認識論信念與教師創新支持對大學生創造力的影響

劉芳麗，扈春榮，伊運恒

(1.運城學院 教育與心理科學系，山西 運城 044000；2.衡水學院，河北 衡水 053000；3.運城職業技術大學，山西 運城 044000)

引言

國家之間的競爭歸根到底是人才的競爭,是人才之間創造力的比拼。大學生是人才的核心。大學階段屬于求學期或創造力的準備期，對一個人一生的創造活動有著極為重要的意義。然而當前大學生的就業率不斷下降、能力與學歷匹配嚴重失調、工作靈活性差、科研實踐參與度低、原創性成果稀少等現象，無不反映出大學生創造能力的欠缺。如何培養大批勇于創新、敢于創新、能夠創新、持續創新的創造性人才，仍是當前高等教育亟待思考和解決的現實問題。明確哪些因素影響以及如何影響大學生的創造力，是解決這一問題的關鍵。

社會認知理論認為，個體的主體因素，如信念、動機等影響或制約著其行為[1]。認識論信念是個體關于知識本質和對知識如何獲取的信念[2]。Hofer指出,個體的認識論信念越成熟,越傾向于主動建構知識,在不同的知識間建立聯系[3]。創新的聯想論者提出創新是個體將原本沒有聯系的觀念建立聯系的產物[4],距離越遠的元素形成的創新觀念越新穎。然而認識論信念是如何影響創造力的，有哪些變量能夠在認識論信念與創造力之間起到中介或調節作用，依然值得探討。因此,本研究選取認識論信念作為影響創造力的首要因素，探析認識論信念與創造力的關系。

在創造教育領域,大量研究與實踐均已證實:創造力是可以培養的,而且教育能夠促進創造力的發展[5，6]。其中教師起著至關重要的作用,教師通過教學策略的運用、教學評價的選擇以及教育環境的創設等方式,可以對學生創造力的培養產生巨大影響[7]。教師創新支持是學生創造力的主要外部環境。因此，本研究選取教師創新支持作為影響大學生創造力的環境因素，考察教師創新支持對創造力的影響。

創造性活動是一項十分復雜且困難的冒險活動,創新自我效能感的高低對創造性活動的成功具有十分重要的作用。創新自我效能感是個體對自己在生活或學習中能否有創造性行為的自信心[8]。Jaussi,Randel & Dionne研究發現,創新自我效能感和個體創造力呈相關關系,在環境或心理因素和創造力之間起中介作用[9]。創造動機是激發個體將創造性潛能轉化為創造性行為或成果的動力[10]。創造動機作為創造性活動的動力系統，能引起和維持個體的創造性活動，并產出創造性產品，對創造力的發展起著重要作用。內在動機與外在動機在協同作用的情況下,個體可能會有高水平的創造性行為和成果[11，12]。因此，本研究考察創新自我效能感和創造性動機作為中介變量，對創造力的作用。

綜上所述，本研究試圖探究認識論信念、教師創新支持對大學生創造力的影響,同時考察創造動機和創新自我效能感在這一影響過程中的中介效應,以期為提升高等教育創新型人才的培養質量提供依據。

1. 理論基礎與研究假設

1.1 認識論信念對大學生創造力的影響

個體信念在很大程度上影響著其態度和行為方式，制約著個體的實際行為反應。目前已有一些關于認識論信念與創造力之間關系的研究，如楊小洋證實了中學生創造性思維與其個人認識論之間顯著相關[13]。Zhou,Shen & Urhahne以大學生為研究對象，發現認識論信念與創造力之間呈正相關，認識論信念越成熟者，其創新表現也更好[14]。徐釧和劉文令研究發現中學生認識論信念的整合-建構信念、零散-接受信念維度能有效預測個體在創造力傾向的得分[15]。由此提出研究假設1：認識論信念對大學生創造力具有直接預測作用。

