張 晶舒 曾胡衛(wèi)平孫漢銀賀瓊冷 露方曉義

（1北京師范大學(xué)心理學(xué)院發(fā)展心理研究所，北京 100875） （2陜西師范大學(xué)現(xiàn)代教學(xué)技術(shù)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，西安 710062）

教師創(chuàng)造性教學(xué)行為與中小學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的關(guān)系：一個有調(diào)節(jié)的中介模型*

張 晶1舒 曾1胡衛(wèi)平2孫漢銀1賀瓊1冷 露1方曉義1

（1北京師范大學(xué)心理學(xué)院發(fā)展心理研究所，北京 100875） （2陜西師范大學(xué)現(xiàn)代教學(xué)技術(shù)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，西安 710062）

采用問卷法對北京市和西安市1所小學(xué)和2所中學(xué)的小學(xué)三年級到初中三年級的1689名學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，考察教師創(chuàng)造性教學(xué)行為與學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感之間的關(guān)系，以及班級創(chuàng)新氛圍的中介作用和學(xué)生沉浸特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明： （1）教師創(chuàng)造性教學(xué)行為顯著正向預(yù)測學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感； （2）班級創(chuàng)新氛圍在教師創(chuàng)造性教學(xué)行為和學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感間起完全中介作用； （3）學(xué)生沉浸特質(zhì)對班級創(chuàng)新氛圍的中介作用存在顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

創(chuàng)造性教學(xué)行為，班級創(chuàng)新氛圍，創(chuàng)造性自我效能感，沉浸特質(zhì)，中小學(xué)生。

1 問題提出

創(chuàng)造性自我效能感 （Creative Self-efficacy）是自我效能感在創(chuàng)造性領(lǐng)域的表現(xiàn)，指個體在從事特定任務(wù)時對自身是否具有產(chǎn)生創(chuàng)造性成果的能力的自我評價 （Tierney&Farmer,2002），被認(rèn)為是影響個體創(chuàng)造性表現(xiàn)的重要內(nèi)在動機(jī)成分 （Karwowski, 2011a;洪素蘋,黃宏宇,林珊如,2008）。近年來，不少研究表明個體的創(chuàng)造性自我效能感具有重要作用，它與創(chuàng)造力顯著正相關(guān) （Tiernery&Farmer, 2004），可以正向預(yù)測個體的創(chuàng)造性行為表現(xiàn)（Karwowski&Lebuda,2013;Beghetto,Kaufman,& Baxter,2011），并在環(huán)境和個體創(chuàng)造性表現(xiàn)之間起到中介作用 （Madjar,2002）。Mathisen和Bronnick（2009）甚至認(rèn)為培養(yǎng)個體的創(chuàng)造性自我效能感比直接干預(yù)其創(chuàng)造力更為高效。

實(shí)際上，創(chuàng)造性自我效能感的獲得是循序漸進(jìn)的。Karwowski，Gralewski和Szumski（2015）的研究表明個體的創(chuàng)造性自我效能感在10歲左右開始形成。這說明基礎(chǔ)教育階段不僅是個體創(chuàng)造力發(fā)展的關(guān)鍵時期 （胡衛(wèi)平,2010），也是其創(chuàng)造性自我效能感的形成與發(fā)展時期，中小學(xué)學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感培養(yǎng)應(yīng)得到重視 （王曉玲,張景煥,2008）。但目前創(chuàng)造性自我效能的研究更多地集中于組織管理領(lǐng)域（Kaufman,2006;Pretz&McCollum,2014），對學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感卻較少關(guān)注 （Beghetto,Kaufman,&Baxter,2011），特別是對于其影響因素的探討還比較有限。

