教導(dǎo)何以有方？教師辯證反饋對(duì)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用機(jī)制*

張建衛(wèi) 周愉凡 李林英 李海紅 滑衛(wèi)軍

教導(dǎo)何以有方？教師辯證反饋對(duì)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用機(jī)制*

張建衛(wèi)1周愉凡2李林英3李海紅4滑衛(wèi)軍1

(1北京理工大學(xué)人文與社會(huì)科學(xué)學(xué)院, 北京 100081) (2青島大學(xué)師范學(xué)院, 山東 青島 266071) (3北京理工大學(xué)馬克思主義學(xué)院, 北京 100081) (4山東財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院, 濟(jì)南 250014)

采用實(shí)地問卷調(diào)查和縱向現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)相結(jié)合的研究方法, 從社會(huì)信息加工理論視角探討了教師辯證反饋對(duì)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn): 教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力呈正相關(guān)關(guān)系; 團(tuán)隊(duì)信息深加工中介了教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響; 精熟氛圍在教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工關(guān)系間起正向調(diào)節(jié)作用, 而績效氛圍在二者間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用; 教師辯證反饋能夠通過團(tuán)隊(duì)信息深加工對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生有條件的、正向的間接影響, 當(dāng)精熟氛圍水平高、績效氛圍水平低時(shí), 教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接促進(jìn)作用更為顯著。研究從理論上提出教師辯證反饋并實(shí)證探索其對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用機(jī)制, 從團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新層面上豐富和深化了“教育與發(fā)展”這一經(jīng)典理論范疇, 并為促進(jìn)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展提供了實(shí)踐啟示。

教師辯證反饋, 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力, 團(tuán)隊(duì)信息深加工, 精熟氛圍, 績效氛圍

1 問題提出

隨著科技創(chuàng)新環(huán)境不確定性和任務(wù)復(fù)雜性的不斷增強(qiáng), 團(tuán)隊(duì)日益成為大學(xué)生科技創(chuàng)新活動(dòng)的重要載體, 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力正在成為高校創(chuàng)新教育的重要內(nèi)容, 教師反饋在團(tuán)隊(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)中的關(guān)鍵性作用日益凸顯。近年來反饋引起了學(xué)者的廣泛關(guān)注, 有效反饋能夠增進(jìn)個(gè)體及團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)造力(Mavri et al., 2020; Rupert & Kern, 2016)、執(zhí)行功能(王元等, 2020)、內(nèi)部動(dòng)機(jī)(Koka & Hein, 2005)和積極整合行為(王永麗, 時(shí)勘, 2003)等。目前學(xué)者根據(jù)反饋效價(jià)、反饋意圖及反饋焦點(diǎn)等, 將反饋分為積極和消極反饋(Zhou, 1998)、信息型和控制型反饋(Ryan, 1982)、任務(wù)焦點(diǎn)和特質(zhì)焦點(diǎn)反饋(Smither & Walker, 2004)等類型。不過, 上述反饋劃分趨于機(jī)械單一, 難以反映出社會(huì)情境的復(fù)雜性及動(dòng)態(tài)性特征, 更無法體現(xiàn)反饋的質(zhì)量水平, 且反饋結(jié)構(gòu)及其后效也缺乏多方法綜合驗(yàn)證。此外, 大多數(shù)研究仍集中于組織行為領(lǐng)域, 鮮見針對(duì)教育尤其是高校創(chuàng)新教育領(lǐng)域的反饋研究?；诖? 辯證反饋從理論和實(shí)踐層面上彌補(bǔ)了已有反饋研究的不足。教師辯證反饋是反饋理論在創(chuàng)新教育領(lǐng)域的拓展和深化, 是一種體現(xiàn)教師辯證思維并遵循學(xué)生發(fā)展規(guī)律的信息反饋活動(dòng), 能夠反映出真實(shí)情境下更為全面復(fù)雜、動(dòng)態(tài)變化的信息反饋活動(dòng)。教師辯證反饋活動(dòng)中所蘊(yùn)含的全面性、發(fā)展性認(rèn)知方式和指導(dǎo)性信息, 可對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新實(shí)踐發(fā)揮引領(lǐng)、組織和激發(fā)作用, 從而提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力水平。

本研究從社會(huì)信息加工理論視角出發(fā), 揭示教師辯證反饋對(duì)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用機(jī)制。社會(huì)信息加工理論強(qiáng)調(diào)社會(huì)環(huán)境中釋放出的信息對(duì)人的認(rèn)知行為產(chǎn)生的影響(Salancik & Pfeffer, 1978), 人們通過理解加工特定社會(huì)信息來決定后續(xù)行為表現(xiàn)。那么, 教師辯證反饋?zhàn)鳛橐环N社會(huì)環(huán)境信息, 可能對(duì)學(xué)生團(tuán)隊(duì)信息加工產(chǎn)生顯著影響。團(tuán)隊(duì)信息深加工是團(tuán)隊(duì)成員開展信息與觀點(diǎn)交換的重要認(rèn)知過程(van Knippenberg et al., 2004), 而倡導(dǎo)信息交換與整合的重要他人指令則會(huì)提升團(tuán)隊(duì)信息深加工水平(Kooij-de Bode et al., 2008; Stasser & Titus, 1985)。同時(shí), 教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)信息深加工的促進(jìn)作用可能會(huì)受到團(tuán)隊(duì)情境因素尤其是團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍的制約。社會(huì)信息加工理論還指出組織特征等背景因素在信息加工過程中的重要作用(Boekhorst, 2015; Salancik & Pfeffer, 1978), 團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍是反映團(tuán)隊(duì)內(nèi)部特征的背景因素, 體現(xiàn)出團(tuán)隊(duì)成員對(duì)成功標(biāo)準(zhǔn)的共同感受, 會(huì)對(duì)團(tuán)隊(duì)成員認(rèn)知與行為產(chǎn)生影響(Nerstad et al., 2013), 據(jù)此推斷團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍是教師辯證反饋影響團(tuán)隊(duì)信息深加工的重要邊界條件。為此, 本研究基于社會(huì)信息加工理論探索教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用機(jī)制, 并揭示團(tuán)隊(duì)信息深加工的中介效應(yīng)和團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1.1 教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響

教師辯證反饋是指教師自覺開展的、向?qū)W生提供具有變化性、關(guān)聯(lián)性和整合性特征, 能夠全面反映學(xué)生表現(xiàn)并促進(jìn)學(xué)生成長發(fā)展的信息活動(dòng)。教師辯證反饋主要包括全面性和發(fā)展性兩個(gè)維度, 全面性維度既包含反饋效價(jià)的矛盾統(tǒng)一性, 又包含反饋內(nèi)容的多維性; 發(fā)展性維度既包括反饋取向的現(xiàn)實(shí)性和可行性, 又包括反饋指向的未來性和挑戰(zhàn)性。教師辯證反饋以學(xué)生能力素養(yǎng)發(fā)展為導(dǎo)向, 主要目標(biāo)是促進(jìn)學(xué)生全面發(fā)展和持續(xù)發(fā)展, 其與組織情境中以產(chǎn)值或績效為導(dǎo)向的上級(jí)反饋存在顯著區(qū)別。教師辯證反饋與學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展緊密關(guān)聯(lián)。具體而言, 在高校創(chuàng)新教育情境中, 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力是團(tuán)隊(duì)成員在團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者帶領(lǐng)下, 通過團(tuán)隊(duì)協(xié)作產(chǎn)生具有新穎性、獨(dú)特性社會(huì)價(jià)值的科學(xué)成果的智能品質(zhì)或能力(劉玉新等, 2013)。在大學(xué)生科技創(chuàng)新過程中, 教師作為專業(yè)導(dǎo)師與團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo), 是構(gòu)成團(tuán)隊(duì)社會(huì)信息的主要來源(e.g., Ali et al., 2023)。社會(huì)信息加工理論認(rèn)為環(huán)境信息為團(tuán)隊(duì)提供了用以構(gòu)建事件的重要線索(Salancik & Pfeffer, 1978), 據(jù)此教師辯證反饋?zhàn)鳛橐环N環(huán)境信息能夠?yàn)閷W(xué)生創(chuàng)新行為提供啟示與指引, 在團(tuán)隊(duì)科技創(chuàng)造活動(dòng)中發(fā)揮關(guān)鍵性作用。

