高校拔尖創新人才創新素養的現狀及其對創造力的影響研究
——以全國“挑戰杯”獲獎者為例

張 睿

（華東師范大學社會發展學院，上海200241）

一、引言

拔尖創新人才是實施創新驅動發展戰略的主體力量，培養和造就拔尖創新人才對建設創新型國家、提高國家的自主創新能力具有重要的意義。“挑戰杯”作為拔尖創新人才培養的重要平臺，無論在創新人才產出上還是在促進社會經濟發展方面一直起著積極作用。當前，國內學者對“挑戰杯”展開的研究，更多關注的是“挑戰杯”賽事的平臺和功能[1-2]，以及團隊建設對于學生的幫助[3]，也有部分學者[4]對“挑戰杯”賽事滲透的功利色彩和折射出的應試教育的弊端提出了批評，但鮮有研究針對“挑戰杯”賽事的主體——“挑戰杯”獲獎者的創新素養和創造力進行研究。因此，筆者進一步提出以下問題：“挑戰杯”獲獎者的創新素養呈現出哪些特征？“挑戰杯”獲獎者的創新素養是如何影響其創造力的？

二、研究假設及理論模型的構建

（一）研究假設

國外關于創新素養的代表性觀點包括：Guilford[5]等學者認為，創造性人才的人格特點包括自覺性和獨立性、好奇心、想象力、觀察力、意志品質、求知欲、判斷力、文藝天賦等；Sternberg[6]等學者提出創新人才具有自由的思想、不因循守舊、有質疑精神、符合社會道德標準等特征；美國《創新雜志》則提出，創新人才是指能夠提出新觀點、將其付諸實施、并能取得創新成果的人[7]。國內學者則提出了創新素養的二維說（智力素質和非智力素質）、三維說[8]（創新動機、創新能力、創新品格）、四維說[9]（人格、思維、學習素質和社會能力）、五維說[10]（創新意識、創新精神、創新思維、創新基礎和創新人格）等。

關于創造力/創造性（creativity）的主要觀點包括三種：一是過程觀點，即認為創造力包括定義問題、收集信息、產生創新想法、對創新想法進行評價和修改等過程[11]；二是特質觀點[12]，即認為可以將個體特質分為高創造力和低創造力群體；三是結果觀點，即認為創造力是一種產生具有新穎性和適宜性的產品的能力[13]。此外，創造力的交互作用理論和投資理論還指出：創造性行為是環境與多種因素如智力、人格等共同作用的結果，往往受到內在動機、創新技能、創造相關過程、鼓勵和支持、工作對創造性的要求、工作自主性、資源支持、工作負擔等因素的影響[14]。這為綜合解釋創新素養對創造力的影響提供了良好的理論基礎。

1.創新人格與創造力

創新人格是指個體所具有的對創造性發展和創造性任務完成起促進或保證作用的個性特質[15]。根據五大人格理論[16]，高開放性個體在思考問題時關注點更廣，樂于嘗試，敢于冒險，充滿好奇心和想象力，易于接受改變，且擁有更加豐富的體驗和感受[17]。由此可提出假設H1：“挑戰杯”獲獎者的創新人格將正向影響創造力。

2.創新意識與創造力

創新意識是指人們根據社會和個體生活發展的需要，引起創造前所未有的事物或觀念的內在動機，并在創造活動中表現出的意向、愿望和設想[18]。Collins和Amabile認為，內在動機是驅使人們進行創造性思維的源泉，會顯著影響主體的創新行為和創造性[19]。由此可提出假設H2：“挑戰杯”獲獎者的創新意識將正向影響創造力。

3.創新思維與創造力

創新思維是以感知、記憶、思考、聯想、理解等能力為基礎，以綜合性、探索性和求新性為特點的心智活動[20]。Ward、Smith和Finke認為，創造力依賴于創造性思維的兩大關鍵性認知能力（概念組合和觀念生成）——通過概念組合產生的新觀念和新理解，為隨后形成的新思想提供基礎[13]，并最終激發主體的創造性。由此可提出假設H3：“挑戰杯”獲獎者的創新思維將正向影響創造力。

