創(chuàng)造性教學(xué)行為、創(chuàng)意自我效能感對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的影響：一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型

韓迎春

（廣東第二師范學(xué)院教師教育學(xué)院， 廣東 廣州 510303）

一、問(wèn)題提出

建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家，實(shí)現(xiàn)社會(huì)主義現(xiàn)代化宏偉戰(zhàn)略目標(biāo)，關(guān)鍵在于能否擁有大批高素質(zhì)的創(chuàng)新型人才。 目前，我國(guó)創(chuàng)新型人才培養(yǎng)在質(zhì)量、數(shù)量上都與國(guó)家和社會(huì)的期望存在一定差距，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比仍有較大的追趕空間。 因此，研究大學(xué)生的創(chuàng)造力及其影響因素和產(chǎn)生機(jī)制，不僅對(duì)培養(yǎng)高素質(zhì)的創(chuàng)新型人才、提高高等教育質(zhì)量等具有重要的實(shí)踐意義，而且對(duì)更好地理解創(chuàng)造力的本質(zhì)，豐富、發(fā)展和完善創(chuàng)造力理論也具有重要的理論意義。

由于研究者在創(chuàng)造力研究過(guò)程中所采取的視角（個(gè)人、產(chǎn)品、過(guò)程、環(huán)境）各不相同，因而有關(guān)創(chuàng)造力的定義眾說(shuō)紛紜。 Sternberg 從產(chǎn)品特性的視角提出了創(chuàng)造力是一種提出或產(chǎn)出具有新穎性（獨(dú)創(chuàng)性和新異性等）和切實(shí)性（有用性）的并適合特定需要的工作成果的能力［1］，這種觀點(diǎn)受到了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的普遍認(rèn)可［2-5］。 目前，大多數(shù)研究者都認(rèn)同創(chuàng)造力是從事創(chuàng)造活動(dòng)主體的個(gè)性特質(zhì)、認(rèn)知能力以及所處的社會(huì)環(huán)境等多方面因素綜合作用的結(jié)果［2，4］。 在這一整合觀的視角下，研究者開展了大量的實(shí)證研究，也取得了豐碩的成果。 其中，創(chuàng)造性教學(xué)行為如何與創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造性傾向等因素相互作用共同影響學(xué)生的創(chuàng)造力，一直是重要課題。

首先，創(chuàng)造性教學(xué)行為會(huì)影響學(xué)生的創(chuàng)造力和創(chuàng)意自我效能感。 創(chuàng)造性教學(xué)行為是教師努力培養(yǎng)學(xué)生創(chuàng)造力的教學(xué)行為，包括學(xué)習(xí)方式指導(dǎo)、動(dòng)機(jī)激發(fā)、觀點(diǎn)評(píng)價(jià)和鼓勵(lì)變通等［6］。教師是學(xué)生創(chuàng)造性培養(yǎng)的直接相關(guān)者，教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為會(huì)直接影響學(xué)生創(chuàng)造性的發(fā)展。已有研究表明教師對(duì)學(xué)生觀點(diǎn)的積極回應(yīng)、對(duì)學(xué)生多角度思考問(wèn)題的鼓勵(lì)、對(duì)學(xué)生內(nèi)部動(dòng)機(jī)的激發(fā)以及對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)方式的指導(dǎo)都有助于提升學(xué)生的創(chuàng)造力［7-10］。 國(guó)內(nèi)相關(guān)研究也表明教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為與中小學(xué)生的創(chuàng)造力之間存在顯著正相關(guān)［11-13］。 現(xiàn)有研究多集中在探討教師創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)中小學(xué)生創(chuàng)造力的影響上，對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的影響鮮有關(guān)注，本研究要探討的第一個(gè)問(wèn)題是教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為與大學(xué)生創(chuàng)造力之間是否也存在顯著相關(guān)。 教師的創(chuàng)造性教學(xué)是培養(yǎng)學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的主要來(lái)源之一［14］。 創(chuàng)意自我效能感是一般自我效能感在創(chuàng)造領(lǐng)域的具體表現(xiàn)，是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己是否具有創(chuàng)造力的一種信心和評(píng)價(jià)［15］。 已有研究表明教師對(duì)于學(xué)生創(chuàng)造性表現(xiàn)的積極回應(yīng)和積極評(píng)價(jià)能夠顯著預(yù)測(cè)學(xué)生的創(chuàng)意自我效能感［14，16-18］。 國(guó)內(nèi)相關(guān)研究也表明教師創(chuàng)造性教學(xué)行為能顯著正向預(yù)測(cè)中小學(xué)生的創(chuàng)意自我效能感［11，19］。 已有研究更為關(guān)注的是教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)中小學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的影響，對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的影響較少關(guān)注，本研究要探討的另一個(gè)問(wèn)題是教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為與大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感之間是否存在顯著相關(guān)。

