指數(shù)基于家庭財(cái)富、父母最高職業(yè)地位和父母最高受教育年限三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量；父母情感通過(guò)受試者對(duì)“我父母支持我在學(xué)習(xí)上的努力和成績(jī)”“當(dāng)我在學(xué)校遇到困難時(shí)我父母會(huì)支持我”“我父母鼓勵(lì)我要自信”這三道測(cè)試題的應(yīng)答來(lái)衡量。對(duì)這三道題的回答情況進(jìn)行逐項(xiàng)計(jì)分，之后分值被轉(zhuǎn)化為以經(jīng)合組織為參照系的標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)。

三是學(xué)校環(huán)境特征，包括教師適應(yīng)性教學(xué)、學(xué)校性質(zhì)以及學(xué)校地理位置。以學(xué)校地理位置為劃分標(biāo)準(zhǔn)，倘若學(xué)校坐落在鄉(xiāng)村，賦值為1，否則為0；以學(xué)校性質(zhì)為劃分標(biāo)準(zhǔn)，分為中等職業(yè)學(xué)校和普通學(xué)校兩類，其中以中等職業(yè)學(xué)校為觀測(cè)組。教師適應(yīng)性教學(xué)通過(guò)四道測(cè)試題進(jìn)行度量：“老師關(guān)注每個(gè)學(xué)生的學(xué)習(xí)狀態(tài)”；“當(dāng)學(xué)生需要時(shí)老師會(huì)提供額外的幫助”；“老師幫助學(xué)生學(xué)習(xí)”；“老師會(huì)一直講解直到學(xué)生理解為止”。信度檢驗(yàn)表明，教師適應(yīng)性教學(xué)量表的克隆巴赫α系數(shù)達(dá)到0.85，具有良好的內(nèi)部一致性。已有研究表明，教師教學(xué)實(shí)踐中采用適應(yīng)性教學(xué)與學(xué)生成長(zhǎng)型思維之間存在顯著相關(guān)性，因?yàn)橐虿氖┙痰慕處煒?lè)于助力學(xué)生形成積極的成就歸因，并激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)與發(fā)展的能動(dòng)性(24)參見(jiàn)雷萬(wàn)鵬、李貞義：《教師支持對(duì)農(nóng)村留守兒童非認(rèn)知能力的影響——基于CEPS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，《華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版)》2020年第6期。。綜合以上觀測(cè)變量，從總體樣本中剔除了相關(guān)變量的缺省值，最終得到11703個(gè)有效樣本。本文將總體樣本劃分為成長(zhǎng)型思維和固定型思維兩個(gè)子樣本并進(jìn)行比較，表1報(bào)告了主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

調(diào)查顯示，我國(guó)四省市約有55.6%的學(xué)生表現(xiàn)出成長(zhǎng)型思維，相較于經(jīng)合組織國(guó)家平均水平明顯低7個(gè)百分點(diǎn)。由表1中處理組與控制組的對(duì)比結(jié)果可知，持有成長(zhǎng)型思維的學(xué)生在閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)均值上明顯低于持有固定型思維的學(xué)生，且上述差異在1%的水平上顯著。來(lái)自不同家庭背景的青少年顯現(xiàn)出成長(zhǎng)型思維的傾向性不同，家庭處境不利的學(xué)生比優(yōu)勢(shì)家庭的學(xué)生具有成長(zhǎng)型思維的比例顯著更高。此外，成長(zhǎng)型思維的學(xué)生在自我教育期望、元認(rèn)知策略、同伴競(jìng)爭(zhēng)氛圍等方面均顯著低于固定型思維的學(xué)生，但是在努力信念、父母情感支持以及教師適應(yīng)性教學(xué)等方面均顯著更高。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果初步說(shuō)明，處理組和控制組在個(gè)體特征、家庭背景以及學(xué)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(jì)量方法

