教师情感激发大学生创造力及对企业管理者启示

高中华 徐燕

一、理论与假设

在处于知识经济时代的现在，国际竞争越来越激烈，必须加强对创新人才的培养， 而创新人才培养的核心在于创造力培养。因此，如何加强对个体创造力的培养，被认为是众多学者关注和等待解决的重大研究课题（乔海曙和李远航，2008）。

近年来，很多专家和学者都对如何提升个体的创造力及影响个体创造能力的因素做出了研究。前人的研究重点探讨了影响个体创造力的个人因素，个人因素主要包括了人格特质（曾晖和杨新华，2013）、思维和信念（岳晓东，2004）等。这些研究却忽视了对影响创造力外部因素的探索，其中外部因素主要包含了家庭教养环境（曾晖和杨新华，2013）、管理理念（周新虎和刚志荣，2014）和教师的情感支持等。大学可以看成个体进入企业之前的培训，企业的员工管理对应教师对学生的管理，并且本文的研究数据主要基于高校大学生，因此本次研究对企业管理具有一定的指导意义。由于教师在大学中扮演的特殊角色，本研究主要探讨教师情感支持这一外部因素。因此，针对国内外关于情感支持和创造力的文献，研究存在着一定的局限性，具体来说。首先，学者们证明了教师情感支持的干预可以提高学生社交技能或降低青少年情绪和行为存在的问题（Rachel Yeung和Bonnie Leadbeater，2010），但是有关教师情感支持影响个体创造力的研究却较为匮乏。其次，关于情感支持的研究大部分探讨了它的内涵和作用，没有进行实证检验的研究。再其次，大多数文献将重点放在了研究教师情感支持的积极作用，缺乏了对于创造力影响的分析（刘晓玫，宋庆莉，赵其蕙，2016）。

鉴于此，本文基于情感支持视角研究个体创造力的影响因素具有重要意义，同时根据自我效能、心理契约和社会认知理论，选取创造力自我效能作为中介变量，心理契约作为调节变量进一步探讨其中的作用路径。本文的主要研究目标有：①检验情感支持对于个体创造力的影响;②揭示了情感支持影响个体创造力的具体路径;③扩展了影响情感支持与个体创造力关系的边界。总之，本文通过教师对个体的情感支持，建立良好心理契约，共同激发创造力自我效能，培养个体创造力。在企业管理中，领导者可以加强对下属的情感支持，在企业中建立良好心理契约，激发创造力自我效能，培养企业的创造力。

二、 研究方法

1.研究样本。本研究采用随机取样的方法，在北京市某大学工商管理专业选取大一到大三班的学生参加测验，共计发放问卷148份，删除了作答缺失和作答倾向明显的问卷 13 份，最后的有效問卷为 135 份，有效率91.22%。填写问卷的人口情况如下：男生是35人，占26.1%，女生是99人，占73.8%;大一年级、大二年级、大三年级人数分别是：6人、119人 与9人;班干部53人，非班干部81人。

2.变量测量。本文所研究的全部变量的测量量表均来自国内外学者的研究文献，取自他们文献中的成熟量表。英文量表采取翻译-回译的程序，由2名研究生反复修改，以保证本文采用的中文翻译问卷与原意一致。采取李克特5级量表计分，1表示非常不符合，5表示非常符合，得分越高表示学生感知到的符合程度越高。①感知教师情感支持。使用了贾娟研发的教师情感支持量表来测量学生感知到的教师情感支持， 共23个条目，由关注及关心学生、理解学生、鼓励学生、尊重学生与信任学生5个维度构成。在本研究中此量表的Cronbach α系数为0.951。②创造力。采用周治金、杨文娇和赵晓川编制的创造力量表，共11个项目。在本研究中此量表的Cronbach α系数为0.891。③创造力自我效能感。采用Tierney和Farmer编制的创造力自我效能感量表，共3个项目。在本研究中此量表的Cronbach α系数为0.803。④心理契约。采用Dabos和Rousseau编制的心理契约量表，共14个项目，由老师对学生的责任义务和学生对老师的责任义务两个维度构成。在本研究中此量表的Cronbach α系数为0.914。⑤控制变量。根据以往的研究，我们控制了性别、年级、是否为班干部等人口统计变量。

三、 数据分析与结果

1.共同方法偏差检验。本次采集的数据均来自被调查者的自我报告，会存在共同方法偏差的可能。本研究采用SPSS24通过Harman单因子检验进行验证，结果显示，第一公因子的解释率34.653%，低于40%的临界值，因此可以认为数据不存在严重的共同方法偏差。

