成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本的關(guān)系：基于動(dòng)機(jī)框架的分析 *

張 闊 李珮瑜 陳麗君 汪新建

(1 南開(kāi)大學(xué)周恩來(lái)政府管理學(xué)院，天津 300350) (2 福州大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院，福州 350108)

1 引言

心理資本(psychological capital)是指?jìng)€(gè)體在成長(zhǎng)過(guò)程中形成的積極心理資源，包括自我效能、樂(lè)觀、希望和韌性四個(gè)核心成分(張闊 等, 2010;Luthans & Youssef, 2007)。近年來(lái)，關(guān)于青少年心理資本的研究主要致力于考察心理資本的效用，即心理資本對(duì)青少年的心理和社會(huì)適應(yīng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，心理資本能夠正向預(yù)測(cè)兒童青少年的生活滿意度、幸福感和學(xué)業(yè)成就(陳秀珠 等, 2019;范興華 等, 2018; Datu & Valdez, 2019; Finch et al.,2020)；負(fù)向預(yù)測(cè)兒童青少年的焦慮、抑郁、孤獨(dú)等負(fù)性情緒(熊俊梅 等, 2020; Xu et al., 2022)；緩沖和調(diào)節(jié)學(xué)業(yè)壓力、家庭經(jīng)濟(jì)困難、親子分離等風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)青少年的消極影響(熊俊梅 等, 2020;Mosanya, 2021)。然而，關(guān)于青少年心理資本前因變量的研究仍十分匱乏(陳秀珠 等, 2017; 熊猛, 葉一舵, 2016)，僅有少量的研究考察了親子關(guān)系和同伴關(guān)系對(duì)青少年心理資本的影響(吳旻, 周欣然 等,2021)，這在很大程度上制約了青少年心理資本的培養(yǎng)和開(kāi)發(fā)工作。青少年期是人生發(fā)展的重要時(shí)期，在這一階段，他們開(kāi)始形成組織化的自我結(jié)構(gòu)和自我認(rèn)同，個(gè)體差異的分化開(kāi)始凸顯，因而此階段也是個(gè)體積極心理品質(zhì)養(yǎng)成的關(guān)鍵時(shí)期(陳秀珠 等, 2017)；而高水平的心理資本有利于青少年良好心理素質(zhì)的培養(yǎng)，促進(jìn)其心理和社會(huì)適應(yīng)(熊猛, 葉一舵, 2016)。因此，加強(qiáng)青少年心理資本的前因變量和影響因素研究具有重要意義。

本研究致力于考察成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本的關(guān)系。成長(zhǎng)型思維(growth mindset)是當(dāng)代發(fā)展與教育心理學(xué)的熱點(diǎn)領(lǐng)域。Dweck(1999)提出的思維模式理論認(rèn)為，人們對(duì)于智力是否可塑持有不同的內(nèi)隱信念，持成長(zhǎng)型思維的個(gè)體認(rèn)為智力和能力可以通過(guò)學(xué)習(xí)得到提升；而持固定型思維(fixed mindset)的個(gè)體傾向于將智力視為一種穩(wěn)定的心理特質(zhì)。近年來(lái)，已有若干研究考察了成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本中某些成分的關(guān)系。例如，有研究顯示成長(zhǎng)型思維能夠正向預(yù)測(cè)青少年的心理韌性，降低他們?cè)谠庥鰧W(xué)業(yè)挫折時(shí)的應(yīng)激水平(Lee et al., 2019; Zeng et al., 2016)。但是關(guān)于成長(zhǎng)型思維與自我效能的關(guān)系，以往研究的發(fā)現(xiàn)并不一致。有研究發(fā)現(xiàn)，成長(zhǎng)型思維能夠正向預(yù)測(cè)青少年的學(xué)業(yè)自我效能(Huang et al., 2019)；但也有研究者認(rèn)為，成長(zhǎng)型思維干預(yù)雖然能夠促進(jìn)青少年的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，但是不能提高他們的自我效能(Rhew et al., 2018)。由此可見(jiàn)，以往研究對(duì)于成長(zhǎng)型思維與心理資本各成分關(guān)系的考察，還存在不一致之處；特別是尚未有研究考察成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本整體的關(guān)系。心理資本的各個(gè)成分不僅具有獨(dú)立性，還會(huì)起到相互促進(jìn)、協(xié)同的作用，從而使得心理資本整體的功能具有其獨(dú)特性，另外對(duì)心理資本整體進(jìn)行干預(yù)也比對(duì)其單一成分干預(yù)更加有效(陳秀珠 等, 2017; Luthans & Youssef,2007)，因此有必要從整體視角審視成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本的關(guān)系。思維模式理論認(rèn)為，內(nèi)隱的思維模式在日常生活中不易被覺(jué)察，但是對(duì)個(gè)體的心理與行為卻有重要影響(Dweck & Yeager,2019)。如果青少年持有成長(zhǎng)型思維的內(nèi)隱信念，相信能力可以通過(guò)努力和學(xué)習(xí)得以提升，那么就會(huì)對(duì)通過(guò)努力實(shí)現(xiàn)目標(biāo)持有積極希望，即使身處逆境中也對(duì)自己的未來(lái)發(fā)展保持樂(lè)觀，因此本研究預(yù)測(cè)成長(zhǎng)型思維也能夠正向預(yù)測(cè)心理資本的希望和樂(lè)觀成分。此外，由于心理資本中的各成分具有協(xié)同性(Luthans & Youssef, 2007)，成長(zhǎng)型思維對(duì)自我效能和韌性的影響也會(huì)間接對(duì)希望和樂(lè)觀產(chǎn)生溢出效應(yīng)?；谏鲜龇治?，本研究提出假設(shè)1：成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年心理資本整體具有正向預(yù)測(cè)作用。