1.2 教師創新支持對大學生創造力的影響

創造力依賴于一定的環境，環境是創造力的孕育者和守門者[16]。對大學生而言，學校環境尤其教師行為對大學生創造力的影響具有非常重要的作用。教師創新支持是一種能夠促進學生創新意識和創新能力培養的行為。從人際互動理論來看，教師的支持行為是能夠被學生感知到的，對大學生創造力的影響具有重要意義。李金德和余嘉元研究發現教師創新支持對學生創造性思維有較強的預測作用[17]。劉占波研究發現教師支持可以顯著正向預測大學生的創造力[18]。任煬研究發現本科導師制中導師的支持行為，為大學生的學習動機起到了正向作用，從而影響了大學生的創造力[19]。由此提出研究假設2：教師創新支持對大學生創造力具有直接預測作用。

1.3 創造動機與創新自我效能感在認識論信念對大學生創造力的中介作用

創造動機和創新自我效能感作為創造活動中的動力系統和主觀信念，對大學生的創造力具有重要的預測作用。創新自我效能感除了能直接預測個體的創造性行為,還在環境變量、個體變量與個體創造性行為中起中介作用,間接地影響個體的創造力水平[20]。丁大偉研究發現高中生的認識論信念通過自主性動機的中介作用，影響到了個體的創造性思維[21]。黃春艷以研究生為研究對象，發現研究生挑戰動機和愉悅動機兩種創造動機與創造力呈顯著正相關，創造動機對創造力有顯著預測作用，同時研究發現創新自我效能感在創造性動機和創造性表現中起完全中介效應[22]。由此提出研究假設3：創造動機與創新自我效能感在認識論信念與大學生創造力之間起著中介作用。

假設3a 創造動機在認識論信念與大學生創造力之間起著中介作用。

假設3b 創新自我效能感在認識論信念與大學生創造力之間起著中介作用。

假設3c 創造動機與創新自我效能感在認識論信念與大學生創造力之間起著鏈式中介作用。

1.4 創造動機與創新自我效能感在教師創新支持對大學生創造力的中介作用

外部環境因素主要通過對動機等個體心理狀態發生作用，進而對創造過程產生影響[23]。Ruzek等認為學生如果能夠感知到教師的支持和鼓勵,就越能積極進取,越能表現出較強的動機,解決所遇到的問題時也更加自信[24]。檀成華研究發現導師自主支持會直接促進研究生創造力,同時還會引起學生心理層面上的變化,通過增強學生的自主性動機和創新自我效能感,進而對創造力產生影響[25]。由此提出研究假設4：創造動機與創新自我效能感在教師創新支持與大學生創造力之間起著中介作用。

假設4a 創造動機在教師創新支持與大學生創造力之間起著中介作用。

假設4b 創新自我效能感在教師創新支持與大學生創造力之間起著中介作用。

假設4c 創造動機與創新自我效能感在教師創新支持與大學生創造力之間起著鏈式中介作用。

總之，基于上述變量之間的理論關系和研究假設，本研究建立了以認識論信念和教師創新支持為自變量，創造動機和創新自我效能感為中介變量，創造力為因變量的研究模型。如圖1所示。

圖1 研究模型

2. 研究方法

2.1 研究對象

本研究采用整群目的性抽樣方式，選取山西省某校大學生作為研究對象，利用學期末開班會時機，現場發放615份紙質問卷，剔除填答漏項、答案選項一致等無效問卷，回收有效問卷570份，有效率為92.68%。樣本特征如下：男生231人(40.5%)、女生339人(59.5%)；大一學生155人(27.2%)、大二學生227人(39.8%)、大三學生138人(24.2%)、大四學生50人(8.8%)；人文社科類學生297人(52.1%)、理工科類273人(47.9%)。

2.2 研究工具

2.2.1 認識論信念量表

使用周焱博士編制的大學生認識論信念量表[26]，包括38個題項，由知識獲得性、知識確定性、知識簡單性、學習價值、學習速度、學習能力6個因子構成。采用Likert5點計分。認識論信念總量表和6個分量表的克隆巴赫α系數均在0.634～0.824之間，表明量表信度較好。量表6個因子間相關系數顯著，AVE值為0.502，大于0.5，表明量表具有較好的收斂效度和區別效度。

