创造性教学行为、创意自我效能感对大学生创造力的影响：一个有调节的中介模型

韩迎春

（广东第二师范学院教师教育学院， 广东 广州 510303）

一、问题提出

建设创新型国家，实现社会主义现代化宏伟战略目标，关键在于能否拥有大批高素质的创新型人才。 目前，我国创新型人才培养在质量、数量上都与国家和社会的期望存在一定差距，与发达国家相比仍有较大的追赶空间。 因此，研究大学生的创造力及其影响因素和产生机制，不仅对培养高素质的创新型人才、提高高等教育质量等具有重要的实践意义，而且对更好地理解创造力的本质，丰富、发展和完善创造力理论也具有重要的理论意义。

由于研究者在创造力研究过程中所采取的视角（个人、产品、过程、环境）各不相同，因而有关创造力的定义众说纷纭。 Sternberg 从产品特性的视角提出了创造力是一种提出或产出具有新颖性（独创性和新异性等）和切实性（有用性）的并适合特定需要的工作成果的能力［1］，这种观点受到了国内外学者的普遍认可［2-5］。 目前，大多数研究者都认同创造力是从事创造活动主体的个性特质、认知能力以及所处的社会环境等多方面因素综合作用的结果［2，4］。 在这一整合观的视角下，研究者开展了大量的实证研究，也取得了丰硕的成果。 其中，创造性教学行为如何与创意自我效能感、创造性倾向等因素相互作用共同影响学生的创造力，一直是重要课题。

首先，创造性教学行为会影响学生的创造力和创意自我效能感。 创造性教学行为是教师努力培养学生创造力的教学行为，包括学习方式指导、动机激发、观点评价和鼓励变通等［6］。教师是学生创造性培养的直接相关者，教师的创造性教学行为会直接影响学生创造性的发展。已有研究表明教师对学生观点的积极回应、对学生多角度思考问题的鼓励、对学生内部动机的激发以及对学生学习方式的指导都有助于提升学生的创造力［7-10］。 国内相关研究也表明教师的创造性教学行为与中小学生的创造力之间存在显著正相关［11-13］。 现有研究多集中在探讨教师创造性教学行为对中小学生创造力的影响上，对大学生创造力的影响鲜有关注，本研究要探讨的第一个问题是教师的创造性教学行为与大学生创造力之间是否也存在显著相关。 教师的创造性教学是培养学生创意自我效能感的主要来源之一［14］。 创意自我效能感是一般自我效能感在创造领域的具体表现，是指个体对自己是否具有创造力的一种信心和评价［15］。 已有研究表明教师对于学生创造性表现的积极回应和积极评价能够显著预测学生的创意自我效能感［14，16-18］。 国内相关研究也表明教师创造性教学行为能显著正向预测中小学生的创意自我效能感［11，19］。 已有研究更为关注的是教师的创造性教学行为对中小学生创意自我效能感的影响，对大学生创意自我效能感的影响较少关注，本研究要探讨的另一个问题是教师的创造性教学行为与大学生创意自我效能感之间是否存在显著相关。

其次，创意自我效能感能够预测大学生的创造力。 已有研究表明创意自我效能感对个体的创新行为有显著的影响，同时也可以有效地预测创意绩效［20］。 贾绪计等的研究发现大学生的创意自我效能感与发散思维的三个维度（流畅性、灵活性和新颖性）都有显著相关［21］。 张景焕等的研究表明在无压力情境下，中学生的创意自我效能感与创造力之间存在显著正相关，创意自我效能感能显著正向预测创造力［6］。 基于现有研究结果可以发现，大学生的创意自我效能感与创造力之间应存在显著相关。

