劉芳麗，扈春榮，伊運(yùn)恒

(1.運(yùn)城學(xué)院 教育與心理科學(xué)系，山西 運(yùn)城 044000；2.衡水學(xué)院，河北 衡水 053000；3.運(yùn)城職業(yè)技術(shù)大學(xué)，山西 運(yùn)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(chuàng)造力的比拼。大學(xué)生是人才的核心。大學(xué)階段屬于求學(xué)期或創(chuàng)造力的準(zhǔn)備期，對一個人一生的創(chuàng)造活動有著極為重要的意義。然而當(dāng)前大學(xué)生的就業(yè)率不斷下降、能力與學(xué)歷匹配嚴(yán)重失調(diào)、工作靈活性差、科研實(shí)踐參與度低、原創(chuàng)性成果稀少等現(xiàn)象，無不反映出大學(xué)生創(chuàng)造能力的欠缺。如何培養(yǎng)大批勇于創(chuàng)新、敢于創(chuàng)新、能夠創(chuàng)新、持續(xù)創(chuàng)新的創(chuàng)造性人才，仍是當(dāng)前高等教育亟待思考和解決的現(xiàn)實(shí)問題。明確哪些因素影響以及如何影響大學(xué)生的創(chuàng)造力，是解決這一問題的關(guān)鍵。

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

在創(chuàng)造教育領(lǐng)域,大量研究與實(shí)踐均已證實(shí):創(chuàng)造力是可以培養(yǎng)的,而且教育能夠促進(jìn)創(chuàng)造力的發(fā)展[5，6]。其中教師起著至關(guān)重要的作用,教師通過教學(xué)策略的運(yùn)用、教學(xué)評價的選擇以及教育環(huán)境的創(chuàng)設(shè)等方式,可以對學(xué)生創(chuàng)造力的培養(yǎng)產(chǎn)生巨大影響[7]。教師創(chuàng)新支持是學(xué)生創(chuàng)造力的主要外部環(huán)境。因此，本研究選取教師創(chuàng)新支持作為影響大學(xué)生創(chuàng)造力的環(huán)境因素，考察教師創(chuàng)新支持對創(chuàng)造力的影響。

創(chuàng)造性活動是一項(xiàng)十分復(fù)雜且困難的冒險活動,創(chuàng)新自我效能感的高低對創(chuàng)造性活動的成功具有十分重要的作用。創(chuàng)新自我效能感是個體對自己在生活或?qū)W習(xí)中能否有創(chuàng)造性行為的自信心[8]。Jaussi,Randel & Dionne研究發(fā)現(xiàn),創(chuàng)新自我效能感和個體創(chuàng)造力呈相關(guān)關(guān)系,在環(huán)境或心理因素和創(chuàng)造力之間起中介作用[9]。創(chuàng)造動機(jī)是激發(fā)個體將創(chuàng)造性潛能轉(zhuǎn)化為創(chuàng)造性行為或成果的動力[10]。創(chuàng)造動機(jī)作為創(chuàng)造性活動的動力系統(tǒng)，能引起和維持個體的創(chuàng)造性活動，并產(chǎn)出創(chuàng)造性產(chǎn)品，對創(chuàng)造力的發(fā)展起著重要作用。內(nèi)在動機(jī)與外在動機(jī)在協(xié)同作用的情況下,個體可能會有高水平的創(chuàng)造性行為和成果[11，12]。因此，本研究考察創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)造性動機(jī)作為中介變量，對創(chuàng)造力的作用。

綜上所述，本研究試圖探究認(rèn)識論信念、教師創(chuàng)新支持對大學(xué)生創(chuàng)造力的影響,同時考察創(chuàng)造動機(jī)和創(chuàng)新自我效能感在這一影響過程中的中介效應(yīng),以期為提升高等教育創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)質(zhì)量提供依據(jù)。

1. 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 認(rèn)識論信念對大學(xué)生創(chuàng)造力的影響