首先, 教師辯證反饋能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新方向和過程進(jìn)行指導(dǎo), 提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新能力和創(chuàng)意水平。社會(huì)信息加工理論認(rèn)為, 社會(huì)環(huán)境信息為團(tuán)隊(duì)?wèi)B(tài)度和取向提供了應(yīng)然性期望, 進(jìn)而影響團(tuán)隊(duì)將行為進(jìn)行合理化的過程(Salancik & Pfeffer, 1978)。教師辯證反饋涉及積極與消極反饋的內(nèi)容, 而積極與消極反饋均與某種規(guī)范、標(biāo)準(zhǔn)或期望密切相關(guān)。根據(jù)社會(huì)信息加工理論, 教師辯證反饋會(huì)對(duì)團(tuán)隊(duì)行為表現(xiàn)產(chǎn)生影響。一方面, 教師辯證反饋包含了對(duì)團(tuán)隊(duì)優(yōu)點(diǎn)進(jìn)行肯定的信息, 有助于激發(fā)團(tuán)隊(duì)的成就感知和內(nèi)部動(dòng)機(jī)(Fodor & Carver, 2000), 進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)造力發(fā)展(Zhou, 1998); 另一方面, 教師辯證反饋有助于發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新過程中的問題和不足, 促使團(tuán)隊(duì)全面分析當(dāng)前狀態(tài)與目標(biāo)水平之間差距, 推動(dòng)團(tuán)隊(duì)知識(shí)學(xué)習(xí)與能力提升。同時(shí), 教師辯證反饋所體現(xiàn)的辯證思維藝術(shù)能夠啟發(fā)團(tuán)隊(duì)成員多視角發(fā)現(xiàn)問題與整合信息, 激發(fā)團(tuán)隊(duì)產(chǎn)生有價(jià)值的創(chuàng)意(Nisbett et al., 2001)。其次, 教師辯證反饋能夠增進(jìn)團(tuán)隊(duì)成員間開放交流, 推進(jìn)創(chuàng)意共享與實(shí)施過程。創(chuàng)新具有雙元性和辯證性, 既包含探索式創(chuàng)造活動(dòng)又貫穿利用式創(chuàng)新活動(dòng), 團(tuán)隊(duì)在此過程中常出現(xiàn)任務(wù)間或成員觀點(diǎn)間的矛盾與沖突(Bledow et al., 2009), 而教師辯證反饋則能啟發(fā)成員接納創(chuàng)新中的矛盾性, 引領(lǐng)團(tuán)隊(duì)有效應(yīng)對(duì)沖突和壓力, 從而推動(dòng)高水平創(chuàng)意產(chǎn)生與實(shí)施(Han et al., 2021)。最后, 教師辯證反饋的發(fā)展性取向, 能夠幫助團(tuán)隊(duì)樹立學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向, 促進(jìn)團(tuán)隊(duì)合作和內(nèi)在成長(Son & Kim, 2016), 提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造效率與質(zhì)量。據(jù)此提出假設(shè):

假設(shè)1: 教師辯證反饋正向影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。

1.2 團(tuán)隊(duì)信息深加工的中介作用

團(tuán)隊(duì)信息深加工是指團(tuán)隊(duì)成員間開展信息和觀點(diǎn)交換并對(duì)個(gè)體層面觀點(diǎn)進(jìn)行處理, 將有關(guān)結(jié)果反饋給團(tuán)隊(duì)并進(jìn)行討論與整合的過程(van Knippenberg et al., 2004)。這一過程特別強(qiáng)調(diào)信息分享與觀點(diǎn)涌流, 既倡導(dǎo)團(tuán)隊(duì)信息收集的廣度, 又注重團(tuán)隊(duì)信息處理的深度。基于社會(huì)信息加工理論, 教師辯證反饋?zhàn)鳛樯鐣?huì)環(huán)境信息源為團(tuán)隊(duì)認(rèn)知加工提供了豐富線索。由于教師辯證反饋包含辯證性思想及發(fā)展性指導(dǎo)內(nèi)容, 有助于促進(jìn)團(tuán)隊(duì)信息分享、交換、反思和整合等信息深加工過程, 而團(tuán)隊(duì)信息深加工又能幫助團(tuán)隊(duì)進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)新信息和新觀點(diǎn), 促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展(Huang & Liu, 2021)。

一方面, 教師辯證反饋驅(qū)動(dòng)團(tuán)隊(duì)信息深加工。首先, 教師辯證反饋能夠增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)信息多樣性, 促進(jìn)團(tuán)隊(duì)信息深加工。教師辯證反饋通過指導(dǎo)團(tuán)隊(duì)成員從多渠道、多層面采集信息, 并倡導(dǎo)團(tuán)隊(duì)運(yùn)用辯證性思維對(duì)信息進(jìn)行系統(tǒng)加工, 有助于培養(yǎng)團(tuán)隊(duì)開放式和多樣化認(rèn)知框架。當(dāng)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部持有不同觀點(diǎn)時(shí), 重要他人引導(dǎo)大家對(duì)不同觀點(diǎn)展開交流與討論, 從而促進(jìn)成員間相互理解, 對(duì)信息進(jìn)行更系統(tǒng)的整合加工(Harvey, 2015)。其次, 教師辯證反饋能夠激發(fā)團(tuán)隊(duì)認(rèn)知需求, 提升團(tuán)隊(duì)信息深加工水平。高認(rèn)知需求團(tuán)隊(duì)傾向于認(rèn)為當(dāng)前情境是模棱兩可、存在矛盾的, 為了更明晰地解釋當(dāng)前情境, 大家會(huì)付出更多努力對(duì)多方面信息進(jìn)行搜索、討論與整合(Cacioppo et al., 1996)。教師辯證反饋以辯證思維為基礎(chǔ), 強(qiáng)調(diào)廣泛存在的矛盾性與關(guān)聯(lián)性, 有助于激發(fā)團(tuán)隊(duì)認(rèn)知需求, 推動(dòng)團(tuán)隊(duì)展開深度信息處理活動(dòng)(Huang & Liu, 2021)。

另一方面, 團(tuán)隊(duì)信息深加工又促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力提升。其一, 團(tuán)隊(duì)信息深加工助推團(tuán)隊(duì)獲得豐富的信息資源, 為團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展奠定基礎(chǔ)。團(tuán)隊(duì)信息深加工鼓勵(lì)團(tuán)隊(duì)成員分享知識(shí)經(jīng)驗(yàn), 并為其提供實(shí)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)目標(biāo)的機(jī)會(huì), 使成員認(rèn)識(shí)到自身信息的獨(dú)特性, 增強(qiáng)彼此間信息共享意愿, 從而幫助團(tuán)隊(duì)掌握豐厚的信息資源(Gong et al., 2013)。創(chuàng)造力成分理論認(rèn)為信息資源是創(chuàng)造力的重要構(gòu)成(Amabile, 2012), 尤其是在信息深加工水平較高的團(tuán)隊(duì)中, 成員能夠連接和豐富之前未連接的想法并生成新知識(shí)與新觀點(diǎn), 推動(dòng)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展。其二, 團(tuán)隊(duì)信息深加工促進(jìn)團(tuán)隊(duì)作出高質(zhì)量決策, 提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。信息深加工既是團(tuán)隊(duì)成員自由闡述個(gè)人想法和觀點(diǎn)的過程, 也是成員學(xué)習(xí)和評(píng)估他人觀點(diǎn)的過程, 有助于洞悉彼此所獲信息的共同性和差異性, 使團(tuán)隊(duì)在決策時(shí)能夠有效匯聚和處理各種有益信息, 產(chǎn)生新穎而有益的團(tuán)隊(duì)決策, 將團(tuán)隊(duì)多樣化信息處理轉(zhuǎn)化為高水平團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(Breugst et al., 2018)。據(jù)此提出假設(shè):

假設(shè)2: 團(tuán)隊(duì)信息深加工在教師辯證反饋和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力關(guān)系間起中介作用。

