1. 引言
自我悦纳是指个体在了解自己的身体、能力和性格等方面的所有特点后，依旧能接纳自己的实际情况，是个体内在价值投射在个性和行为上的体现(Tafarodi & Swann, 2001)。从这个意义上来说，自我悦纳是个体的自我感知，属于人格特质的一部分(Oltmanns, Gleason, Klonsky, & Turkheimer, 2005)。自我悦纳不仅是个体心理健康的标志(李韧，刘先华，2007)，而且自我悦纳水平的高低能够反映出个体人格的结构化和组织化程度(Walęcka-Matyja, 2014)。同时，自我悦纳又是个体的一种心理机制，它通过使个体认识并接受其所有的优点或缺点来适应消极环境，有助于维护个体心理健康状态，而这又会进一步促进个体社会化，使个体更好地融入社会(Kim, 2008；戴吉，张玉桃，邓云龙，2013；巴雪冰，杨连生，2016)。有研究表明，可以通过对自我悦纳的干预来提高个体应对各种压力性事件的能力(Safren, Thomas, Mayer, Biello, Mani, Rajagandhi, Periyasamy, Swaminathan, & Mimiaga, 2014)。自我悦纳程度越高，个体的积极情绪水平和情绪调节的期望程度也越高(Jimenez, Niles, & Park, 2010)。青少年时期是个体自我意识形成的关键时期，青少年较低水平的自我悦纳不仅会对其日常活动产生消极影响(Walęcka-Matyja, 2014)，而且也不利于个体的道德认知和道德行为的发展(崔玉凤，叶松庆，2016)。因此，提高青少年的自我悦纳水平有利于其心理健康的良好发展(张晖，何凯，罗军，李鎏，綦林，武海霞，梁耀明，2016)。
成长型思维是指个体相信能力、人格和智力等个人属性是可以改变的态度或信念(Dweck, 2006)。以往关于成长型思维的研究大多关注成长型思维与学业成就之间的关系(Paunesku, Walton, Romero, Smith, Yeager, & Dweck, 2015; Yeager & Dweck, 2012)，但却忽略了成长型思维对人格特质等个人属性的影响。Dweck (2008)认为，成长型思维作为一种信念，是可以改变的。一旦改变，那么人格特质也会随之改变。例如，倾向消极的自我归因和易自责的个体在面对生活中的消极事件时往往更容易产生抑郁情绪，而拥有成长型思维的个体在面对相同的消极事件时却不会轻易受到影响。研究表明，拥有成长型思维的个体往往更倾向于维护自己的自尊不受损害，而自尊水平的高低又反映着个体自我悦纳水平的高低，因此他们会通过自我调节策略的使用，弥补自己的缺点来修复自我感知(Molden, Plaks, & Dweck, 2006; Davies, 2006; Robins & Pals, 2002)。因为人格特质中包含着个体的自我感知(Oltmanns, Gleason, Klonsky, & Turkheimer, 2005)，个体对其自身特点的认知正确程度不可避免地也会受到成长型思维的影响。基于以上，本研究假设成长型思维对自我悦纳有正向预测作用。
影响个体自我悦纳的因素不仅包括个体内部因素，如成长型思维，还包括外界环境因素，如家庭环境因素中的家庭社会经济地位。家庭社会经济地位是一个综合性概念，与社会、经济和文化三方面相联系(Hackman, Farah, & Meaney, 2010)。Matthews和Gallo (2011)认为家庭社会经济地位是个体家庭资源持有的体现，依据家庭所拥有或掌握的某些资源进行等级排名即可得到家庭社会经济地位。家庭压力模型(Masarik & Conger, 2017)认为，家庭的经济压力、家庭功能和其他环境压力源会对个体生活产生各种影响。对于儿童来说，家庭经济困难及由此带来的家庭压力会导致父母较高的心理压力，父母的心理压力又会导致儿童青少年不良适应行为。具体来看，高家庭社会经济地位会为个体的适应性功能的发展创造良好的环境，促使学生的心理素质得到更好的发展，反之，低家庭社会经济地位不仅会限制个体最佳适应性功能的发展，加速了个体不良适应性行为的产生，而且不利于儿童的心理发育，导致儿童产生自卑情绪(Bornstein & Bradley, 2014; 牛娟，刘家琼，黄佳佳，2018；罗晓路，李天然，2015)。有研究表明，家庭收入的提高也许会对父母和儿童各方面产生有利的影响(Huston, Duncan, Mcloyd, Crosby, Ripke, Weisner et al., 2005; Fauth, Leventhal, & Brooks-Gunn, 2004; Morris, Duncan, & Clark-Kauffman, 2005)。一项纵向研究支持了这一观点，该研究表明家庭社会经济地位的动态变化(由高到底)也会导致个体自我悦纳水平的变化(由高到低) (Orth, Urich, Robins, Richard, Trzesniewski, Maes, Jurgen, Schmitt, & Manfred, 2009; Davies, 2006)。由此可见，家庭社会经济地位可能调节个体的认知与自我悦纳的关系。