為避免自選擇偏差造成的內(nèi)生性問(wèn)題，本文引入了逆概率加權(quán)回歸調(diào)整法。逆概率加權(quán)回歸調(diào)整法的基本原理是利用調(diào)整后的加權(quán)回歸系數(shù)來(lái)計(jì)算實(shí)際接受干預(yù)的事實(shí)結(jié)果，然后外推到具有相近傾向值的其他組群，為每個(gè)組群估測(cè)如果受試者接受干預(yù)可能出現(xiàn)的反事實(shí)結(jié)果(25)參見(jiàn)E. F. Halpern， “Behind the Numbers： Inverse Probability Weighting，” Radiology， vol.271， no.3， 2014， pp.625-628.。逆概率加權(quán)回歸調(diào)整過(guò)程共分為三步：第一步，估計(jì)接受干預(yù)的概率預(yù)測(cè)模型參數(shù)并計(jì)算逆概率權(quán)重；第二步，利用估測(cè)的逆概率權(quán)重，擬合各個(gè)觀察組的加權(quán)回歸模型，并獲得每個(gè)受試者的干預(yù)預(yù)測(cè)結(jié)果；第三步，計(jì)算干預(yù)預(yù)測(cè)結(jié)果的均值，得出處理組的事實(shí)結(jié)果與控制組的反事實(shí)結(jié)果，兩組結(jié)果之差異提供了平均處理效應(yīng)的估計(jì)值。相比于其他計(jì)量方法，逆概率加權(quán)回歸調(diào)整法的最大優(yōu)勢(shì)在于結(jié)合了基于回歸模型的估計(jì)與逆概率加權(quán)估計(jì)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(jì)效率(26)參見(jiàn)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(jì)量結(jié)果與分析

(一)逆概率加權(quán)回歸調(diào)整的平衡性檢驗(yàn)

使用逆概率加權(quán)回歸調(diào)整的主要目的在于消除潛在的自選擇偏差，以達(dá)到處理組和控制組初始條件近似平衡的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)效果。逆概率加權(quán)回歸調(diào)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(xié)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(shè)的前提條件，本文首先針對(duì)處理組與控制組協(xié)變量是否存在顯著的組間差異進(jìn)行了平衡性診斷，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2所示的結(jié)果表明，逆概率加權(quán)回歸調(diào)整后，處理組與控制組協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化差異相較于加權(quán)之前更接近于0，說(shuō)明處理組與控制組初始條件的差異已不再顯著；與此同時(shí)，逆概率加權(quán)回歸調(diào)整之后，協(xié)變量的方差比總體上更接近于1，上述這些結(jié)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(quán)回歸調(diào)整后，樣本整體上滿足了協(xié)變量平衡性假設(shè)條件的要求，從而有效克服了自選擇偏差可能造成的內(nèi)生性問(wèn)題。

(二)成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響效應(yīng)

由以上平衡性診斷結(jié)果可知，逆概率加權(quán)回歸調(diào)整后的樣本已滿足了條件獨(dú)立分布假設(shè)。在此基礎(chǔ)上，本文構(gòu)造了成長(zhǎng)型思維概率預(yù)測(cè)模型，以探查青少年具有成長(zhǎng)型思維的傾向性，并分別以閱讀素養(yǎng)、數(shù)學(xué)素養(yǎng)和科學(xué)素養(yǎng)測(cè)試得分作為結(jié)果變量進(jìn)行逆概率加權(quán)估計(jì)，并計(jì)算得到成長(zhǎng)型思維影響學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)的平均處理效應(yīng)估計(jì)值，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3呈現(xiàn)的估計(jì)結(jié)果表明，在克服了自選擇偏差之后，持有成長(zhǎng)型思維的學(xué)生在閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)均值上相比固定型思維的學(xué)生分別顯著低0.054、0.050、0.042個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，并且上述影響均在1%的水平上顯著。這說(shuō)明成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響具有統(tǒng)計(jì)顯著性，但卻顯現(xiàn)出與預(yù)期相反的負(fù)向效應(yīng)。無(wú)論是對(duì)閱讀、數(shù)學(xué)素養(yǎng)抑或是對(duì)科學(xué)素養(yǎng)，成長(zhǎng)型思維均未產(chǎn)生有效的提升作用，反而顯著降低了總體的學(xué)業(yè)素養(yǎng)。