2.2.2 教師創新支持量表

使用李金德翻譯并修訂Tierney和Farmer的上級創新支持行為量表而形成的教師創新支持量表[27]。量表包括15個題項，由物質支持、人際支持、教師創造特性、精神支持4個因子構成。采用Likert5點計分。教師創新支持總量表和4個分量表的克隆巴赫α系數均在0.618～0.908之間，表明量表信度較好。量表4個因子間相關系數顯著，AVE值為0.677，大于0.5，表明量表具有較好的收斂效度和區別效度。

2.2.3 創造力自我報告量表[27]

采用由美國Runco教授等編制的創造力自我報告量表[28]。Runco認為RIBS用于測量個體創造力觀念的生成表現，明確反映了個體在思維方面的創造性傾向和技能，可以為衡量個體的創造力水平和潛能提供新的標準。劉占波[18]對RIBS進行了修訂。量表采用Likert5點計分，有24個正向計分題項，包括三個因子：創造力流暢性、創造力獨創性和創造力靈活性。總量表和3個分量表的克隆巴赫α系數分別為0.847，0.614，0.758和0.723，表明量表信度較好。量表3個因子間相關系數顯著，AVE值為0.523，大于0.5，表明量表具有較好的收斂效度和區別效度。

2.2.4 創造動機量表

采用石變梅[29]博士修訂的適合中國大學生的創造動機量表，量表包括14個題項，由內在動機、外在動機2個因子構成。采用Likert5點計分。被試的得分越高，表示被試的創造動機越強烈。總量表和2個分量表的克隆巴赫α系數分別為0.805，0.722和0.640，量表信度較好。量表2個因子間相關系數顯著，AVE值為0.646，大于0.5，表明量表具有較好的收斂效度和區別效度。

2.2.5 創新自我效能感量表

使用陽莉華[30]編制的適合中國大學生的創造自我效能感量表。此量表被王宇中教授收錄在《心理評定量表手冊(1999-2010)》[31]一書中。量表包括21個題項，由敏感性效能感、靈活性效能感、獨創性效能感、流暢性效能感4個因子構成。采用Likert5點計分。總量表和4個分量表的克隆巴赫α系數均在0.661～0.874之間，表明量表信度較好。量表4個因子間相關系數顯著，AVE值為0.503，大于0.5，表明量表具有較好的收斂效度和區別效度。

2.3 共同方法偏差檢驗

本研究采用Harman單因素檢驗法[32]，將認識論信念、創造力、創造動機、創新自我效能感和教師創新支持5個變量的測量題項數據進行探索性因素分析，抽取出19個特征值大于1的公因子，且第一個公因子解釋的方差百分比為18.97%，低于40%的臨界值。這表明本研究可以排除共同方法偏差問題。

2.4 數據處理

首先，采用SPSS22.0軟件對數據進行描述性分析、信效度分析和相關分析。其次，使用AMOS22.0軟件進行結構方程模型分析，檢驗創造動機和創新自我效能感的中介效應，并對鏈式中介效應進行Bootstrap檢驗。

3. 研究結果

3.1 描述性統計與相關分析

對研究數據進行基本描述性統計和相關性分析，5個研究變量的均值、標準差、偏度、峰度和相關系數矩陣如表1所示。大學生創造力、認識論信念、教師創新支持、創造動機和創新自我效能感平均分在3.176～3.338之間，均高于量表中數3.0，呈現中等略偏高的水平。研究變量的偏度在-0.454～0.610之間,峰度在0.504～2.762之間。根據正態分布的基本原則，如果樣本數據偏度絕對值小于2，峰度絕對值小于7,那么樣本數據便呈現正態分布[33]。因此，本研究中所有變量的分布相對規律，所有變量數據均呈現正態分布。此外，相關分析結果顯示，5個變量間的相關系數在0.174～0.575之間，呈中度正相關且均達到了顯著性水平。其中，創造力與認識論信念(r=0.214,p<0.01)、教師創新支持(r=0.317,p<0.01)、創造動機(r=0.373,p<0.01)以及創新自我效能感(r=0.509,p<0.01)呈顯著正相關關系；認識論信念與教師創新支持(r=0.174,p<0.01)、創造動機(r=0.233,p<0.01)以及創新自我效能感(r=0.245,p<0.01)呈顯著正相關關系；教師創新支持與創造動機(r=0.575,p<0.01)、創新自我效能感(r=0.373,p<0.01)呈顯著正相關關系；創造動機與創新自我效能(r=0.450,p<0.01)呈顯著正相關關系。結果表明，本研究變量符合結構方程模型驗證假設的基本要求。