4.創新支持感知與創造力

創新支持感知是指個人在主觀上對所處環境的政策、方案、流程等要素的知覺[21]。Tierney和Farmer[22]、Scott和 Bruce[23]、Amabile[24]、隋楊[25]等通過編制創新支持量表研究創新環境和個人創造力的關系，證實了創新支持感知對創造力有著積極正向的影響。由此可提出假設H4：“挑戰杯”獲獎者的創新支持感知將正向影響創造力。

5.創新行為與創造力

個人創新行為是指將新想法、新觀點應用于組織中任一層次的個人行動。Kanter[26]、Scott和Bruce[23]以及Kleysen和Street[27]通過將創新行為劃分為不同的階段，指出通過啟發創新想法、執行新想法、形成創造性經驗，并將經驗實現“產品化”和“制度化”，能夠促進個人實現創新目標。由此可提出假設H5：“挑戰杯”獲獎者的創新行為將正向影響創造力。

6.創新自我效能感與創造力

創新自我效能感是個體對自己能不能完成創造性 活 動 的 主 觀 判 斷 和 信 心[28]。 Bandura[29]、Ford[30]、Tierney和Farmer[31]以及梅紅[32]均認為創新自我效能感是激發創造力的重要因素，會顯著影響個體的創造行為和表現。由此可提出假設H5：“挑戰杯”獲獎者的創新自我效能感將正向影響創造力。

（二）理論模型的構建

在檢驗創新素養各個要素與創造力的關系后，需要進一步了解兩者關系的作用過程。有研究發現：人格因素只能解釋創造性的小到中等程度的變異[15，33]；另一方面，對組織氣候的知覺可能沖擊主體，成為產生新構想的動機[34]。但是，個體對組織氣候和創新支持的感知并不直接影響個人的創造力。由此可知：創新人格和創新支持感知對創造力的影響可能是通過創新意識、創新思維、創新行為和創新自我效能感來實現的。這在 Amabile和Hill[35]、Jay 和 Perkins[36]等的研究中得到了某種程度的證實。因此，本研究將創造力作為內源潛變量，將創新人格、創新意識、創新思維、創新行為、創新支持感知、創新自我效能感作為外源潛變量，構建了“挑戰杯”獲獎者創造力影響因素的理論假設模型（如圖1所示）。

三、研究過程與方法

（一）研究對象

本次調研采用目的性抽樣方法，在上海11所高校選取全國“挑戰杯”獲獎者。本次問卷調研共發放問卷600份，回收581份，回收率為96.8%，其中有效問卷為572份，有效率為98.4%。

（二）研究工具

本研究的正式問卷包含六個子量表，每個子量表采用5級評分作答，采用1（完全不符合）-5（非常符合）點評分。一是創新人格量表，借鑒并改編自威廉斯創造力傾向測量表，共31個題項；二是創新意識量表，根據國內學者王極盛和丁新華編制的創新心理素質量表改編，共6個題項；三是創新思維量表，借鑒并改編自北師大鄭日昌和肖蓓玲編制的“創造性思維測驗”，共6個題項；四是創新行為量表，主要借鑒并改編自Scott和Bruce編制的個體創新行為量表，共6個題項；五是創新支持感知量表，借鑒并改編自Tierney和Farmer針對企業管理者的創新支持量表，共21個題項；六是改編自Bandura的自我效能感量表，共7個題項。其Cronbach’sα 值分別是 0.818、0.79、0.788、0.712、0.9、0.794，且問卷總體的Cronbach’s α值均大于0.7，說明該量表具有較好的信度。