值得關(guān)注的是，成長(zhǎng)型思維并不是一個(gè)孤立的概念。思維模式的動(dòng)機(jī)框架(motivational framework)模型認(rèn)為，思維模式是個(gè)體內(nèi)隱信念系統(tǒng)的核心，它具有強(qiáng)大的組織功能，能夠把特定的成就目標(biāo)、歸因模式、失敗反應(yīng)等整合起來(lái)，形成一個(gè)動(dòng)機(jī)框架；這一動(dòng)機(jī)框架或意義系統(tǒng)在青少年時(shí)期逐漸形成，并使得個(gè)體在面對(duì)挑戰(zhàn)、挫折和失敗等情境時(shí)表現(xiàn)出獨(dú)特的態(tài)度和行為模式(Blackwell et al., 2007; Dweck & Yeager, 2019)。在青少年的動(dòng)機(jī)框架中，掌握目標(biāo)(mastery goals)和失敗反應(yīng)(responses to failure)是兩個(gè)重要變量：掌握目標(biāo)是指?jìng)€(gè)體關(guān)注知識(shí)掌握和能力提升，而不是為了獲得他人的積極評(píng)價(jià)(Blackwell et al.,2007)；失敗反應(yīng)是指?jìng)€(gè)體對(duì)失敗的歸因和應(yīng)對(duì)策略選擇(Blackwell et al., 2007)。已有一些研究為成長(zhǎng)型思維的動(dòng)機(jī)框架作用提供了支持(蘇傲雪 等,2021; Lee & Seo, 2019)。根據(jù)動(dòng)機(jī)框架模型：具有成長(zhǎng)型思維的青少年相信能力具有可塑性，因而會(huì)更注重知識(shí)學(xué)習(xí)和能力發(fā)展(掌握目標(biāo))，對(duì)失敗也會(huì)有更積極的歸因和應(yīng)對(duì)(失敗反應(yīng))；積極的失敗反應(yīng)也會(huì)增強(qiáng)青少年對(duì)挫折和失敗的承受力，使他們?cè)谀婢持幸材鼙３謽?lè)觀態(tài)度，并對(duì)通過(guò)努力實(shí)現(xiàn)人生目標(biāo)持有積極希望。基于上述分析，本研究提出假設(shè)2：掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)在成長(zhǎng)型思維和青少年心理資本間起序列中介作用。