此外，已有研究表明创造性倾向对个体的创意自我效能感和创造力也存在影响。 创造性倾向，即创造性人格，是指个体在后天学习活动中逐步养成，个体具有的对创造力发展和创造任务完成起促进或保证作用的某种特殊的个性特征，是创造活动具有的积极心理倾向［22-24］。现有研究表明创造性倾向有助于提高大学生的创意自我效能感［21，25］，且能正向预测个体的创造力［26-28］。 值得注意的是李玉华等的研究发现，学生的人格特点（例如开放性）能够调节教师创造性教学行为对小学生创意自我效能感的作用，个体开放性人格水平越高，教师创造性教学行为对创意自我效能感的预测作用越强［29］。 创造性倾向也是人格特点之一，其是否能像开放性一样，在创造性教学行为和大学生的创意自我效能感之间起调节作用，即是否大学生的创造性倾向越强，创造性教学行为对创意自我效能感的预测作用越强，是本研究想要探讨的问题之一。 同时，高特质自信水平／特质自我控制水平的大学生被发现其创造力显著高于低特质自信水平／特质自我控制水平大学生［30-31］。 不同创造性倾向的大学生在创造性教学行为和创造力之间，以及在创意自我效能感和创造力之间是否会有不同表现，即是否大学生的创造性倾向越强，创造性教学行为／创意自我效能感对创造力的预测作用越强，也是本研究想要探讨的问题。

基于以上分析，本研究假设创造性教学行为会通过创意自我效能感影响大学生的创造力。此外，本研究也想探讨创造性倾向是否对这一中介作用产生影响。 为了验证假设，我们以大学生为被试，采用量表法测量创造性教学行为、创意自我效能感和创造力，探讨三者之间的关系，以及创造性倾向对这一关系的影响作用。 变量之间的关系模型见图1。

图1 变量之间的关系模型

二、研究方法

（一）被试

选取广东某高校大学生共212 名。 其中男生42 人，女生170 人。 被试涉及的专业包括数学与应用数学（103 人）、汉语言文学（20 人）、学前教育（23 人）、英语教育（66 人）等。

（二） 研究工具

1. 创造性教学行为量表

采用张景焕、初玉霞、林崇德修订Kay 的《创造性教学行为自评量表》［6］。 被试需要在5点量表上对28 道题目作答，1 代表从不这么做，5 代表总是这么做。 被试分数越高表明其自评创造性教学行为水平越高。 本研究中，量表的内部一致性系数Cronbach's α 为0.98。

2. 创意自我效能感量表

采用洪素苹和林珊如编制的《创意自我效能感量表》［32］。 被试需要在4 点量表上对17 道题目作答，1 代表完全不符合，4 代表完全符合。 被试分数越高表明其自评创意自我效能感水平越高。 本研究中，量表的内部一致性系数Cronbach's α 为0.84。

3. 创造性倾向测验

创造性倾向测验采用由威廉斯开发，台湾林幸台、王木荣等修订而成的《威廉斯创造性倾向量表》［33］。 被试需要在3 点量表上对50 道题目作答，1 代表完全不符合，3 代表完全符合。 被试分数越高表明其自评创造性倾向水平越高。 本研究中，量表的内部一致性系数Cronbach's α 为 0.91。

4. 伦科构思行为量表

采用中文版的《伦科构思行为量表》［34］从日常生活角度测量大学生的一般创造力。 被试需要在5 点量表上对23 道题目作答，1 代表完全没有，5 代表总是。 被试分数越高表明其自评创造力水平越高。 本研宄中，量表的内部一致性系数Cronbach's α 为0.95。

三、 研究结果

（一）共同方法偏差检验

在数据分析前采用Harman 单因素检验法检验数据是否存在共同方法偏差。 分析结果表明，特征根大于1 的因子有28 个，共解释了77.47%的变异。 其中第一个公因子可解释24.88%的变异量，小于40%，因此本研究不存在明显的共同方法偏差。