综上所述，本研究针对成长型思维与自我悦纳、家庭社会经济地位的关系提出如下研究假设模型(见图1)。研究假设包括：1) 成长型思维对自我悦纳有显著影响；2) 家庭社会经济地位(家庭年收入和父母受教育水平)在成长型思维与自我悦纳的关系中起着调节作用。
Figure 1. Hypothesis of the moderating role of family socioeconomic status in the relationship between growth mindset and self-acceptance
图1. 家庭社会经济地位在成长型思维与自我悦纳的关系中调节作用模型假设
2. 研究方法
2.1. 研究对象
本研究采取整群抽样的方法，调查某中职学校一二年级全体学生共2342名青少年作为研究对象。以班级为单位，由心理学教师和研究生组成施测团队统一组织施测。受调查者的平均年龄为(17.12 ± 2.52)岁，其中男生989人(42.2%)，女生1353人(57.4%)。父母受教育年限分布如下：没有上过学的有11人(0.5%)；小学毕业的有232人(9.9%)；初中毕业的有1065人(45.5%)；高中毕业的有652人(27.8%)；职校、技校毕业的有53人(2.2%)；中专毕业的有58人(2.5%)；大专(非全日制)毕业的有51人(2.3%)；大专(全日制)毕业的有59人(2.5%)；本科(非全日制)毕业的有34人(1.4%)；本科(全日制)毕业的有81人(3.4%)；研究生及以上学历的有46人(2%)。所有被试及未满18周岁被试的父母(或监护人)签署了知情同意书。
2.2. 研究工具
2.2.1. 家庭社会经济地位
本研究的家庭社会经济地位采用了家庭年收入和父母最高受教育水平两个独立指标来考察。
家庭年收入水平的调查题目为“你家今年的总收入(总收入是全家所有成员收入的总和)是：1 = 3000元以下，2 = 3001~6000元，3 = 6001~10,000元，4 = 10,001~30,000元，5 = 30,001~50,000元，6 = 50,001~100,000元，7 = 100,001~150,000元，8 = 150,001~200,000元，9 = 200,001元以上”。
父母最高受教育水平的调查题目为“你父亲/母亲的受教育水平是：1 = 没有上过学，2 = 小学，3 = 初中，4 = 高中(包括职高、技校、中专)，5 = 大专，6 = 本科，7 = 研究生及以上”(董奇，林崇德，2011)。最后取父母双方中受教育水平最高一方作为父母最高受教育水平，然后转化为受教育年限。
2.2.2. 自我悦纳量表
本研究使用的自我悦纳量表源于中国儿童青少年心理发育特征调查项目组完成(董奇，林崇德，2011)编制的生活满意度量表的自我满意度的分量表。量表由“我是一个不错的人”“大多数人都喜欢我”“跟我在一起很有趣”“我觉得自己长得不错”“我喜欢我自己”等5个问题构成。采用4点计分，每个项目从“很不同意、不太同意、基本同意、很同意”采取“1、2、3、4”四级评分，总分越高，代表学生的自我悦纳程度越高。本研究中自我悦纳量表的内部一致性系数为0.74，重测信度为0.54。
2.2.3. 成长型思维量表
本研究使用的成长型思维量表是在Dweck (2006)编制的成长型思维量表的基础上，翻译成中文版的成长型思维量表。中文版成长型思维量表共有10个项目，包括“你是特定类型的人，你很难真正改变这一点”“音乐天赋是任何人都可以通过学习而获得的”“你可以大大提升你的智力水平”等。采用4点计分，0代表完全不同意，1代表不同意，2代表同意，3代表完全同意。总分在0~30分之间，分数越高表示个体拥有较高水平的成长型思维。本研究中中文版成长型思维量表的内部一致性系数为0.78，重测信度为0.83。
2.3. 数据处理
采用SPSS20.0软件对数据进行描述性统计、相关分析及分层回归分析。数据符合正态分布，计量资料均采用(均数 ± 标准差)表示，p < 0.05表明差异有统计学意义。对各个主要变量进行多重共线性检验结果表明，VIF值在1.004到1.009之间，按照当0 < VIF < 10时不存在多重共线性的标准(杨梅，肖静，蔡辉，2012；肖雪梦，张应应，2015)，本研究中的各个主要变量不存在多重共线性问题。此外，共同方法偏差采用Harman单因子检验的结果表明，特征根大与1的因子有3个，第一个因子解释的变异量为38.03%，小于40%的临界标准，说明本研究中的共同方法偏差不显著(Harris & Mossholder, 1996)。