最后，本研究擬從增量效度(incremental validity)(Avey et al., 2010)的視角檢驗(yàn)成長(zhǎng)型思維的動(dòng)機(jī)框架對(duì)青少年心理資本預(yù)測(cè)作用的穩(wěn)健性。先前研究在考察成長(zhǎng)型思維與心理資本特定成分的關(guān)系時(shí)，均未能控制家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(SES)和學(xué)業(yè)成就的影響(Boullion et al., 2021; Rhew et al.,2018; Zeng et al., 2016)，這使得成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年心理資本的增量預(yù)測(cè)效度存疑。盡管以往研究對(duì)心理資本前因變量的考察仍相當(dāng)有限(陳秀珠 等, 2017)，但有證據(jù)顯示，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位能夠顯著預(yù)測(cè)兒童青少年的心理資本(吳旻, 孫麗萍 等, 2021; Boylan et al., 2018)。此外，學(xué)業(yè)成就是青少年時(shí)期的重要發(fā)展成就，雖然在先前研究中，心理資本更多地被作為學(xué)業(yè)成就的前因變量(陳秀珠 等, 2019; 范興華 等, 2018)，但是良好的學(xué)業(yè)成就很可能與心理資本形成增益螺旋，從而對(duì)心理資本的發(fā)展起到促進(jìn)作用(Vanno et al., 2014)。為此，本研究擬參照心理資本理論提出者Luthans等人關(guān)于增量預(yù)測(cè)效度的研究方案(Avey et al., 2010)，在控制家庭和個(gè)體成就因素的前提下，考察成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年心理資本的增量預(yù)測(cè)效度，從而更準(zhǔn)確地識(shí)別二者關(guān)系。據(jù)此，本研究提出假設(shè)3：成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年心理資本均具有顯著的增量預(yù)測(cè)效度。

綜上所述，本研究擬基于動(dòng)機(jī)框架模型，考察成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本的關(guān)系，分析掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)在成長(zhǎng)型思維和青少年心理資本間的序列中介作用，并檢驗(yàn)成長(zhǎng)型思維預(yù)測(cè)作用的增量效度。研究能夠從前因變量的視角豐富青少年心理資本的理論體系，進(jìn)而為心理資本的干預(yù)提供新的思路和借鑒。

2 研究方法

2.1 被試

采用整群隨機(jī)抽樣的方法，選取安徽省馬鞍山市的4所中學(xué)進(jìn)行調(diào)查，發(fā)放問(wèn)卷2000份，回收后去掉作答不認(rèn)真(作答不全或選項(xiàng)有明顯規(guī)律性)的問(wèn)卷后，回收有效問(wèn)卷1878份，有效率為94%。有效問(wèn)卷中被試的應(yīng)答缺失率低于2%，對(duì)缺失數(shù)據(jù)采用均值替換法插補(bǔ)。受測(cè)者中男生860人(45.8%)，女生1018人(54.2%)；七年級(jí)769人(40.9%)，八年級(jí)615人(32.7%)，九年級(jí)494人(26.3%)；城鎮(zhèn)戶籍1043人(55.5%)，農(nóng)村戶籍835人(44.5%)；獨(dú)生子女823人(43.8%)，非獨(dú)生子女1055人(56.2%)；平均年齡為13.83±1.01歲。

2.2 研究工具

2.2.1 成長(zhǎng)型思維

采用Dweck(1999)編制的智力思維模式量表(MIS)，顧家月(2021)將其修訂為第一人稱版本。量表包含6個(gè)條目(如“無(wú)論我現(xiàn)在的智力水平如何，我都可以改變很多”)。采用Likert 6點(diǎn)計(jì)分，從1分(非常不同意)到6分(非常同意)，得分越高表明成長(zhǎng)型思維傾向越強(qiáng)。以往研究顯示該問(wèn)卷信效度良好(顧家月, 2021; Dweck & Yeager, 2019)，本次調(diào)查中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.80。

2.2.2 掌握目標(biāo)

采用徐鑫锫等人(2022)修訂的成就目標(biāo)取向量表，該量表是適應(yīng)性學(xué)習(xí)模式量表的一部分(Midgley et al., 2000)。量表共14個(gè)條目，包含掌握目標(biāo)、掌握趨近目標(biāo)、掌握回避目標(biāo)3個(gè)維度；采用Likert 6點(diǎn)計(jì)分，從1分(完全不符合)到6分(非常符合)。本研究使用掌握目標(biāo)維度，包括5個(gè)條目(如“今年我的目標(biāo)之一是掌握很多新技能”)；將對(duì)應(yīng)條目得分求和后再平均，得分越高表明掌握目標(biāo)取向越強(qiáng)。以往研究顯示該問(wèn)卷信效度良好(徐鑫锫 等, 2022; Midgley et al., 2000)，本次調(diào)查中該量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.87。