（二）大学生创造力的特点

为考察大学生创造力在人口统计学变量上的特点，将所有数据标准化后，以性别（男、女）和专业（数学与应用数学、汉语言文学、学前教育、英语教育）为自变量，以被试在伦科量表上的得分为因变量进行单因素方差分析。 结果表明：性别的主效应不显著，F（1，203）＝ 0.13，p＞0.05。 专业的主效应显著，F（3，203）＝ 4.46，p＜0.05，数学与应用数学专业（M数学与应用数学＝0.12）、学前教育专业（M学前教育＝0.38）学生的创造力显著好于英语教育专业（M英语教育＝-0.37）学生，前两者之间不存在差异，汉语言文学（M汉语言文学＝-0.11）与其他三个专业学生的创造力之间均不存在显著差异。 性别和专业的交互作用不显著，F（2，203）＝ 0.22，p＞0.05。

（三）创造性教学行为、创意自我效能感、创造力和创造性倾向的相关分析

对创造性教学行为、创意自我效能感、创造性倾向和创造力进行相关分析（见表1）。 结果显示，创造力与创造性教学行为、创意自我效能感、创造性倾向彼此相关显著；创造性教学行为与创意自我效能感、创造性倾向彼此相关显著；创意自我效能感与创造性倾向相关显著。

表1 各变量的描述性统计和相关分析（n＝212）

（四）创造性教学行为影响大学生创造力的机制分析

根据Hayes 编制的SPSS 宏程序PROCESS，在控制专业变量后，选择模型59 进行回归分析，结果见表2～表5。 首先，检验创造性教学行为对大学生创意自我效能感的预测作用以及这一预测作用是否受到创造性倾向的调节。 以创意自我效能感为因变量，创造性教学行为为自变量，创造性倾向为调节变量，专业为控制变量，进行回归分析（见表2）。 结果显示：创造性教学行为对大学生创意自我效能感的预测作用不显著（β＝0.08，t＝1.22，p＞0.05），创造性倾向对大学生创意自我效能感影响显著（β＝0.47，t＝7.56，p＜0.001），创造性教学行为与创造性倾向的交互效应对大学生创意自我效能感的影响显著（β＝0.17，t＝3.20，p＜0.01）。

表2 创造性教学行为对大学生创意自我效能感的影响

为了进一步解释调节变量（创造性倾向）与自变量（创造性教学行为）二者间交互效应对创意自我效能感影响的实质，进行了调节效应检验（见表3），并绘制了调节效应示意图（见图2）。 由于创造性倾向数据已进行标准化处理，因此取值-1、0、+1 分别作为调节变量的低、中、高值。 结果显示：创造性教学行为对大学生创意自我效能感的影响受到了大学生自身创造性倾向的调节。 在低创造性倾向组，创造性教学行为对大学生创意自我效能感的预测作用不显著（simple slope低＝-0.09，BootLLCI＝-0.26，BootULCI ＝0.08）；在中等创造性倾向组，创造性教学行为对大学生创意自我效能感的预测作用不显著（simple slope中＝0.08，BootLLCI ＝-0.05，BootULCI＝0.20）；在高创造性倾向组，创造性教学行为对大学生创意自我效能感的正向预测作用显著（Simple Slope高＝0.24，BootLLCI ＝ 0.09，BootULCI ＝0.39）。 由此可知，创造性倾向越强，创造性教学行为对大学生创意自我效能感的预测作用越强。

表3 创造性倾向对创造性教学行为和创意自我效能感之间关系的调节作用

图2 创造性倾向对创造性教学行为与创意自我效能感之间关系的调节作用

其次，检验创意自我效能感、创造性教学行为对大学生创造力的预测作用以及创造性教学行为／创意自我效能感对大学生创造力的影响是否受到创造性倾向的调节。 以创造力为因变量，创造性教学行为、创意自我效能感为自变量，创造性倾向为调节变量，专业为控制变量，进行回归分析（见表4）。 结果显示：创意自我效能感对大学生创造力的正向预测作用显著（β＝0.38，t＝4.41，p＜ 0.001），创造性教学行为对大学生创造力的正向预测作用显著（β＝0.22，t＝3.31，p＜ 0.01），创造性倾向对大学生创造力的正向预测作用显著（β＝ 0.18，t＝ 2.31，p＜0.05）。 创造性教学行为与创造性倾向的交互效应对大学生创造力的影响显著（β＝0.18，t＝2.44，p＜0.05）；创意自我效能感与创造性倾向的交互效应对大学生创造力的影响不显著（β＝-0.06，t＝-0.99，p＞0.05）。

