成长型思维在自我怀疑与心理健康、任务绩效中的调节作用*

宫黎明

(安徽中医药大学 人文与国际教育交流学院，合肥 安徽 230012)

自我怀疑是一个古老而又新鲜的话题，人类自从有了自我意识，对自我的怀疑就没有停止过。早期对自我怀疑的研究主要关注的是其对心理健康、任务绩效等的负面效应，但最近的研究发现：自我怀疑受到个人智力思维模式的调节。对于不同能力的个体，成长型思维改变甚至逆转了自我怀疑对活动成效、心理健康、任务参与度的负面效应。这些研究结果大多数以西方人为被试，而自我怀疑在中国儒家文化里具有什么样的含义，中国人的自我怀疑水平如何，还需要进一步研究。

(一)自我怀疑及应对策略

自我怀疑作为自我不确定感的核心成分，主要指对自我所认同的能力的不确定感。现实生活中，大多数人都有过自我怀疑的经历。高自我怀疑者，自尊水平相应较低。自我怀疑还会引起不同的心理问题，如焦虑、抑郁等。长期的自我怀疑与消极情绪、低自尊水平、无价值感等负性心理状态相联系。

自我怀疑与不确定相关联，如果个体对在特定情境中需要作出反应的能力不确定，即意味着可能面临失败，就会引起防御性、保护性行为。不同类型的个体会使用不同的策略来应对，自我设限和主观超预期成就是两种最常用的解决慢性自我怀疑的应对策略。自我设限是指个体在活动之前就找好借口，一旦失败就将失败归因于其他原因而不是能力，比如说，身体不好、睡眠不足影响考试成绩等。主观超预期成就是另外一种应对自我怀疑的策略，其特点是高度关注作业表现与高度自我怀疑相结合，主观超预期成就者采用额外的努力来获得成功，以应对自我怀疑。

(二)成长型思维及其调节效应

美国斯坦福大学心理学教授卡罗尔·德韦克提出了“智力思维模式”这一概念，它指的是个体对于智力、能力的内隐信念。德韦克在研究中发现，大多数人对于人类属性(如人格、智力、道德等)是确定不变的还是可变的都有自己基本的观点， 并提出了两种思维模式：成长型和固定型。成长型思维者认为人的特性是发展的、变化的，是可塑的，认为人是处于具体关系背景中的，人的行为受各种内外环境因素的影响，对于人的行为的理解通常采用动态的视角。而固定型思维者认为人的特性是固定不变的，“倾向于用抽象的、宽泛概括化的和静态的内在特质来理解他人的行为, 认为人的行为是由这种内在特质决定的, 而较少受到各种内外具体调节因素的影响”。持这种观点的个体认为人格、能力是固定的，不会随着学习而改变，由基因决定的能力水平决定了任务绩效以及个人的成就，不同的智力思维模式会直接影响到个体的目标和行为。有研究发现，固定型思维在自我怀疑与自我设限之间起到了中介效应。这也间接地说明相对于低自我设限者，高自我设限者更可能持有能力固定观。最近的研究发现，智力思维模式(成长型思维)减轻了自我怀疑对任务表现、自尊、情绪以及任务焦虑等的负面影响；
个体原有智力水平与成长型思维的交互作用在自我怀疑与词语推理任务、任务参与度、任务乐趣之间起到了调节作用。

(三)对自我怀疑的看法

对自我怀疑的看法是指个人如何看待自我怀疑，对自我怀疑的影响评价为积极还是消极。它是“主体我”对“客体我”情绪状态的认知和评估。有研究发现，相对于美国学生，中国学生对自我怀疑影响的看法更加积极，能够容忍自我怀疑的存在。

(四)文化与自我

自我是文化的产物，在通往自我认识的路上，文化因素是第一个路标。中西方文化迥异，在不同文化中形成的个体自我结构有较大的差异。例如，西方文化中的自我仅仅包括个体自己，而东方文化的自我包括的内容更加丰富，母亲、家人、朋友都在自我中占有一席之地。自我怀疑是自我结构中的情感反应，它的形成和发展受到不同文化的影响，打上了各自文化的影子，体现了不同文化的特色。对自我怀疑的研究源自西方，他们的研究开展得较早，成果也较多，而国内对于自我怀疑的研究比较零星，除了一些综述类的文章提及自我怀疑的负面效应，到目前为止，仅查阅到一项对自我怀疑进行定量的研究。