學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感具有環(huán)境敏感性（Carmeli&Schaubroeck,2007），其原因在于小學(xué)生處于他律道德階段，對重要他人評價和支持極為敏感 （Kohlberg,1981），而初中生則處于青春期高度自我關(guān)注的階段，非常重視外界對自身的評價（向瓊,2009）。學(xué)校是學(xué)生成長的主要環(huán)境，從生態(tài)系統(tǒng)理論 （Eological System Theory） （Bronfenbrenner&Morris,1998）來看，學(xué)校系統(tǒng)中教師是影響學(xué)生發(fā)展的近端環(huán)境因素，教師的行為對他們創(chuàng)造性自我效能感的發(fā)展起著重要作用 （Aronson,Bridgeman,&Geffner,1978）。在創(chuàng)造性教育中，相比于對學(xué)生創(chuàng)造力的發(fā)展，教師行為對其創(chuàng)造性自我效能感的影響更為直接，能夠解釋其23%的變異 （師保國,王黎靜,徐麗,劉霞,2016）。教師可以通過適當(dāng)?shù)牟呗院头椒ㄌ嵘龑W(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感 （王曉玲,張景煥,2008）。以培養(yǎng)具有創(chuàng)新素質(zhì)的學(xué)生為目標(biāo)而采用創(chuàng)造性教學(xué)方法的過程被稱為創(chuàng)造性教學(xué)行為 （Teachers′Creativity Fostering Behaviors） （林崇德,2001），包括學(xué)習(xí)方式指導(dǎo)、動機(jī)激發(fā)、觀點(diǎn)評價和鼓勵變通 （張景煥,初玉霞,林崇德,2008）。在培養(yǎng)學(xué)生的創(chuàng)新素質(zhì)的同時，教師創(chuàng)造性教學(xué)行為能否也能提升學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感？這得到了理論和相關(guān)研究結(jié)果的支持。從創(chuàng)造性自我效能感的來源來看，社會認(rèn)知理論 （Social Cognition Theory） （Bandura, 1977）認(rèn)為個體自我效能感的來源主要有過去的成敗經(jīng)驗(yàn)、替代性學(xué)習(xí)、言語說服、生理和情緒狀態(tài)。從概念上看，教師創(chuàng)造性教學(xué)行為與自我效能感的社會認(rèn)知來源存在相似性，例如教師創(chuàng)造性教學(xué)行為中的動機(jī)激發(fā)與創(chuàng)造性自我效能來源中的言語說服，從而教師創(chuàng)造性教學(xué)行為可能通過影響個體的社會認(rèn)知過程等來提升學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感。此外，研究結(jié)果表明，在動機(jī)激發(fā)維度上，教師創(chuàng)造性支持行為能提升學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感（趙旭,2012），從而影響學(xué)生的創(chuàng)造性表現(xiàn) （李金德,余嘉元,2011），與此類似，學(xué)生感知的在校被支持水平能顯著預(yù)測其創(chuàng)造性自我效能感 （Amabile&Gryskiewicz,1989;Hsiao,2011）；師生的積極互動有助于提高學(xué)生的自我效能感 （師保國,王黎靜,徐麗,劉霞,2016）。在觀點(diǎn)評價維度上，研究結(jié)果顯示中學(xué)教師對學(xué)生創(chuàng)造性行為的反饋是對學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感預(yù)測力最強(qiáng)的因素，反之，教師的消極教學(xué)行為，如消極傾聽、放棄行動等則消極預(yù)測初中學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感 （Beghetto, 2006）。雖然已有研究考察了教師一些具體行為對學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的影響，但是教師創(chuàng)造性教學(xué)行為是一個多維度的綜合概念，因此本研究擬從教師創(chuàng)造性教學(xué)行為這一綜合概念出發(fā)，提出假設(shè)H1：教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為能夠正向預(yù)測學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感。

在教師創(chuàng)造性教學(xué)行為影響學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感機(jī)制的研究中，以往研究表明教師的言行能創(chuàng)造出支持創(chuàng)新的班級氛圍，間接地影響學(xué)生創(chuàng)造力的發(fā)展 （Soh,2000;張景煥,初玉霞,林崇德,2008; Jussim&Harber,2005）。班級創(chuàng)新氛圍 （Creative Classroom Climate）是指學(xué)生覺知到的能促進(jìn)學(xué)生創(chuàng)造性思考與提升其創(chuàng)造性問題解決能力的班級氣氛 （付秀君,2009），能使學(xué)生體驗(yàn)到更多的自由、安全感和自主支持感，是影響學(xué)生創(chuàng)造力的重要變量 （Furman,1998）。然而，目前大量的研究是以學(xué)生創(chuàng)造力為結(jié)果變量的 （Reeve,2006;Shalley, Zhou,&Oldham,2004;Amabile,1996），雖已有研究證明學(xué)生對班級 （學(xué)校）的信任水平能影響學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感 （Karwowski,2011b），但仍未有實(shí)證研究直接探討班級創(chuàng)新氛圍對學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的影響。從理論上來看，Bandura（1977）的社會認(rèn)知理論 （Social Cognitive Theory）認(rèn)為社會環(huán)境能夠給個體自我效能感提供信息來源，而班級創(chuàng)新氛圍以學(xué)生感知到的教師支持、學(xué)生參與、任務(wù)取向、平等、合作為主要特點(diǎn) （Aldridge, Fraser,&Huang,1999），這為創(chuàng)造性自我效能感的形成提供了有利條件。鑒于目前尚未有實(shí)證研究證明班級創(chuàng)新氛圍在教師創(chuàng)造性教學(xué)行為對學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的影響路徑中的中介作用，本研究假設(shè)H2：教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為通過班級創(chuàng)新氛圍對學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感起作用。