現有研究關于創造力的測量主要采用發散思維測驗、頓悟類測驗、創造力成就測驗、同感評估技術等[37]。本研究采用創造力結果導向的定義，運用最優尺度法將“挑戰杯”獲獎者的“獲獎等次”“作者順序”“研發時間”等與創造力相關的指標進行了量化。Kruskal-Wallis秩和檢驗結果發現：不同專業（χ2=12.01，p=0.060）、學校類型（χ2=2.88，p=0.237），家庭年收入（χ2=6.36，p=0.499）、父親教育水平（χ2=11.79，p=0.038）、母親教育水平（χ2=7.88，p=0.163）在量化后“創造力”的表現上并無顯著性差異，因此可以剔除相關影響。由表1可知，最終構建的“創造力”系數可以解釋72.05%的原始信息，信度為0.809，解釋度較高，可以作為衡量“挑戰杯”獲獎者“創造力”的量性指標。

（三）信度和效度檢驗

Cronbach’s α檢驗發現問卷具有較好的信度。在收斂效度方面，所有測度項的標準負載都在0.5以上，以及各因子的平均抽取方差（Average Variance Extracted，AVE）都高于0.5，說明測度項均擁有較好的收斂效度。對于區別效度方面，各個潛變量平均抽取方差的平均根均大于該因子與其他潛變量的相關系數，說明各個潛變量之間具有較好的區別效度，適合做進一步的結構方程分析。

圖1 “挑戰杯”獲獎者創新素養與創造力關系的假設模型

表1 “挑戰杯”獲獎者創造力系數構建表

四、全國“挑戰杯“獲獎者創新素養的現狀

（一）全國“挑戰杯”獲獎者創新素養的因子結構

項目分析顯示：77個項目CR值均達顯著，且相關，所有題項予以保留。在此基礎上，運用主成分分析法，分別對創新人格、創新意識、創新思維、創新行為、創新支持感知、創新自我效能感等6個分量表進行探索性因素分析。結果顯示：KMO值為0.892，Bartlett球形檢驗達顯著水平（P〈0.01），說明數據適合因子分析。在最大方差正交旋轉之后，刪減因素載荷小于0.6或

在兩個項目上交叉載負荷較高的項目，最終保留正式題項63個，共獲得19個因子（見表2）。其中，創新人格包括挑戰力、冒險性、好奇心、想象力4個因子，創新意識包括主動性和想象力、興趣和觀察力、批判意識3個因子，創新思維包括探索力、發散思維2個因子，創新行為包括評估創新想法、執行力、創新習慣3個因子，創新支持感知包括對學校課程支持、學校創新氛圍、學校創新資源支持、社會支持、家庭支持的感知5個因子，創新自我效能感包括達成目標的自信和克服困難的自信2個因子，每個維度的解釋貢獻度平均達到75.6%。

表3為采用最大似然估計法所計算的未標準化的創新素養因素回歸系數值，所有觀測變量與潛在變量間的路徑系數顯著性概率值（P值）均達到0.05的顯著水平，說明路徑具有可靠性，所有觀測變量（FR1，FR2，…，FXN2）可以相應地反映所設定的潛在因素變量。

如表4所示，六個潛在變量間的路徑均達到0.05的顯著水平，說明這六個潛在因素之間存在共變關系，能夠構成創新素養特征這一潛在影響因素。

（二）全國“挑戰杯”獲獎者創新素養的特征

描述分析顯示：“挑戰杯”獲獎者在冒險性（4.08）、挑戰力（4.08）、興趣和觀察力（4.05）、評估創新想法（4）因子上表現出的創新素養最高，在主動性和聯想力（3.92）、探索力（3.9）、發散思維（3.9）、學校創新氛圍感知（3.84）、家庭支持感知（3.81）、好奇心（3.8）、執行力（3.8）和創新習慣（3.8）上表現出中上水平的創新素養，在達成目標的自信（3.76）、應對困難的自信（3.73）、學校創新資源感知（3.74）、社會支持感知（3.69）、學校課程設置感知（3.63）、批判意識（3.71）上表現出中下水平的創新素養，在想象力（3.2）上表現出的創新素養最低。