对中国人而言，自我怀疑是日常生活中经常会出现的心理现象。中国人的自我怀疑水平，中国人对自我怀疑影响的看法，自我怀疑与自尊、情绪等的关系，成长型思维在自我怀疑与心理健康、任务表现等方面是否起到调节的作用等问题都需要进一步研究。

(一)被试情况

随机抽取中部地区某省四所高校不同年级762名大学生进行调查，得到有效问卷751份，有效率98.56%．其中男生234人(31.16%)，女生504人(67.11%)，有13人没有填写性别(1.73 %)。被试平均年龄为19.52士1.157岁。被试主要来自中医临床、应用心理、护理、工程、针灸、地质、材料科学和法律等专业。所有被试都使用电脑在线完成调查。问卷和材料通过问卷星平台进行编程、管理和呈现。

(二)研究量表

1.自我怀疑量表(Self-Doubt scale)

将Oleson编制的自我怀疑量表修订为 6 点式 Likert 量表，从“非常不同意”到“非常同意”依次赋值1～6，即参与者认为他们在多大程度上同意或不同意每个陈述。本研究中，此量表的克隆巴赫

α

系数为0.646(克隆巴赫

α

系数为0.83)。

2.对自我怀疑看法问卷(Self-Doubt Mindset measure)

在Crum、 Salovey和 Achor “压力心态问卷”基础上修订编制对自我怀疑看法问卷，将“压力”换成“自我怀疑”，用来了解个人对自我怀疑影响的看法是积极的还是消极的。采用5点计分，从“强烈反对”到“强烈赞同”依次赋值0～4,

α

系数为0.774(克隆巴赫

α

系数为0.86)。

3.智力思维模式问卷

在德韦克“智力看法问卷”的基础上修订编制De Castella 和 Bryne的智力思维模式问卷，包含8个项目，克隆巴赫

α

系数为0.90。高分为成长型思维，低分为固定型思维。代表性的题目如“我相信我总是能大幅提高自己的智力水平”“老实说，我认为不能真正改变个人的智力”(反向计分)。本问卷采用6点计分，从“非常不同意”到“非常同意”依次赋值1～6，

α

系数为0.83。

4.心理健康问卷

此问卷包括积极情绪和消极情绪量表(Positive and Negative Affect Scales，PANAS)和自尊量表(Rosenberg Self-Esteem Scale)。修订Watson、 Clark和Tellegan编制的情绪量表(PANAS)，由积极情绪(10个项目)和消极情绪(10个项目)两个分量表组成。原量表的

α

系数是0.84，本研究中这一量表的

α

系数为0.819。修订Rosenberg编制的自尊量表(Rosenberg Self-Esteem Scale)共10个项目，是个体对自我的一般看法。原量表的

α

系数是0.82。本问卷采用4点计分，从“非常不同意”到“非常同意”依次赋值1～4。本研究中此量表的

α

系数为0.756。

积极情绪与消极情绪量表和罗森伯格自尊量表是用来评估自我怀疑对心理健康的影响。

5.推理任务问卷

此问卷用来评估自我怀疑在任务绩效上的影响，包括两个部分，第一部分是图形推理任务，第二部分是数字推理任务。图形推理任务共有11题，作为视觉推理任务呈现给被试，测验要求受试者根据大图案内图形的某种关系去发现，看哪一个小图案放入大图案中缺失的部分最合适，使整个图案形成一个合理完整的整体。第二部分的数字推理，给被试提供一个数字序列，按照潜在的规则，补充缺失的数字，被试完成任务的过程没有时间限制，如果觉得难度过大可以选择放弃。