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

1.2 教師創(chuàng)新支持對大學(xué)生創(chuàng)造力的影響

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

1.3 創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在認(rèn)識論信念對大學(xué)生創(chuàng)造力的中介作用

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

假設(shè)3a 創(chuàng)造動機(jī)在認(rèn)識論信念與大學(xué)生創(chuàng)造力之間起著中介作用。

假設(shè)3b 創(chuàng)新自我效能感在認(rèn)識論信念與大學(xué)生創(chuàng)造力之間起著中介作用。

假設(shè)3c 創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在認(rèn)識論信念與大學(xué)生創(chuàng)造力之間起著鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

1.4 創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在教師創(chuàng)新支持對大學(xué)生創(chuàng)造力的中介作用

外部環(huán)境因素主要通過對動機(jī)等個體心理狀態(tài)發(fā)生作用，進(jìn)而對創(chuàng)造過程產(chǎn)生影響[23]。Ruzek等認(rèn)為學(xué)生如果能夠感知到教師的支持和鼓勵,就越能積極進(jìn)取,越能表現(xiàn)出較強(qiáng)的動機(jī),解決所遇到的問題時也更加自信[24]。檀成華研究發(fā)現(xiàn)導(dǎo)師自主支持會直接促進(jìn)研究生創(chuàng)造力,同時還會引起學(xué)生心理層面上的變化,通過增強(qiáng)學(xué)生的自主性動機(jī)和創(chuàng)新自我效能感,進(jìn)而對創(chuàng)造力產(chǎn)生影響[25]。由此提出研究假設(shè)4：創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在教師創(chuàng)新支持與大學(xué)生創(chuàng)造力之間起著中介作用。

假設(shè)4a 創(chuàng)造動機(jī)在教師創(chuàng)新支持與大學(xué)生創(chuàng)造力之間起著中介作用。

假設(shè)4b 創(chuàng)新自我效能感在教師創(chuàng)新支持與大學(xué)生創(chuàng)造力之間起著中介作用。

假設(shè)4c 創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在教師創(chuàng)新支持與大學(xué)生創(chuàng)造力之間起著鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

總之，基于上述變量之間的理論關(guān)系和研究假設(shè)，本研究建立了以認(rèn)識論信念和教師創(chuàng)新支持為自變量，創(chuàng)造動機(jī)和創(chuàng)新自我效能感為中介變量，創(chuàng)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(xué)生作為研究對象，利用學(xué)期末開班會時機(jī)，現(xiàn)場發(fā)放615份紙質(zhì)問卷，剔除填答漏項(xiàng)、答案選項(xiàng)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(xué)生155人(27.2%)、大二學(xué)生227人(39.8%)、大三學(xué)生138人(24.2%)、大四學(xué)生50人(8.8%)；人文社科類學(xué)生297人(52.1%)、理工科類273人(47.9%)。

2.2 研究工具

2.2.1 認(rèn)識論信念量表

使用周焱博士編制的大學(xué)生認(rèn)識論信念量表[26]，包括38個題項(xiàng)，由知識獲得性、知識確定性、知識簡單性、學(xué)習(xí)價值、學(xué)習(xí)速度、學(xué)習(xí)能力6個因子構(gòu)成。采用Likert5點(diǎn)計分。認(rèn)識論信念總量表和6個分量表的克隆巴赫α系數(shù)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(guān)系數(shù)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(qū)別效度。

2.2.2 教師創(chuàng)新支持量表

使用李金德翻譯并修訂Tierney和Farmer的上級創(chuàng)新支持行為量表而形成的教師創(chuàng)新支持量表[27]。量表包括15個題項(xiàng)，由物質(zhì)支持、人際支持、教師創(chuàng)造特性、精神支持4個因子構(gòu)成。采用Likert5點(diǎn)計分。教師創(chuàng)新支持總量表和4個分量表的克隆巴赫α系數(shù)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(guān)系數(shù)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(qū)別效度。