其次，創(chuàng)意自我效能感能夠預(yù)測(cè)大學(xué)生的創(chuàng)造力。 已有研究表明創(chuàng)意自我效能感對(duì)個(gè)體的創(chuàng)新行為有顯著的影響，同時(shí)也可以有效地預(yù)測(cè)創(chuàng)意績(jī)效［20］。 賈緒計(jì)等的研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生的創(chuàng)意自我效能感與發(fā)散思維的三個(gè)維度（流暢性、靈活性和新穎性）都有顯著相關(guān)［21］。 張景煥等的研究表明在無(wú)壓力情境下，中學(xué)生的創(chuàng)意自我效能感與創(chuàng)造力之間存在顯著正相關(guān)，創(chuàng)意自我效能感能顯著正向預(yù)測(cè)創(chuàng)造力［6］。 基于現(xiàn)有研究結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的創(chuàng)意自我效能感與創(chuàng)造力之間應(yīng)存在顯著相關(guān)。

此外，已有研究表明創(chuàng)造性傾向?qū)€(gè)體的創(chuàng)意自我效能感和創(chuàng)造力也存在影響。 創(chuàng)造性傾向，即創(chuàng)造性人格，是指?jìng)€(gè)體在后天學(xué)習(xí)活動(dòng)中逐步養(yǎng)成，個(gè)體具有的對(duì)創(chuàng)造力發(fā)展和創(chuàng)造任務(wù)完成起促進(jìn)或保證作用的某種特殊的個(gè)性特征，是創(chuàng)造活動(dòng)具有的積極心理傾向［22-24］?，F(xiàn)有研究表明創(chuàng)造性傾向有助于提高大學(xué)生的創(chuàng)意自我效能感［21，25］，且能正向預(yù)測(cè)個(gè)體的創(chuàng)造力［26-28］。 值得注意的是李玉華等的研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)生的人格特點(diǎn)（例如開放性）能夠調(diào)節(jié)教師創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)小學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的作用，個(gè)體開放性人格水平越高，教師創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)創(chuàng)意自我效能感的預(yù)測(cè)作用越強(qiáng)［29］。 創(chuàng)造性傾向也是人格特點(diǎn)之一，其是否能像開放性一樣，在創(chuàng)造性教學(xué)行為和大學(xué)生的創(chuàng)意自我效能感之間起調(diào)節(jié)作用，即是否大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向越強(qiáng)，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)創(chuàng)意自我效能感的預(yù)測(cè)作用越強(qiáng)，是本研究想要探討的問(wèn)題之一。 同時(shí)，高特質(zhì)自信水平／特質(zhì)自我控制水平的大學(xué)生被發(fā)現(xiàn)其創(chuàng)造力顯著高于低特質(zhì)自信水平／特質(zhì)自我控制水平大學(xué)生［30-31］。 不同創(chuàng)造性傾向的大學(xué)生在創(chuàng)造性教學(xué)行為和創(chuàng)造力之間，以及在創(chuàng)意自我效能感和創(chuàng)造力之間是否會(huì)有不同表現(xiàn)，即是否大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向越強(qiáng)，創(chuàng)造性教學(xué)行為／創(chuàng)意自我效能感對(duì)創(chuàng)造力的預(yù)測(cè)作用越強(qiáng)，也是本研究想要探討的問(wèn)題。

基于以上分析，本研究假設(shè)創(chuàng)造性教學(xué)行為會(huì)通過(guò)創(chuàng)意自我效能感影響大學(xué)生的創(chuàng)造力。此外，本研究也想探討創(chuàng)造性傾向是否對(duì)這一中介作用產(chǎn)生影響。 為了驗(yàn)證假設(shè)，我們以大學(xué)生為被試，采用量表法測(cè)量創(chuàng)造性教學(xué)行為、創(chuàng)意自我效能感和創(chuàng)造力，探討三者之間的關(guān)系，以及創(chuàng)造性傾向?qū)@一關(guān)系的影響作用。 變量之間的關(guān)系模型見圖1。

