教師情感激發(fā)大學(xué)生創(chuàng)造力及對企業(yè)管理者啟示

高中華 徐燕

一、理論與假設(shè)

在處于知識經(jīng)濟時代的現(xiàn)在，國際競爭越來越激烈，必須加強對創(chuàng)新人才的培養(yǎng)， 而創(chuàng)新人才培養(yǎng)的核心在于創(chuàng)造力培養(yǎng)。因此，如何加強對個體創(chuàng)造力的培養(yǎng)，被認(rèn)為是眾多學(xué)者關(guān)注和等待解決的重大研究課題（喬海曙和李遠(yuǎn)航，2008）。

近年來，很多專家和學(xué)者都對如何提升個體的創(chuàng)造力及影響個體創(chuàng)造能力的因素做出了研究。前人的研究重點探討了影響個體創(chuàng)造力的個人因素，個人因素主要包括了人格特質(zhì)（曾暉和楊新華，2013）、思維和信念（岳曉東，2004）等。這些研究卻忽視了對影響創(chuàng)造力外部因素的探索，其中外部因素主要包含了家庭教養(yǎng)環(huán)境（曾暉和楊新華，2013）、管理理念（周新虎和剛志榮，2014）和教師的情感支持等。大學(xué)可以看成個體進(jìn)入企業(yè)之前的培訓(xùn)，企業(yè)的員工管理對應(yīng)教師對學(xué)生的管理，并且本文的研究數(shù)據(jù)主要基于高校大學(xué)生，因此本次研究對企業(yè)管理具有一定的指導(dǎo)意義。由于教師在大學(xué)中扮演的特殊角色，本研究主要探討教師情感支持這一外部因素。因此，針對國內(nèi)外關(guān)于情感支持和創(chuàng)造力的文獻(xiàn)，研究存在著一定的局限性，具體來說。首先，學(xué)者們證明了教師情感支持的干預(yù)可以提高學(xué)生社交技能或降低青少年情緒和行為存在的問題（Rachel Yeung和Bonnie Leadbeater，2010），但是有關(guān)教師情感支持影響個體創(chuàng)造力的研究卻較為匱乏。其次，關(guān)于情感支持的研究大部分探討了它的內(nèi)涵和作用，沒有進(jìn)行實證檢驗的研究。再其次，大多數(shù)文獻(xiàn)將重點放在了研究教師情感支持的積極作用，缺乏了對于創(chuàng)造力影響的分析（劉曉玫，宋慶莉，趙其蕙，2016）。

鑒于此，本文基于情感支持視角研究個體創(chuàng)造力的影響因素具有重要意義，同時根據(jù)自我效能、心理契約和社會認(rèn)知理論，選取創(chuàng)造力自我效能作為中介變量，心理契約作為調(diào)節(jié)變量進(jìn)一步探討其中的作用路徑。本文的主要研究目標(biāo)有：①檢驗情感支持對于個體創(chuàng)造力的影響;②揭示了情感支持影響個體創(chuàng)造力的具體路徑;③擴展了影響情感支持與個體創(chuàng)造力關(guān)系的邊界?？傊疚耐ㄟ^教師對個體的情感支持，建立良好心理契約，共同激發(fā)創(chuàng)造力自我效能，培養(yǎng)個體創(chuàng)造力。在企業(yè)管理中，領(lǐng)導(dǎo)者可以加強對下屬的情感支持，在企業(yè)中建立良好心理契約，激發(fā)創(chuàng)造力自我效能，培養(yǎng)企業(yè)的創(chuàng)造力。

二、 研究方法

1.研究樣本。本研究采用隨機取樣的方法，在北京市某大學(xué)工商管理專業(yè)選取大一到大三班的學(xué)生參加測驗，共計發(fā)放問卷148份，刪除了作答缺失和作答傾向明顯的問卷 13 份，最后的有效問卷為 135 份，有效率91.22%。填寫問卷的人口情況如下：男生是35人，占26.1%，女生是99人，占73.8%;大一年級、大二年級、大三年級人數(shù)分別是：6人、119人 與9人;班干部53人，非班干部81人。