表3 成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響：逆概率加權(quán)回歸調(diào)整估計(jì)

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在學(xué)業(yè)素養(yǎng)不同分位點(diǎn)上，成長(zhǎng)型思維影響程度及影響方向不盡相同。隨著分位點(diǎn)的不斷提高，成長(zhǎng)型思維的影響效應(yīng)整體呈現(xiàn)出由正向負(fù)的變動(dòng)態(tài)勢(shì)。具體來(lái)看，成長(zhǎng)型思維對(duì)閱讀素養(yǎng)的邊際效應(yīng)從10分位點(diǎn)的0.043個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，減至25分位點(diǎn)的-0.034個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，之后在50分位點(diǎn)降至-0.063個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，直至90分位點(diǎn)下降到最低。對(duì)比數(shù)學(xué)素養(yǎng)和科學(xué)素養(yǎng)的估計(jì)結(jié)果，其不同之處在于后者的最低點(diǎn)落在75分位點(diǎn)，但總體的變化趨勢(shì)呈現(xiàn)一致性，即隨著學(xué)業(yè)素養(yǎng)分位點(diǎn)的不斷提高，成長(zhǎng)型思維的負(fù)向影響逐漸趨于上升。

相較于固定型思維，持有成長(zhǎng)型思維的學(xué)生在閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)的最低10分位點(diǎn)占據(jù)微弱優(yōu)勢(shì)，亦即對(duì)最低分位點(diǎn)的學(xué)業(yè)素養(yǎng)呈現(xiàn)出正向效應(yīng)，但是在25分位點(diǎn)之后，成長(zhǎng)型思維的影響方向發(fā)生了明顯轉(zhuǎn)折，而且在90分位點(diǎn)與10分位點(diǎn)上兩者之間的差異極其顯著，因此成長(zhǎng)型思維的影響在學(xué)業(yè)素養(yǎng)不同分位點(diǎn)上存在異質(zhì)性效應(yīng)。

(三)成長(zhǎng)型思維影響效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

上述發(fā)現(xiàn)未必適用于所有青少年群體，因?yàn)椴⒎撬腥后w受到成長(zhǎng)型思維的影響都是相同的，因此需要進(jìn)一步考慮不同環(huán)境下成長(zhǎng)型思維影響效應(yīng)的異質(zhì)性問(wèn)題。根據(jù)家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)文化地位、元認(rèn)知策略、同伴競(jìng)爭(zhēng)氛圍以及教師適應(yīng)性教學(xué)等變量，以最高四分位和最低四分位進(jìn)行分樣本估計(jì)，分樣本異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 成長(zhǎng)型思維影響效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

分樣本估計(jì)表明，成長(zhǎng)型思維對(duì)在不同家庭背景下學(xué)生的學(xué)業(yè)素養(yǎng)存在異質(zhì)性影響。如表4所示，成長(zhǎng)型思維對(duì)家庭處境不利學(xué)生的閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)的影響均顯著為負(fù)，但這種負(fù)向效應(yīng)要明顯低于處于優(yōu)勢(shì)家庭的學(xué)生，可見(jiàn)成長(zhǎng)型思維的負(fù)向效應(yīng)主要存在于處境有利家庭的組群中。對(duì)于家庭處境不利的學(xué)生來(lái)說(shuō)，成長(zhǎng)型思維對(duì)其閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)的影響系數(shù)分別為-0.056、-0.037和-0.051個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，且都在5%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，成長(zhǎng)型思維并未有效地提升家庭處境不利學(xué)生的學(xué)業(yè)素養(yǎng)，反而起到與預(yù)期相反的負(fù)向效應(yīng)，可見(jiàn)，家庭處境不利的學(xué)生未能在成長(zhǎng)型思維的調(diào)節(jié)作用下獲益更多。