表4 创意自我效能感、创造性教学行为对大学生创造力的影响

为了进一步解释调节变量（创造性倾向）与自变量（创造性教学行为）二者间交互效应对创造力影响的实质，进行了调节效应检验（见表5），并绘制了调节效应示意图（见图3）。 由于创造性倾向数据已进行标准化处理，因此取值-1、0、+1 分别作为调节变量的低、中、高值。 结果显示：创造性教学行为对大学生创造力的影响受到了大学生自身创造性倾向的调节。 在低创造性倾向组，创造性教学行为对大学生创造力的预测作用不显著（Simple Slope低＝0.04，BootLLCI＝-0.14，BootULCI＝0.22）；在中等创造性倾向组，创造性教学行为对大学生创造力的正向预测作用显著（Simple Slope中＝0.22，BootLLCI ＝0.09，BootULCI ＝0.35）；在高创造性倾向组，创造性教学行为对大学生创造力的正向预测作用显著（Simple Slope高＝0.40，BootLLCI ＝0.19，BootULCI＝0.62）。 由此可知，创造性倾向越强，创造性教学行为对大学生的创造力预测作用越强。

图3 创造性倾向对创造性教学行为与创造力之间关系的调节作用

表5 创造性倾向对创造性教学行为和创造力之间关系的调节作用

综上研究结果，创造性教学行为与大学生创意自我效能感之间存在显著正相关，但创造性教学行为对创意自我效能感的预测作用却受到创造性倾向的调节，即大学生的创造性倾向处于较低或中等水平时，创造性教学行为对创意自我效能感的预测作用不显著；而当大学生的创造性倾向较强时，创造性教学行为对创意自我效能感的正向预测作用显著。 创造性教学行为能够显著正向预测大学生的创造力，即教师的创造性教学行为质量越好，大学生的创造力水平越高。 同时，创造性教学行为和大学生创造力之间的关系还受到了创造性倾向的调节，即大学生的创造性倾向越强，教师的创造性教学行为对大学生创造力的预测作用越强。 此外，创意自我效能感能够显著正向预测大学生的创造力，且这一关系不受创造性倾向的调节。 调整后的模型关系见图4。

图4 调整后的模型

四、结果讨论

（一）大学生创造力的特点

有关创造力是否存在性别差异，现有研究结果并不一致。 沈汪兵等认为两性在不同类型创造性思维方面的相对优势与大脑两半球的加工优势有密切联系， 女性在发散思维方面优势相对明显，男性在聚合思维方面具有一定优势［35］。 李燕研究发现女大学生的创造力倾向显著高于男生［36］。 桂幸研究发现男大学生在创造力的流畅性上更为优秀，女大学生在创造力的独特性上更为优秀［37］。 周泽西研究发现通过四年的本科学习，不同性别大学生的创造性思维能力虽都有增值，但增值的方向和维度有所不同［38］。 上述结果都支持了创造力有性别差异的观点［39-40］。 此外，也有部分研究支持创造力无性别差异的观点，如朱莉娟研究发现大学生创造性思维不存在性别差异［41］，沈汪兵等对 Potur、Barkul 以及Kogan 提到的有关发散思维性别差异的研究进行归纳， 发现近半数研究（10／21）未报告性别差异［35，42-43］，这些与本研究的结果一致。