創(chuàng)造性自我效能感的形成和發(fā)展是環(huán)境因素和個體因素綜合影響的結(jié)果 （Karwowski&Lebuda, 2013;Karwowski et al.,2015）。從個體角度來看，創(chuàng)造性自我效能感除了受環(huán)境影響，也依賴于個體的生理和情緒狀態(tài) （Bandura,2001），因?yàn)閭€體的積極的情緒和生理狀態(tài)能向個體傳達(dá)自己具有完成任務(wù)的能力和技巧，使個體做出更積極的自我效能感判斷 （Bandura,1977）。沉浸特質(zhì) （Dispositional Flow），或稱流暢特質(zhì)，是一種獲得高投入、高愉悅及具有控制感體驗(yàn)的傾向性 （Csikszentmihalyi, 1990）。具有沉浸特質(zhì)的個體更容易進(jìn)入流暢狀態(tài)（Flow State），體驗(yàn)高度愉悅和放松 （Rogatko, 2009），是個體動機(jī)的主要來源之一 （Webster, Trevino& Ryan,1993;Csikszentmihalyi,1990），被證明有助于個體創(chuàng)造性的表現(xiàn) （Ghani,1995）及創(chuàng)造性問題解決 （Novak,Hoffman,&Yung, 2000）。正是由于具有較高的沉浸特質(zhì)的學(xué)生更容易產(chǎn)生成功的創(chuàng)造經(jīng)驗(yàn) （Estrada,Isen,&Young, 1997），無論班級環(huán)境如何，其創(chuàng)造性自我效能感可能都會更高。因此本研究提出假設(shè)H3：沉浸特質(zhì)在班級創(chuàng)新氛圍對學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感的影響路徑中起調(diào)節(jié)作用。

綜上，本研究在前述研究基礎(chǔ)上提出一個有調(diào)節(jié)的中介模型 （見圖1），主要考察三個問題：（1）教師創(chuàng)造性教學(xué)行為是否是學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感的促進(jìn)因素； （2）班級創(chuàng)新氛圍是否在教師創(chuàng)造性教學(xué)行為和學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感之間起中介作用； （3）沉浸特質(zhì)對該中介作用是否起調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2 研究方法

2.1 研究對象

采取整群取樣方法從北京市和西安市3所學(xué)校（1所小學(xué)、2所初中）中抽取小學(xué)三年級到初中三年級學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查。共發(fā)放問卷1934份，剔除不完全作答和規(guī)律作答后得到有效問卷1689份，有效回收率為87.3%。其中小學(xué)713人 （三年級251人,14.9%;四年級228人,13.5%;五年級117人, 6.9%;六年級117人,6.9%;小學(xué)生年齡為9.47±1.18歲）；初中976人 （初一596人,35.3%;初二215人,12.7%;初三165人,9.8%;初中生年齡為12.8± 0.89歲）；男生 892名 （52.8%），女生 797名（47.2%）；總體年齡分布為11.4歲±1.94歲。