圖1 變量之間的關(guān)系模型

二、研究方法

（一）被試

選取廣東某高校大學(xué)生共212 名。 其中男生42 人，女生170 人。 被試涉及的專業(yè)包括數(shù)學(xué)與應(yīng)用數(shù)學(xué)（103 人）、漢語(yǔ)言文學(xué)（20 人）、學(xué)前教育（23 人）、英語(yǔ)教育（66 人）等。

（二） 研究工具

1. 創(chuàng)造性教學(xué)行為量表

采用張景煥、初玉霞、林崇德修訂Kay 的《創(chuàng)造性教學(xué)行為自評(píng)量表》［6］。 被試需要在5點(diǎn)量表上對(duì)28 道題目作答，1 代表從不這么做，5 代表總是這么做。 被試分?jǐn)?shù)越高表明其自評(píng)創(chuàng)造性教學(xué)行為水平越高。 本研究中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α 為0.98。

2. 創(chuàng)意自我效能感量表

采用洪素蘋和林珊如編制的《創(chuàng)意自我效能感量表》［32］。 被試需要在4 點(diǎn)量表上對(duì)17 道題目作答，1 代表完全不符合，4 代表完全符合。 被試分?jǐn)?shù)越高表明其自評(píng)創(chuàng)意自我效能感水平越高。 本研究中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α 為0.84。

3. 創(chuàng)造性傾向測(cè)驗(yàn)

創(chuàng)造性傾向測(cè)驗(yàn)采用由威廉斯開發(fā)，臺(tái)灣林幸臺(tái)、王木榮等修訂而成的《威廉斯創(chuàng)造性傾向量表》［33］。 被試需要在3 點(diǎn)量表上對(duì)50 道題目作答，1 代表完全不符合，3 代表完全符合。 被試分?jǐn)?shù)越高表明其自評(píng)創(chuàng)造性傾向水平越高。 本研究中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α 為 0.91。

4. 倫科構(gòu)思行為量表

采用中文版的《倫科構(gòu)思行為量表》［34］從日常生活角度測(cè)量大學(xué)生的一般創(chuàng)造力。 被試需要在5 點(diǎn)量表上對(duì)23 道題目作答，1 代表完全沒(méi)有，5 代表總是。 被試分?jǐn)?shù)越高表明其自評(píng)創(chuàng)造力水平越高。 本研宄中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α 為0.95。

三、 研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗(yàn)

在數(shù)據(jù)分析前采用Harman 單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差。 分析結(jié)果表明，特征根大于1 的因子有28 個(gè)，共解釋了77.47%的變異。 其中第一個(gè)公因子可解釋24.88%的變異量，小于40%，因此本研究不存在明顯的共同方法偏差。

（二）大學(xué)生創(chuàng)造力的特點(diǎn)

為考察大學(xué)生創(chuàng)造力在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上的特點(diǎn)，將所有數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后，以性別（男、女）和專業(yè)（數(shù)學(xué)與應(yīng)用數(shù)學(xué)、漢語(yǔ)言文學(xué)、學(xué)前教育、英語(yǔ)教育）為自變量，以被試在倫科量表上的得分為因變量進(jìn)行單因素方差分析。 結(jié)果表明：性別的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，203）＝ 0.13，p＞0.05。 專業(yè)的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（3，203）＝ 4.46，p＜0.05，數(shù)學(xué)與應(yīng)用數(shù)學(xué)專業(yè)（M數(shù)學(xué)與應(yīng)用數(shù)學(xué)＝0.12）、學(xué)前教育專業(yè)（M學(xué)前教育＝0.38）學(xué)生的創(chuàng)造力顯著好于英語(yǔ)教育專業(yè)（M英語(yǔ)教育＝-0.37）學(xué)生，前兩者之間不存在差異，漢語(yǔ)言文學(xué)（M漢語(yǔ)言文學(xué)＝-0.11）與其他三個(gè)專業(yè)學(xué)生的創(chuàng)造力之間均不存在顯著差異。 性別和專業(yè)的交互作用不顯著，F(xiàn)（2，203）＝ 0.22，p＞0.05。