1.3 團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍的調(diào)節(jié)作用

社會(huì)信息加工理論指出, 團(tuán)隊(duì)內(nèi)部環(huán)境信息能夠傳遞出對(duì)成員某些特定行為的期望, 從而影響團(tuán)隊(duì)成員行為(Ali et al., 2023)。據(jù)此推斷, 承載內(nèi)部環(huán)境信息的團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍可能會(huì)影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新過程。團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍是指團(tuán)隊(duì)成員通過對(duì)團(tuán)隊(duì)規(guī)范、程序和實(shí)踐的感知, 從而形成對(duì)現(xiàn)有成功和失敗標(biāo)準(zhǔn)的共同感知(Nerstad et al., 2013), 包括精熟氛圍和績效氛圍。具體而言, 精熟氛圍是指鼓勵(lì)成員學(xué)習(xí)成長、自我提升、任務(wù)掌握和合作的團(tuán)隊(duì)氛圍(Nerstad et al., 2013), 可能促進(jìn)教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)信息深加工的正向作用。在高精熟氛圍的團(tuán)隊(duì)中, 鼓勵(lì)合作與積極的社會(huì)互動(dòng)(?erne et al., 2014), 為信息和知識(shí)的交換與整合奠定了基礎(chǔ), 且該氛圍強(qiáng)調(diào)團(tuán)隊(duì)成員的自我發(fā)展與能力提升, 成員多以自我超越為目標(biāo), 傾向于進(jìn)行更多的知識(shí)共享交流, 從而提升自身能力水平(Nerstad et al., 2018)。在此過程中, 團(tuán)隊(duì)成員易產(chǎn)生更強(qiáng)的內(nèi)部動(dòng)機(jī)(Buch et al., 2017), 更可能思考與采納教師辯證反饋中的有益信息, 增強(qiáng)教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)信息深加工的正向作用。

作為團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍的另一維度, 績效氛圍是指強(qiáng)調(diào)成員間比較與競爭, 追求外部結(jié)果的團(tuán)隊(duì)氛圍(Nerstad et al., 2013), 易削弱教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)信息深加工的促進(jìn)作用。高績效氛圍的團(tuán)隊(duì)聚焦于成員間社會(huì)比較和競爭, 推崇能力水平的外部評(píng)價(jià), 成員易將同伴視為競爭對(duì)手, 追求出人頭地而非內(nèi)在成長和團(tuán)隊(duì)協(xié)作, 更傾向于隱藏知識(shí)信息, 從而為自己謀取競爭優(yōu)勢(shì)和勝出機(jī)會(huì)(?erne et al., 2014)。加之, 成員因害怕信息共享使自身失去競爭優(yōu)勢(shì)而產(chǎn)生防御定向, 會(huì)進(jìn)一步阻礙彼此學(xué)習(xí)和信息交流(李浩, 呂鸞鸞, 2019)。此時(shí), 雖然教師辯證反饋中蘊(yùn)含著有助于團(tuán)隊(duì)信息交流或合作的信息, 但成員難以對(duì)教師反饋信息進(jìn)行充分思考和吸納, 易阻抑教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)信息深加工的正向影響。據(jù)此, 提出如下假設(shè):

假設(shè)3: 團(tuán)隊(duì)精熟氛圍在教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工關(guān)系間起正向調(diào)節(jié)作用, 即當(dāng)精熟氛圍水平更高時(shí), 二者間的正相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)。

假設(shè)4; 團(tuán)隊(duì)績效氛圍在教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工關(guān)系間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用, 即當(dāng)績效氛圍水平更高時(shí), 二者間的正相關(guān)關(guān)系更弱。

精熟氛圍和績效氛圍可能調(diào)節(jié)教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工的關(guān)系, 進(jìn)而影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。在團(tuán)隊(duì)互動(dòng)中, 成員可能同時(shí)感知到不同水平的精熟氛圍和績效氛圍, 二者會(huì)共同對(duì)團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)或行為產(chǎn)生影響(Buch et al., 2017)。具體而言, 精熟氛圍水平高時(shí), 團(tuán)隊(duì)成員更注重技能學(xué)習(xí)與自我超越(Nerstad et al., 2013), 此時(shí)更容易重視教師辯證反饋信息, 表現(xiàn)出較高的知識(shí)與信息加工水平, 進(jìn)而促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力提升。與此同時(shí), 若團(tuán)隊(duì)績效氛圍水平低, 團(tuán)隊(duì)內(nèi)部更不易出現(xiàn)成員間的社會(huì)比較和競爭, 有利于團(tuán)隊(duì)產(chǎn)生信息分享意愿(?erne et al., 2014), 進(jìn)一步強(qiáng)化教師辯證反饋通過團(tuán)隊(duì)信息深加工對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生的促進(jìn)作用。由此, 當(dāng)團(tuán)隊(duì)精熟氛圍強(qiáng)、績效氛圍弱時(shí), 教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接促進(jìn)作用尤為顯著。據(jù)此提出假設(shè):

假設(shè)5: 教師辯證反饋通過團(tuán)隊(duì)信息深加工對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生有條件的、正向的間接影響, 即當(dāng)精熟氛圍水平高、績效氛圍水平低時(shí), 教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接促進(jìn)作用更為顯著。

綜合上述, 本研究的理論模型如圖1。為此開展兩項(xiàng)研究: 研究1通過對(duì)參加科技創(chuàng)新大賽的大學(xué)生團(tuán)隊(duì)進(jìn)行實(shí)地問卷調(diào)研, 探討教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用機(jī)制, 以此增強(qiáng)研究的外部效度; 研究2采用縱向現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)法對(duì)全模型進(jìn)行檢驗(yàn), 通過多時(shí)點(diǎn)、多來源采集數(shù)據(jù), 考察教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的因果影響, 以此提升研究的內(nèi)部效度和生態(tài)效度。

圖1 理論模型

2 研究1: 實(shí)地問卷研究

2.1 研究方法

2.1.1 研究對(duì)象

在“X杯全國大學(xué)生機(jī)器人創(chuàng)新大賽”現(xiàn)場開展問卷調(diào)研, 研究樣本為全國各地大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì), 每個(gè)團(tuán)隊(duì)確保至少有3名成員填寫問卷。樣本選取遵循以下原則: 其一, 團(tuán)隊(duì)有明確的指導(dǎo)教師, 能對(duì)團(tuán)隊(duì)進(jìn)行反饋與指導(dǎo); 其二, 團(tuán)隊(duì)是科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì), 旨在培養(yǎng)團(tuán)隊(duì)成員的科技創(chuàng)新能力, 激發(fā)成員創(chuàng)新性想法或?qū)嵺`操作、優(yōu)化創(chuàng)意的操作過程、改進(jìn)裝置的實(shí)用性等; 其三, 團(tuán)隊(duì)任務(wù)需成員協(xié)作完成, 成員間保持溝通、交流與協(xié)作; 其四, 團(tuán)隊(duì)目標(biāo)具有一致性, 如在本次機(jī)器人創(chuàng)新大賽中獲得一定成績。此次研究樣本及情境與教師辯證反饋和學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力密切相關(guān)。調(diào)研程序分為兩步: 一是現(xiàn)場調(diào)研, 研究者深入大學(xué)生機(jī)器人創(chuàng)新大賽現(xiàn)場, 向創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)解釋調(diào)研目的、問卷保密性和匿名性以及問卷作答的注意事項(xiàng), 并開展問卷施測; 二是回收問卷, 研究者與團(tuán)隊(duì)負(fù)責(zé)同學(xué)約定時(shí)間地點(diǎn)回收問卷。

研究者向87個(gè)團(tuán)隊(duì)發(fā)放了365份問卷, 回收80個(gè)團(tuán)隊(duì)共335份問卷, 剔除空白作答、直線作答(如所有題目都選擇同一個(gè)答案)及無意義規(guī)律作答(如按照“S”形選擇答案)等無效問卷后, 最后收到來自全國34所高校的78個(gè)科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)(有效團(tuán)隊(duì)樣本回收率為98%)、306名成員(有效個(gè)體樣本回收率為91.3%)的樣本數(shù)據(jù)。樣本構(gòu)成如下: 一是團(tuán)隊(duì)樣本。來自“原985高?！眻F(tuán)隊(duì)14個(gè)(17.9%), “原211高?！眻F(tuán)隊(duì)16個(gè)(20.5%), 其它高校團(tuán)隊(duì)48個(gè)(61.5%); 團(tuán)隊(duì)性別構(gòu)成0～25%男生團(tuán)隊(duì)1個(gè)(1.3%), 26%～50%男生團(tuán)隊(duì)2個(gè)(2.5%), 51%～75%男生團(tuán)隊(duì)18個(gè)(23.1%), 76%～100%男生57個(gè)(73.1%); 平均團(tuán)隊(duì)規(guī)模為3.92人(= 0.75)。二是個(gè)體樣本。男生274人(89.5%), 女生32人(10.5%); ?？粕?8人(15.7%), 本科生255人(83.3%), 研究生3人(1.0%); 大一80人(26.1%), 大二164人(53.6%), 大三40人(13.1%), 大四19人(6.2%), 研一2人(0.7%), 研三1人(0.3%); 理科48人(15.7%), 工科251人(82.0%), 人文社科4人(1.3%), 其他學(xué)科3人(1%)。