圖1 理論假設(shè)模型圖

2.2 研究工具

2.2.1 教師創(chuàng)造性教學(xué)行為

采用由Cropley（1997）編制，張景煥，初玉霞和林崇德 （2008）修訂的教師創(chuàng)造性課堂教學(xué)行為量表 （Creativity Fostering Teacher Index）來考察教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為。原問卷為教師自評，但考慮到社會稱許性的影響，由學(xué)生對語文、數(shù)學(xué)和科學(xué)這三個主要學(xué)科的教師進(jìn)行評定，后取三位老師的平均得分作為教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為的評分。該量表共28個題目，包括學(xué)習(xí)方式指導(dǎo) （例:在他的課上,學(xué)生有機(jī)會交流自己的看法和觀點(diǎn)）、動機(jī)激發(fā) （例:他在課堂上重視學(xué)好基礎(chǔ)知識和基本技能）、觀點(diǎn)評價 （例:當(dāng)學(xué)生提出某些觀點(diǎn)時,他讓學(xué)生進(jìn)一步思考之后才表明他的態(tài)度）和鼓勵變通 （例:他贊賞學(xué)生將所學(xué)知識派上不同的用場）4個維度。采用五點(diǎn)計(jì)分，從 “完全不符合”到 “完全符合”分別計(jì)1~5分，平均分越高表明教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為水平越高。驗(yàn)證性因素分析表明量表擬合良好 （χ2/df=2.47,TLI=0.89,CFI= 0.90,RMSEA=0.05）。 該量表在本研究中的Cronbach α系數(shù)為0.92。

2.2.2 班級創(chuàng)新氛圍

采用由Fraser，McRobbie和Fisher（1996）編制，付秀君 （2009）修訂的創(chuàng)造性課堂環(huán)境量表（What is Happening in this Class,WIHIC）來測查學(xué)生覺知到的班級創(chuàng)新氛圍。該量表共34個題目，包括教師支持 （例:老師會表現(xiàn)出對我個人的關(guān)心）、學(xué)生參與 （例:在班上討論時我會提出不同的想法）、任務(wù)取向 （例:對我而言,完成課堂作業(yè)是一件很重要的事情）、合作 （例:我和班上其他同學(xué)的關(guān)系很好）和平等 （例:在班上我的發(fā)言機(jī)會和其他同學(xué)一樣多）5個維度。采用五點(diǎn)計(jì)分，從 “完全不符合”到 “完全符合”分別計(jì)1~5分，平均分越高表明學(xué)生感受到的班級創(chuàng)新氛圍越好。驗(yàn)證性因素分析表明量表擬合良好 （χ2/df=1.66, TLI=0.98,CFI=0.98,RMSEA=0.04）。該量表在本研究中的Cronbach α系數(shù)為0.92。

2.2.3 學(xué)生沉浸特質(zhì)

采用Jaskson和Martin（2008）編制，劉微娜（2010）翻譯修訂的 《簡化特質(zhì)流暢量表》 （Short Dispositional Flow Scale,SDFS）來測查學(xué)生的沉浸特質(zhì)。該量表包括挑戰(zhàn)—技能平衡、行動—意識融合、清晰的目標(biāo)、明確的反饋、全神貫注于當(dāng)前的任務(wù)、控制感、自我意識的喪失、時間的變換和享受的體驗(yàn)共9個題目。采用五點(diǎn)計(jì)分，從 “完全不符合”到 “完全符合”分別計(jì)1~5分，平均分越高表明學(xué)生的沉浸特質(zhì)越強(qiáng)。驗(yàn)證性因素分析表明量表擬合良好 （χ2/df=7.48,TLI=0.93,CFI=0.95, RMSEA=0.06）。該量表在本研究中的Cronbach α系數(shù)為0.72。

2.2.4 學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感

采用洪素蘋和林珊如 （2004）編制的學(xué)生創(chuàng)意自我效能感量表 （Student′s Self-efficacy Scale）來測查學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感。該量表共17個項(xiàng)目，包括創(chuàng)新策略信念 （例:當(dāng)我面對新問題時,我相信我能很快聯(lián)想到很多個解決方案）、創(chuàng)新成品信念 （例:面對難解的問題時,我相信我總是能想到別人意想不到的答案）和抗負(fù)面評價信念（例:需要思考新的解決方法時,我相信我能忍受他人的異樣眼光,自由想象）3個維度。采用四點(diǎn)計(jì)分，從 “完全不符合”到 “完全符合”分別計(jì)1~4分，平均分越高表明學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感越好。驗(yàn)證性因素分析表明量表擬合良好 （χ2/df= 1.47,TLI=0.96,CFI=0.96,RMSEA=0.04）。該量表在本研究中的Cronbach α系數(shù)為0.90。

2.3 施測程序

在取得學(xué)校同意之后，以班級為單位進(jìn)行集體施測。主試由接受培訓(xùn)的心理學(xué)專業(yè)研究生擔(dān)任。正式施測前，抽取小樣本進(jìn)行預(yù)測以及對部分語義不清晰項(xiàng)目進(jìn)行修正。正式施測時，由主試宣讀和解釋指導(dǎo)語，測驗(yàn)為45分鐘。過程中有學(xué)生對題項(xiàng)不明的，主試進(jìn)行個別解釋說明，所有問卷當(dāng)場回收。