表2 “挑戰杯”獲獎者創新素養因子歸類

表3 未標準化的創新素養因素參數估計

表4 未標準化的創新素養特征潛在因素間的協方差估計值

五、創新素養對全國“挑戰杯”獲獎者創造力的影響

（一）全國“挑戰杯”獲獎者創新素養與創造力關系的結構方程模型分析

1.結構方程模型的擬合度檢驗

運用Mplus結構方程分析“挑戰杯”獲獎者創新素養各個維度對創造力的影響作用。對測量模型進行檢驗發現：各維度在其量表上的負荷都達到了顯著水平（p〈0.001），六項擬合指標值在模型可接受的統計要求內，但χ2/df值接近5.000，RMSEA值略高于0.080，表明結構方程模型需要修正。模型的相關參數檢驗值表明：“創新行為＜創新人格”與“創新自我效能感＜創新人格”以及“創新意識＜創新支持感知”與“創新思維＜創新支持感知”之間的路徑設置得并不合理。因此，結合參數檢驗結果，將“創新行為＜創新人格”與“創新自我效能感＜創新人格”以及“創新意識＜創新支持感知”與“創新思維＜創新支持感知”四條路徑予以刪除。修正擬合后的“挑戰杯”獲獎者與創造力關系結構模型如圖2所示。該模型的擬合指標值中，χ2/df=3.2356，TLI=0.818，CFI=0.863，RMSEA=0.045，表示所構建的影響關系模型擬合較好。

圖2 全國“挑戰杯”獲獎者創新素養與創造力關系的結構方程模型

2.創新意識和創新思維的中介作用檢驗

以創新人格為預測變量，以創造力為因變量，檢驗創新意識和創新思維的中介作用。結果顯示：在增加創新意識和創新思維這兩個中介變量后，創新人格對創新意識（β=0.848，p〈0.001）和創新思維的路徑顯著（β=0.57，p〈0.001），創新意識（β=0.296，p〈0.001）和創新思維（β=0.45，p〈0.001）對創造力的路徑顯著，創新人格對創造力的直接路徑不顯著（β=0.11，p〉0.05）。Bootstrap中介效應檢驗發現，間接效應在95%的置信區間內介于0.06到0.16之間，不包括0，因此間接效應顯著，表明創新意識和創新思維在創新人格和創造力之間起完全中介作用。

（1）污染源控制工程主要包括污水處理廠新建和升級改造工程、中水回用工程和排污口跨區遷建。對于污水處理廠污染物排放濃度不達標的應進一步升級改造；對于直接入河的排污口，應加快管網建設，盡早合并到現有的污水處理廠中。

3.創新行為和創新自我效能感的中介作用檢驗

以創新支持感知為預測變量，以創造力為因變量，檢驗創新行為和創新自我效能感的中介作用。結果顯示：在增加創新行為和創新自我效能感這兩個中介變量后，創新支持感知對創新行為（β=0.984，p〈0.001）和創新自我效能感的路徑顯著（β=1.009，p〈0.001），創新行為（β=0.98，p〈0.001）和創新自我效能感（β=1.044，p〈0.001）對創造力的路徑顯著，創新支持感知對創造力的直接路徑不顯著（β=0.23，p〉0.05）。Bootstrap檢驗顯示，間接效應在95%的置信區間內介于0.11到0.21之間，不包括0，因此間接效應顯著，說明創新行為和創新自我效能感在創新支持感知和創造力之間起完全中介作用。

（二）創新素養對全國“挑戰杯”獲獎者創造力的影響機制

本研究在借鑒Guilford、Sternberg、王極盛等學者關于創造力理論模型的基礎上，將全國“挑戰杯”獲獎者這類高創造性人才的創新素養作為研究對象，綜合研究了影響創造力發展的因素，突破了以往學者從影響創造力發展的單一要素來分析的局限。