2.變量測量。本文所研究的全部變量的測量量表均來自國內(nèi)外學(xué)者的研究文獻(xiàn)，取自他們文獻(xiàn)中的成熟量表。英文量表采取翻譯-回譯的程序，由2名研究生反復(fù)修改，以保證本文采用的中文翻譯問卷與原意一致。采取李克特5級量表計分，1表示非常不符合，5表示非常符合，得分越高表示學(xué)生感知到的符合程度越高。①感知教師情感支持。使用了賈娟研發(fā)的教師情感支持量表來測量學(xué)生感知到的教師情感支持， 共23個條目，由關(guān)注及關(guān)心學(xué)生、理解學(xué)生、鼓勵學(xué)生、尊重學(xué)生與信任學(xué)生5個維度構(gòu)成。在本研究中此量表的Cronbach α系數(shù)為0.951。②創(chuàng)造力。采用周治金、楊文嬌和趙曉川編制的創(chuàng)造力量表，共11個項目。在本研究中此量表的Cronbach α系數(shù)為0.891。③創(chuàng)造力自我效能感。采用Tierney和Farmer編制的創(chuàng)造力自我效能感量表，共3個項目。在本研究中此量表的Cronbach α系數(shù)為0.803。④心理契約。采用Dabos和Rousseau編制的心理契約量表，共14個項目，由老師對學(xué)生的責(zé)任義務(wù)和學(xué)生對老師的責(zé)任義務(wù)兩個維度構(gòu)成。在本研究中此量表的Cronbach α系數(shù)為0.914。⑤控制變量。根據(jù)以往的研究，我們控制了性別、年級、是否為班干部等人口統(tǒng)計變量。

三、 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

1.共同方法偏差檢驗。本次采集的數(shù)據(jù)均來自被調(diào)查者的自我報告，會存在共同方法偏差的可能。本研究采用SPSS24通過Harman單因子檢驗進(jìn)行驗證，結(jié)果顯示，第一公因子的解釋率34.653%，低于40%的臨界值，因此可以認(rèn)為數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.描述性統(tǒng)計。對感知教師情感支持、創(chuàng)造力自我效能、心理契約和創(chuàng)造力四個變量進(jìn)行相關(guān)性分析。相關(guān)性結(jié)果顯示各變量之間均顯著相關(guān)，四者變量之間的相關(guān)情況為下一步的研究奠定了基礎(chǔ)。

從相關(guān)性分析結(jié)果可以看出，感知教師情感支持與個體創(chuàng)造力呈顯著正相關(guān)（r =0.402，p<0. 01），與其創(chuàng)造力自我效能呈正向相關(guān)關(guān)系（r=0.327，p<0. 01）， 與心理契約呈顯著正相關(guān)（r=0.702，p<0. 01）;創(chuàng)造力自我效能感、心理契約與創(chuàng)造力都是正向相關(guān)關(guān)系（r=0.463，0.679，p<0. 01）。心理契約與創(chuàng)造力呈正相關(guān)關(guān)系（r=0.531，p<0. 01）。各個變量之間的相關(guān)性關(guān)系，為進(jìn)一步的數(shù)據(jù)研究奠定基礎(chǔ)。

3.假設(shè)檢驗。為了研究教師情感支持與創(chuàng)造力之間的關(guān)系，創(chuàng)造力自我效能感在其之間的中介效應(yīng)以及心理契約在教師情感支持與創(chuàng)造力之間的調(diào)節(jié)作用，對所有變量進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。同時，在控制性別、年級以及是否班干部的基礎(chǔ)上進(jìn)行調(diào)節(jié)變量和中介變量的檢驗，根據(jù)Hayes（2013）的主要研究，通過PROCESS宏程序進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

