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

張 晶舒 曾胡衛(wèi)平孫漢銀賀瓊冷 露方曉義

（1北京師范大學心理學院發(fā)展心理研究所，北京 100875） （2陜西師范大學現(xiàn)代教學技術教育部重點實驗室，西安 710062）

教師創(chuàng)造性教學行為與中小學生創(chuàng)造性自我效能感的關系：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北京師范大學心理學院發(fā)展心理研究所，北京 100875） （2陜西師范大學現(xiàn)代教學技術教育部重點實驗室，西安 710062）

采用問卷法對北京市和西安市1所小學和2所中學的小學三年級到初中三年級的1689名學生進行調(diào)查，考察教師創(chuàng)造性教學行為與學生的創(chuàng)造性自我效能感之間的關系，以及班級創(chuàng)新氛圍的中介作用和學生沉浸特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用。研究結果表明： （1）教師創(chuàng)造性教學行為顯著正向預測學生的創(chuàng)造性自我效能感； （2）班級創(chuàng)新氛圍在教師創(chuàng)造性教學行為和學生創(chuàng)造性自我效能感間起完全中介作用； （3）學生沉浸特質(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。

創(chuàng)造性教學行為，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)造性領域的表現(xiàn)，指個體在從事特定任務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），被認為是影響個體創(chuàng)造性表現(xiàn)的重要內(nèi)在動機成分 （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 （Tiernery&Farmer, 2004），可以正向預測個體的創(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）甚至認為培養(yǎng)個體的創(chuàng)造性自我效能感比直接干預其創(chuàng)造力更為高效。

實際上，創(chuàng)造性自我效能感的獲得是循序漸進的。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。這說明基礎教育階段不僅是個體創(chuàng)造力發(fā)展的關鍵時期 （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，中小學學生的創(chuàng)造性自我效能感培養(yǎng)應得到重視 （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域（Kaufman,2006;Pretz&McCollum,2014），對學生的創(chuàng)造性自我效能感卻較少關注 （Beghetto,Kaufman,&Baxter,2011），特別是對于其影響因素的探討還比較有限。

學生的創(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注的階段，非常重視外界對自身的評價（向瓊,2009）。學校是學生成長的主要環(huán)境，從生態(tài)系統(tǒng)理論 （Eological System Theory） （Bronfenbrenner&Morris,1998）來看，學校系統(tǒng)中教師是影響學生發(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?shù)牟呗院头椒ㄌ嵘龑W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)的學生為目標而采用創(chuàng)造性教學方法的過程被稱為創(chuàng)造性教學行為 （Teachers′Creativity Fostering Behaviors） （林崇德,2001），包括學習方式指導、動機激發(fā)、觀點評價和鼓勵變通 （張景煥,初玉霞,林崇德,2008）。在培養(yǎng)學生的創(chuàng)新素質(zhì)的同時，教師創(chuàng)造性教學行為能否也能提升學生的創(chuàng)造性自我效能感？這得到了理論和相關研究結果的支持。從創(chuàng)造性自我效能感的來源來看，社會認知理論 （Social Cognition Theory） （Bandura, 1977）認為個體自我效能感的來源主要有過去的成敗經(jīng)驗、替代性學習、言語說服、生理和情緒狀態(tài)。從概念上看，教師創(chuàng)造性教學行為與自我效能感的社會認知來源存在相似性，例如教師創(chuàng)造性教學行為中的動機激發(fā)與創(chuàng)造性自我效能來源中的言語說服，從而教師創(chuàng)造性教學行為可能通過影響個體的社會認知過程等來提升學生的創(chuàng)造性自我效能感。此外，研究結果表明，在動機激發(fā)維度上，教師創(chuàng)造性支持行為能提升學生創(chuàng)造性自我效能感（趙旭,2012），從而影響學生的創(chuàng)造性表現(xiàn) （李金德,余嘉元,2011），與此類似，學生感知的在校被支持水平能顯著預測其創(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生的自我效能感 （師保國,王黎靜,徐麗,劉霞,2016）。在觀點評價維度上，研究結果顯示中學教師對學生創(chuàng)造性行為的反饋是對學生創(chuàng)造性自我效能感預測力最強的因素，反之，教師的消極教學行為，如消極傾聽、放棄行動等則消極預測初中學生的創(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生創(chuàng)造性自我效能感的影響，但是教師創(chuàng)造性教學行為是一個多維度的綜合概念，因此本研究擬從教師創(chuàng)造性教學行為這一綜合概念出發(fā)，提出假設H1：教師的創(chuàng)造性教學行為能夠正向預測學生的創(chuàng)造性自我效能感。