6.人口学变量表

此量表包括性别、年龄、专业、年级、学校等。在离开计算机实验室之前，简单询问参与者完成测试情况。运用SPSS22.0和SPSS-Process宏程序进行数据的分析处理。采用 Harman单因子检验方法对共同方法偏差进行分析，未旋转的主成分因素分析结果表明，特征根大于1的因子有3个，最大的因子解释的变异量为23.528%，小于40%的临界标准，即不存在明显的共同方法偏差。

(一) 研究变量的描述统计及相关分析

表1列出了各研究变量的平均数、标准差、相关系数及显著性。从中可以发现：自我怀疑与积极情绪呈负相关，相关系数是-0.384，相关显著；
自我怀疑与自尊、消极情绪呈正相关，相关系数分别是0.134、0.389，相关显著。

表1 研究变量的描述性统计和相关分析

对数据进行独立样本t检验，在“自我怀疑”变量上(

t

=-2.917 ，

p

=0.004，

d

=0.228)，女性(

M

=30.00,

SD

=5.045)明显高于男性(

M

=28.82,

SD

=5.332)。从效应量Cohen’s d 值来看，女性与男性在自我怀疑水平上具有实际的差异(0.2<

d

<0.5)。

(二)回归分析的结果

将自我怀疑、对自我怀疑的看法、成长型思维三个预测变量标准化，加上自我怀疑与成长型思维、自我怀疑与对自我怀疑的看法的交互项进入方程，进行多元回归，发现心理健康、任务绩效两个方面的结果变量中，除了视觉推理任务模型不显著，数字推理任务模型边缘显著，其他结果变量的模型皆显著，

P

<0.05。在自尊模型中发现自我怀疑与成长型思维的交互效应，在消极情绪模型中发现自我怀疑与对自我怀疑看法的交互效应。

1.对心理健康的回归

将自尊、积极情绪、消极情绪作为被试心理健康的结果变量，分别用上述五个预测变量进行回归，发现三个模型皆显著，

P

分别为0.002、0.000、0.000。三个模型的调整系数

R

分别为0.019、0.146、0.200。对自尊进行回归，发现模型中自我怀疑主效应显著，自我怀疑主效应为：

B

=0.523 (

SE

=0.145),

P

=0.000，自我怀疑越高，自尊水平越高；
模型中还发现了自我怀疑与成长型思维的交互效应：

B

=-0.287(

SE

=0.124),

P

=0.021。参照Aiken和 West交互效应检验的程序，对自我怀疑与成长型思维的交互效应进行简单斜率分析发现，高成长型思维(+1SD)，自我怀疑与自尊呈正相关，

B

=0.199 (

SE

=0.178),

p

=0.394，相关不显著；
而低成长型思维(-1 SD)，自我怀疑与自尊呈正相关，

B

=0.827(

SE

=0.197),

p

=0.000，相关显著(见图1)。

图1 自我怀疑与成长型思维在自尊上的交互效应

在积极情绪的回归模型中，自我怀疑、对自我怀疑的看法和成长型思维主效应显著，其中自我怀疑主效应为

B

=-1.666(

SE

=0.221),

P

=0.000，自我怀疑水平越高,积极情绪越少；
对自我怀疑的看法主效应显著，

B

=0.682(

SE

=0.218),

P

=0.002，对自我怀疑的看法越积极，积极情绪也相应地增多；
成长型思维主效应为

B

=1.168(

SE

=0.219),

P

=0.000，在智力思维模式问卷上得分越高(即成长型思维者)，积极情绪也越高。没有发现任何交互效应。在消极情绪的回归模型中，自我怀疑和对自我怀疑的看法主效应显著，其中自我怀疑主效应为