首先，在SPSS.24中把教師情感支持作為自變量，創(chuàng)造力作為因變量放入回歸方程，從數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知，教師情感支持對創(chuàng)造力具有顯著正向預(yù)測作用（M1，β=0.378，P<0.001）。因此，假設(shè)1得到驗證，進(jìn)入下一步的分析。其次，使用SPSS宏程序PROCESS模型1檢驗教師情感支持與創(chuàng)造力之間效應(yīng)是否受到心理契約的調(diào)節(jié)。結(jié)果顯示，教師情感支持與心理契約交互項的系數(shù)顯著（M2，b=0.248，P<0.01），說明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。因此，假設(shè)2得到驗證。再其次，采用SPSS的宏程序PROCESS模型4檢驗教師情感支持通過創(chuàng)造力自我效能感對創(chuàng)造力影響的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示，教師情感支持對創(chuàng)造力自我效能感的正向預(yù)測作用顯著（M1，β=0.378，P<0.001）;創(chuàng)造力自我效能感對創(chuàng)造力的負(fù)向預(yù)測作用顯著（M4，β=-0.487，P<0.001）。Bootstrap檢驗中介變量顯示的間接效應(yīng)值為0.185，95%的置信區(qū)間為[0.0822，0.3004]，不包括0，證明中介效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的48.8%。因此，結(jié)果支持了假設(shè)3。

四、結(jié)論與討論

1.研究結(jié)果。通過對148名大學(xué)生的問卷調(diào)查對情感支持和創(chuàng)造力兩者之間關(guān)系進(jìn)行了有力實證支持，豐富了有關(guān)情感支持和創(chuàng)造力的文獻(xiàn)。

首先，情感支持是個體創(chuàng)造力的重要助力，是個體創(chuàng)造力形成的重要一環(huán)。根據(jù)Bandura（1977，1999，2001）的社會認(rèn)知理論，本次研究發(fā)現(xiàn)情感支持對創(chuàng)造力具有顯著正向預(yù)測作用，情感支持是影響個體創(chuàng)造力形成的重要因素。通過對148名大學(xué)生的問卷調(diào)查對教師的情感支持和創(chuàng)造力兩者之間關(guān)系進(jìn)行了有力實證支持，豐富了有關(guān)情感支持和創(chuàng)造力的文獻(xiàn)。其次，研究結(jié)果表明情感支持可以激發(fā)個體的創(chuàng)造力自我效能，進(jìn)而增加個體的創(chuàng)造性行為。這項研究揭示了情感支持影響創(chuàng)造力的具體路徑，有助于更好地構(gòu)建上下級關(guān)系，培養(yǎng)創(chuàng)造性人才。越來越多的創(chuàng)新行為表明，可以通過自我效能去實現(xiàn)創(chuàng)造行為。再其次，我們進(jìn)一步認(rèn)識到心理契約是影響創(chuàng)造力的一個重要個體因素。我們的結(jié)果顯示，心理契約調(diào)節(jié)教師情感支持和創(chuàng)造力之間的關(guān)系，心理契約越高，感知的情感支持對創(chuàng)造力呈正向影響，心理契約越低，感知的教師情感支持對創(chuàng)造力呈負(fù)向影響。

總之，我們的研究結(jié)果表明管理者所給的支持和鼓勵對個體創(chuàng)造力形成起著至關(guān)重要的作用。同時，我們的研究強調(diào)了個人對創(chuàng)新能力的信心會在很大程度上影響了他們的創(chuàng)新行為。

2.實踐啟示。本研究對于企業(yè)管理實踐有一定的啟示作用。首先，企業(yè)管理者缺少對員工創(chuàng)造力的挖掘和培訓(xùn)，管理者應(yīng)該盡可能地給予員工情感支持。創(chuàng)造性人才的培養(yǎng)，離不開來自管理者的情感支持和幫助。其次，管理者應(yīng)該幫助員工建立創(chuàng)造力的信心。創(chuàng)造力自我效能正向影響創(chuàng)造力，管理者在企業(yè)中以鼓勵為主，增強個體創(chuàng)造的信心，培養(yǎng)企業(yè)需要的自主創(chuàng)新性人才。再其次，管理者應(yīng)該與員工建立良好的心理契約關(guān)系，企業(yè)可以營造創(chuàng)造力支持氛圍，個體感知管理者對他的支持。并且企業(yè)可以通過建立相應(yīng)的獎勵制度，讓員工感知到企業(yè)的激勵，從而更愿意開展創(chuàng)造性活動，涌現(xiàn)出更多的創(chuàng)造力。[基金項目：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)教改課題“教師情感支持對財經(jīng)類大學(xué)本科生課業(yè)創(chuàng)造力的影響路徑”成果之一;首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)研究生科技創(chuàng)新資助項目“大學(xué)生即時通訊中使用表情符號與印象管理的研究”成果。]

（作者單位：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)工商管理學(xué)院）