從元認(rèn)知維度來(lái)看，元認(rèn)知策略較高的青少年群體中成長(zhǎng)型思維的負(fù)向效應(yīng)更大，而對(duì)于元認(rèn)知策略較低的學(xué)生并無(wú)顯著影響。在低效的元認(rèn)知策略作用下，無(wú)論是成長(zhǎng)型思維學(xué)生還是固定型思維學(xué)生，其學(xué)業(yè)素養(yǎng)均處于相似的低水平，然而當(dāng)其使用的元認(rèn)知策略不斷提高時(shí)，成長(zhǎng)型思維的邊際效應(yīng)轉(zhuǎn)而趨于下降，說(shuō)明成長(zhǎng)型思維與學(xué)業(yè)素養(yǎng)之間的關(guān)系因其使用的元認(rèn)知策略不同而出現(xiàn)了明顯變化，元認(rèn)知策略在兩者之間發(fā)揮了顯著的調(diào)節(jié)作用。就同伴競(jìng)爭(zhēng)氛圍而言，成長(zhǎng)型思維對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響僅在高競(jìng)爭(zhēng)氛圍下顯著為負(fù)，而進(jìn)入低競(jìng)爭(zhēng)氛圍則并無(wú)顯著影響。從教師教學(xué)實(shí)踐層面來(lái)看，無(wú)論是在最高分位點(diǎn)還是最低分位點(diǎn)實(shí)施適應(yīng)性教學(xué)，成長(zhǎng)型思維的影響皆為負(fù)向，且未因教師適應(yīng)性教學(xué)方式不同而出現(xiàn)顯著變化，可見(jiàn)，教師適應(yīng)性教學(xué)在成長(zhǎng)型思維與學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)之間未能發(fā)揮應(yīng)有的調(diào)節(jié)作用。綜上所述，成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響因其家庭背景和元認(rèn)知策略不同而存在明顯差異。

為探查成長(zhǎng)型思維的邊際影響在不同分位點(diǎn)上的局域效應(yīng)，本文進(jìn)一步比較了在不同家庭背景下成長(zhǎng)型思維對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)各分位點(diǎn)的邊際影響，結(jié)果如圖1所示。

圖1 成長(zhǎng)型思維對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)的異質(zhì)性影響：分家庭背景

從圖1左側(cè)可以看出，對(duì)于家庭處境不利的學(xué)生來(lái)說(shuō)，成長(zhǎng)型思維僅對(duì)最低分位點(diǎn)處學(xué)生的學(xué)業(yè)素養(yǎng)呈微弱的正向效應(yīng)，系數(shù)約為0.286個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，且上述影響在10%水平上顯著。進(jìn)入25分位點(diǎn)之后，成長(zhǎng)型思維的負(fù)向效應(yīng)逐步顯現(xiàn)，從25分位點(diǎn)的0.045到50分位點(diǎn)的-0.110，直至95分位點(diǎn)達(dá)到-0.231個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。這意味著家庭處境不利的學(xué)生并未從成長(zhǎng)型思維中獲得顯著更高的收益，只有在最低分位點(diǎn)處，成長(zhǎng)型思維才顯現(xiàn)出微弱的正向效應(yīng)。