B

=2.359(

SE

=0.211),

P

=0.000，自我怀疑越高，消极情绪也相应地越多；
对自我怀疑的看法主效应为

B

=-1.016(

SE

=0.208),

P

=0.000，对自我怀疑的看法越积极，消极情绪会相应地减少。另外还发现了自我怀疑与对自我怀疑的看法的交互效应：

B

=-0.378(

SE

=0.182),

P

=0.038。对自我怀疑与对自我怀疑的看法的交互效应进行简单斜率分析发现：对自我怀疑的看法越积极高(+1 SD)，自我怀疑与消极情绪呈正相关，

B

=2.008 (

SE

=0.270),

p

=0.000，相关显著。而对自我怀疑的看法越消极低(-1 SD)，自我怀疑与消极情绪呈正相关，

B

=2.790(

SE

=0.276),

p

=0.000，相关也显著(见图2)。

图2 自我怀疑与对自我怀疑影响的看法在消极情绪上的交互效应

2.任务绩效

将视觉推理任务得分与数字推理任务得分作为活动成效的结果变量分别用上述五个预测变量进行回归，发现视觉推理任务模型不显著，

F

=1.832，

P

=0.104。数字推理任务回归模型边缘显著，

F

=2.102,

P

=0.063。数字模型的调整系数R为0.007。其中自我怀疑主效应为：

B

=0.164(

SE

=0.074),

P

=0.028。个体自我怀疑水平越高，那么他们在数字推理任务中成绩会相应地增高。

(一)被试自我怀疑水平状况及性别差异分析

本研究中被试的自我怀疑水平(

M

=29.54,

SD

=5.219)明显高于西方的被试：Zhao的研究发现，美国被试的自我怀疑水平是(

M

=24.68,

SD

=7.10)；

Oleson的研究(

M

=26.13，

SD

=7.15)(

M

=24,85,

SD

=7.19)(所有比较的结果均使用同一研究工具，且研究对象都是在校大学生)。中国被试自我怀疑水平较高的结果也验证了Lee、 Wilkins的研究，他们在研究中发现，相比欧洲学生，来自亚洲儒家文化圈的学生(香港、韩国、日本)自我怀疑水平和学业成就都很高。可能的原因，一是中国文化素来强调谦虚、低调，中文里诸如“虚怀若谷”“谦谦君子”“温恭自虚”“虚己以听”“虚左以待”等都是作为褒义词来夸赞君子的谦逊美德，为了形成谦虚的品质，中国人要不断地对自我进行审视，以免自己的言行有所疏漏，所以自我怀疑水平会较高；
二是中国文化提倡自我反省，“每日三省吾身”，检讨自己的不足，以免影响自己在社会中的形象，从而维护好上下尊卑、远近亲疏的社会关系，也即费孝通先生所说的“差序格局”；
三是中国人的自我观与西方有较大的区别，西方人注重个体价值的实现，他们的自我是建立在自尊和能力的基础上，而“东方文化关注社会情境，突出关系这一特点,个体自小处在以自我为中心的关系环境中, 关系的存在和维持则也内化成了东方个体的自主认知”。关系在中国人的自我意识中占据重要位置，中国人对自我的感受很大程度上来自于社会中的各种“关系”，例如，重要他人的评价和反馈。而“关系”又是多样化、情境化和复杂化的，很容易让人产生疑惑，这也许是导致中国人自我怀疑水平较高的重要原因。

研究还发现，在自我怀疑水平上，男女有显著的性别差异，女性的自我怀疑水平明显高于男性。自我怀疑在性别方面的差异较好理解，因为女性相对于男性而言，更加敏感，更关注外界和社会对她们的看法和评价，容易对自我产生怀疑；
而男性在中国社会中处于主导地位，承担更多的社会责任，可能分散了他们对自我的怀疑，所以得分较低。

(二)对回归结果的分析

1.自我怀疑与心理健康的关系

在中国被试身上发现，高自我怀疑者，自尊水平上升、积极情绪减少，负性情绪增多；
低自我怀疑水平者，情况反之。这一结果与西方学者Hermann、 Leonardelli和Arkin的研究部分一致。但是有一点不同：中国被试高自我怀疑、高自尊水平，不像西方被试，自我怀疑水平一旦高，自尊就会下降。显然，自我怀疑对于中国人而言，未必像西方被试那样，一旦对自己的能力产生怀疑，就会牵连到自尊，导致自我价值感下降。中国人从小就生活在各种关系中，个体对自我的认识依赖于社会关系中他人对自己的期待和评价；
对自我的怀疑，可能更多的是对关系的怀疑，而这些关系会因时间、地点、情境的不同发生变化，需要人们不断做出回应和调整，导致中国人的自我怀疑水平较高。但是这种怀疑与能力、价值关联不大，所以不会对自尊水平产生负面影响，反而可能会以动机的形式影响到自尊，通过提高自尊水平来回应对于不同关系的质疑。