不同专业大学生的创造力是否存在差异，现有研究结果也不一致。 于海琴等研究发现，在创造性科学问题提出方面，不同专业大学生之间不存在显著差异［44］；王汉清等研究发现文、理、工三学科大学生的创造力倾向之间没有明显差异［45］；周泽西研究发现不同专业类别的大学生的创造性思维能力没有什么区别［38］。 上述结果均支持了大学生的创造力不存在专业差异这一观点。 此外，也有部分研究支持专业类型对大学生的创造力存在显著影响这一观点，例如吕金梅、陈锴研究发现艺术类大学生的创造力水平显著高于其他专业大学生［46］。 桂幸研究发现艺术类大学生的创造力水平最高，其次是文科类大学生，而理工科类大学生的创造力水平相对偏低［37］。 这些与本研究的结果较为一致，本研究发现在非艺术类的专业中，相较于数学与应用数学和学前教育专业，英语教育专业学生的创造力偏低。

（二）创造性教学行为、创意自我效能感、创造力和创造性倾向的关系

本研究中，创造性教学行为和大学生创造力之间相关显著，这与Chan、Soh 等的观点一致［7，10］，也与国内探讨教师的创造性教学行为与中小学生创造力之间关系的研究结果一致［11-13］。 本研究还发现创造性教学行为与大学生的创意自我效能感之间存在显著相关，这一结果与Beghetto、Karwowski 等的研究结果一致［14，18］，也与国内探讨教师的创造性教学行为与中小学生创意自我效能感之间关系的研究结果一致［11，19］。 此外，本研究结果还表明创造性教学行为与大学生的创造性倾向之间存在显著相关，这一结果为创造性教学行为与创造性倾向之间的学理关系提供了实证研究的支持。

本研究中，创意自我效能感和大学生创造力之间存在显著正相关，这一结果与已有研究结果一致［21，47-48］。 在创意自我效能感与创造性倾向上，本研究结果表明二者之间存在显著正相关。 这一结果与国内相关研究结果一致［21，23-25］。 此外，本研究还发现，创造性倾向和大学生的创造力之间存在显著相关。 这一结果与已有研究结果一致［26-28］。

（三）创意自我效能感、创造性倾向在创造性教学行为和大学生创造力之间的作用

回归分析结果表明，创造性教学行为对创意自我效能感／创造力的预测作用都受到了创造性倾向的调节，而创意自我效能感对创造力的预测作用则没有受到创造性倾向的调节。 当大学生的创造性倾向较强时，教师的创造性教学行为既可以直接作用于大学生的创造力，也能够通过大学生的创意自我效能感间接作用于其创造力；当大学生的创造性倾向较低或处于中等水平时，创造性教学行为虽可以直接作用于大学生的创造力，但不能通过创意自我效能感间接作用于大学生的创造力。 这一结果支持了创造力交互理论的观点［2，4］，即创造力是从事创造活动主体的个性特质、认知能力以及所处的社会环境等多方面因素综合作用的结果。 创造性教学行为既可以直接影响大学生的创造力，也可以通过创意自我效能感间接影响创造性倾向较强的大学生。 这一结果补充了国内关注中小学生创意自我效能感、创造力和教师创造性教学行为的相关研究［12，19］。

五、结论与启示

当大学生的创造性倾向较强时，创造性教学行为既可以直接作用于大学生的创造力，也可以通过创意自我效能感间接作用于大学生的创造力；当大学生的创造性倾向较低或处于中等水平时，创造性教学行为只能直接作用于大学生的创造力。 基于此，在高等教育教学中，可以借鉴以下措施培养大学生的创造力：（1）教师要注重培养学生的创造性倾向。 教师要做好教学设计和评价设计，并为学生提供适宜的问题情境，激发学生的好奇心和探究欲，鼓励学生在项目式学习过程中勇敢挑战自己，克服困难，拓宽自己的知识和体验空间，增强创造性倾向。（2）教师要主动发展自身的创造性教学行为。 教师要充分认识到创新型人才培养的重要性，主动学习和实践创造性教学模式，从学习方式指导、动机激发、观点评价和鼓励变通等多方面激发学生创新热情，增强学生创造信心。