2.2.3 創(chuàng)造力自我報告量表[27]

采用由美國Runco教授等編制的創(chuàng)造力自我報告量表[28]。Runco認(rèn)為RIBS用于測量個體創(chuàng)造力觀念的生成表現(xiàn)，明確反映了個體在思維方面的創(chuàng)造性傾向和技能，可以為衡量個體的創(chuàng)造力水平和潛能提供新的標(biāo)準(zhǔn)。劉占波[18]對RIBS進(jìn)行了修訂。量表采用Likert5點(diǎn)計分，有24個正向計分題項(xiàng)，包括三個因子：創(chuàng)造力流暢性、創(chuàng)造力獨(dú)創(chuàng)性和創(chuàng)造力靈活性。總量表和3個分量表的克隆巴赫α系數(shù)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(guān)系數(shù)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(qū)別效度。

2.2.4 創(chuàng)造動機(jī)量表

采用石變梅[29]博士修訂的適合中國大學(xué)生的創(chuàng)造動機(jī)量表，量表包括14個題項(xiàng)，由內(nèi)在動機(jī)、外在動機(jī)2個因子構(gòu)成。采用Likert5點(diǎn)計分。被試的得分越高，表示被試的創(chuàng)造動機(jī)越強(qiáng)烈?？偭勘砗?個分量表的克隆巴赫α系數(shù)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(guān)系數(shù)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(qū)別效度。

2.2.5 創(chuàng)新自我效能感量表

使用陽莉華[30]編制的適合中國大學(xué)生的創(chuàng)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(xiàng)，由敏感性效能感、靈活性效能感、獨(dú)創(chuàng)性效能感、流暢性效能感4個因子構(gòu)成。采用Likert5點(diǎn)計分?？偭勘砗?個分量表的克隆巴赫α系數(shù)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(guān)系數(shù)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(qū)別效度。

2.3 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究采用Harman單因素檢驗(yàn)法[32]，將認(rèn)識論信念、創(chuàng)造力、創(chuàng)造動機(jī)、創(chuàng)新自我效能感和教師創(chuàng)新支持5個變量的測量題項(xiàng)數(shù)據(jù)進(jìn)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(shù)據(jù)處理

首先，采用SPSS22.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性分析、信效度分析和相關(guān)分析。其次，使用AMOS22.0軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，檢驗(yàn)創(chuàng)造動機(jī)和創(chuàng)新自我效能感的中介效應(yīng)，并對鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)。

3. 研究結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

對研究數(shù)據(jù)進(jìn)行基本描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析，5個研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、偏度、峰度和相關(guān)系數(shù)矩陣如表1所示。大學(xué)生創(chuàng)造力、認(rèn)識論信念、教師創(chuàng)新支持、創(chuàng)造動機(jī)和創(chuàng)新自我效能感平均分在3.176～3.338之間，均高于量表中數(shù)3.0，呈現(xiàn)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(jù)正態(tài)分布的基本原則，如果樣本數(shù)據(jù)偏度絕對值小于2，峰度絕對值小于7,那么樣本數(shù)據(jù)便呈現(xiàn)正態(tài)分布[33]。因此，本研究中所有變量的分布相對規(guī)律，所有變量數(shù)據(jù)均呈現(xiàn)正態(tài)分布。此外，相關(guān)分析結(jié)果顯示，5個變量間的相關(guān)系數(shù)在0.174～0.575之間，呈中度正相關(guān)且均達(dá)到了顯著性水平。其中，創(chuàng)造力與認(rèn)識論信念(r=0.214,p<0.01)、教師創(chuàng)新支持(r=0.317,p<0.01)、創(chuàng)造動機(jī)(r=0.373,p<0.01)以及創(chuàng)新自我效能感(r=0.509,p<0.01)呈顯著正相關(guān)關(guān)系；認(rèn)識論信念與教師創(chuàng)新支持(r=0.174,p<0.01)、創(chuàng)造動機(jī)(r=0.233,p<0.01)以及創(chuàng)新自我效能感(r=0.245,p<0.01)呈顯著正相關(guān)關(guān)系；教師創(chuàng)新支持與創(chuàng)造動機(jī)(r=0.575,p<0.01)、創(chuàng)新自我效能感(r=0.373,p<0.01)呈顯著正相關(guān)關(guān)系；創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能(r=0.450,p<0.01)呈顯著正相關(guān)關(guān)系。結(jié)果表明，本研究變量符合結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證假設(shè)的基本要求。