2.描述性统计。对感知教师情感支持、创造力自我效能、心理契约和创造力四个变量进行相关性分析。相关性结果显示各变量之间均显著相关，四者变量之间的相关情况为下一步的研究奠定了基础。

从相关性分析结果可以看出，感知教师情感支持与个体创造力呈显著正相关（r =0.402，p<0. 01），与其创造力自我效能呈正向相关关系（r=0.327，p<0. 01）， 与心理契约呈显著正相关（r=0.702，p<0. 01）;创造力自我效能感、心理契约与创造力都是正向相关关系（r=0.463，0.679，p<0. 01）。心理契约与创造力呈正相关关系（r=0.531，p<0. 01）。各个变量之间的相关性关系，为进一步的数据研究奠定基础。

3.假设检验。为了研究教师情感支持与创造力之间的关系，创造力自我效能感在其之间的中介效应以及心理契约在教师情感支持与创造力之间的调节作用，对所有变量进行数据处理。同时，在控制性别、年级以及是否班干部的基础上进行调节变量和中介变量的检验，根据Hayes（2013）的主要研究，通过PROCESS宏程序进行数据分析。

首先，在SPSS.24中把教师情感支持作为自变量，创造力作为因变量放入回归方程，从数据分析结果可知，教师情感支持对创造力具有显著正向预测作用（M1，β=0.378，P<0.001）。因此，假设1得到验证，进入下一步的分析。其次，使用SPSS宏程序PROCESS模型1检验教师情感支持与创造力之间效应是否受到心理契约的调节。结果显示，教师情感支持与心理契约交互项的系数显著（M2，b=0.248，P<0.01），说明调节效应显著。因此，假设2得到验证。再其次，采用SPSS的宏程序PROCESS模型4检验教师情感支持通过创造力自我效能感对创造力影响的中介效应。结果显示，教师情感支持对创造力自我效能感的正向预测作用显著（M1，β=0.378，P<0.001）;创造力自我效能感对创造力的负向预测作用显著（M4，β=-0.487，P<0.001）。Bootstrap检验中介变量显示的间接效应值为0.185，95%的置信区间为[0.0822，0.3004]，不包括0，证明中介效应显著，间接效应占总效应的48.8%。因此，结果支持了假设3。

四、结论与讨论

1.研究结果。通过对148名大学生的问卷调查对情感支持和创造力两者之间关系进行了有力实证支持，丰富了有关情感支持和创造力的文献。

首先，情感支持是个体创造力的重要助力，是个体创造力形成的重要一环。根据Bandura（1977，1999，2001）的社会认知理论，本次研究发现情感支持对创造力具有显著正向预测作用，情感支持是影响个体创造力形成的重要因素。通过对148名大学生的问卷调查对教师的情感支持和创造力两者之间关系进行了有力实证支持，丰富了有关情感支持和创造力的文献。其次，研究结果表明情感支持可以激发个体的创造力自我效能，进而增加个体的创造性行为。这项研究揭示了情感支持影响创造力的具体路径，有助于更好地构建上下级关系，培养创造性人才。越来越多的创新行为表明，可以通过自我效能去实现创造行为。再其次，我们进一步认识到心理契约是影响创造力的一个重要个体因素。我们的结果显示，心理契约调节教师情感支持和创造力之间的关系，心理契约越高，感知的情感支持对创造力呈正向影响，心理契约越低，感知的教师情感支持对创造力呈负向影响。

总之，我们的研究结果表明管理者所给的支持和鼓励对个体创造力形成起着至关重要的作用。同时，我们的研究强调了个人对创新能力的信心会在很大程度上影响了他们的创新行为。

2.实践启示。本研究对于企业管理实践有一定的启示作用。首先，企业管理者缺少对员工创造力的挖掘和培训，管理者应该尽可能地给予员工情感支持。创造性人才的培养，离不开来自管理者的情感支持和帮助。其次，管理者应该帮助员工建立创造力的信心。创造力自我效能正向影响创造力，管理者在企业中以鼓励为主，增强个体创造的信心，培养企业需要的自主创新性人才。再其次，管理者应该与员工建立良好的心理契约关系，企业可以营造创造力支持氛围，个体感知管理者对他的支持。并且企业可以通过建立相应的奖励制度，让员工感知到企业的激励，从而更愿意开展创造性活动，涌现出更多的创造力。[基金项目：首都经济贸易大学教改课题“教师情感支持对财经类大学本科生课业创造力的影响路径”成果之一;首都经济贸易大学研究生科技创新资助项目“大学生即时通讯中使用表情符号与印象管理的研究”成果。]

（作者单位：首都经济贸易大学工商管理学院）