2.1.2 研究工具

研究工具大多選用在國內(nèi)外權(quán)威期刊上發(fā)表并被廣泛使用的問卷, 由教育學(xué)、心理學(xué)專業(yè)專家結(jié)合大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科技創(chuàng)新情境進(jìn)行了轉(zhuǎn)譯、回譯及修正。除特殊提到的量表外, 各量表題項(xiàng)均采用李克特5點(diǎn)量表測量, “1～5”分別表示“非常不符合～非常符合”。

(1)教師辯證反饋。采用周愉凡(2022)開發(fā)的教師辯證反饋問卷, 包含發(fā)展性與全面性兩個(gè)維度, 共9個(gè)題項(xiàng), 如“指導(dǎo)教師提示我們: 既要?jiǎng)?chuàng)新又要遵守規(guī)范”。采用Amos 24.0對(duì)該問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析, 模型擬合結(jié)果良好(χ2/= 5.09, RMSEA = 0.07, CFI = 0.99, TLI = 0.98)。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.94, 發(fā)展性與全面性維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.93和0.89。

(2)動(dòng)機(jī)氛圍。采用Nerstad等(2013)開發(fā)的動(dòng)機(jī)氛圍量表, 包含精熟氛圍6個(gè)條目(如“在我們團(tuán)隊(duì), 鼓勵(lì)成員之間合作并相互交換想法”)和績效氛圍8個(gè)條目(如“在我們團(tuán)隊(duì), 鼓勵(lì)成員之間的競爭”), 精熟氛圍和績效氛圍維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.85和0.79。

(3)團(tuán)隊(duì)信息深加工。采用Kearney等(2009)開發(fā)的團(tuán)隊(duì)信息深加工問卷, 共4個(gè)題項(xiàng), 如“我們團(tuán)隊(duì)的成員通過公開分享自己的知識(shí)來實(shí)現(xiàn)彼此之間的互補(bǔ)”。在本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。

(5)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。采用劉玉新等(2013)編制的研究問卷, 共12個(gè)題項(xiàng), 包含團(tuán)隊(duì)知識(shí)學(xué)習(xí)、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意形成、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意實(shí)施、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意產(chǎn)生4個(gè)維度, 如“我們團(tuán)隊(duì)能產(chǎn)生大量新穎、獨(dú)特的創(chuàng)意”。在本研究中, 該量表的總Cronbach’s α系數(shù)為0.94, 各分維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.89、0.76、0.84和0.86。

(6)控制變量。本研究對(duì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量和理論模型相關(guān)的變量進(jìn)行了控制, 以排除其對(duì)研究變量關(guān)系的潛在影響。首先, 研究表明團(tuán)隊(duì)高校背景、團(tuán)隊(duì)性別構(gòu)成(Bodla et al., 2018)以及團(tuán)隊(duì)規(guī)模(Hülsheger et al., 2009)均可能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生影響, 由此本研究選取團(tuán)隊(duì)高校背景(團(tuán)隊(duì)所在高校的類別)、團(tuán)隊(duì)性別構(gòu)成及團(tuán)隊(duì)規(guī)模作為控制變量。此外, 還對(duì)與理論模型相關(guān)的變量加以控制。研究對(duì)與教師辯證反饋密切相關(guān)的變量, 即團(tuán)隊(duì)與指導(dǎo)教師的接觸頻率及教師對(duì)團(tuán)隊(duì)的反饋頻率進(jìn)行了控制, 采用如下兩個(gè)條目對(duì)上述變量進(jìn)行了考察: “您所在團(tuán)隊(duì)和指導(dǎo)老師接觸的頻率”, “指導(dǎo)老師對(duì)團(tuán)隊(duì)表現(xiàn)進(jìn)行反饋的頻率”, 采用李克特5點(diǎn)計(jì)分方式, “1～5”分別表示“從來沒有～總是”。

2.1.3 統(tǒng)計(jì)方法

研究采用Amos 24.0、SPSS 27.0和Process宏程序進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先, 采用Amos 24.0和SPSS 27.0對(duì)所有變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析和共同方法偏差檢驗(yàn), 以評(píng)估本研究的變量間的區(qū)分效度、收斂效度和同源方法偏差。其次, 使用SPSS 27.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析。最后, 運(yùn)用SPSS 27.0和Process宏程序?qū)?shù)據(jù)進(jìn)行分層回歸分析, 對(duì)間接模型及有條件的間接模型進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

2.2 研究結(jié)果

2.2.1 效度分析與共同方法偏差

區(qū)分效度檢驗(yàn)。采用Amos 24.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析, 以考察各主要變量間的區(qū)分效度。本研究比較了理論模型(教師辯證反饋、精熟氛圍、績效氛圍、團(tuán)隊(duì)信息深加工和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力)與其它4個(gè)競爭模型的擬合效果。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 理論模型各項(xiàng)指標(biāo)擬合良好(χ2= 3.35, SRMR = 0.09, RMSEA = 0.08, CFI = 0.84, TLI = 0.83), 且明顯優(yōu)于其它競爭模型(見表1), 表明本研究核心構(gòu)念內(nèi)涵明晰, 且各構(gòu)念間具有良好的區(qū)分效度。

共同方法偏差分析。研究采用自我報(bào)告方法進(jìn)行大學(xué)生團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)收集, 可能存在共同方法偏差問題。由此, 本研究從程序設(shè)計(jì)和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)兩個(gè)方面對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了控制, 以降低共同方法偏差對(duì)研究結(jié)果的影響。首先, 在問卷設(shè)計(jì)過程中采用匿名填寫、插入互斥題目、隨機(jī)編排題目、將易受社會(huì)稱許性影響的條目以具體的認(rèn)知與行為進(jìn)行表征等; 在問卷施測過程中, 向作答者說明該問卷的保密性和僅用于學(xué)術(shù)研究的目的, 以確保數(shù)據(jù)的真實(shí)性和可靠性。其次, 在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方面, 采用“主成分因子分析法”和“Harman單因子檢驗(yàn)”。第一, 對(duì)問卷所有核心變量的條目進(jìn)行主成分因子分析, 共萃取出5個(gè)因子, 累計(jì)解釋總變異量為78.7%, 最大特征根解釋方差占總方差解釋量的17.2%, 遠(yuǎn)小于40%的合格標(biāo)準(zhǔn)。第二, Harman單因子檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 單因子模型中各擬合指數(shù)均較差(χ2/= 6.98, SRMR = 0.14, RMSEA = 0.14, CFI = 0.51, TLI = 0.48)。綜合上述, 本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

2.2.2 團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)聚合分析

由于個(gè)體數(shù)據(jù)是嵌套在團(tuán)隊(duì)中的, 由此需將個(gè)體層面數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊(duì)層面, 并檢驗(yàn)數(shù)據(jù)聚合合理性。根據(jù)Bliese (2000)的建議, 采用2個(gè)指標(biāo)檢驗(yàn)各變量聚合的可靠性, 即組內(nèi)一致性系數(shù)wg和組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC (1)和ICC (2)。結(jié)果顯示, 教師辯證反饋、精熟氛圍、績效氛圍、團(tuán)隊(duì)信息深加工、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力5個(gè)變量的wg中位數(shù)分別為0.98、0.92、0.96、0.94和0.98, 均高于0.7的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn); 上述5個(gè)變量的ICC (1)值分別為0.68、0.51、0.35、0.38和0.51, 均高于0.12的經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn); ICC (2)值分別為0.89、0.78、0.68、0.71和0.80, 均高于0.4的經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。由此可以判斷, 本研究所有變量在團(tuán)隊(duì)層面聚合合理可行。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