在教師創(chuàng)造性教學行為影響學生創(chuàng)造性自我效能感機制的研究中，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）是指學生覺知到的能促進學生創(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），能使學生體驗到更多的自由、安全感和自主支持感，是影響學生創(chuàng)造力的重要變量 （Furman,1998）。然而，目前大量的研究是以學生創(chuàng)造力為結果變量的 （Reeve,2006;Shalley, Zhou,&Oldham,2004;Amabile,1996），雖已有研究證明學生對班級 （學校）的信任水平能影響學生的創(chuàng)造性自我效能感 （Karwowski,2011b），但仍未有實證研究直接探討班級創(chuàng)新氛圍對學生創(chuàng)造性自我效能感的影響。從理論上來看，Bandura（1977）的社會認知理論 （Social Cognitive Theory）認為社會環(huán)境能夠給個體自我效能感提供信息來源，而班級創(chuàng)新氛圍以學生感知到的教師支持、學生參與、任務取向、平等、合作為主要特點 （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。鑒于目前尚未有實證研究證明班級創(chuàng)新氛圍在教師創(chuàng)造性教學行為對學生創(chuàng)造性自我效能感的影響路徑中的中介作用，本研究假設H2：教師的創(chuàng)造性教學行為通過班級創(chuàng)新氛圍對學生的創(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），因為個體的積極的情緒和生理狀態(tài)能向個體傳達自己具有完成任務的能力和技巧，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的傾向性 （Csikszentmihalyi, 1990）。具有沉浸特質(zhì)的個體更容易進入流暢狀態(tài)（Flow State），體驗高度愉悅和放松 （Rogatko, 2009），是個體動機的主要來源之一 （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)的學生更容易產(chǎn)生成功的創(chuàng)造經(jīng)驗 （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H3：沉浸特質(zhì)在班級創(chuàng)新氛圍對學生的創(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)造性教學行為是否是學生的創(chuàng)造性自我效能感的促進因素； （2）班級創(chuàng)新氛圍是否在教師創(chuàng)造性教學行為和學生創(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。

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所學校（1所小學、2所初中）中抽取小學三年級到初中三年級學生進行問卷調(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 理論假設模型圖

2.2 研究工具

2.2.1 教師創(chuàng)造性教學行為

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)造性課堂教學行為量表 （Creativity Fostering Teacher Index）來考察教師的創(chuàng)造性教學行為。原問卷為教師自評，但考慮到社會稱許性的影響，由學生對語文、數(shù)學和科學這三個主要學科的教師進行評定，后取三位老師的平均得分作為教師的創(chuàng)造性教學行為的評分。該量表共28個題目，包括學習方式指導 （例:在他的課上,學生有機會交流自己的看法和觀點）、動機激發(fā) （例:他在課堂上重視學好基礎知識和基本技能）、觀點評價 （例:當學生提出某些觀點時,他讓學生進一步思考之后才表明他的態(tài)度）和鼓勵變通 （例:他贊賞學生將所學知識派上不同的用場）4個維度。采用五點計分，從 “完全不符合”到 “完全符合”分別計1~5分，平均分越高表明教師的創(chuàng)造性教學行為水平越高。驗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)出對我個人的關心）、學生參與 （例:在班上討論時我會提出不同的想法）、任務取向 （例:對我而言,完成課堂作業(yè)是一件很重要的事情）、合作 （例:我和班上其他同學的關系很好）和平等 （例:在班上我的發(fā)言機會和其他同學一樣多）5個維度。采用五點計分，從 “完全不符合”到 “完全符合”分別計1~5分，平均分越高表明學生感受到的班級創(chuàng)新氛圍越好。驗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、明確的反饋、全神貫注于當前的任務、控制感、自我意識的喪失、時間的變換和享受的體驗共9個題目。采用五點計分，從 “完全不符合”到 “完全符合”分別計1~5分，平均分越高表明學生的沉浸特質(zhì)越強。驗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 學生創(chuàng)造性自我效能感

采用洪素蘋和林珊如 （2004）編制的學生創(chuàng)意自我效能感量表 （Student′s Self-efficacy Scale）來測查學生的創(chuàng)造性自我效能感。該量表共17個項目，包括創(chuàng)新策略信念 （例:當我面對新問題時,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。采用四點計分，從 “完全不符合”到 “完全符合”分別計1~4分，平均分越高表明學生的創(chuàng)造性自我效能感越好。驗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