表1 研究變量的均值、標準差、偏度、峰度及相關系數(N=570)

3.2 結構方程模型分析

3.2.1 模型擬合度檢驗

本研究使用AMOS22.0軟件，建構結構方程模型。表2顯示，研究模型的擬合度指標中，λ2/df的值為2.346，小于3，CFI值為0.960，TLI值為0.952，兩個值都大于0.9，RMSEA值為0.049,SRMR值為0.039，兩個值都小于0.05。這幾個主要擬合度指標值都達到了研究者提出的評價標準，說明本研究的研究模型與樣本數據的擬合屬于可接受的范疇，可以進一步對研究模型的路徑系數進行分析。

表2 模型擬合指數(N=570)

3.2.2 研究模型的路徑系數分析

本研究采用極大似然法估計各路徑系數值，為標準化回歸系數，B為非標準化回歸系數, S.E.為估計值的標準誤。以非標準化系數的臨界值C.R.來判斷路徑的顯著性。從表3可看出，認識論信念(p>0.05)、教師創新支持( p>0.05)和創造動機( p>0.05 )對創造力的直接路徑不顯著。因此，研究假設1、研究假設2以及研究假設3a、4a均不成立，即：認識論信念和教師創新支持對大學生創造力均無直接預測作用;創造動機在認識論信念與大學生創造力之間、在教師創新支持與大學生創造力之間不起中介作用。此外，教師創新支持( p>0.05)對創新自我效能感的直接路徑不顯著，因此研究假設4b不成立，即：創新自我效能感在教師創新支持與大學生創造力之間沒有起到中介作用。其余五條路徑均顯著。

表3 研究模型的路徑系數(N=570)

基于模型簡潔性的考慮，本研究對研究模型進行了修正，刪除不具有顯著性的路徑，形成修正模型。修正后的結構模型如圖2所示。在該模型的擬合度指標中，χ2/df=2.353，CFI=0.959，TLI=0.952，RMSEA=0.049,SRMR=0.043，均符合統計學標準，因此本研究將修正后模型選為最終的結構方程模型。

圖2 認識論信念、教師創新支持對創造力影響的結構方程模型(標準化系數)

3.2.3 中介作用檢驗

本研究采用Bootstrap對創造動機和創新自我效能感的中介效果進行檢驗[34]。結果見表4。

首先，創新自我效能感對認識論信念與創造力之間的特定間接效應顯著。間接效果值為0.115,SE=0.043,Bias-Corrected 95%CI=[0.034,0.200],Percentile 95%CI=[0.036,0.201],兩類置信區間都不包含0，且p<0.05，驗證了研究假設3b。

第二，創造動機與創新自我效能感在認識論信念與創造力之間的鏈式間接效應顯著。間接效果值為0.067,SE=0.022,Bias-Corrected 95%CI=[0.031,0.120],Percentile 95%CI=[0.027,0.114],兩類置信區間都不包含0，且p<0.05,驗證了研究假設3c。

第三，創造動機與創新自我效能感在教師創新支持與創造力之間的鏈式間接效應顯著。間接效果值為0.201,SE=0.032,Bias-Corrected 95%CI=[0.147,0.273],Percentile 95%CI=[0.142,0.267],兩類置信區間都不包含0，且p<0.05,驗證了研究假設4c。

因此，本研究結果發現創造動機與創新自我效能感在認識論信念、教師創新支持與創造力之間發揮著重要的中介作用。

表4 Bootstrap中介效果檢驗(N=570)