注:= 78; DF代表教師辯證反饋, MC代表精熟氛圍, PC代表績效氛圍, TIE代表團(tuán)隊(duì)信息深加工, TC代表團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。

2.2.3 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)矩陣如表2所示。教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力顯著正相關(guān)(= 0.69,< 0.01), 與團(tuán)隊(duì)信息深加工顯著正相關(guān)(= 0.63,< 0.01); 團(tuán)隊(duì)信息深加工與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力顯著正相關(guān)(= 0.82,< 0.01)。數(shù)據(jù)結(jié)果初步支持了研究假設(shè)。

2.2.4 假設(shè)檢驗(yàn)

采用層次回歸分析和Hayes開發(fā)的Process宏程序中的Bootstrap法對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。將團(tuán)隊(duì)高校背景、團(tuán)隊(duì)性別構(gòu)成、團(tuán)隊(duì)規(guī)模、教師接觸頻率和教師反饋頻率作為控制變量, 各統(tǒng)計(jì)分析均對(duì)上述變量進(jìn)行了控制, 下文將不再贅述。在假設(shè)檢驗(yàn)前, 為了避免多重共線性問題, 對(duì)自變量和調(diào)節(jié)變量即教師辯證反饋、精熟動(dòng)機(jī)氛圍和績效動(dòng)機(jī)氛圍進(jìn)行了中心化處理。

假設(shè)1提出, 教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力間呈正向關(guān)系。如表3模型1所示, 教師辯證反饋能夠顯著正向影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(β= 0.64,< 0.001), 該結(jié)果支持了假設(shè)1。

假設(shè)2預(yù)測, 團(tuán)隊(duì)信息深加工在教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力關(guān)系間起中介作用。由表3模型2、3可見, 教師辯證反饋顯著正向影響團(tuán)隊(duì)信息深加工(β= 0.61,< 0.001), 將教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工共同納入回歸方程時(shí), 團(tuán)隊(duì)信息深加工對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力正向影響顯著(β= 0.61,< 0.001), 教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的回歸系數(shù)值雖略有降低但仍顯著(β = 0.27,= 0.007)。由此說明, 團(tuán)隊(duì)信息深加工部分中介了教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的關(guān)系, 假設(shè)2得到支持。

根據(jù)Hayes (2013)的建議, 采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap法進(jìn)一步對(duì)假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn), 設(shè)定重復(fù)抽樣次數(shù)為5000, 置信區(qū)間水平為95%, 若置信區(qū)間不包含0, 則間接效應(yīng)顯著。結(jié)果顯示, 教師辯證反饋通過團(tuán)隊(duì)信息深加工影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)為0.37, 標(biāo)準(zhǔn)誤為0.10, 95%置信區(qū)間為[0.20, 0.60], 不包含0, 該結(jié)果再次支持了假設(shè)2。

假設(shè)3提出, 精熟氛圍正向調(diào)節(jié)教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工的關(guān)系, 當(dāng)精熟氛圍水平較高時(shí), 二者間的正相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)。由表3模型4可見, 教師辯證反饋與精熟氛圍的交互項(xiàng)顯著正向預(yù)測團(tuán)隊(duì)信息深加工(β= 0.42,< 0.001), 假設(shè)3得到支持。為了更精確地解釋精熟氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng), 繪制了調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(見圖2)。當(dāng)精熟氛圍水平較高時(shí)(+1), 教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力顯著正相關(guān)(simple slope高 = 0.75,= 6.80,< 0.001); 當(dāng)精熟氛圍水平較低時(shí)(?1), 教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工正相關(guān)不顯著(simple slope低 = 0.15,= 1.76,= 0.084), 該結(jié)果進(jìn)一步支持了假設(shè)3。

假設(shè)4預(yù)測, 績效氛圍負(fù)向調(diào)節(jié)教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工的關(guān)系, 當(dāng)績效氛圍水平較高時(shí), 二者間的正相關(guān)關(guān)系更弱。由表3模型5可見, 教師辯證反饋與績效氛圍的交互項(xiàng)顯著負(fù)向預(yù)測團(tuán)隊(duì)信息深加工(β = ?0.27,= 0.005), 假設(shè)4得到支持。為了更精確地解釋績效氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng), 繪制了調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(見圖3)。當(dāng)績效氛圍水平較高時(shí)(+1), 教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工正相關(guān)不顯著(simple slope高 = 0.28,= 1.82,= 0.07); 當(dāng)績效氛圍水平較低時(shí)(?1), 教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工顯著正相關(guān)(simple slope低 = 0.48,= 5.49,< 0.001), 該結(jié)果進(jìn)一步支持了假設(shè)4。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果

注:= 78;*表示< 0.05,**表示< 0.01。

表3 層次回歸分析結(jié)果(研究1)

注:= 78;*表示< 0.05,**表示< 0.01,***表示< 0.001, 表中報(bào)告數(shù)據(jù)均為標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)。

圖2 研究1: 教師辯證反饋與精熟氛圍交互影響團(tuán)隊(duì)信息深加工

圖3 研究1: 教師辯證反饋與績效氛圍交互影響團(tuán)隊(duì)信息深加工

假設(shè)5提出, 精熟氛圍和績效氛圍調(diào)節(jié)了教師辯證反饋通過團(tuán)隊(duì)信息深加工影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng), 即精熟氛圍水平高、績效氛圍水平低時(shí), 教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接促進(jìn)作用最強(qiáng)。采用Edwards和Lambert (2007)調(diào)節(jié)路徑分析技術(shù)進(jìn)行分析(結(jié)果見表4), 該方法能更加準(zhǔn)確反映變量間關(guān)系的調(diào)節(jié)和中介性質(zhì)。當(dāng)精熟氛圍強(qiáng)(+1), 績效氛圍弱時(shí)(–1), 間接效應(yīng)值最大(間接效應(yīng) = 0.93,= 0.21, 95% CI = 0.55, 1.35), 該結(jié)果支持了假設(shè)5。

表4 有條件的間接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果 (研究1)

研究1通過對(duì)參加比賽的科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)進(jìn)行問卷調(diào)研的方式對(duì)本研究的理論模型進(jìn)行了檢驗(yàn), 但有學(xué)者認(rèn)為問卷研究難以驗(yàn)證變量間的因果關(guān)系, 且團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力易受到無關(guān)因素的干擾, 加之本研究采用自評(píng)方式對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力進(jìn)行測量, 由此可能帶來共同方法偏差等問題(Podsakoff et al., 2003)。為了進(jìn)一步提升研究的內(nèi)部效度及減少共同方法偏差問題, 將通過研究2縱向現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)研究對(duì)理論模型進(jìn)行檢驗(yàn), 從而提高研究的內(nèi)部效度和生態(tài)效度。

3 研究2: 縱向現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)研究

3.1 研究方法

3.1.1 被試與研究設(shè)計(jì)

采用單因素(高教師辯證反饋vs. 低教師辯證反饋)組間縱向現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)檢驗(yàn)研究假設(shè)。該實(shí)驗(yàn)持續(xù)12個(gè)周, 被試在第3、6、9周受到共3次實(shí)驗(yàn)干預(yù), 在第3、6、9、12周分別提交實(shí)驗(yàn)任務(wù), 在第1、4、7、10周接受問卷調(diào)查。數(shù)據(jù)收集包含兩個(gè)方面, 一是主試根據(jù)被試提交的實(shí)驗(yàn)任務(wù), 對(duì)其團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力進(jìn)行評(píng)分; 二是通過問卷調(diào)研從被試處獲取其他變量(教師辯證反饋、團(tuán)隊(duì)信息深加工及動(dòng)機(jī)氛圍等)數(shù)據(jù)。

來自北京某財(cái)經(jīng)高校117名本科生(均來自某心理學(xué)公共課班級(jí)), 其中男性占29.9%, 女性占70.1%; 年齡小于等于20歲的占45.3%, 21至25歲的占54.7%; 理科占17.1%, 工科占0.9%, 人文社科占68.3%, 其它學(xué)科占13.7%。所有被試隨機(jī)組成團(tuán)隊(duì)(每個(gè)團(tuán)隊(duì)3人), 并將所有團(tuán)隊(duì)隨機(jī)分配到兩個(gè)實(shí)驗(yàn)條件(高辯證反饋條件19個(gè)團(tuán)隊(duì), 57人; 低辯證反饋條件20個(gè)團(tuán)隊(duì), 60人)中的一種。作為回報(bào), 被試做完實(shí)驗(yàn)后將獲得課程學(xué)分。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)任務(wù)