在取得學校同意之后，以班級為單位進行集體施測。主試由接受培訓的心理學專業(yè)研究生擔任。正式施測前，抽取小樣本進行預測以及對部分語義不清晰項目進行修正。正式施測時，由主試宣讀和解釋指導語，測驗為45分鐘。過程中有學生對題項不明的，主試進行個別解釋說明，所有問卷當場回收。

2.4 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 21.0對數(shù)據(jù)進行管理、共同方法偏差檢驗、量表內(nèi)部效度檢驗、描述統(tǒng)計和相關分析，以檢驗測量工具有效性并對變量關系進行初步探索。基于研究假設，使用Mplus 7.0構建結構方程模型依次檢驗教師創(chuàng)造性教學行為對學生創(chuàng)造性自我效能感的預測作用、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。為增強參數(shù)估計的穩(wěn)健性 （方杰,張敏強,2012;Yuan& MacKinnon,2009），所有系數(shù)均使用Bootstrap方法（構造3000個樣本,每個樣本容量均為1689）進行顯著性檢驗。

3 結果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究所有的變量都采用學生的自我報告，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、預測后修改歧義的語句、當場個別答疑等控制措施。數(shù)據(jù)回收后進行Harman單因素檢驗 （MacKenzie&Podsakoff,2012），結果表明有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 各變量之間的相關分析

表1列出了各研究變量的Pearson相關系數(shù)、平均數(shù)和標準差。從中可以看到教師創(chuàng)造性教學行為、班級創(chuàng)新氛圍、學生沉浸特質(zhì)和學生創(chuàng)造性自我效能感兩兩顯著正相關 （0.26＜r＜0.61,ps＜0.01），可以進行進一步的分析。

表1 各變量的平均數(shù)、標準差和相關系數(shù) （N＝1689）

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

本研究選用檢驗力較高的乘積系數(shù)的區(qū)間檢驗法進行整體模型檢驗 （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)的中介變量檢驗程序，首先檢驗教師創(chuàng)造性行為的直接效應是否顯著 （H1）。構建教師創(chuàng)造性教學行為為外生潛變量，學生創(chuàng)造性自我效能感為內(nèi)源潛變量的模型，同時控制學生年齡、性別和家庭社會經(jīng)濟地位對創(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)造性教學行為能顯著正向預測學生的創(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)新氛圍的中介效應檢驗

加入班級創(chuàng)新氛圍潛變量后檢驗班級創(chuàng)新氛圍是否為教師創(chuàng)造性行為與學生創(chuàng)造性自我效能的中介變量 （H2），同樣控制人口學變量的影響。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)造性教學行為對學生的創(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）。該中介效應的效應值為0.33，bootstrap法得到的95%置信區(qū)間為 [0.27, 0.39]，不包含0，說明中介效應顯著。綜上，班級創(chuàng)新氛圍在教師創(chuàng)造性教學行為和學生的創(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)效應檢驗

Muller，Judd和Yzerbyt（2005）提出對中介效應的調(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對結果變量的預測作用顯著。因此將班級創(chuàng)新氛圍的顯變量中心化后采用乘積指標法構建沉浸特質(zhì)與班級創(chuàng)新氛圍的交互項，構建創(chuàng)造性教學行為為外源潛變量，班級創(chuàng)新氛圍為中介變量，學生創(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)新氛圍對學生創(chuàng)造性自我效能感影響的結構方程模型，同樣控制人口學變量的影響，考察沉浸特質(zhì)是否在班級創(chuàng)新氛圍和學生創(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）。結果如圖2所示，沉浸特質(zhì)顯著正向預測學生的創(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)新氛圍對學生的創(chuàng)造性自我效能感的預測作用也極其顯著 （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)新氛圍對學生的創(chuàng)造性自我效能感的影響。

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

進一步采用簡單斜率法 （Simple Slope Analysis）分析沉浸特質(zhì)的調(diào)節(jié)效應趨勢，按照沉浸特質(zhì)高/低于平均值1個標準差將學生分為高/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)新氛圍對學生創(chuàng)造性自我效能感的影響。結果表明 （如圖3所示），對高沉浸特質(zhì)的學生而言，隨著個體所在班級創(chuàng)新氛圍水平的增加，學生的創(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)的學生而言，隨著個體所在班級創(chuàng)新氛圍的增加，學生的創(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，學生創(chuàng)造性自我效能感只能增加0.07個單位。這表明學生沉浸特質(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 學生沉浸特質(zhì)對班級創(chuàng)新氛圍與學生創(chuàng)造性自我效能感之間關系的調(diào)節(jié)作用