相較于家庭處境不利的學(xué)生，成長(zhǎng)型思維對(duì)家庭處境有利學(xué)生的學(xué)業(yè)素養(yǎng)在各分位點(diǎn)上均呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響，且伴隨著分位點(diǎn)的不斷提高，整體呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型曲線結(jié)構(gòu)(見(jiàn)圖1右側(cè))。無(wú)論是在低分位點(diǎn)還是高分位點(diǎn)，成長(zhǎng)型思維的負(fù)向效應(yīng)都極為顯著，且在35分位點(diǎn)處，這種負(fù)向效應(yīng)最為突出，兩者相差0.476個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，足見(jiàn)成長(zhǎng)型思維整體上難以顯著地提升家庭處境有利學(xué)生的學(xué)業(yè)素養(yǎng)。上述估計(jì)結(jié)果表明，成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響在學(xué)業(yè)素養(yǎng)各分位點(diǎn)有著明顯差異，而且因家庭背景不同而顯現(xiàn)出異質(zhì)性的特征。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證前述實(shí)證結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性，本文在基準(zhǔn)模型中將單項(xiàng)測(cè)量指標(biāo)的成長(zhǎng)型思維，替換為多項(xiàng)指標(biāo)測(cè)度的因變量。與前述的基準(zhǔn)模型設(shè)定一致，本文根據(jù)家庭背景以及總體樣本進(jìn)行分位數(shù)回歸。如表5所示，對(duì)于家庭處境不利的學(xué)生而言，成長(zhǎng)型思維僅在最低分位點(diǎn)具有微弱正向影響，其負(fù)向效應(yīng)在90至95分位點(diǎn)更為突出；而對(duì)于家庭處境有利的學(xué)生來(lái)說(shuō)，不管是在低分位點(diǎn)抑或是高分位點(diǎn)均顯現(xiàn)為負(fù)向影響，且負(fù)向效應(yīng)在20至50分位區(qū)間尤為凸顯?？傮w樣本中，成長(zhǎng)型思維僅對(duì)10分位點(diǎn)的學(xué)業(yè)素養(yǎng)呈現(xiàn)正向效應(yīng)，但緊隨著分位點(diǎn)的不斷提高，其負(fù)向效應(yīng)逐步顯現(xiàn)出來(lái)，直至75分位點(diǎn)處達(dá)到峰值。平均而言，成長(zhǎng)型思維的影響系數(shù)仍然在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)難以起到直接的正向推動(dòng)作用。擴(kuò)展模型的實(shí)證結(jié)果與基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果基本保持一致，進(jìn)一步證明了本文前述的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

四、結(jié)論與討論

成長(zhǎng)型思維能否實(shí)質(zhì)性提升青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)，這一議題引起了國(guó)際腦科學(xué)與教育學(xué)界的廣泛關(guān)注，但迄今仍缺乏來(lái)自中國(guó)的自然實(shí)驗(yàn)或準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文利用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究框架下的逆概率加權(quán)回歸調(diào)整法，在克服了自選擇偏差之后，使用2018年P(guān)ISA中國(guó)四省市學(xué)生測(cè)試數(shù)據(jù)，循證探查了成長(zhǎng)型思維對(duì)學(xué)生閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)的影響，并檢驗(yàn)上述影響在不同家庭背景下的異質(zhì)性效應(yīng)，得出如下主要結(jié)論：

第一，持有成長(zhǎng)型思維的學(xué)生在閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)素養(yǎng)測(cè)試得分均值上相比固定型思維的學(xué)生顯著更低。研究發(fā)現(xiàn)，在克服了潛在的自選擇偏差后，無(wú)論是對(duì)閱讀、數(shù)學(xué)素養(yǎng)還是對(duì)科學(xué)素養(yǎng)，成長(zhǎng)型思維均未能帶來(lái)預(yù)期的正向效應(yīng)，甚至顯著降低了總體的學(xué)業(yè)素養(yǎng)。在不考慮其他因素的情況下，持有成長(zhǎng)型思維的學(xué)生在閱讀、數(shù)學(xué)及科學(xué)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(xué)生明顯低21.2、16.3和17.3分；在控制了家庭背景和學(xué)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(zhǎng)型思維的學(xué)生分別低0.054、0.050和0.042個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，且均具有統(tǒng)計(jì)上穩(wěn)健的負(fù)向影響。這意味著成長(zhǎng)型思維干預(yù)不僅助益微小，甚至可能損害基礎(chǔ)教育質(zhì)量。所以大規(guī)模推廣成長(zhǎng)型思維干預(yù)之前，需要審慎評(píng)估其適用情境以及有效干預(yù)的必要條件，以避免陷入逆向成長(zhǎng)的思維陷阱之中。