表1 研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、偏度、峰度及相關(guān)系數(shù)(N=570)

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型分析

3.2.1 模型擬合度檢驗(yàn)

本研究使用AMOS22.0軟件，建構(gòu)結(jié)構(gòu)方程模型。表2顯示，研究模型的擬合度指標(biāo)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(biāo)值都達(dá)到了研究者提出的評價標(biāo)準(zhǔn)，說明本研究的研究模型與樣本數(shù)據(jù)的擬合屬于可接受的范疇，可以進(jìn)一步對研究模型的路徑系數(shù)進(jìn)行分析。

表2 模型擬合指數(shù)(N=570)

3.2.2 研究模型的路徑系數(shù)分析

本研究采用極大似然法估計各路徑系數(shù)值，為標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，B為非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù), S.E.為估計值的標(biāo)準(zhǔn)誤。以非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的臨界值C.R.來判斷路徑的顯著性。從表3可看出，認(rèn)識論信念(p>0.05)、教師創(chuàng)新支持( p>0.05)和創(chuàng)造動機(jī)( p>0.05 )對創(chuàng)造力的直接路徑不顯著。因此，研究假設(shè)1、研究假設(shè)2以及研究假設(shè)3a、4a均不成立，即：認(rèn)識論信念和教師創(chuàng)新支持對大學(xué)生創(chuàng)造力均無直接預(yù)測作用;創(chuàng)造動機(jī)在認(rèn)識論信念與大學(xué)生創(chuàng)造力之間、在教師創(chuàng)新支持與大學(xué)生創(chuàng)造力之間不起中介作用。此外，教師創(chuàng)新支持( p>0.05)對創(chuàng)新自我效能感的直接路徑不顯著，因此研究假設(shè)4b不成立，即：創(chuàng)新自我效能感在教師創(chuàng)新支持與大學(xué)生創(chuàng)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(shù)(N=570)

基于模型簡潔性的考慮，本研究對研究模型進(jìn)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(jié)構(gòu)模型如圖2所示。在該模型的擬合度指標(biāo)中，χ2/df=2.353，CFI=0.959，TLI=0.952，RMSEA=0.049,SRMR=0.043，均符合統(tǒng)計學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，因此本研究將修正后模型選為最終的結(jié)構(gòu)方程模型。

圖2 認(rèn)識論信念、教師創(chuàng)新支持對創(chuàng)造力影響的結(jié)構(gòu)方程模型(標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù))

3.2.3 中介作用檢驗(yàn)

本研究采用Bootstrap對創(chuàng)造動機(jī)和創(chuàng)新自我效能感的中介效果進(jìn)行檢驗(yàn)[34]。結(jié)果見表4。

首先，創(chuàng)新自我效能感對認(rèn)識論信念與創(chuàng)造力之間的特定間接效應(yīng)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(qū)間都不包含0，且p<0.05，驗(yàn)證了研究假設(shè)3b。

第二，創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在認(rèn)識論信念與創(chuàng)造力之間的鏈?zhǔn)介g接效應(yīng)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(qū)間都不包含0，且p<0.05,驗(yàn)證了研究假設(shè)3c。

第三，創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在教師創(chuàng)新支持與創(chuàng)造力之間的鏈?zhǔn)介g接效應(yīng)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(qū)間都不包含0，且p<0.05,驗(yàn)證了研究假設(shè)4c。