1.全國“挑戰杯”獲獎者的創新意識、創新思維、創新行為和創新自我效能感對創造力具有直接正向的影響

第一，“挑戰杯”獲獎者的創新意識會正向影響其創造力，路徑系數為0.296①。這與當前的研究結論一致[19]，即興趣和動機是人們從事創造性活動的內驅力，能夠促使個體集中注意于創造性活動。創新意識因子中，“挑戰杯”獲獎者在主動性、觀察力、興趣和聯想力的因子得分均較高，但是批判意識處于中下水平，限制了其創造力的發展，這與長期以來中國的課堂以“解決問題”為導向，而不是如美國教育強調課堂以“提出問題”為導向有關，文化所塑造的思維定勢限制了其批判意識的發展。第二，“挑戰杯”獲獎者的創新思維會正向影響其創造力，路徑系數為0.45。“挑戰杯”獲獎者在探索力和發散思維兩個因子上均表現出較高的水平，這也印證當前學界的研究結論，即與一般科學工作者相比，創造性科學家具有更高水平的思維能力和分析能力[38]。第三，“挑戰杯”獲獎者的創新行為會正向影響其創造力，路徑系數為0.98。“挑戰杯”獲獎者在創新行為各個因子上的表現均處于較高的水平，這與以往研究也保持了一致——即高創造性群體經過反復的質疑-批判-重構的研究過程，所獲得的思維模式可以復制運用到其他創新領域。第四，“挑戰杯”獲獎者的創新自我效能感會正向影響其創造力，路徑系數為1.044。國內外學者均指出，創新自我效能感會影響個體創造力，高創造力群體往往具有樂觀、意志頑強等素質特征[30，32]；但本研究中發現，“挑戰杯”獲獎者在創新自我效能感兩個因子上的表現均處于相對較低的水平。這可能是因為：“挑戰杯”獲獎者內部在獲獎類別、獲獎等次以及獲得的激勵方式上都存在著較大的差異，尤其是一些對創新競賽成績看中的高校，對獲獎等次低的項目給予的鼓勵和配套的后續支持較少，這在一定程度上減弱了部分“挑戰杯”獲獎者的成就感和自信心。

2.創新人格以創新意識和創新思維為中介對創造力產生正向影響

創新人格以創新意識和創新思維為中介影響創新力，總路徑系數為0.507②。盡管國內外很多研究表明創新人格對主體的創造力有著直接的作用[16]，但是通過中介作用檢驗，創新人格對“挑戰杯”獲獎者的創造力并不具有直接的影響作用，而是必須依靠其擁有強烈的創新動機，形成主動創新的意識，同時通過對未知世界的不懈探索，突破傳統的思維模式，積極運用系統的、發散的思維方法，才有可能激發創造力，催生創新成果。這也印證了Feist[33]的研究結論，即創新人格只能解釋創造力小到中等程度的變異。在以往研究的基礎上，本研究還指出了：創新人格可以通過創新意識和創新思維這兩個中介變量來解釋對創造力的影響。在創新人格的四個指標上，冒險性、挑戰力和好奇心均表現出較高的素養，但是在想象力上的表現處于極低的水平——這有賴于文化、家庭、學校教育和個體共同作用。

3.創新支持感知以創新行為和創新自我效能感為中介對創造力產生正向影響

4.創新人格和創新支持感知通過交互作用共同影響創造力

創新人格與創新支持感知作為創造力的內外動力因素，通過交互作用影響創造力，兩者之間的相互作用路徑系數為0.797。本研究結構方程模型的結果也支持了Woodman，Sawyer和Griffin[39]提出的創造力交互作用模型和Sternberg[6]的創造力投資理論。創新支持感知對創新人格的交互作用是通過影響冒險性、挑戰力、想象力和好奇心來實現的。這說明家庭、學校和社會如果更多地支持“挑戰杯”獲獎者的創新想法和行動，會有助于保持他們的好奇心和想象力。與此同時，創新人格對創新支持感知的交互作用則通過獲獎者發揮其冒險性和挑戰性的個性來實現，通過內部動機的引發、調節和監控，結合外部動機的支持、響應和促進，共同影響了創造力的發展。