導(dǎo)致成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)呈顯著負(fù)向效應(yīng)的根源在于：其一，致使成長(zhǎng)型思維干預(yù)無(wú)效的可能根源在于儒家社會(huì)文化情境下學(xué)生秉持的努力信念的“天花板效應(yīng)”甚為凸顯，且甚于成長(zhǎng)型思維本身的影響。在參與PISA測(cè)試的78個(gè)經(jīng)濟(jì)體中，只有4個(gè)教育系統(tǒng)(其中包括我國(guó)四省市)顯示成長(zhǎng)型思維對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)均未有顯著正向效應(yīng)。為試圖找出不同地區(qū)在成長(zhǎng)型思維影響效應(yīng)上的差異來(lái)源，本文基于霍夫斯泰德的文化維度理論(28)參見(jiàn)G. Hofstede， G. J. Hofstede and M. Minkov， Cultures and Organizations： Software of the Mind， New York： McGraw-Hill， 2010.，使用數(shù)據(jù)可及的74個(gè)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)，成長(zhǎng)型思維與個(gè)人主義維度呈正相關(guān)性(r=0.57)，而與權(quán)力距離指數(shù)呈負(fù)相關(guān)性(r=-0.67)，且上述關(guān)系均通過(guò)了統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明成長(zhǎng)型思維在不同地區(qū)的影響效應(yīng)部分來(lái)源于文化價(jià)值觀的差異。其二，在中國(guó)異常激烈的學(xué)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)潮下，努力信念的“天花板效應(yīng)”更為凸顯，這極大地削弱乃至扭轉(zhuǎn)了成長(zhǎng)型思維應(yīng)有的作用。在社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)文化熏染下，借助成長(zhǎng)型思維干預(yù)試圖激勵(lì)已經(jīng)足夠努力的學(xué)生不斷強(qiáng)化成長(zhǎng)信念，抑或促使原本高負(fù)荷狀態(tài)下的青少年持續(xù)層層加碼以延長(zhǎng)學(xué)習(xí)時(shí)間，不僅難以有效地改善其學(xué)業(yè)表現(xiàn)，甚至可能起到與預(yù)期截然相反的負(fù)向效應(yīng)(29)參見(jiàn)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(zhǎng)型思維的學(xué)生更多地使用了低效的元認(rèn)知策略。微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為上述觀點(diǎn)提供了佐證：在我國(guó)四省市學(xué)生樣本中，持有成長(zhǎng)型思維的學(xué)生在閱讀理解與記憶策略、閱讀概述策略以及閱讀評(píng)鑒策略上的均值相比固定型思維的學(xué)生分別顯著低0.082、0.063和0.149個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，且上述差異均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。機(jī)械化地使用低效的元認(rèn)知策略致使持有成長(zhǎng)型思維的學(xué)生在學(xué)習(xí)效率和學(xué)業(yè)質(zhì)量上顯著更低。

第三，家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)文化地位處于劣勢(shì)的學(xué)生比優(yōu)勢(shì)家庭的學(xué)生更有可能發(fā)展出成長(zhǎng)型思維。比較而言，家庭處境不利的學(xué)生持有成長(zhǎng)型思維的比例相較于優(yōu)勢(shì)家庭的學(xué)生顯著更高。究其根源，由于家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)文化資源的匱乏，相對(duì)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(jī)感和緊迫感也更為強(qiáng)烈，故而家庭處境不利的學(xué)生更有可能在逆境中發(fā)展出成長(zhǎng)型思維。然而從另一維度來(lái)看，家庭處境不利的學(xué)生在努力信念上卻顯著更低，說(shuō)明持有成長(zhǎng)型思維的學(xué)生未必具有更高水平的努力信念。