（三）創(chuàng)造性教學(xué)行為、創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造力和創(chuàng)造性傾向的相關(guān)分析

對(duì)創(chuàng)造性教學(xué)行為、創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造性傾向和創(chuàng)造力進(jìn)行相關(guān)分析（見表1）。 結(jié)果顯示，創(chuàng)造力與創(chuàng)造性教學(xué)行為、創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造性傾向彼此相關(guān)顯著；創(chuàng)造性教學(xué)行為與創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造性傾向彼此相關(guān)顯著；創(chuàng)意自我效能感與創(chuàng)造性傾向相關(guān)顯著。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析（n＝212）

（四）創(chuàng)造性教學(xué)行為影響大學(xué)生創(chuàng)造力的機(jī)制分析

根據(jù)Hayes 編制的SPSS 宏程序PROCESS，在控制專業(yè)變量后，選擇模型59 進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表2～表5。 首先，檢驗(yàn)創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的預(yù)測(cè)作用以及這一預(yù)測(cè)作用是否受到創(chuàng)造性傾向的調(diào)節(jié)。 以創(chuàng)意自我效能感為因變量，創(chuàng)造性教學(xué)行為為自變量，創(chuàng)造性傾向?yàn)檎{(diào)節(jié)變量，專業(yè)為控制變量，進(jìn)行回歸分析（見表2）。 結(jié)果顯示：創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的預(yù)測(cè)作用不顯著（β＝0.08，t＝1.22，p＞0.05），創(chuàng)造性傾向?qū)Υ髮W(xué)生創(chuàng)意自我效能感影響顯著（β＝0.47，t＝7.56，p＜0.001），創(chuàng)造性教學(xué)行為與創(chuàng)造性傾向的交互效應(yīng)對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的影響顯著（β＝0.17，t＝3.20，p＜0.01）。

表2 創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的影響

為了進(jìn)一步解釋調(diào)節(jié)變量（創(chuàng)造性傾向）與自變量（創(chuàng)造性教學(xué)行為）二者間交互效應(yīng)對(duì)創(chuàng)意自我效能感影響的實(shí)質(zhì)，進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（見表3），并繪制了調(diào)節(jié)效應(yīng)示意圖（見圖2）。 由于創(chuàng)造性傾向數(shù)據(jù)已進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，因此取值-1、0、+1 分別作為調(diào)節(jié)變量的低、中、高值。 結(jié)果顯示：創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的影響受到了大學(xué)生自身創(chuàng)造性傾向的調(diào)節(jié)。 在低創(chuàng)造性傾向組，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的預(yù)測(cè)作用不顯著（simple slope低＝-0.09，BootLLCI＝-0.26，BootULCI ＝0.08）；在中等創(chuàng)造性傾向組，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的預(yù)測(cè)作用不顯著（simple slope中＝0.08，BootLLCI ＝-0.05，BootULCI＝0.20）；在高創(chuàng)造性傾向組，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的正向預(yù)測(cè)作用顯著（Simple Slope高＝0.24，BootLLCI ＝ 0.09，BootULCI ＝0.39）。 由此可知，創(chuàng)造性傾向越強(qiáng)，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感的預(yù)測(cè)作用越強(qiáng)。

表3 創(chuàng)造性傾向?qū)?chuàng)造性教學(xué)行為和創(chuàng)意自我效能感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖2 創(chuàng)造性傾向?qū)?chuàng)造性教學(xué)行為與創(chuàng)意自我效能感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

其次，檢驗(yàn)創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的預(yù)測(cè)作用以及創(chuàng)造性教學(xué)行為／創(chuàng)意自我效能感對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的影響是否受到創(chuàng)造性傾向的調(diào)節(jié)。 以創(chuàng)造力為因變量，創(chuàng)造性教學(xué)行為、創(chuàng)意自我效能感為自變量，創(chuàng)造性傾向?yàn)檎{(diào)節(jié)變量，專業(yè)為控制變量，進(jìn)行回歸分析（見表4）。 結(jié)果顯示：創(chuàng)意自我效能感對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的正向預(yù)測(cè)作用顯著（β＝0.38，t＝4.41，p＜ 0.001），創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的正向預(yù)測(cè)作用顯著（β＝0.22，t＝3.31，p＜ 0.01），創(chuàng)造性傾向?qū)Υ髮W(xué)生創(chuàng)造力的正向預(yù)測(cè)作用顯著（β＝ 0.18，t＝ 2.31，p＜0.05）。 創(chuàng)造性教學(xué)行為與創(chuàng)造性傾向的交互效應(yīng)對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的影響顯著（β＝0.18，t＝2.44，p＜0.05）；創(chuàng)意自我效能感與創(chuàng)造性傾向的交互效應(yīng)對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的影響不顯著（β＝-0.06，t＝-0.99，p＞0.05）。