2.4 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 21.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行管理、共同方法偏差檢驗(yàn)、量表內(nèi)部效度檢驗(yàn)、描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析，以檢驗(yàn)測量工具有效性并對變量關(guān)系進(jìn)行初步探索。基于研究假設(shè)，使用Mplus 7.0構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型依次檢驗(yàn)教師創(chuàng)造性教學(xué)行為對學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的預(yù)測作用、班級創(chuàng)新氛圍的中介作用以及沉浸特質(zhì)在對該中介作用的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為增強(qiáng)參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健性 （方杰,張敏強(qiáng),2012;Yuan& MacKinnon,2009），所有系數(shù)均使用Bootstrap方法（構(gòu)造3000個樣本,每個樣本容量均為1689）進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

3 結(jié)果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究所有的變量都采用學(xué)生的自我報(bào)告，因此有可能存在共同方法偏差。為避免此現(xiàn)象的出現(xiàn)，采取了匿名作答、預(yù)測后修改歧義的語句、當(dāng)場個別答疑等控制措施。數(shù)據(jù)回收后進(jìn)行Harman單因素檢驗(yàn) （MacKenzie&Podsakoff,2012），結(jié)果表明有19個特征根大于1的因子，最大解釋變異量為22.82%，小于40% （周浩,龍立榮,2004），可見本研究數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 各變量之間的相關(guān)分析

表1列出了各研究變量的Pearson相關(guān)系數(shù)、平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差。從中可以看到教師創(chuàng)造性教學(xué)行為、班級創(chuàng)新氛圍、學(xué)生沉浸特質(zhì)和學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感兩兩顯著正相關(guān) （0.26＜r＜0.61,ps＜0.01），可以進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

表1 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù) （N＝1689）

3.3 教師創(chuàng)造性教學(xué)行為和學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

本研究選用檢驗(yàn)力較高的乘積系數(shù)的區(qū)間檢驗(yàn)法進(jìn)行整體模型檢驗(yàn) （ErcegHurn&Mirosevich, 2008），并參照溫忠麟、張雷、侯杰泰和劉紅云（2004）介紹的有調(diào)節(jié)的中介變量檢驗(yàn)程序，首先檢驗(yàn)教師創(chuàng)造性行為的直接效應(yīng)是否顯著 （H1）。構(gòu)建教師創(chuàng)造性教學(xué)行為為外生潛變量，學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感為內(nèi)源潛變量的模型，同時控制學(xué)生年齡、性別和家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對創(chuàng)造性自我效能感的影響。模型擬合良好 （χ2／df＝5.50,RMSEA＝0.05,CFI＝0.98, TLI＝0.98,SRMR＝0.04），教師創(chuàng)造性教學(xué)行為能顯著正向預(yù)測學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感 （β=0.16,SE=0.02, p＜0.001,95%CI=0.11～0.20），模型解釋率為17.2%。

3.3.1 班級創(chuàng)新氛圍的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

加入班級創(chuàng)新氛圍潛變量后檢驗(yàn)班級創(chuàng)新氛圍是否為教師創(chuàng)造性行為與學(xué)生創(chuàng)造性自我效能的中介變量 （H2），同樣控制人口學(xué)變量的影響。模型擬合良好 （χ2／df＝9.20,RMSEA＝0.07,CFI＝0.95, TLI＝0.94,SRMR＝0.06），發(fā)現(xiàn)教師創(chuàng)造性教學(xué)行為對學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感的路徑系數(shù)降低且不顯著 （β=－0.01,SE=0.02,p＞0.05;95%CI=－0.05～0.03），班級創(chuàng)新氛圍對學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的路徑系數(shù)極其顯著 （β=0.41,SE=0.03,p＜0.001; 95%CI=0.34～0.48），教師創(chuàng)造性教學(xué)行為對班級創(chuàng)新氛圍的路徑系數(shù)也極其顯著 （β=0.43,SE=0.03, p＜0.001;95%CI=0.36～0.49）。該中介效應(yīng)的效應(yīng)值為0.33，bootstrap法得到的95%置信區(qū)間為 [0.27, 0.39]，不包含0，說明中介效應(yīng)顯著。綜上，班級創(chuàng)新氛圍在教師創(chuàng)造性教學(xué)行為和學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感間起完全中介作用。