回归模型中自我怀疑和对自我怀疑的看法主效应显著。这说明，自我怀疑虽然对心理健康方面(积极情绪、消极情绪)有不好的影响，但是对自我怀疑的看法，也即人们的心态会改善自我怀疑的负面影响。即使中国被试自我怀疑水平较高，但是对自我怀疑持积极态度的被试，积极情绪依然较多，消极情绪较少，自尊水平也不会下降。这似乎有点矛盾，但现实中这种现象确实存在，可能与中国的文化有密切的联系。儒家文化历来重视君子之道，提倡谦虚、低调，反求诸己，对自己的言行时刻注意，通过不断的反省，达到“内圣外王”的境界，所以中国人虽然自我怀疑水平高，但是对自我怀疑的看法相对积极，能容忍自我怀疑的存在，认为自我反省、自我怀疑是美德，因此，自我怀疑对中国人心理上的负面影响会减少。

至于成长型思维对积极情绪的主效应显著的结果，与Zhao的研究结果基本一致。在智力思维模式问卷上得分较高的个体(即成长型思维者)，认为能力是可以通过努力来改变的；
相对于固定型思维的个体，成长型思维者在归因方面更加积极，无论成功还是失败，他们在归因时，更多的是将结果归因于内在、可控制的维度，比如努力。他们相信能够通过努力提高学习和活动的成效，所以他们的积极情绪都相对较多。

2.自我怀疑与任务绩效的关系

自我怀疑与视觉推理任务无显著相关，回归模型不显著。这说明，在从事涉及流体智力的任务时，自我怀疑水平对任务结果的影响较弱。视觉推理任务主要考察的是人的流体智力，它与教育、后天经验关联不大，主要受先天遗传因素的影响。而自我怀疑属于自我结构的一部分，是个体在成长过程中逐步形成的，受社会、环境、重要他人的影响较大，所以，自我怀疑水平高低可能对视觉推理任务影响不大。另外，所选用的视觉推理任务在国内各种智力测试中被广泛使用，题目在网络上公开发表，大部分被试在本研究之前就有相关应试经验，视觉推理任务的整体正确率87.6%(平均数和标准差为9.64±1.677)，远高于数字推理任务的正确率 73.5%(8.09±1.966)，这也可能是导致自我怀疑与视觉推理任务无显著相关的原因。

在数字推理任务中发现，随着自我怀疑水平的提高，数字推理成绩有上升的趋势，虽然两者的相关没有达到显著水平，但也说明了自我怀疑对智力任务有一定的正面影响，这和Lee、Wilkins的研究相一致：相比欧洲的学生，来自亚洲儒家文化圈的学生(香港、韩国、日本)自我怀疑水平和学业成就都很高，出现“双高”的现象。为什么儒家文化会造成个体高自我怀疑，有学者认为是因为这些学生以牺牲心理健康为代价来获得较高的学业成就。此模型中还发现了成长型思维的主效应，个体如果认为能力是可以改变的，那么他们在数字推理任务上的成绩就相应地较好。这一现象比较容易理解，因为数字推理任务涉及的智力成分更多的是人的晶体智力，而晶体智力跟后天的教育、经验、环境紧密相连，晶体智力可以通过努力而得到提高。持成长型思维的被试，他们认为能力是可以改变的，那么经过努力，晶体智力得到发展，能力提高了，数字推理任务的成绩就会提高。

3.成长型思维在自尊上的调节效应

Wichman等人的研究发现，智力思维模式(成长型思维)影响了自我怀疑对活动表现的反应；
Zhao发现了智力思维模式(成长型思维)的调节效应。但是在本研究中并未发现智力思维模式(成长型思维)在推理任务中的调节作用，而在部分心理健康的结果变量(自尊)上发现了成长型思维的交互效应。