因此，本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在認(rèn)識論信念、教師創(chuàng)新支持與創(chuàng)造力之間發(fā)揮著重要的中介作用。

表4 Bootstrap中介效果檢驗(yàn)(N=570)

4. 結(jié)果討論

4.1 大學(xué)生創(chuàng)造力與認(rèn)識論信念、教師創(chuàng)新支持、創(chuàng)造動機(jī)、創(chuàng)新自我效能感的關(guān)系

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

本研究結(jié)構(gòu)方程路徑系數(shù)的分析結(jié)果表明，認(rèn)識論信念與教師創(chuàng)新支持預(yù)測大學(xué)生創(chuàng)造力的直接路徑系數(shù)均不顯著。這與已有研究結(jié)果不完全一致。徐釧和劉文令[15]研究發(fā)現(xiàn)中學(xué)生認(rèn)識論信念能有效預(yù)測個體在創(chuàng)造力傾向。結(jié)果不一致的原因可能是采用了不同創(chuàng)造力的評價指標(biāo)。徐釧和劉文令采用創(chuàng)造力傾向量表評價創(chuàng)造力，而本研究以創(chuàng)造力自評量表作為評價工具，測量指標(biāo)不同。雖然本研究結(jié)果沒能驗(yàn)證認(rèn)識論信念對創(chuàng)造力的直接預(yù)測作用,但發(fā)現(xiàn)認(rèn)識論信念與創(chuàng)造力之間存在中介路徑，認(rèn)識論信念能夠通過中介變量對創(chuàng)造力產(chǎn)生重要作用。檀成華[25]對某研究型大學(xué)的研究生進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)導(dǎo)師支持能直接促使研究生在科研工作和學(xué)習(xí)中表現(xiàn)出較高的創(chuàng)造力。本研究與其結(jié)果不一致的原因，可能是與研究對象的不同有關(guān)。本研究是以地方本科大學(xué)生為研究對象，本科生無論是在科研還是學(xué)習(xí)中的創(chuàng)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(xué)生心理狀態(tài)產(chǎn)生作用，進(jìn)而對其創(chuàng)造性活動和成果產(chǎn)生影響。這又與Amabile[23]的觀點(diǎn)相一致，進(jìn)一步說明個體動機(jī)等心理狀態(tài)在環(huán)境因素與創(chuàng)造過程中的重要作用。

總之，本研究中認(rèn)識論信念和教師創(chuàng)新支持雖對創(chuàng)造力沒有直接預(yù)測效果。但它們與創(chuàng)造力相關(guān)顯著，同時分別通過創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)造動機(jī)對創(chuàng)造力產(chǎn)生間接預(yù)測效果?？梢娬J(rèn)識論信念與教師創(chuàng)新支持對大學(xué)生創(chuàng)造力的發(fā)展具有非常重要的作用。

4.2 創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在認(rèn)識論信念與大學(xué)生創(chuàng)造力之間的中介作用

首先，創(chuàng)新自我效能感在認(rèn)識論信念與大學(xué)生創(chuàng)造力之間發(fā)揮著中介作用。本研究中介效應(yīng)測試結(jié)果顯示，創(chuàng)新自我效能感在認(rèn)識論信念與創(chuàng)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(chuàng)新自我效能感在影響因素和創(chuàng)新表現(xiàn)之間具有中介作用的結(jié)論相一致[40，41]。成熟的認(rèn)識論信念可以指引學(xué)生進(jìn)行積極有效的認(rèn)知過程和采取科學(xué)合理的認(rèn)知策略，有助于形成較強(qiáng)的自我效能感。而自我效能感較強(qiáng)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(chǎn)生出更多的創(chuàng)造性成果。因此，培養(yǎng)個體創(chuàng)新自我效能感，有助于個體創(chuàng)造力水平的提升[42]。