3.3.2 沉浸特質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

Muller，Judd和Yzerbyt（2005）提出對中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用表現(xiàn)為調(diào)節(jié)變量和中介變量的交互作用項(xiàng)對結(jié)果變量的預(yù)測作用顯著。因此將班級創(chuàng)新氛圍的顯變量中心化后采用乘積指標(biāo)法構(gòu)建沉浸特質(zhì)與班級創(chuàng)新氛圍的交互項(xiàng)，構(gòu)建創(chuàng)造性教學(xué)行為為外源潛變量，班級創(chuàng)新氛圍為中介變量，學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感為內(nèi)生潛變量，沉浸特質(zhì)調(diào)節(jié)班級創(chuàng)新氛圍對學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感影響的結(jié)構(gòu)方程模型，同樣控制人口學(xué)變量的影響，考察沉浸特質(zhì)是否在班級創(chuàng)新氛圍和學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感間起調(diào)節(jié)作用 （H3）。模型擬合處于可接受水平 （χ2／df＝10.00,RMSEA＝0.08,CFI＝0.91,TLI＝0.90）。結(jié)果如圖2所示，沉浸特質(zhì)顯著正向預(yù)測學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感 （β=0.21,SE=0.02,p＜0.001;95% CI=0.16～0.25）；沉浸特質(zhì)×班級創(chuàng)新氛圍對學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感的預(yù)測作用也極其顯著 （β= 0.10,SE=0.02,p＜0.001;95%CI=0.04～0.16）。說明沉浸特質(zhì)能夠調(diào)節(jié)班級創(chuàng)新氛圍對學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感的影響。

圖2 班級創(chuàng)新氛圍、學(xué)生沉浸特質(zhì)及其交互作用與教師創(chuàng)造性教學(xué)行為

進(jìn)一步采用簡單斜率法 （Simple Slope Analysis）分析沉浸特質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)趨勢，按照沉浸特質(zhì)高/低于平均值1個標(biāo)準(zhǔn)差將學(xué)生分為高/低兩組，采用分組回歸的方式分析不同水平下的沉浸特質(zhì)下班級創(chuàng)新氛圍對學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的影響。結(jié)果表明 （如圖3所示），對高沉浸特質(zhì)的學(xué)生而言，隨著個體所在班級創(chuàng)新氛圍水平的增加，學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感呈現(xiàn)出顯著的上升趨勢 （β=0.16, SE=0.02,p＜0.001），即沉浸特質(zhì)增加一個單位，學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感就會增加0.16個單位；對低沉浸特質(zhì)的學(xué)生而言，隨著個體所在班級創(chuàng)新氛圍的增加，學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感仍舊表現(xiàn)出上升趨勢 （β=0.07,SE=0.02,p＜0.001），即沉浸特質(zhì)增加一個單位，學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感只能增加0.07個單位。這表明學(xué)生沉浸特質(zhì)對班級創(chuàng)新氛圍的中介作用存在正向調(diào)節(jié)作用。

圖3 學(xué)生沉浸特質(zhì)對班級創(chuàng)新氛圍與學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

4 討論

4.1 教師創(chuàng)造性教學(xué)行為與學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的關(guān)系

本研究在控制人口學(xué)變量后發(fā)現(xiàn)教師創(chuàng)造性教學(xué)行為顯著正向預(yù)測學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感。這與已有研究結(jié)論一致，即學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感受教師給予學(xué)生創(chuàng)造能力的反饋性評價等環(huán)境變量的影響 （王曉玲等,2009;Beghetto,2006），教師在課堂上的創(chuàng)造性支持行為對學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感具有激發(fā)作用 （Filak&Sheldon,2003;Titsworth, Quinlan,&Mazer,2010;趙旭,2012）。