2.2.3 失敗反應(yīng)

采用Blackwell等人(2007)編制的失敗反應(yīng)量表，包括失敗歸因(如“如果我某科的成績(jī)不理想，那是因?yàn)槲业膶W(xué)習(xí)方法不對(duì)”)和應(yīng)對(duì)策略(如“如果我某科的成績(jī)不理想，那么從現(xiàn)在開(kāi)始我會(huì)更努力地學(xué)習(xí)”)兩個(gè)維度，共7個(gè)條目。量表采用Likert 6點(diǎn)計(jì)分，從1分(非常不同意)到6分(非常同意)，得分高表明學(xué)生對(duì)失敗的歸因更為積極(如歸因于努力和方法)并考慮更有效的應(yīng)對(duì)策略(如增加努力和時(shí)間投入)。以往研究顯示該問(wèn)卷信效度良好(Blackwell et al., 2007)，本次調(diào)查中該量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.72。

2.2.4 心理資本

采用張闊等人(2010)編制的積極心理資本問(wèn)卷(PPQ)，該問(wèn)卷共26個(gè)條目，測(cè)量自我效能(如“我總是能出色地完成任務(wù)”)、韌性(如“遇到挫折時(shí)，我能很快地恢復(fù)過(guò)來(lái)”)、希望(如“我充滿信心地追求自己的目標(biāo)”)、樂(lè)觀(如“我總是看到事物好的一面”)四個(gè)維度。問(wèn)卷采用Likert 7點(diǎn)計(jì)分，從1分(完全不符合)到7分(完全符合)。采用各維度所屬條目的平均分作為維度分，四個(gè)維度的平均分作為被試心理資本的得分，得分越高表明被試心理資本水平越高。以往研究顯示該問(wèn)卷信效度良好 (熊俊梅 等, 2020; 張闊 等, 2010)，本次調(diào)查中問(wèn)卷整體的Cronbach’s α系數(shù)為0.85，4個(gè)分問(wèn)卷的Cronbach’s α系數(shù)分別在0.79～0.87之間。

2.2.5 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(SES)

采用國(guó)內(nèi)外同類研究常用的MacArthur主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位量表(Adler et al., 2000)。該量表是一個(gè)10級(jí)的階梯量表，每一級(jí)階梯象征著家庭在社會(huì)中所處的階層，讓被試報(bào)告他/她覺(jué)得自己的家庭處在哪一層，得分越高代表家庭的主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。以往的研究顯示該量表信效度良好，而且與客觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的測(cè)量顯著相關(guān)。

由圖4可以看出，開(kāi)發(fā)商建設(shè)普通房的概率隨著推廣時(shí)間推移降低。當(dāng)A3發(fā)生減少的時(shí)候，將會(huì)縮短被動(dòng)房的推廣過(guò)程。反之A3增大的時(shí)候，會(huì)使得開(kāi)發(fā)商建設(shè)普通房的概率增大，并且會(huì)阻礙被動(dòng)房的推廣。因此政府如何通過(guò)激勵(lì)政策與激勵(lì)措施降低開(kāi)發(fā)商開(kāi)發(fā)被動(dòng)房的增量成本成為政府制定激勵(lì)政策的主要考慮要素。

2.2.6 學(xué)業(yè)成就

采用文超等人(2010)編制的學(xué)業(yè)成就問(wèn)卷。問(wèn)卷包含3個(gè)條目，分別要求青少年對(duì)自己在數(shù)學(xué)、語(yǔ)文、英語(yǔ)三門科目上的學(xué)業(yè)表現(xiàn)進(jìn)行5點(diǎn)評(píng)定，從1分(很不好)到5分(很好)。計(jì)算所有項(xiàng)目的平均分，分?jǐn)?shù)越高表示學(xué)業(yè)成就越高。雖然采用了主觀評(píng)定的方法，但已有研究顯示青少年對(duì)自己學(xué)業(yè)成就的主觀評(píng)價(jià)與實(shí)際考試成績(jī)相關(guān)較高，問(wèn)卷具有較好的預(yù)測(cè)效度(陳秀珠 等, 2019;Crockett et al., 1987)。