3. 研究结果
3.1. 相关分析
将性别与年龄作为背景变量，与成长型思维、自我悦纳和家庭年收入、父母最高受教育水平进行Pearson相关分析，结果如表1所示。由表1可知，成长型思维与自我悦纳呈显著正相关(r = 0.578, p < 0.01)，与家庭年收入和父母受教育水平虽然相关也显著，但是相关系数较低(r = 0.045, p < 0.05; r = 0.044, p < 0.01)；自我悦纳与家庭年收入和父母受教育水平显著正相关，但是相关系数也较低(r = 0.073, p < 0.01; r = 0.060, p < 0.01)。
Table 1. Correlation analysis of main variable
表1. 主要研究变量的相关分析
注：性别：男生 = 0，女生 = 1；家庭年收入：1 = 3000元以下，2 = 3001~6000元，3 = 6001~10,000元，4 = 10,001~30,000元，5 = 30,001~50,000元，6 = 50,001~100,000元，7 = 100,001~150,000元，8 = 150,001~200,000元，9 = 200,001元以上；*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.005下同。
3.2. 回归分析
首先将除性别外的所有变量进行标准化处理，然后将性别与年龄、成长型思维、家庭年收入与父母受教育水平、成长型思维与家庭年收入的交互项和成长型思维与父母受教育水平交互项依次放入回归方程，以检验它们对自我悦纳的独特效应。结果显示，性别和年龄对中职生的自我悦纳有显著的负向预测作用(β = −0.077, 95% CI = −0.265~−0.050; β = −0.058, 95% CI = −0.110~−0.005)；成长型思维对中职生的自我悦纳有显著正向预测作用(β = 0.551, 95% CI = 0.550~0.646)；家庭年收入对中职生自我悦纳有显著正向预测作用(β = 0.047, 95% CI = 0.003~0.091)；成长型思维与家庭年收入的交互项对中职生自我悦纳有显著负向预测作用(β = −0.065, 95% CI = −0.108~−0.021)，所有预测变量对自我悦纳的联合解释力(R2)为0.317 (见表2)。结果表明，家庭年收入水平在中职生的成长型思维与自我悦纳关系间有显著的调节作用。
Table 2. The moderating effect of family socioeconomic status on the influence of growth mindset on self-acceptance
表2. 家庭社会经济地位在成长型思维对自我悦纳影响中的调节效应
为进一步探究家庭年收入如何影响成长型思维与自我悦纳间的关系，进行简单斜率(simple slope)分析。取家庭年收入标准分数的0和正负1作为均值组、高分组和低分组，绘制简单斜率图(见图2)。
Figure 2. The moderating effect of annual household income on the relationship between growth mindset and self-acceptance
图2. 家庭年收入在成长型思维与自我悦纳关系中的调节作用
由简单斜率分析可知，家庭年收入低分组的成长型思维对自我悦纳的正向预测作用显著(Simple Slope = 0.367, t = 26.282, p < 0.01)，家庭年收入高分组的成长型思维对自我悦纳的正向预测作用也显著(Simple Slope = 0.325, t = 23.582, p < 0.001)，但家庭年收入低分组时成长型思维对自我悦纳的预测作用要强于家庭年收入高分组。由此可知，随着家庭年收入的增高，成长型思维对自我悦纳的正向预测作用逐渐减小。
4. 讨论
4.1. 青少年成长型思维对自我悦纳的影响
本研究结果表明青少年成长型思维对自我悦纳有显著影响。这一结果验证了Dweck (2006)的观点，即成长型思维不仅能够影响学生的学业表现，拥有成长型思维的个体更可能在对其个人属性的认识上有积极的态度。有研究者以中国青少年为被试的研究发现，发展水平较高的成长型思维也能显著预测个体的自我悦纳水平(Zeng, Hou, & Peng, 2016)。国外的研究结果也与此类似，如有研究表明拥有成长型思维的学生其自我悦纳程度要高于持固着型思维的学生(Whittington, Rhind, Loads, & Handel, 2017)。