從理論上來看：一方面，根據(jù)Csikszentmihalyi（2000）的創(chuàng)造性系統(tǒng)觀理論 （the Systems View of Creativity Theory），學(xué)生的創(chuàng)造性表現(xiàn)需要得到該領(lǐng)域?qū)＜业恼J(rèn)同，中小學(xué)教師經(jīng)常充當(dāng)其學(xué)生創(chuàng)造性表現(xiàn)的 “守門人”，因此學(xué)生感知到的教師的評判起著重要的作用；另一方面，從自我決定理論 （Self-Determination Theory）出發(fā)，自主支持的環(huán)境能夠通過個體的基本心理需要的滿足，增加個體行為的內(nèi)在動機(jī) （Deci&Ryan,2008），創(chuàng)造性自我效能感作為一種內(nèi)部動機(jī)的表現(xiàn)，能夠通過教師在課堂上支持性的教學(xué)行為滿足學(xué)生的基本心理需要的滿足而被激發(fā) （Reeve,2006;Ryan&Hawley,2016）。

4.2 班級創(chuàng)新氛圍的中介作用

本研究結(jié)果表明學(xué)生感知到的班級創(chuàng)新氛圍能夠在教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為和學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感之間起完全中介作用。以往研究表明教師對學(xué)生的支持性態(tài)度和行為能從不同的路徑有助于班級創(chuàng)新氛圍的營造 （屈智勇,鄒泓,王英春,2004;Deci &Ryan,2008）。而積極的班級氛圍能顯著正向預(yù)測中小學(xué)生的自信心和創(chuàng)造性表現(xiàn) （Fleith,2000），但并未考察其對創(chuàng)造性自我效能感的影響。本研究證明了教師創(chuàng)造性教學(xué)行為對學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的影響是通過對班級群體的影響而實(shí)現(xiàn)的。

從團(tuán)體動力理論 （Group Dynamics）來看，班級作為一個團(tuán)體，在教師和學(xué)生互動形成班級氛圍后，便超越其中的任何一類主體，形成整體動力結(jié)構(gòu)對其中的個體發(fā)揮作用。中小學(xué)教學(xué)多為大班教學(xué)，教師對學(xué)生的影響是一對多的，教師對單個學(xué)生的直接接觸有限的，教師對學(xué)生個體言語說服等方式所激發(fā)的創(chuàng)造性自我效能感通常是短暫并不穩(wěn)定的 （王曉玲,張景煥,2008），其影響更多體現(xiàn)在群體層面而非個人層面上。對中小學(xué)學(xué)生來說，班級同學(xué)內(nèi)部之間的互動可能是創(chuàng)造性自我效能感形成機(jī)制中更為直接的因素。另一方面根據(jù)社會認(rèn)知理論 （Social Cognition Theory），自我效能感的產(chǎn)生是基于社會認(rèn)知，即他人的言語說服、替代性經(jīng)驗(yàn)、外在環(huán)境的協(xié)助、榜樣相似性等因素起著重要作用。對中小學(xué)生而言，班級內(nèi)部同伴的替代性經(jīng)驗(yàn)與榜樣的力量能增加其創(chuàng)造性自我效能。最后，積極的班級創(chuàng)新氛圍能為個體帶來更好的情緒體驗(yàn)，通過無意識的目標(biāo)感染，增強(qiáng)個體的創(chuàng)造性內(nèi)部動機(jī)，從而積極影響創(chuàng)造性自我效能感 （柴曉運(yùn),龔少英,段婷,鐘柳,焦永清,2011）。

具體來說，作為班級團(tuán)體的主導(dǎo)動力，教師可通過不同的途徑營造出班級創(chuàng)新氛圍來提升學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感。教師自身創(chuàng)造性行為的示范，以樹立榜樣來營造班級創(chuàng)新氛圍，能促進(jìn)學(xué)生創(chuàng)造性的發(fā)展 （Jeffrey,2006;Grainger,Goouch,& Lambirth,2005;Cheng,Himsel,Kasof,Greenberger, &Dmitrieva,2006），同時也能為學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感的提升提供社會認(rèn)知來源。教師自身的長遠(yuǎn)地積極樂觀看待學(xué)生的創(chuàng)造性發(fā)展 （Davies, 2006）、鼓勵合作學(xué)習(xí) （Reilly,Lilly,Bramwell,& Kronish,2011）、珍視學(xué)生行為的創(chuàng)新性和獨(dú)特性（Grainger et al.,2005）等創(chuàng)造力培養(yǎng)觀念，能通過班級內(nèi)部的目標(biāo)感染，激發(fā)學(xué)生創(chuàng)造的積極性來促進(jìn)學(xué)生創(chuàng)造性自我效能的提升。作為班上學(xué)生的重要支持來源，教師對學(xué)生創(chuàng)造性發(fā)展的需求覺察及適時滿足 （Bancroft,Fawcett,&Hay,2008），如不同的智力類型及學(xué)習(xí)風(fēng)格的辨別以及在課程設(shè)計(jì)結(jié)構(gòu)化和自由探索的平衡 （Braund&Campbell, 2010;Jeffrey,2006）等給予學(xué)生自主支持，不僅能提升班級創(chuàng)新氛圍，而且也可以通過激發(fā)學(xué)生的內(nèi)在動機(jī)，幫助學(xué)生積累創(chuàng)造性行為正向經(jīng)驗(yàn)，促進(jìn)創(chuàng)造性自我效能感提高。