2.3 數(shù)據(jù)分析

采用 SPSS22.0進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)和描述性統(tǒng)計(jì)分析；采用Amos24.0進(jìn)行序列中介模型分析和檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 共同方差偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因子檢驗(yàn)法評(píng)估共同方法偏差。對(duì)所有變量條目進(jìn)行未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的探索性因素分析，采用主成分法提取因子，結(jié)果得到7個(gè)特征根大于1的因子，其中第一個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為31%，小于40%的臨界值。考慮到在各學(xué)校開(kāi)展的調(diào)查時(shí)間也各不相同，說(shuō)明本研究中共同方法偏差得到有效控制。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

表1顯示了各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)矩陣。從表1中可見(jiàn)：成長(zhǎng)型思維與動(dòng)機(jī)框架中的掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)呈顯著正相關(guān)；家庭SES、學(xué)業(yè)成就與青少年心理資本呈顯著正相關(guān)；成長(zhǎng)型思維、掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)也都與青少年心理資本呈顯著正相關(guān)，且它們與心理資本的相關(guān)性高于家庭SES和學(xué)業(yè)成就。相關(guān)分析的結(jié)果還顯示，性別(r=-0.15,p＜0.001)和年齡(r=-0.10,p＜0.001)也與心理資本呈弱相關(guān)性，因此后續(xù)分析中將性別和年齡納入控制變量。

表1 主要變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù) (n=1878)

3.3 成長(zhǎng)型思維預(yù)測(cè)心理資本的序列中介模型

采用結(jié)構(gòu)方程模型考察成長(zhǎng)型思維與心理資本的關(guān)系，以及掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)的序列中介效應(yīng)，上述各變量均設(shè)定為潛變量，而性別、年齡、家庭SES和學(xué)業(yè)成就等控制變量設(shè)定為外顯變量。首先，檢驗(yàn)成長(zhǎng)型思維對(duì)心理資本預(yù)測(cè)作用的總效應(yīng)(模型M1)。結(jié)果顯示，成長(zhǎng)型思維對(duì)心理資本具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用(γ=0.49,p＜0.001)，支持了假設(shè)1。模型M1各項(xiàng)擬合指標(biāo)良好 (χ2/df=7.51, GFI=0.98, TLI=0.95, CFI=0.97,SRMR=0.03, RMSEA=0.06)。雖然χ2/df值比較大，但這可能與本研究中用于建模的樣本量較大有關(guān)。以往文獻(xiàn)指出，χ2統(tǒng)計(jì)量受樣本量影響，χ2/df值在樣本量較大時(shí)可能產(chǎn)生較大誤差，并非適宜的擬合優(yōu)度指標(biāo)(Hu et al., 1992)。

然后，在模型M1基礎(chǔ)之上，加入中介變量掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)，構(gòu)建序列中介模型 M2。結(jié)果顯示，成長(zhǎng)型思維正向預(yù)測(cè)了掌握目標(biāo)(γ=0.75,p＜0.001)、失敗反應(yīng) (γ=0.27,p＜0.001)和心理資本(γ=0.34,p＜0.001)，掌握目標(biāo)正向預(yù)測(cè)了失敗反應(yīng)(γ=0.55,p＜0.001)，失敗反應(yīng)也正向預(yù)測(cè)心理資本(γ=0.21,p＜0.001)，但掌握目標(biāo)和心理資本之間的路徑系數(shù)不顯著(γ=0.06,p=0.15)。模型M2的總體擬合良好 (χ2/df=8.50, GFI=0.96, TLI=0.94, CFI=0.96,SRMR=0.04, RMSEA=0.06)。

最后，考慮M2中各路徑的顯著性以及模型的簡(jiǎn)約性，移除“掌握目標(biāo)→心理資本”的路徑，得到最終模型M3，其參數(shù)估計(jì)結(jié)果如圖1所示。模型M3的總體擬合良好，且各路徑系數(shù)和擬合度指標(biāo)與M2基本一致(χ2/df=8.41, GFI=0.96, TLI=0.94,CFI=0.96, SRMR=0.04, RMSEA=0.06)。在模型M3中，控制變量如性別 (γ=-0.09,p＜0.001)、家庭SES(γ=0.11,p＜0.001)、學(xué)業(yè)成就 (γ=0.27,p＜0.001)等對(duì)于青少年心理資本的預(yù)測(cè)依然顯著，年齡的預(yù)測(cè)作用不顯著(γ=0.21,p=0.26)；預(yù)測(cè)變量中成長(zhǎng)型思維和失敗反應(yīng)均能直接預(yù)測(cè)青少年心理資本，且成長(zhǎng)型思維預(yù)測(cè)心理資本的路徑系數(shù)(0.37)高于學(xué)業(yè)成就(0.27)和家庭SES(0.11)預(yù)測(cè)心理資本的路徑系數(shù)，顯示成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年心理資本的預(yù)測(cè)作用超過(guò)了學(xué)業(yè)成就和家庭SES，支持了假設(shè)3。