參照Hu和Adey (2002)有關(guān)科學(xué)創(chuàng)造力的測量方法, 并基于Wallas (1926)提出的創(chuàng)新過程四階段模型(準(zhǔn)備、醞釀、啟發(fā)、驗(yàn)證)及對(duì)大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)的訪談結(jié)果, 設(shè)計(jì)了包含4項(xiàng)任務(wù)(每個(gè)任務(wù)為期兩周)的團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)新作品設(shè)計(jì)項(xiàng)目, 通過讓學(xué)生協(xié)作完成為期近3個(gè)月的紙橋搭建任務(wù)來測量團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。該項(xiàng)目的主要目標(biāo)為, 團(tuán)隊(duì)運(yùn)用紙張材料設(shè)計(jì)并搭建出創(chuàng)意新穎且性能良好的橋梁。該項(xiàng)目含如下4項(xiàng)任務(wù): 任務(wù)1, 紙橋模型預(yù)想。即團(tuán)隊(duì)對(duì)紙橋的功能、實(shí)現(xiàn)方法和創(chuàng)意等進(jìn)行預(yù)想和描述, 并提交一份報(bào)告, 包含設(shè)計(jì)目的、設(shè)計(jì)思路、設(shè)計(jì)創(chuàng)意和紙橋制作科學(xué)原理等部分; 任務(wù)2, 紙橋設(shè)計(jì)方案。即團(tuán)隊(duì)對(duì)紙橋的具體設(shè)計(jì)進(jìn)行描繪與解釋, 并提交一份報(bào)告, 包含設(shè)計(jì)圖和設(shè)計(jì)圖解釋等部分; 任務(wù)3, 紙橋基本模型。即團(tuán)隊(duì)制作紙橋初始模型, 并提交一份報(bào)告, 包含作品名稱及寓意、設(shè)計(jì)性能、實(shí)物展示及解釋(對(duì)實(shí)物拍攝照片, 并拍攝3分鐘視頻講解)等部分; 任務(wù)4, 紙橋最終模型。即團(tuán)隊(duì)對(duì)紙橋模型進(jìn)行最終修改與完善, 并提交一份報(bào)告, 包含作品簡介、設(shè)計(jì)性能及創(chuàng)意、實(shí)物展示及解釋(對(duì)實(shí)物拍攝照片, 并拍攝3分鐘講解視頻)等部分。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

本研究為期近3個(gè)月, 在4個(gè)時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行數(shù)據(jù)收集(如圖4所示)。具體而言, 在時(shí)間點(diǎn)1 (第1周), 主試介紹實(shí)驗(yàn)任務(wù), 被試填寫前測問卷。主試向被試講解實(shí)驗(yàn)流程、主要目標(biāo)、具體要求和4項(xiàng)主要任務(wù), 同時(shí)給被試布置任務(wù)1, 要求被試在兩周后提交任務(wù)1; 被試填寫前測問卷, 主要包含基本人口學(xué)信息、控制變量。兩周后, 各團(tuán)隊(duì)提交任務(wù)1。在時(shí)間點(diǎn)2 (第4周), 各團(tuán)隊(duì)提交任務(wù)1的一周后, 主試對(duì)各團(tuán)隊(duì)任務(wù)完成情況進(jìn)行高/低辯證反饋并布置任務(wù)2, 被試填寫問卷, 主要包含辯證反饋操縱檢驗(yàn)。兩周后, 各團(tuán)隊(duì)提交任務(wù)2。在時(shí)間點(diǎn)3 (第7周), 各團(tuán)隊(duì)提交任務(wù)2的一周后, 主試對(duì)各團(tuán)隊(duì)任務(wù)完成情況進(jìn)行高/低辯證反饋并布置任務(wù)3, 被試填寫問卷, 主要包含辯證反饋操縱檢驗(yàn)、精熟氛圍與績效氛圍問卷。兩周后, 各團(tuán)隊(duì)提交任務(wù)3。在時(shí)間點(diǎn)4 (第10周), 各團(tuán)隊(duì)提交任務(wù)3的一周后, 主試對(duì)各團(tuán)隊(duì)任務(wù)完成情況進(jìn)行高/低辯證反饋并布置任務(wù)4, 被試填寫問卷, 主要包含辯證反饋操縱檢驗(yàn)和團(tuán)隊(duì)信息深加工問卷。兩周后, 各團(tuán)隊(duì)提交任務(wù)4。

3.1.4 實(shí)驗(yàn)操縱

本研究參照Harrison和Dossinger (2017)、Hoever等(2018)以及Kim和Kim (2020)等人有關(guān)反饋的實(shí)驗(yàn)操縱方法, 同時(shí)基于辯證反饋的概念內(nèi)涵及其兩個(gè)核心維度(發(fā)展性與全面性)編制而成。主試根據(jù)團(tuán)隊(duì)前三個(gè)任務(wù)(紙橋設(shè)計(jì)預(yù)想、紙橋設(shè)計(jì)方案、紙橋基本模型)的表現(xiàn), 從多方面(如設(shè)計(jì)目的、設(shè)計(jì)思路、設(shè)計(jì)創(chuàng)意和制作原理等)對(duì)團(tuán)隊(duì)進(jìn)行反饋。在高辯證反饋條件下的團(tuán)隊(duì), 分別接受三次高辯證反饋干預(yù), 即每次針對(duì)團(tuán)隊(duì)表現(xiàn)的反饋內(nèi)容均是辯證反饋; 在低辯證反饋條件下的團(tuán)隊(duì), 分別接受三次低辯證反饋干預(yù), 即每次針對(duì)團(tuán)隊(duì)表現(xiàn)的反饋僅有少于一半的內(nèi)容屬于辯證反饋。下面以任務(wù)1為例作一說明。

在高辯證反饋條件中, 教師會(huì)從設(shè)計(jì)目的、設(shè)計(jì)思路、設(shè)計(jì)創(chuàng)意和制作原理四個(gè)方面對(duì)團(tuán)隊(duì)表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià), 且上述評(píng)價(jià)均屬于辯證反饋, 體現(xiàn)了辯證反饋中全面性和發(fā)展性等要素。茲舉例如下: 其一, 設(shè)計(jì)目的方面, 你們組認(rèn)真理解了任務(wù)要求, 并根據(jù)要求規(guī)劃出相應(yīng)的目標(biāo), 遵循循序漸進(jìn)原則, 具有一定的靈活性。很好地將任務(wù)要求與過程進(jìn)展進(jìn)行了結(jié)合, 希望你們能夠根據(jù)要求進(jìn)一步規(guī)劃出具體可行又富有創(chuàng)意的目標(biāo)。其二, 設(shè)計(jì)思路方面, 結(jié)合相關(guān)知識(shí), 對(duì)紙橋的承重結(jié)構(gòu)及橋面進(jìn)行了科學(xué)的初步設(shè)計(jì)。但紙橋的具體構(gòu)造仍較為模糊, 希望大家繼續(xù)努力, 對(duì)紙橋設(shè)計(jì)進(jìn)行完善, 在設(shè)計(jì)過程中豐富自己的知識(shí)面, 提高自身的思維能力。其三, 設(shè)計(jì)創(chuàng)意方面, 設(shè)計(jì)較為新穎, 尤其是“兩側(cè)的拉索在形狀上酷似鳥的羽翼”, 該設(shè)計(jì)具有一定的創(chuàng)新性。但不對(duì)稱結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性仍值得商榷, 大家需在兼顧創(chuàng)新性的同時(shí), 注重方案的可行性。希望你們?cè)谙乱徊降脑O(shè)計(jì)中能夠有所突破, 如結(jié)合各自的專業(yè)特色或感興趣的事物, 設(shè)計(jì)出富有創(chuàng)意且牢固的紙橋。其四, 制作原理方面, 該部分較好地將紙橋的制作原理進(jìn)行了闡述。希望你們能夠多學(xué)習(xí)紙橋構(gòu)建相關(guān)知識(shí), 甚至也可以將看似不相關(guān)領(lǐng)域中的知識(shí)進(jìn)行遷移, 設(shè)計(jì)出富有創(chuàng)意的紙橋。