表4 創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的影響

為了進(jìn)一步解釋調(diào)節(jié)變量（創(chuàng)造性傾向）與自變量（創(chuàng)造性教學(xué)行為）二者間交互效應(yīng)對(duì)創(chuàng)造力影響的實(shí)質(zhì)，進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（見表5），并繪制了調(diào)節(jié)效應(yīng)示意圖（見圖3）。 由于創(chuàng)造性傾向數(shù)據(jù)已進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，因此取值-1、0、+1 分別作為調(diào)節(jié)變量的低、中、高值。 結(jié)果顯示：創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的影響受到了大學(xué)生自身創(chuàng)造性傾向的調(diào)節(jié)。 在低創(chuàng)造性傾向組，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的預(yù)測(cè)作用不顯著（Simple Slope低＝0.04，BootLLCI＝-0.14，BootULCI＝0.22）；在中等創(chuàng)造性傾向組，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的正向預(yù)測(cè)作用顯著（Simple Slope中＝0.22，BootLLCI ＝0.09，BootULCI ＝0.35）；在高創(chuàng)造性傾向組，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的正向預(yù)測(cè)作用顯著（Simple Slope高＝0.40，BootLLCI ＝0.19，BootULCI＝0.62）。 由此可知，創(chuàng)造性傾向越強(qiáng)，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生的創(chuàng)造力預(yù)測(cè)作用越強(qiáng)。

圖3 創(chuàng)造性傾向?qū)?chuàng)造性教學(xué)行為與創(chuàng)造力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

表5 創(chuàng)造性傾向?qū)?chuàng)造性教學(xué)行為和創(chuàng)造力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

綜上研究結(jié)果，創(chuàng)造性教學(xué)行為與大學(xué)生創(chuàng)意自我效能感之間存在顯著正相關(guān)，但創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)創(chuàng)意自我效能感的預(yù)測(cè)作用卻受到創(chuàng)造性傾向的調(diào)節(jié)，即大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向處于較低或中等水平時(shí)，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)創(chuàng)意自我效能感的預(yù)測(cè)作用不顯著；而當(dāng)大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向較強(qiáng)時(shí)，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)創(chuàng)意自我效能感的正向預(yù)測(cè)作用顯著。 創(chuàng)造性教學(xué)行為能夠顯著正向預(yù)測(cè)大學(xué)生的創(chuàng)造力，即教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為質(zhì)量越好，大學(xué)生的創(chuàng)造力水平越高。 同時(shí)，創(chuàng)造性教學(xué)行為和大學(xué)生創(chuàng)造力之間的關(guān)系還受到了創(chuàng)造性傾向的調(diào)節(jié)，即大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向越強(qiáng)，教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)大學(xué)生創(chuàng)造力的預(yù)測(cè)作用越強(qiáng)。 此外，創(chuàng)意自我效能感能夠顯著正向預(yù)測(cè)大學(xué)生的創(chuàng)造力，且這一關(guān)系不受創(chuàng)造性傾向的調(diào)節(jié)。 調(diào)整后的模型關(guān)系見圖4。

圖4 調(diào)整后的模型

四、結(jié)果討論

（一）大學(xué)生創(chuàng)造力的特點(diǎn)