4. 結果討論

4.1 大學生創造力與認識論信念、教師創新支持、創造動機、創新自我效能感的關系

本研究相關分析的結果表明，大學生創造力與認識論信念、教師創新支持、創造動機、創新自我效能感之間均呈顯著正相關。這與國內外研究結果基本一致。Song & Jeong以認知論信念量表和托蘭斯測驗對韓國中學生進行研究，皮爾遜相關分析顯示，認識論信念各維度與創造性思維之間存在顯著正相關關系[35]。創造需要以個體的認識論信念為先導，積極成熟的認識論信念不可避免地會影響到個體的創造力。劉云楓和姚振瑀研究發現導師支持行為除工作上的支持外，提出清晰目標和想法上均與研究生創造力有顯著正相關關系[36]。創造動機是一種積極的心理狀態，是促使行為產生的重要動力。Prabhu, Sutton & Sauser用WPI測量大學生的內、外部動機，結果發現內部動機與創造力呈顯著正相關[37]。Tierney研究發現員工的創新自我效能感與其創造性績效之間呈顯著正相關關系[38]。李杰義和來碧波研究發現員工創新自我效能感能促進創新行為[39]。

本研究結構方程路徑系數的分析結果表明，認識論信念與教師創新支持預測大學生創造力的直接路徑系數均不顯著。這與已有研究結果不完全一致。徐釧和劉文令[15]研究發現中學生認識論信念能有效預測個體在創造力傾向。結果不一致的原因可能是采用了不同創造力的評價指標。徐釧和劉文令采用創造力傾向量表評價創造力，而本研究以創造力自評量表作為評價工具，測量指標不同。雖然本研究結果沒能驗證認識論信念對創造力的直接預測作用,但發現認識論信念與創造力之間存在中介路徑，認識論信念能夠通過中介變量對創造力產生重要作用。檀成華[25]對某研究型大學的研究生進行實證研究，結果發現導師支持能直接促使研究生在科研工作和學習中表現出較高的創造力。本研究與其結果不一致的原因，可能是與研究對象的不同有關。本研究是以地方本科大學生為研究對象，本科生無論是在科研還是學習中的創造能力與水平，往往低于研究生。教師的支持行為更容易通過對學生心理狀態產生作用，進而對其創造性活動和成果產生影響。這又與Amabile[23]的觀點相一致，進一步說明個體動機等心理狀態在環境因素與創造過程中的重要作用。

總之，本研究中認識論信念和教師創新支持雖對創造力沒有直接預測效果。但它們與創造力相關顯著，同時分別通過創新自我效能感和創造動機對創造力產生間接預測效果。可見認識論信念與教師創新支持對大學生創造力的發展具有非常重要的作用。

4.2 創造動機與創新自我效能感在認識論信念與大學生創造力之間的中介作用

首先，創新自我效能感在認識論信念與大學生創造力之間發揮著中介作用。本研究中介效應測試結果顯示，創新自我效能感在認識論信念與創造力之間的間接效果顯著(間接效果值是0.115，S.E.=0.043，P<0.01)。這與已有研究得出的創新自我效能感在影響因素和創新表現之間具有中介作用的結論相一致[40，41]。成熟的認識論信念可以指引學生進行積極有效的認知過程和采取科學合理的認知策略，有助于形成較強的自我效能感。而自我效能感較強的個體，在面臨挫折和失敗時，往往會傾向于付出更大的努力，也可能會產生出更多的創造性成果。因此，培養個體創新自我效能感，有助于個體創造力水平的提升[42]。

第二，創造動機與創新效能感在認識論信念與大學生創造力之間發揮著鏈式中介作用。本研究中介效應測試結果顯示，認識論信念通過創造動機和創新自我效能感兩個變量的鏈式中介作用，對創造力的間接效果顯著(間接效果值是0.067，S.E.=0.022，P<0.01)。這說明認識論信念越成熟積極，個體越傾向于認為學習是有意義和快樂的，是自我主動建構知識的漸進過程；個體越樂于鉆研知識，就越有助于激發其內在學習動機，促使個體積極主動地學習，體驗到學習的樂趣和自我的價值，提高個體自我效能感，進而產生創新性行為和成果。因此本研究也證實了我國學者劉儒德所呼吁的培養大學生積極成熟的認識論信念的重要性，認識論信念的轉變與培養應成為高等教育教學改革的重要目標[43]。