成长型思维调节了高、低自我怀疑水平对自尊的影响。虽然无论自我怀疑水平高低都与自尊呈正相关，但是两者回归系数有较大差异。相比较成长型思维，固定型思维者的自我怀疑水平对其自尊的影响更明显。持固定型思维的人(低成长型思维)，越是认为自己的特征固定不变，就越看重自尊，重视自我价值，当自我怀疑启动时，为了维护自我价值，自尊水平会就会升高。这一发现跟常识可能相悖，但是考虑到中国被试的自我怀疑水平与自尊的关系，也就不难理解了。中国人以“关系”作为自我与社会、他人连结的纽带，重视自己的面子，不轻易在“关系”里丢面子，所以，他们会通过高自我怀疑与高自尊并存的方式，在各种“关系”中处于不败之地。

4.对自我怀疑的看法在消极情绪上的调节效应

在消极情绪回归模型中发现了自我怀疑与对自我怀疑影响看法的交互效应。通过简单斜率分析发现，对自我怀疑的看法改善了自我怀疑对消极情绪的负面影响。说明中国被试自我怀疑水平虽然较高，但是对自我怀疑这种情绪的看法相对积极，能够容忍自我怀疑的存在，所以调节了自我怀疑对消极情绪的影响。这个结果很有意思，究其原因，跟中西方文化差异有一定的关联。在西方的语境下，自我怀疑与能力不确定性相关联，自我怀疑的负面影响较多，通常自我怀疑高意味着负性心理状态。而中国被试在儒家文化中长大，儒家文化一直强调“天人合一”，通过自我反省，做到与天、地、人和谐相处，所以中国人对自我怀疑相对宽容，至少不会将自我怀疑和能力画上等号。正是因为对自我怀疑看法相对积极，能容忍它的存在，并将自我怀疑作为动机的力量来提升自己，所以负性情绪会减少。

通过研究发现：中国大学生的自我怀疑水平较高，并且女性的自我怀疑水平明显高于男性；
自我怀疑水平的高低会影响个体的心理健康、任务绩效；
成长型思维在自我怀疑与智力推理任务中没有体现出调节效应；
而是在自我怀疑与自尊之间起到了调节的作用。中国大学生对自我怀疑的看法并不消极，他们对自我怀疑影响的看法，影响了自我怀疑对消极情绪的负面影响。

对研究过程和结果进行反思，在以下四个方面还需要进一步地深入探索。

第一，由于样本局限，得到的结果还有待进一步确认。因为样本均来在某一个省几所高校，所有被试均为大学生，取样较为有限，未必能够代表中国人的自我怀疑状态，在后续的研究中，要扩大样本数量和取样范围。第二，限于研究资源的桎梏和疫情的影响，没有开展跨文化研究，没有对不同文化背景下的同类群体展开同时横向研究，利用即时数据进行对比分析，寻找差异，探讨不同文化对自我怀疑的影响。今后的研究，可开展跨文化研究，比较不同文化群体的自我怀疑水平。第三，在所用的工具中，自我怀疑量表在本研究中的a系数仅为0.646，勉强达到测量学的指标，后续的研究，需要对此工具进行进一步修订、完善。因为中西方文化的差异，必然会在心理上留下深深的烙印，在自我的认知、情感反应方面，不同人群可能有很大的差异，以西方人为被试开发的工具，在东方被试身上使用，可能需要重新构建和调整。在修订自我怀疑工具之前，对于自我怀疑的含义先要厘定清楚。对于不同文化背景下的个体而言，对自我怀疑的侧重点和方向也可能存在较大的偏差，只有在明确了自我怀疑内涵的基础上，才能开发出适合不同文化背景的人适用的工具。第四，对自我怀疑与自尊之间关系的研究需要进一步数据的支持，本研究中发现自我怀疑与自尊呈正相关，跟西方被试研究的结果正好相反，这究竟是文化的差异还是数据处理的结果，还是因为研究工具的不足造成的？需要进一步的采集不同群体的样本来验证，这些都是今后研究的方向。

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