第四，成長(zhǎng)型思維對(duì)最低分位點(diǎn)的學(xué)業(yè)素養(yǎng)顯現(xiàn)出微弱的正向效應(yīng)。究其根源，處于最低分位點(diǎn)的學(xué)生往往是接受成長(zhǎng)型思維干預(yù)的主要對(duì)象，更有機(jī)會(huì)因改變思維而直接受益。但對(duì)于家庭處境不利的學(xué)生來(lái)說(shuō)，成長(zhǎng)型思維未能起到持續(xù)而顯著地助力其改善學(xué)業(yè)成就、縮小學(xué)業(yè)差距的“補(bǔ)差效應(yīng)”，故而家庭處境不利的學(xué)生未能在成長(zhǎng)型思維的調(diào)節(jié)作用下受益更多。從教師教學(xué)實(shí)踐層面來(lái)看，成長(zhǎng)型思維對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響并未因教師適應(yīng)性教學(xué)方式不同而出現(xiàn)顯著變化。成長(zhǎng)型思維在不同環(huán)境下的干預(yù)效果并不一致，其可能的解釋是成長(zhǎng)型思維本質(zhì)上是才智可形塑的內(nèi)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(jià)值，而非旨在提高學(xué)業(yè)成就的工具價(jià)值。

上述發(fā)現(xiàn)蘊(yùn)含的現(xiàn)實(shí)意義和政策啟示在于，倘若成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)的負(fù)向影響是既定事實(shí)，那么教育系統(tǒng)應(yīng)該通過(guò)加強(qiáng)腦科學(xué)與教育宣傳，引導(dǎo)家長(zhǎng)和學(xué)生客觀地審視對(duì)于才智可塑性的科學(xué)認(rèn)識(shí)，特別是理性地看待成長(zhǎng)型思維的真實(shí)效度。同時(shí)我們要重點(diǎn)關(guān)注不同群體、家庭和學(xué)校環(huán)境中成長(zhǎng)型思維干預(yù)的異質(zhì)性，避免過(guò)度放大成長(zhǎng)心態(tài)在青少年教育與心理發(fā)展中的重要性。導(dǎo)致對(duì)成長(zhǎng)型思維干預(yù)效果存疑的重要原因就在于，試圖將成長(zhǎng)心態(tài)及思維轉(zhuǎn)換刻畫成化解所有教育弊病的靈丹妙藥，過(guò)度夸大“心態(tài)”因素而對(duì)于導(dǎo)致青少年發(fā)展差異的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)“結(jié)構(gòu)”因素卻視而不見(jiàn)(30)參見(jiàn)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(jiàn)，我們需要密切關(guān)注個(gè)體成長(zhǎng)心態(tài)與其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異及其相互影響。這就迫切需要學(xué)校管理者建立一個(gè)與學(xué)生個(gè)體成長(zhǎng)特征和家庭背景緊密結(jié)合的內(nèi)生發(fā)展機(jī)制，以更好地了解成長(zhǎng)型思維如何以不同方式影響不同的學(xué)生群體，并為學(xué)生發(fā)展和踐行成長(zhǎng)信念創(chuàng)造有利環(huán)境。

鑒于致使成長(zhǎng)型思維呈負(fù)向效應(yīng)的重要制約因素是青少年群體中努力信念日益顯現(xiàn)出“天花板效應(yīng)”，故而對(duì)于成長(zhǎng)型思維的干預(yù)不宜簡(jiǎn)化為單純地強(qiáng)化青少年的成長(zhǎng)信念而忽視了成長(zhǎng)的正確路向(31)參見(jiàn)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(wú)條件地夸大成長(zhǎng)型思維的精神價(jià)值可能會(huì)起到反向作用，讓學(xué)生在實(shí)質(zhì)上并未取得顯著進(jìn)展時(shí)盲目地相信自己的稟賦，以致陷入逆向成長(zhǎng)的思維陷阱之中。盡管個(gè)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(gè)獨(dú)特個(gè)體都具有相同潛能。因此，提高成長(zhǎng)型思維干預(yù)有效性的關(guān)鍵在于扎實(shí)推進(jìn)重在增強(qiáng)和嵌入內(nèi)源性發(fā)展能力而非脫離現(xiàn)實(shí)的外生驅(qū)動(dòng)，尤為關(guān)鍵的是注重運(yùn)用有效的元認(rèn)知策略激發(fā)內(nèi)隱潛能并遏制自我挫敗感，這對(duì)于緩解青少年因深陷激烈的學(xué)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)帶來(lái)的焦慮是大有裨益的。