4.3 創造動機與創新自我效能感在教師創新支持與大學生創造力之間的中介作用

本研究中介效應測試結果顯示，教師創新支持通過創造動機和創新自我效能感兩個變量的鏈式中介作用，對大學生創造力的間接效果顯著(間接效果值是0.201，S.E.=0.032，P<0.01)。班杜拉的交互決定論[44]提出個人、行為和環境是相互連接和相互作用的，環境會影響學習者的行為，學習者對環境的知覺也會影響個體行為，同時行為也會影響環境和個人。本研究結果發現，教師創新支持是影響大學生創造力的重要環境因素，創新自我效能感和創造動機是環境因素影響創造性行為之間重要的中介變量。教師的創新支持有助于激發大學生的創造動機，提高大學生對創新能力的自信心。而創新能力的自信心是個體創新成功的重要心理資源。大學生只有在積極自信的心理資源的支持下，才能設定更具有挑戰性的目標，才能在遇到困難時，堅持不懈地努力，并作出創新性的表現。同時，教師也會通過學生的創造性行為，不斷地調整著自己的支持行為。這樣教師創新支持行為、學生創造動機、創新自我效能感和創造力便緊密地聯系在一起，更好地促進了大學生創造力的發展。

4.4 教育建議

本研究從認識論信念和教師創新支持來探討影響大學生創造力的個體和環境因素，從動力和認知的角度來探討大學生群體進行創造性活動的心理過程，這有助于更好地了解大學生創造力的特點和內在心理機制。鑒于此，本研究提出以下建議。

4.4.1 培養大學生積極成熟的認識論信念。認識論信念關系到大學生對知識和學習過程的認知，影響到大學生的學習和研究行為。如果大學生持有不成熟的認識論信念，會導致其創造行為失去源泉。為此，教師應鼓勵大學生積極參加課堂討論、學術會議等，通過不同形式的交流,開拓大學生的創新思路,準確聚焦問題,了解和借鑒他人的成功經驗，不斷提升自身知識建構能力。同時大學生應踴躍參與討論，表達自己新觀點、新看法，培養大膽質疑權威和形成自己獨立見解的能力。這是培養大學生具備成熟認識論信念的重要路徑和有效方式。

4.4.2 激發大學生的創造動機。創造動機是促使個體發揮潛能、激發個體創造性產出的推動力。較高的動機狀態會有效地激發起個體探究問題的欲望，提出盡可能多的解決問題的辦法和方案，有利于創造性的產出。可通過引導和鼓勵大學生積極參與到學校組織的各類社團活動、科技創新競賽等項目中,促使大學生產生強烈好奇心和求知欲，激發大學生強烈地創造欲望，培養大學生內在和外在創造動機。

4.4.3 增強大學生的創新自我效能感。創新自我效能感作為影響創造活動的信念系統，在影響創造力的路徑中同樣起著非常重要的作用。已有研究發現創新自我效能感較高的個體，通常其創新性能力也較高[45，46]。創新成功的經驗和體驗能夠增強大學生的創新自我效能感。為此，學校可以通過開發合理的創新教育模式，設定學生通過努力能夠達到的創新目標，增強大學生在團隊合作中被尊重被認可的感知，為大學生創造積極安全、輕松和諧的創新環境。同時，關注大學生的情緒狀態和生理狀態，積極開展心理健康活動，提高大學生的自我效能感。

4.4.4 鼓勵教師積極正向的支持行為。教師支持是學校環境的重要組成部分，教師行為是影響學生動機和積極行為結果的關鍵因素[47]。大學教師不僅是向學生傳授知識與技能,還擔負著對學生在生活和情感上進行引導的責任與義務。學校可為本科階段大學生指派導師，師生通過導師制加強溝通與交流。導師在學習、研究、生活以及心理等方面為學生提供支持與指導，讓學生感知到被關心、信任和尊重，進而提高學生應對壓力和挑戰時的自信心和韌性。同時，導師可通過開展學習交流會、參加社會實踐以及進行創新創業訓練等豐富多彩的活動對大學生的創新能力進行鍛煉。無論是導師的情感支持還是技術信息支持,都會對大學生創造力的發展產生重大影響。