4.3 沉浸特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

本研究結(jié)果表明，學(xué)生的沉浸特質(zhì)能夠正向預(yù)測自身的創(chuàng)造性自我效能感，并且調(diào)節(jié)著班級創(chuàng)新氛圍在教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為和學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感之間的中介作用，即當(dāng)學(xué)生的沉浸特質(zhì)水平較高時，所感知到的班級創(chuàng)新氛圍對于個體的創(chuàng)造性自我效能感水平具有更強(qiáng)的預(yù)測作用。

目前尚未有研究直接考察沉浸特質(zhì)對創(chuàng)造性自我效能感的影響，但從理論上來看，情緒愉悅度理論 （Hedonic Tone Theory）認(rèn)為較高的沉浸特質(zhì)往往伴隨較高的積極情緒 （Burke&Matthiesen,2004; Fullagar&Kelloway,2009）和較高的內(nèi)在動機(jī)水平 （Bakker,2008），這些情緒狀態(tài)能夠成為個體自我效能感知的信息來源，也能夠拓展個體的即時的認(rèn)知范圍 （Fredrickson,2001）和思維靈活性（Estrada,Isen,&Young,1997），有利于學(xué)生積累創(chuàng)造性行為的成功經(jīng)驗(yàn)，從而提高個體的創(chuàng)造性自我效能感。因此，沉浸特質(zhì)水平較高的學(xué)生，在良好的班級創(chuàng)新氛圍下對創(chuàng)造性任務(wù)更為專注，具有更高思維靈活性和能夠更高效地發(fā)揮其創(chuàng)造性，更容易促進(jìn)其創(chuàng)造性自我效能感的形成。

5 結(jié)論

本研究得到以下結(jié)論： （1）教師創(chuàng)造性教學(xué)行為能夠顯著正向預(yù)測學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感；（2）班級創(chuàng)新氛圍在教師創(chuàng)造性教學(xué)行為和學(xué)生創(chuàng)造性自我效能感中間起完全中介作用； （3）學(xué)生沉浸特質(zhì)對班級創(chuàng)新氛圍的中介作用存在顯著正向調(diào)節(jié)作用，即班級創(chuàng)新氛圍對學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感的影響隨著學(xué)生的沉浸特質(zhì)水平的增加而增加。

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Teachers′Creativity Fostering Behaviors and Students′Creative Self-efficacy:A Moderated Mediation Model

Zhang Jing1,Shu Zeng1,Hu Weiping2,Su Hanyin1,He Qiong1,Leng Lu1,Fang Xiaoyi1
（1 Institute of Developmental Psychology,Beijing Normal University,Beijing 100875;2 MOE Key Lab of Modern Teaching Technology, Shanxi Normal University,Xi′an 71062）

1689 students from grade three to grade nine of 1 primary and 2 junior middle schools in Xian and Beijing were recruited to answer questionnaires of Creativity Fostering Teacher Index,What is Happening in this Class, Short Dispositional Flow Scale and Student′s Self-efficacy Scale.A moderated mediation model was constructed to examine the relationship among teachers′creativity fostering behaviors,students′creative self-efficacy,creative classroom climate and students′dispositional flow.The results indicated that:1)Teachers′creativity fostering behaviors significantly positively predicated the level of students′creative self-efficacy;2)Creative classroom climate completely mediated the relationship between teachers′creativity fostering behaviors and student′creative self-efficacy;3)The mediation role of creative self-efficacy was positively moderated by students′dispositional flow.

teachers′creativity fostering behaviors,creative classroom climate,creative self-efficacy,dispositional flow,primary and secondary school students.

B844.2

2016-9-5

2013年度科技基礎(chǔ)性工作專項(xiàng) （2013IM030200）。

方曉義，E-mail：fangxy@bnu.edu.cn。