六、提升高校拔尖創新人才創造力的對策思考

通過分析“挑戰杯”獲獎者創造力的影響因素，筆者認為，應當從創新平臺的打造、教育培養體系的構建、人才選拔機制的設計以及人才激勵機制的開發來提升高校拔尖創新人才的創造力。

1.搭建協同有效的創新平臺

首先，政府和社會應當為高校拔尖創新人才提供專項的創新發展基金，對其創新成果進行獎勵和支持。其次，高校要為拔尖創新人才提供良好的硬件環境，通過建設創客空間、創新實驗室等，為學生獲得主導性的學習模式創造平臺，并通過校企合作、產學研合作等模式，將教學、科研、培訓、生產融為一體，增強學生的創新實踐能力，再次，為拔尖創新人才的培養提供有力的師資保障，賦予教師自由的學術權力，鼓勵教師通過解決開放式問題來為學生創設與現實相近的教學情境，以創新人格的完善為目標，以創新知識的傳授為重點，以創新意識的激發為核心，以創新思維的訓練為關鍵進行授課。

2.設計以創新素養為指標的教育培養體系

首先，在教學目標的設計上，要將學生的好奇心和想象力、發散性的思維方式、創新的主動性和批判意識、執行力和創新習慣等納入創新指標中，肯定學生發現問題、批判質疑和解決問題的能力。其次，在教學方法和手段上，賦予學生充分的創新自由，實施探究式、問題式、討論式和發現式的教學方法，鼓勵學生和老師以問題為中心開展情景式教學和交互式教學，培養學生的想象力，形成敏銳的問題意識和批判意識。再次，在教學課程的設計上，注重學科的交叉融合，打造創新特色課程，加大創新創業課程的開設力度，引導學生由知識灌輸型向深入探索型的學習方式轉化。

3.構建合理有效的拔尖創新人才選拔機制

在選拔標準上，要將想象力、發散思維、問題意識等因素納入到拔尖創新人才的選拔標準中，以研究項目為依托，通過創新項目考察學生的創新素養和能力。在選拔方式上，高校可以與中學協同配合，對有學科特長和創新潛質的學生進行重點支持；進入高校后，可通過研討課程，由專家委員會對學生創新的主動性、思維的發散性、對科學問題的敏感性、對問題解決的多樣性等方面進行考察；此外，充分考慮拔尖創新人才的獨特性和差異性，發現“怪才”“偏才”，重點考察學生靈活使用知識分析和解決問題的能力。在選拔過程上，建立動態的進出和分流渠道，逐年對學生的創新實踐情況進行綜合考察，把真正對科學具有濃厚興趣、具備創新潛質的學生選拔出來，為其提供優質的資源和師資。

4.開發多元化的拔尖創新人才激勵機制

首先增加創新學分的比重。在競賽成績之外，將競賽帶來的后續的創新成果納入到創新學分的獎勵中，讓激勵機制成為激發創造力、催生創新成果的保障。其次，評價內容由重視結果向重視過程轉化，將老師、家長以及學生一起納入評價主體中，獎勵并注重創新努力，增加學生的創新自我效能感。再次，評價方式需要探索多元化的路徑。如溝通能力的評價，可根據不同的學科類型選擇口語交流、論文寫作等方式；批判意識可通過問題評估和作出合理判斷來進行評價；問題解決能力可通過論文成果、發明創作、案例分析等方式來評價。

注釋

①說明當其他條件恒定時，“創新意識因素”每提升1個單位，“創造力”將直接提升0.296個單位（下同）。

②創新人格因素到創新意識的標準化路徑系數值為0.848，創新意識到創造力的標準化路徑為0.296，根據間接效應的計算方法，創新人格通過創新意識作用于創造力的間接效應為0.251；同理，創新人格因素到創新思維的標準化路徑系數值為0.57，創新思維到創造力的標準化路徑為0.45，創新人格通過創新思維作用于創造力的間接效應為0.2565，因此，創新人格到創造力的路徑系數為兩個間接路徑之和。