圖4 縱向現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)流程圖

注: F為反饋(Feedback)，S為問卷測查(Survey)。

在低辯證反饋條件中, 教師仍從設(shè)計(jì)目的、設(shè)計(jì)思路、設(shè)計(jì)創(chuàng)意和制作原理四個(gè)方面對(duì)團(tuán)隊(duì)表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià), 僅有一個(gè)或兩個(gè)方面的評(píng)價(jià)屬于辯證反饋。在下面例子中, 只有關(guān)于設(shè)計(jì)思路和設(shè)計(jì)創(chuàng)意的評(píng)價(jià)屬于辯證反饋, 體現(xiàn)了全面性和發(fā)展性等特征。其一設(shè)計(jì)目的方面, 你們組認(rèn)真理解了任務(wù)要求, 并根據(jù)要求規(guī)劃出相應(yīng)的目標(biāo), 兼具了承重性和美觀性。其二, 設(shè)計(jì)思路方面, 結(jié)合相關(guān)知識(shí), 對(duì)紙橋的承重結(jié)構(gòu)進(jìn)行了科學(xué)的初步設(shè)計(jì), 但紙橋的具體構(gòu)造仍較模糊。其三, 設(shè)計(jì)創(chuàng)意方面, 你們的設(shè)計(jì)考慮了承重和穩(wěn)定性, 但缺乏創(chuàng)意。其四, 制作原理方面, 可以看出大家認(rèn)真查閱并學(xué)習(xí)了與該任務(wù)相關(guān)的知識(shí), 對(duì)這些知識(shí)進(jìn)行了加工與整合, 較好地將紙橋的制作原理進(jìn)行了闡述。

3.1.5 變量測量

(1)操縱檢驗(yàn)工具。本研究采用與研究1相同的9條目問卷對(duì)被試所感知到的教師辯證反饋水平進(jìn)行測量。在本研究的三次問卷測查(S2、S3、S4)中, 該問卷的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.94、0.90、0.91, 組內(nèi)一致性系數(shù)wg中位數(shù)分別為0.97、0.96、0.95, 組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC (1)分別為0.30、0.27、0.26, ICC (2)分別為0.55、0.57、0.59, 上述wg值、ICC (1)值和ICC (2)值分別大于0.7、0.12和0.4的標(biāo)準(zhǔn), 表明把個(gè)體層面數(shù)據(jù)聚合為團(tuán)隊(duì)層面數(shù)據(jù)是合理可行的。采用三次教師辯證反饋測量均值作為該變量的最終數(shù)值。

(2)動(dòng)機(jī)氛圍。采用Nerstad等(2013)開發(fā)的動(dòng)機(jī)氛圍量表, 包含精熟氛圍6個(gè)條目(如“在我們團(tuán)隊(duì), 鼓勵(lì)成員之間合作并相互交換想法”)和績效氛圍8個(gè)條目(如“在我們團(tuán)隊(duì), 成員之間的競爭是被鼓勵(lì)的”), 精熟氛圍和績效氛圍維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.89和0.60,wg中位數(shù)值分別為0.95和0.97, ICC (1)值分別為0.49和0.35, ICC (2)值分別為0.74和0.62。

(3)團(tuán)隊(duì)信息深加工。采用Kearney等(2009)開發(fā)的團(tuán)隊(duì)信息深加工問卷, 共4個(gè)題項(xiàng), 如“我們團(tuán)隊(duì)的成員通過公開分享自己的知識(shí)來實(shí)現(xiàn)彼此之間的互補(bǔ)”。在本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.91,wg中位數(shù)值為0.95, ICC (1)和ICC (2)值分別為0.25和0.49。

(4)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。在團(tuán)隊(duì)每次任務(wù)完成后, 由三位經(jīng)過培訓(xùn)、不了解實(shí)驗(yàn)條件和研究假設(shè)的博士研究生對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力進(jìn)行評(píng)價(jià), 其中任務(wù)1評(píng)價(jià)分?jǐn)?shù)反映了干預(yù)前團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力水平, 任務(wù)2～4評(píng)價(jià)分?jǐn)?shù)反映了干預(yù)后團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力水平?；贠’Quin和Besemer (2006)的創(chuàng)造性產(chǎn)品分析矩陣與Hu和Adey (2002)的創(chuàng)造力結(jié)構(gòu), 本研究采用新穎性、解決度、精細(xì)與綜合性、科學(xué)性4個(gè)維度共計(jì)11個(gè)題項(xiàng)作為團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的整體指標(biāo), 示例題項(xiàng)如“該作品的新奇性”。三位評(píng)分者采用Likert 7點(diǎn)計(jì)分方式對(duì)每個(gè)團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新作品進(jìn)行獨(dú)立評(píng)價(jià), “1～7”分別表示“非常低～非常高”, 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力最終得分為三人評(píng)分的平均值。評(píng)分者一致性系數(shù)wg中位數(shù)值分別為0.94, 組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC (1)為0.71, ICC (2)為0.88, 評(píng)分者內(nèi)部一致性和信度良好, 表明評(píng)分者之間評(píng)分聚合的合理性(James et al., 1984)。將任務(wù)2、3、4的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力得分均值作為該變量干預(yù)后的分值。

(5)控制變量?；诒狙芯恐袆?chuàng)新作品設(shè)計(jì)項(xiàng)目的特點(diǎn), 對(duì)性別、年級(jí)、專業(yè)、動(dòng)手操作能力和相關(guān)經(jīng)驗(yàn)(Yates & Twigg, 2017)進(jìn)行了控制, 其中動(dòng)手操作能力和相關(guān)經(jīng)驗(yàn)的測量條目分別為“您的動(dòng)手操作能力如何”和“您之前做過和紙橋相似的模型嗎”, 采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分方式, “1～5”分別表示“完全沒有～經(jīng)?！薄?/p>

3.2 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

3.2.1 操縱檢驗(yàn)

操縱檢驗(yàn)。采用獨(dú)立樣本檢驗(yàn)對(duì)兩組實(shí)驗(yàn)條件下(高辯證反饋vs. 低辯證反饋)的教師辯證反饋結(jié)果進(jìn)行分析。結(jié)果顯示, 高辯證反饋條件下, 被試在第1、2、3次報(bào)告的教師辯證反饋表現(xiàn)值(= 4.32,= 0.32;= 4.14,= 0.26;= 4.14,= 0.29)均顯著高于低辯證反饋條件下表現(xiàn)值[= 3.64,= 0.38,(37) = 6.03,< 0.001, Cohen’s= 1.94;= 3.42,= 0.31,(37) = 7.87,< 0.001, Cohen’s= 2.52;= 3.49,= 0.40,(37) = 5.79,< 0.001, Cohen’s= 1.86]。該結(jié)果表明, 該實(shí)驗(yàn)對(duì)教師辯證反饋操縱有效。

3.2.2 假設(shè)檢驗(yàn)

假設(shè)1提出, 教師辯證反饋能夠正向預(yù)測團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。采用協(xié)方差分析、獨(dú)立樣本檢驗(yàn)和單因素方差分析法, 分析教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用效果。

首先, 分析干預(yù)前(任務(wù)1)的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力是否會(huì)對(duì)干預(yù)后團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生影響, 以排除團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力基準(zhǔn)水平對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響。一方面, 通過獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 干預(yù)前(任務(wù)1), 兩組實(shí)驗(yàn)條件下(高辯證反饋 vs. 低辯證反饋)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力得分差異不顯著[(37) = ?0.35,= 0.075]。另一方面, 協(xié)方差分析結(jié)果顯示, 干預(yù)前的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力對(duì)干預(yù)后(任務(wù)2、3、4)的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力水平均不存在顯著影響[(1, 36) = 0.65,= 0.818, ?2= 0.37;(1, 36) = 1.35,= 0.259, ?2= 0.55;(1, 36) = 1.21,= 0.339, ?2= 0.34]。據(jù)此, 可排除團(tuán)隊(duì)基準(zhǔn)創(chuàng)造力對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響。