第二，創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新效能感在認(rèn)識論信念與大學(xué)生創(chuàng)造力之間發(fā)揮著鏈?zhǔn)街薪樽饔?。本研究中介效?yīng)測試結(jié)果顯示，認(rèn)識論信念通過創(chuàng)造動機(jī)和創(chuàng)新自我效能感兩個變量的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，對?chuàng)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(rèn)識論信念越成熟積極，個體越傾向于認(rèn)為學(xué)習(xí)是有意義和快樂的，是自我主動建構(gòu)知識的漸進(jìn)過程；個體越樂于鉆研知識，就越有助于激發(fā)其內(nèi)在學(xué)習(xí)動機(jī)，促使個體積極主動地學(xué)習(xí)，體驗(yàn)到學(xué)習(xí)的樂趣和自我的價值，提高個體自我效能感，進(jìn)而產(chǎn)生創(chuàng)新性行為和成果。因此本研究也證實(shí)了我國學(xué)者劉儒德所呼吁的培養(yǎng)大學(xué)生積極成熟的認(rèn)識論信念的重要性，認(rèn)識論信念的轉(zhuǎn)變與培養(yǎng)應(yīng)成為高等教育教學(xué)改革的重要目標(biāo)[43]。

4.3 創(chuàng)造動機(jī)與創(chuàng)新自我效能感在教師創(chuàng)新支持與大學(xué)生創(chuàng)造力之間的中介作用

本研究中介效應(yīng)測試結(jié)果顯示，教師創(chuàng)新支持通過創(chuàng)造動機(jī)和創(chuàng)新自我效能感兩個變量的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，對大學(xué)生創(chuàng)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(huán)境是相互連接和相互作用的，環(huán)境會影響學(xué)習(xí)者的行為，學(xué)習(xí)者對環(huán)境的知覺也會影響個體行為，同時行為也會影響環(huán)境和個人。本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，教師創(chuàng)新支持是影響大學(xué)生創(chuàng)造力的重要環(huán)境因素，創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)造動機(jī)是環(huán)境因素影響創(chuàng)造性行為之間重要的中介變量。教師的創(chuàng)新支持有助于激發(fā)大學(xué)生的創(chuàng)造動機(jī)，提高大學(xué)生對創(chuàng)新能力的自信心。而創(chuàng)新能力的自信心是個體創(chuàng)新成功的重要心理資源。大學(xué)生只有在積極自信的心理資源的支持下，才能設(shè)定更具有挑戰(zhàn)性的目標(biāo)，才能在遇到困難時，堅持不懈地努力，并作出創(chuàng)新性的表現(xiàn)。同時，教師也會通過學(xué)生的創(chuàng)造性行為，不斷地調(diào)整著自己的支持行為。這樣教師創(chuàng)新支持行為、學(xué)生創(chuàng)造動機(jī)、創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)造力便緊密地聯(lián)系在一起，更好地促進(jìn)了大學(xué)生創(chuàng)造力的發(fā)展。

4.4 教育建議

本研究從認(rèn)識論信念和教師創(chuàng)新支持來探討影響大學(xué)生創(chuàng)造力的個體和環(huán)境因素，從動力和認(rèn)知的角度來探討大學(xué)生群體進(jìn)行創(chuàng)造性活動的心理過程，這有助于更好地了解大學(xué)生創(chuàng)造力的特點(diǎn)和內(nèi)在心理機(jī)制。鑒于此，本研究提出以下建議。