圖1 掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)的序列中介效應(yīng)

3.4 中介效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)

基于最終模型M3，使用偏差校正Bootstrap法檢驗(yàn)掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)中介效應(yīng)的顯著性，結(jié)果見(jiàn)表2。結(jié)果顯示，成長(zhǎng)性思維預(yù)測(cè)心理資本的直接效應(yīng)為0.37(95%CI=[0.28, 0.46])，失敗反應(yīng)的獨(dú)立中介效應(yīng)為0.07(95%CI=[0.04, 0.10])，掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)的序列中介效應(yīng)為0.10(95%CI=[0.07,0.14])。結(jié)構(gòu)方程建模和中介效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果支持了掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)的序列中介效應(yīng)，以及失敗反應(yīng)的獨(dú)立中介效應(yīng)。這些結(jié)果表明，成長(zhǎng)型思維不僅能直接作用于心理資本，還能夠通過(guò)掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)的序列中介效應(yīng)，以及失敗反應(yīng)的獨(dú)立中介效應(yīng)間接影響青少年的心理資本，支持了假設(shè)2。

表2 序列中介效應(yīng)分析及其效應(yīng)量

4 討論

4.1 成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本的關(guān)系

本研究基于動(dòng)機(jī)框架模型，考察了成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本的關(guān)系，結(jié)果表明，成長(zhǎng)型思維對(duì)心理資本具有顯著的預(yù)測(cè)作用，從內(nèi)隱信念(implicit belief)的角度豐富了心理資本的前因變量，同時(shí)也為青少年心理資本的培養(yǎng)和促進(jìn)提供了理論依據(jù)。這一發(fā)現(xiàn)也與以往在成人群體中開(kāi)展的調(diào)查結(jié)果具有一致性(Chen et al., 2019)，不同之處在于本研究以青少年為研究對(duì)象，在控制家庭背景和學(xué)業(yè)成就因素的前提下，考察成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本的關(guān)系及其作用機(jī)制，從而拓展了以往研究的發(fā)現(xiàn)。

在青少年心理資本的研究方面，以往研究較多地關(guān)注心理資本的效用，但僅有很少的研究探討青少年心理資本的前因變量(陳秀珠 等, 2017)，這在很大程度上制約了青少年心理資本的培養(yǎng)和干預(yù)。近來(lái)有研究發(fā)現(xiàn)，家庭系統(tǒng)中的親子關(guān)系和學(xué)校系統(tǒng)中的同伴關(guān)系是青少年心理資本的影響因素 (陳秀珠 等, 2017; 吳旻, 周欣然 等, 2021)，但是親子關(guān)系或同伴關(guān)系具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性。與親子關(guān)系和同伴關(guān)系等前因變量不同，成長(zhǎng)型思維是一種內(nèi)隱信念，具有更強(qiáng)的可塑性和良好的干預(yù)潛力(Yeager et al., 2019)，因而基于成長(zhǎng)型思維和內(nèi)隱信念設(shè)計(jì)的干預(yù)方法有望為青少年心理資本的培養(yǎng)提供新的實(shí)踐路徑。

4.2 掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)的序列中介作用

關(guān)于成長(zhǎng)型思維與青少年心理資本的關(guān)系機(jī)制，本研究基于成長(zhǎng)型思維的動(dòng)機(jī)框架，提出并檢驗(yàn)了掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)的序列中介模型。研究結(jié)果顯示，成長(zhǎng)型思維能夠預(yù)測(cè)動(dòng)機(jī)框架中的掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)，并能通過(guò)失敗反應(yīng)的獨(dú)立中介效應(yīng)，以及掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)的序列中介效應(yīng)作用于青少年的心理資本；在動(dòng)機(jī)框架中，成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年心理資本的直接預(yù)測(cè)作用最強(qiáng)，是影響心理資本的首要因素；而失敗反應(yīng)則是成長(zhǎng)型思維和掌握目標(biāo)影響青少年心理資本的樞紐型中介變量。上述這些發(fā)現(xiàn)揭示了動(dòng)機(jī)框架中諸變量的相互作用，以及它們與青少年心理資本的關(guān)系機(jī)制。