有關(guān)創(chuàng)造力是否存在性別差異，現(xiàn)有研究結(jié)果并不一致。 沈汪兵等認(rèn)為兩性在不同類型創(chuàng)造性思維方面的相對(duì)優(yōu)勢(shì)與大腦兩半球的加工優(yōu)勢(shì)有密切聯(lián)系， 女性在發(fā)散思維方面優(yōu)勢(shì)相對(duì)明顯，男性在聚合思維方面具有一定優(yōu)勢(shì)［35］。 李燕研究發(fā)現(xiàn)女大學(xué)生的創(chuàng)造力傾向顯著高于男生［36］。 桂幸研究發(fā)現(xiàn)男大學(xué)生在創(chuàng)造力的流暢性上更為優(yōu)秀，女大學(xué)生在創(chuàng)造力的獨(dú)特性上更為優(yōu)秀［37］。 周澤西研究發(fā)現(xiàn)通過(guò)四年的本科學(xué)習(xí)，不同性別大學(xué)生的創(chuàng)造性思維能力雖都有增值，但增值的方向和維度有所不同［38］。 上述結(jié)果都支持了創(chuàng)造力有性別差異的觀點(diǎn)［39-40］。 此外，也有部分研究支持創(chuàng)造力無(wú)性別差異的觀點(diǎn)，如朱莉娟研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生創(chuàng)造性思維不存在性別差異［41］，沈汪兵等對(duì) Potur、Barkul 以及Kogan 提到的有關(guān)發(fā)散思維性別差異的研究進(jìn)行歸納， 發(fā)現(xiàn)近半數(shù)研究（10／21）未報(bào)告性別差異［35，42-43］，這些與本研究的結(jié)果一致。

不同專業(yè)大學(xué)生的創(chuàng)造力是否存在差異，現(xiàn)有研究結(jié)果也不一致。 于海琴等研究發(fā)現(xiàn)，在創(chuàng)造性科學(xué)問(wèn)題提出方面，不同專業(yè)大學(xué)生之間不存在顯著差異［44］；王漢清等研究發(fā)現(xiàn)文、理、工三學(xué)科大學(xué)生的創(chuàng)造力傾向之間沒(méi)有明顯差異［45］；周澤西研究發(fā)現(xiàn)不同專業(yè)類別的大學(xué)生的創(chuàng)造性思維能力沒(méi)有什么區(qū)別［38］。 上述結(jié)果均支持了大學(xué)生的創(chuàng)造力不存在專業(yè)差異這一觀點(diǎn)。 此外，也有部分研究支持專業(yè)類型對(duì)大學(xué)生的創(chuàng)造力存在顯著影響這一觀點(diǎn)，例如呂金梅、陳鍇研究發(fā)現(xiàn)藝術(shù)類大學(xué)生的創(chuàng)造力水平顯著高于其他專業(yè)大學(xué)生［46］。 桂幸研究發(fā)現(xiàn)藝術(shù)類大學(xué)生的創(chuàng)造力水平最高，其次是文科類大學(xué)生，而理工科類大學(xué)生的創(chuàng)造力水平相對(duì)偏低［37］。 這些與本研究的結(jié)果較為一致，本研究發(fā)現(xiàn)在非藝術(shù)類的專業(yè)中，相較于數(shù)學(xué)與應(yīng)用數(shù)學(xué)和學(xué)前教育專業(yè)，英語(yǔ)教育專業(yè)學(xué)生的創(chuàng)造力偏低。

（二）創(chuàng)造性教學(xué)行為、創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造力和創(chuàng)造性傾向的關(guān)系

本研究中，創(chuàng)造性教學(xué)行為和大學(xué)生創(chuàng)造力之間相關(guān)顯著，這與Chan、Soh 等的觀點(diǎn)一致［7，10］，也與國(guó)內(nèi)探討教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為與中小學(xué)生創(chuàng)造力之間關(guān)系的研究結(jié)果一致［11-13］。 本研究還發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性教學(xué)行為與大學(xué)生的創(chuàng)意自我效能感之間存在顯著相關(guān)，這一結(jié)果與Beghetto、Karwowski 等的研究結(jié)果一致［14，18］，也與國(guó)內(nèi)探討教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為與中小學(xué)生創(chuàng)意自我效能感之間關(guān)系的研究結(jié)果一致［11，19］。 此外，本研究結(jié)果還表明創(chuàng)造性教學(xué)行為與大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向之間存在顯著相關(guān)，這一結(jié)果為創(chuàng)造性教學(xué)行為與創(chuàng)造性傾向之間的學(xué)理關(guān)系提供了實(shí)證研究的支持。