4.4.1 培養(yǎng)大學(xué)生積極成熟的認(rèn)識論信念。認(rèn)識論信念關(guān)系到大學(xué)生對知識和學(xué)習(xí)過程的認(rèn)知，影響到大學(xué)生的學(xué)習(xí)和研究行為。如果大學(xué)生持有不成熟的認(rèn)識論信念，會導(dǎo)致其創(chuàng)造行為失去源泉。為此，教師應(yīng)鼓勵大學(xué)生積極參加課堂討論、學(xué)術(shù)會議等，通過不同形式的交流,開拓大學(xué)生的創(chuàng)新思路,準(zhǔn)確聚焦問題,了解和借鑒他人的成功經(jīng)驗(yàn)，不斷提升自身知識建構(gòu)能力。同時大學(xué)生應(yīng)踴躍參與討論，表達(dá)自己新觀點(diǎn)、新看法，培養(yǎng)大膽質(zhì)疑權(quán)威和形成自己獨(dú)立見解的能力。這是培養(yǎng)大學(xué)生具備成熟認(rèn)識論信念的重要路徑和有效方式。

4.4.2 激發(fā)大學(xué)生的創(chuàng)造動機(jī)。創(chuàng)造動機(jī)是促使個體發(fā)揮潛能、激發(fā)個體創(chuàng)造性產(chǎn)出的推動力。較高的動機(jī)狀態(tài)會有效地激發(fā)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(chuàng)造性的產(chǎn)出?？赏ㄟ^引導(dǎo)和鼓勵大學(xué)生積極參與到學(xué)校組織的各類社團(tuán)活動、科技創(chuàng)新競賽等項(xiàng)目中,促使大學(xué)生產(chǎn)生強(qiáng)烈好奇心和求知欲，激發(fā)大學(xué)生強(qiáng)烈地創(chuàng)造欲望，培養(yǎng)大學(xué)生內(nèi)在和外在創(chuàng)造動機(jī)。

4.4.3 增強(qiáng)大學(xué)生的創(chuàng)新自我效能感。創(chuàng)新自我效能感作為影響創(chuàng)造活動的信念系統(tǒng)，在影響創(chuàng)造力的路徑中同樣起著非常重要的作用。已有研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新自我效能感較高的個體，通常其創(chuàng)新性能力也較高[45，46]。創(chuàng)新成功的經(jīng)驗(yàn)和體驗(yàn)?zāi)軌蛟鰪?qiáng)大學(xué)生的創(chuàng)新自我效能感。為此，學(xué)?？梢酝ㄟ^開發(fā)合理的創(chuàng)新教育模式，設(shè)定學(xué)生通過努力能夠達(dá)到的創(chuàng)新目標(biāo)，增強(qiáng)大學(xué)生在團(tuán)隊合作中被尊重被認(rèn)可的感知，為大學(xué)生創(chuàng)造積極安全、輕松和諧的創(chuàng)新環(huán)境。同時，關(guān)注大學(xué)生的情緒狀態(tài)和生理狀態(tài)，積極開展心理健康活動，提高大學(xué)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(xué)校環(huán)境的重要組成部分，教師行為是影響學(xué)生動機(jī)和積極行為結(jié)果的關(guān)鍵因素[47]。大學(xué)教師不僅是向?qū)W生傳授知識與技能,還擔(dān)負(fù)著對學(xué)生在生活和情感上進(jìn)行引導(dǎo)的責(zé)任與義務(wù)。學(xué)?？蔀楸究齐A段大學(xué)生指派導(dǎo)師，師生通過導(dǎo)師制加強(qiáng)溝通與交流。導(dǎo)師在學(xué)習(xí)、研究、生活以及心理等方面為學(xué)生提供支持與指導(dǎo)，讓學(xué)生感知到被關(guān)心、信任和尊重，進(jìn)而提高學(xué)生應(yīng)對壓力和挑戰(zhàn)時的自信心和韌性。同時，導(dǎo)師可通過開展學(xué)習(xí)交流會、參加社會實(shí)踐以及進(jìn)行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練等豐富多彩的活動對大學(xué)生的創(chuàng)新能力進(jìn)行鍛煉。無論是導(dǎo)師的情感支持還是技術(shù)信息支持,都會對大學(xué)生創(chuàng)造力的發(fā)展產(chǎn)生重大影響。