本研究也為成長(zhǎng)型思維在動(dòng)機(jī)框架中的核心角色提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。Blackwell等人(2007)認(rèn)為，在青少年期之前，雖然兒童也可能存在對(duì)智力可塑性的內(nèi)隱信念，但這種信念并未和成就目標(biāo)、失敗反應(yīng)等動(dòng)機(jī)變量發(fā)生緊密的關(guān)聯(lián)，因而成長(zhǎng)型思維的動(dòng)機(jī)框架尚未形成；而在青少年時(shí)期，個(gè)體的成長(zhǎng)型思維會(huì)逐漸影響其成就目標(biāo)和失敗反應(yīng)，并基于成長(zhǎng)型思維的整合作用形成影響個(gè)體行為的動(dòng)機(jī)框架或意義系統(tǒng)。本研究基于對(duì)中國(guó)青少年的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)青少年的成長(zhǎng)型思維與掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)存在密切關(guān)聯(lián)，在此基礎(chǔ)上形成的動(dòng)機(jī)框架對(duì)青少年心理資本有顯著的預(yù)測(cè)作用。這一結(jié)果符合Blackwell等人動(dòng)機(jī)框架在青少年時(shí)期趨于形成并開(kāi)始發(fā)揮作用的觀點(diǎn)，并且和Tang等人(2019)基于縱向路徑分析的研究發(fā)現(xiàn)具有一致性。

4.3 成長(zhǎng)型思維的增量預(yù)測(cè)效度

為了厘清成長(zhǎng)型思維對(duì)心理資本的增量預(yù)測(cè)效度，本研究在結(jié)構(gòu)方程模型中對(duì)學(xué)業(yè)成就和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)控制。以往研究普遍將學(xué)業(yè)成就視為心理資本的結(jié)果變量(陳秀珠 等,2019; 范興華 等, 2018)，而本研究基于學(xué)業(yè)成就的相互作用模型(reciprocal effects model)(Marsh &Martin, 2011)，認(rèn)為心理資本與學(xué)業(yè)成就存在雙向作用，因此較高的學(xué)業(yè)成就也會(huì)增強(qiáng)青少年的心理資本，從而使心理資本與學(xué)業(yè)成就之間形成增益螺旋(gain spirals)，因此將學(xué)業(yè)成就設(shè)置為青少年心理資本的前因變量有其合理性。本研究的結(jié)果顯示：青少年的學(xué)業(yè)成就和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)心理資本均有顯著的預(yù)測(cè)作用，其中學(xué)業(yè)成就的預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)，這說(shuō)明相較于家庭背景因素，青少年的心理資本更多地來(lái)源于個(gè)體的成就表現(xiàn)。在控制了學(xué)業(yè)成就和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位條件下，成長(zhǎng)型思維和失敗反應(yīng)均對(duì)青少年心理資本有顯著的直接預(yù)測(cè)作用，且成長(zhǎng)型思維預(yù)測(cè)青少年心理資本的路徑系數(shù)要高于學(xué)業(yè)成就和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。這些發(fā)現(xiàn)為成長(zhǎng)型思維的增量預(yù)測(cè)效度提供了有力證據(jù)，說(shuō)明青少年的心理資本雖然受家庭背景和個(gè)體成就因素的影響，但是依然具有較大的可塑性，其中成長(zhǎng)型思維及其動(dòng)機(jī)框架是重要的潛在影響因素。

5 結(jié)論

(1)成長(zhǎng)型思維能夠正向預(yù)測(cè)青少年心理資本。(2)動(dòng)機(jī)框架中的掌握目標(biāo)和失敗反應(yīng)在成長(zhǎng)型思維和青少年心理資本間起序列中介作用。(3)在控制家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和學(xué)業(yè)成就的條件下，成長(zhǎng)型思維對(duì)青少年心理資本仍具有顯著的增量預(yù)測(cè)效度。