对个体而言，自我悦纳是个体对其自身各方面的认知，会受到成长型思维的影响的(Rothbart & Ahadi, 1994; Dweck, 2006)。拥有成长型思维的个体更容易把生活中遇到的挫折、困难看成是朋友而非阻碍。他们允许自己犯错，并乐于为改正错误付出努力；他们也允许自己身上存在不完美，并能够接受自己的缺点，把缺点视为自己进步的方向(Davis, 2016)，因此会有更高的自我悦纳水平。此外，研究表明，若父母对孩子拥有“成长型思维(相信孩子的能力是可以提升的)”，那么他们更有可能把这种信念传递给下一代(Andersen & Nielsen, 2016)。中国父母望子成龙望女成凤的心态不可避免的使得他们对子女有更高的学业和未来社会地位的期望(张德兰，黄大庆，2014)，因此父母会不停告诫自己的儿女“唯有读书才能改变命运”“只有认真学习才能考上一个好大学”等等。这些信念无疑都在向子女传递着这样一种信息：只要你努力付出，你就能改变现在的一切。所以，无论是个体本身拥有成长型思维，还是父母把自己的 “成长型思维”传递给子女，都能对青少年的自我悦纳有显著影响。
4.2. 家庭社会经济地位在青少年成长型思维与自我悦纳关系中的调节作用
本研究结果表明家庭社会经济地位中的家庭年收入维度在成长型思维与自我悦纳关系间起到调节作用。随着家庭年收入的增高，成长型思维对自我悦纳的正向预测作用逐渐减小。与此同时，家庭社会经济地位中的父母最高受教育年限维度却没有调节成长型思维与自我悦纳间的关系。这一结果说明，家庭社会经济地位虽然是影响个体身心发展的家庭环境因素中的核心组成部分(殷华敏，牛小倩，董黛，牛更枫，孙丽君，2018)，但是可能只有家庭年收入这个维度才调节着个体成长型思维与自我悦纳间的关系。
根据Oakes和Rossi (2003)的观点，即家庭的经济资源属于物质或经济资本，而父母的知识或技能水平属于人力资本，本研究证明了家庭的物质或经济资本而非人力资本调节着中职生成长型思维与自我悦纳间的关系。这一结果与以往研究有所差异。根据家庭压力模型，家庭经济困难会对父母的情绪、行为产生消极影响，这反过来又会损害儿童与成人的健康发展(Conger & Conger, 2002)。具体而言，较低家庭社会经济地位的父母更可能采取独裁、严厉惩罚的养育方式(Hoff, 2003; Hoff, Laursen, Tradif, & Bornstein, 2002)，进而导致儿童青少年的情绪与社会性发展受阻。但本研究结果却证明了来自低家庭年收入的中职生相较于来自高家庭年收入的中职生，他们的成长型思维对自我悦纳的正向预测作用更加显著。这就是说，虽然拥有成长型思维的中职生更有可能有较高水平的自我悦纳，但是这一过程是受到家庭年收入的影响的。之所以来自较低家庭年收入的个体其成长型思维对自我悦纳的正向预测作用更显著，这可能是因为对中国父母而言，他们对孩子较高的期望和心理支持可能会缓冲经济劣势带给孩子的负面影响，因而家庭年收入较低的中职生对自己各方面可能有更加正确的认知，更能接受自己的缺点。除此之外，调节效应结果表明也许正如Conger和Donnellan (2007)建议的那样，作为组成家庭社会经济地位的各个方面，研究者应该分别考察家庭收入、父母受教育状况、父母职业状况等因素对个体发展的影响。
综上所述，本研究通过探讨成长型思维与自我悦纳间的关系，结果验证了成长型思维能显著影响个体的自我悦纳水平，一定程度上丰富了Dweck提出的成长型思维在人格领域的相关研究。本研究的不足之处是仅仅考虑了个体家庭社会经济地位在成长型思维与自我悦纳之间的关系，而没有纳入其他可能的家庭环境因素，如家庭结构因素。有研究表明，家庭结构对个体的发展也有重要影响(Walęcka-Matyja, 2014)。此外，本研究中的数据仅是一次收集得来，没有进行数据的追踪研究，所以横断数据未必能全面地描述个体自我悦纳水平是如何随着成长型思维变化的。因此，未来的研究可以采用动态的追踪数据进一步探讨影响个体成长型思维与自我悦纳关系的其他家庭环境变量。
5. 结论
本研究表明：1) 青少年成长型思维显著影响自我悦纳；2) 家庭年收入在成长型思维与自我悦纳关系中起调节作用，并且随着家庭年收入水平增高，成长型思维对自我悦纳的预测作用逐渐减弱。这说明，对于低家庭年收入青少年，更高水平的成长型思维能够提高自我悦纳水平。
基金项目
本文系国家社会科学基金项目“中低收入家庭获得感的心理影响机制及提升策略研究”(19BSH123)阶段性研究成果。
NOTES
*通讯作者。