本研究中，創(chuàng)意自我效能感和大學(xué)生創(chuàng)造力之間存在顯著正相關(guān)，這一結(jié)果與已有研究結(jié)果一致［21，47-48］。 在創(chuàng)意自我效能感與創(chuàng)造性傾向上，本研究結(jié)果表明二者之間存在顯著正相關(guān)。 這一結(jié)果與國(guó)內(nèi)相關(guān)研究結(jié)果一致［21，23-25］。 此外，本研究還發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)造性傾向和大學(xué)生的創(chuàng)造力之間存在顯著相關(guān)。 這一結(jié)果與已有研究結(jié)果一致［26-28］。

（三）創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造性傾向在創(chuàng)造性教學(xué)行為和大學(xué)生創(chuàng)造力之間的作用

回歸分析結(jié)果表明，創(chuàng)造性教學(xué)行為對(duì)創(chuàng)意自我效能感／創(chuàng)造力的預(yù)測(cè)作用都受到了創(chuàng)造性傾向的調(diào)節(jié)，而創(chuàng)意自我效能感對(duì)創(chuàng)造力的預(yù)測(cè)作用則沒(méi)有受到創(chuàng)造性傾向的調(diào)節(jié)。 當(dāng)大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向較強(qiáng)時(shí)，教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為既可以直接作用于大學(xué)生的創(chuàng)造力，也能夠通過(guò)大學(xué)生的創(chuàng)意自我效能感間接作用于其創(chuàng)造力；當(dāng)大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向較低或處于中等水平時(shí)，創(chuàng)造性教學(xué)行為雖可以直接作用于大學(xué)生的創(chuàng)造力，但不能通過(guò)創(chuàng)意自我效能感間接作用于大學(xué)生的創(chuàng)造力。 這一結(jié)果支持了創(chuàng)造力交互理論的觀點(diǎn)［2，4］，即創(chuàng)造力是從事創(chuàng)造活動(dòng)主體的個(gè)性特質(zhì)、認(rèn)知能力以及所處的社會(huì)環(huán)境等多方面因素綜合作用的結(jié)果。 創(chuàng)造性教學(xué)行為既可以直接影響大學(xué)生的創(chuàng)造力，也可以通過(guò)創(chuàng)意自我效能感間接影響創(chuàng)造性傾向較強(qiáng)的大學(xué)生。 這一結(jié)果補(bǔ)充了國(guó)內(nèi)關(guān)注中小學(xué)生創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造力和教師創(chuàng)造性教學(xué)行為的相關(guān)研究［12，19］。

五、結(jié)論與啟示

當(dāng)大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向較強(qiáng)時(shí)，創(chuàng)造性教學(xué)行為既可以直接作用于大學(xué)生的創(chuàng)造力，也可以通過(guò)創(chuàng)意自我效能感間接作用于大學(xué)生的創(chuàng)造力；當(dāng)大學(xué)生的創(chuàng)造性傾向較低或處于中等水平時(shí)，創(chuàng)造性教學(xué)行為只能直接作用于大學(xué)生的創(chuàng)造力。 基于此，在高等教育教學(xué)中，可以借鑒以下措施培養(yǎng)大學(xué)生的創(chuàng)造力：（1）教師要注重培養(yǎng)學(xué)生的創(chuàng)造性傾向。 教師要做好教學(xué)設(shè)計(jì)和評(píng)價(jià)設(shè)計(jì)，并為學(xué)生提供適宜的問(wèn)題情境，激發(fā)學(xué)生的好奇心和探究欲，鼓勵(lì)學(xué)生在項(xiàng)目式學(xué)習(xí)過(guò)程中勇敢挑戰(zhàn)自己，克服困難，拓寬自己的知識(shí)和體驗(yàn)空間，增強(qiáng)創(chuàng)造性傾向。（2）教師要主動(dòng)發(fā)展自身的創(chuàng)造性教學(xué)行為。 教師要充分認(rèn)識(shí)到創(chuàng)新型人才培養(yǎng)的重要性，主動(dòng)學(xué)習(xí)和實(shí)踐創(chuàng)造性教學(xué)模式，從學(xué)習(xí)方式指導(dǎo)、動(dòng)機(jī)激發(fā)、觀點(diǎn)評(píng)價(jià)和鼓勵(lì)變通等多方面激發(fā)學(xué)生創(chuàng)新熱情，增強(qiáng)學(xué)生創(chuàng)造信心。