4 討論

4.1 教師創(chuàng)造性教學行為與學生創(chuàng)造性自我效能感的關系

本研究在控制人口學變量后發(fā)現(xiàn)教師創(chuàng)造性教學行為顯著正向預測學生的創(chuàng)造性自我效能感。這與已有研究結論一致，即學生創(chuàng)造性自我效能感受教師給予學生創(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），學生的創(chuàng)造性表現(xiàn)需要得到該領域?qū)＜业恼J同，中小學教師經(jīng)常充當其學生創(chuàng)造性表現(xiàn)的 “守門人”，因此學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 （Deci&Ryan,2008），創(chuàng)造性自我效能感作為一種內(nèi)部動機的表現(xiàn)，能夠通過教師在課堂上支持性的教學行為滿足學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

本研究結果表明學生感知到的班級創(chuàng)新氛圍能夠在教師的創(chuàng)造性教學行為和學生創(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測中小學生的自信心和創(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)造性教學行為對學生創(chuàng)造性自我效能感的影響是通過對班級群體的影響而實現(xiàn)的。

從團體動力理論 （Group Dynamics）來看，班級作為一個團體，在教師和學生互動形成班級氛圍后，便超越其中的任何一類主體，形成整體動力結構對其中的個體發(fā)揮作用。中小學教學多為大班教學，教師對學生的影響是一對多的，教師對單個學生的直接接觸有限的，教師對學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。對中小學學生來說，班級同學內(nèi)部之間的互動可能是創(chuàng)造性自我效能感形成機制中更為直接的因素。另一方面根據(jù)社會認知理論 （Social Cognition Theory），自我效能感的產(chǎn)生是基于社會認知，即他人的言語說服、替代性經(jīng)驗、外在環(huán)境的協(xié)助、榜樣相似性等因素起著重要作用。對中小學生而言，班級內(nèi)部同伴的替代性經(jīng)驗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，通過無意識的目標感染，增強個體的創(chuàng)造性內(nèi)部動機，從而積極影響創(chuàng)造性自我效能感 （柴曉運,龔少英,段婷,鐘柳,焦永清,2011）。

具體來說，作為班級團體的主導動力，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，能促進學生創(chuàng)造性的發(fā)展 （Jeffrey,2006;Grainger,Goouch,& Lambirth,2005;Cheng,Himsel,Kasof,Greenberger, &Dmitrieva,2006），同時也能為學生創(chuàng)造性自我效能感的提升提供社會認知來源。教師自身的長遠地積極樂觀看待學生的創(chuàng)造性發(fā)展 （Davies, 2006）、鼓勵合作學習 （Reilly,Lilly,Bramwell,& Kronish,2011）、珍視學生行為的創(chuàng)新性和獨特性（Grainger et al.,2005）等創(chuàng)造力培養(yǎng)觀念，能通過班級內(nèi)部的目標感染，激發(fā)學生創(chuàng)造的積極性來促進學生創(chuàng)造性自我效能的提升。作為班上學生的重要支持來源，教師對學生創(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習風格的辨別以及在課程設計結構化和自由探索的平衡 （Braund&Campbell, 2010;Jeffrey,2006）等給予學生自主支持，不僅能提升班級創(chuàng)新氛圍，而且也可以通過激發(fā)學生的內(nèi)在動機，幫助學生積累創(chuàng)造性行為正向經(jīng)驗，促進創(chuàng)造性自我效能感提高。

4.3 沉浸特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

本研究結果表明，學生的沉浸特質(zhì)能夠正向預測自身的創(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)造性教學行為和學生的創(chuàng)造性自我效能感之間的中介作用，即當學生的沉浸特質(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的預測作用。

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知范圍 （Fredrickson,2001）和思維靈活性（Estrada,Isen,&Young,1997），有利于學生積累創(chuàng)造性行為的成功經(jīng)驗，從而提高個體的創(chuàng)造性自我效能感。因此，沉浸特質(zhì)水平較高的學生，在良好的班級創(chuàng)新氛圍下對創(chuàng)造性任務更為專注，具有更高思維靈活性和能夠更高效地發(fā)揮其創(chuàng)造性，更容易促進其創(chuàng)造性自我效能感的形成。

5 結論

本研究得到以下結論： （1）教師創(chuàng)造性教學行為能夠顯著正向預測學生的創(chuàng)造性自我效能感；（2）班級創(chuàng)新氛圍在教師創(chuàng)造性教學行為和學生創(chuàng)造性自我效能感中間起完全中介作用； （3）學生沉浸特質(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)新氛圍對學生的創(chuàng)造性自我效能感的影響隨著學生的沉浸特質(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年度科技基礎性工作專項 （2013IM030200）。

方曉義，E-mail：fangxy@bnu.edu.cn。