其次, 采用獨(dú)立樣本檢驗(yàn)分析干預(yù)后高辯證反饋條件和低辯證反饋條件下團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力差異。結(jié)果顯示, 在任務(wù)2、3、4中高辯證反饋條件下團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力水平均顯著高于低辯證反饋條件[高= 5.15 (= 0.39),低= 4.34 (= 0.68),(37) = 4.56,< 0.001, Cohen’s= 1.46;高= 5.49 (= 0.56),低= 4.34 (= 0.52),(37) = 6.70,< 0.001, Cohen’s= 2.13;高= 5.59 (= 0.56),低= 4.38 (= 0.40),(37) = 7.77,< 0.001, Cohen’s= 2.49]。

最后, 采用單因素方差分析中的Tukey HSD法, 對(duì)兩種實(shí)驗(yàn)條件下任務(wù)1至任務(wù)4的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力變化狀況進(jìn)行分析, 見圖5。在高辯證反饋條件下, 分析結(jié)果顯示任務(wù)4的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力稍高于任務(wù)3的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力但差異不顯著(= 0.921), 顯著高于任務(wù)2的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(= 0.029), 也顯著高于任務(wù)1的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(< 0.001); 任務(wù)3與任務(wù)2的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力差異不顯著(= 0.129), 但顯著高于任務(wù)1的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(< 0.001); 任務(wù)2的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力顯著高于任務(wù)1的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(< 0.001)。在低辯證反饋條件下, 任務(wù)1、任務(wù)2、任務(wù)3和任務(wù)4中的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力間不存在顯著差異(> 0.05)。上述結(jié)果表明, 在高教師辯證反饋條件下, 不同任務(wù)間團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力會(huì)出現(xiàn)顯著差異, 而在低辯證反饋條件下, 不同任務(wù)間團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力差異不顯著。

圖5 不同任務(wù)下高辯證反饋與低辯證反饋條件組團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力水平

綜合上述結(jié)果, 教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力具有顯著正向影響, 假設(shè)1得到支持。

對(duì)假設(shè)2至假設(shè)5進(jìn)行檢驗(yàn), 結(jié)果顯示: 教師辯證反饋通過團(tuán)隊(duì)信息深加工影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)為0.12, 標(biāo)準(zhǔn)誤為0.05, 95%置信區(qū)間為[0.01, 0.37], 不包含0, 該結(jié)果支持了假設(shè)2; 教師辯證反饋與精熟氛圍的交互項(xiàng)顯著正向預(yù)測團(tuán)隊(duì)信息深加工(= 0.93,= 0.34,= 2.75,= 0.009), 假設(shè)3得到支持; 教師辯證反饋與績效氛圍的交互項(xiàng)對(duì)團(tuán)隊(duì)信息深加工的負(fù)向相關(guān)關(guān)系不顯著(= –0.80,= 0.68,= –1.17,= 0.482), 假設(shè)4未得到支持; 調(diào)節(jié)路徑分析結(jié)果如表5所示, 當(dāng)精熟氛圍水平高(+1), 績效氛圍水平低時(shí)(–1), 間接效應(yīng)值最大(間接效應(yīng) = 0.36,= 0.19, 95% CI = 0.06, 0.83), 該結(jié)果支持了假設(shè)5。

表5 有條件的間接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果(研究2)

4 總體討論

教師辯證反饋?zhàn)鳛橐惶滋N(yùn)涵豐富、行之有效的教育教學(xué)策略和育才藝術(shù), 對(duì)促進(jìn)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展具有重要價(jià)值。本文基于社會(huì)信息加工理論視角, 探討了教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用路徑(以團(tuán)隊(duì)信息深加工為中介變量)和邊界條件(以動(dòng)機(jī)氛圍為調(diào)節(jié)變量)。研究1通過實(shí)地問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn), 教師辯證反饋能夠顯著正向預(yù)測團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力, 團(tuán)隊(duì)信息深加工在二者間起中介作用, 上述過程還受到團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍的調(diào)節(jié)作用。研究2通過縱向現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)研究支持了研究1的主要假設(shè), 顯著提升了本研究理論模型的解釋力。

4.1 理論貢獻(xiàn)

首先, 深化了已有反饋理論研究, 拓展了“教育與發(fā)展”理論范疇。一方面, 提出并界定教師辯證反饋的理論內(nèi)涵及其作用結(jié)果是對(duì)已有反饋理論的深化拓展。已有學(xué)者指出, 反饋既要使創(chuàng)造性工作者明晰當(dāng)前問題“困境”, 又要啟迪其探尋“出路”, 并發(fā)現(xiàn)事物間的新關(guān)聯(lián)(Hargadon & Bechky, 2006; Harrison & Rouse, 2015)。然而, 以往反饋概念內(nèi)涵難以同時(shí)包含上述指導(dǎo)性意義, 教師辯證反饋則從理論層面上彌補(bǔ)了已有反饋界定不足, 其蘊(yùn)含的辯證性與發(fā)展性思想有助于促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展, 進(jìn)一步深入探究教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用機(jī)理并同時(shí)拓展了反饋理論空間。另一方面, 教育與發(fā)展關(guān)系是發(fā)展與教育心理學(xué)領(lǐng)域的經(jīng)典理論范疇。維果茨基的最近發(fā)展區(qū)理論指出, 教學(xué)要引領(lǐng)學(xué)生發(fā)展, 教師要注重挖掘?qū)W生潛能并幫助其實(shí)現(xiàn)由實(shí)際發(fā)展水平到潛在發(fā)展水平的躍遷(Vygotsky, 1980)。據(jù)此, 教師辯證反饋恰能體現(xiàn)發(fā)展性視域和辯證性思維, 既能評(píng)價(jià)學(xué)生現(xiàn)有能力素質(zhì)水平, 又能指出學(xué)生潛在發(fā)展空間, 還能指導(dǎo)學(xué)生運(yùn)用辯證思維和方法實(shí)現(xiàn)自我突破。我國學(xué)者在闡述教育與發(fā)展關(guān)系時(shí)指出, 教師要求只有高于學(xué)生原有水平并經(jīng)過學(xué)生主觀努力后能夠達(dá)到, 才是最合適的教學(xué)要求(朱智賢, 林崇德, 2002), 這一觀點(diǎn)指明了實(shí)現(xiàn)“最近發(fā)展區(qū)”目標(biāo)的明確路徑。教師辯證反饋能夠根據(jù)學(xué)生自身發(fā)展特點(diǎn)與狀態(tài), “因材施教”地對(duì)學(xué)生提出發(fā)展性目標(biāo)和差異化要求, 從而促進(jìn)學(xué)生全面發(fā)展和持續(xù)成長。加之, 隨著新一輪科技革命加速演進(jìn), 科技創(chuàng)新的復(fù)雜性和挑戰(zhàn)性對(duì)團(tuán)隊(duì)協(xié)作提出了更高要求, 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的重要意義愈加凸顯(Aggarwal & Woolley, 2019)。教師辯證反饋一方面能夠促使學(xué)生從更加多元、對(duì)立、整體、聯(lián)系和發(fā)展的視角進(jìn)行前沿探索和問題解決, 有助于提升創(chuàng)造力的質(zhì)量水平, 另一方面又十分關(guān)注學(xué)生內(nèi)在成長和能力素質(zhì)提升而非社會(huì)比較與競爭, 有助于增進(jìn)團(tuán)隊(duì)協(xié)作效率和效果。由此, 本研究從創(chuàng)新教育入手, 揭示了教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的積極影響, 從團(tuán)隊(duì)科技創(chuàng)新層面上豐富和深化了教育與發(fā)展關(guān)系范疇, 并開拓了教師辯證反饋的后效研究。

其次, 豐富了創(chuàng)造力理論研究, 拓展了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力前因。隨著信息技術(shù)背景下科技與教育和產(chǎn)業(yè)的耦合發(fā)展水平不斷提升, 科學(xué)創(chuàng)造周期縮短且科技創(chuàng)新迭代加速, 團(tuán)隊(duì)協(xié)同優(yōu)勢(shì)和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的研究價(jià)值愈加凸顯(張建衛(wèi)等, 2017)。大學(xué)生是建設(shè)創(chuàng)新型國家和科技強(qiáng)國的生力軍, 其團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力是推動(dòng)國家科技創(chuàng)新發(fā)展的重要?jiǎng)恿?。然而梳理?chuàng)造力研究軌跡可發(fā)現(xiàn), 或是基于個(gè)體水平探討一般性創(chuàng)造力(Guilford, 1950; 林崇德等, 2009; Sternberg, 1985; 吳湘繁等, 2022), 或是基于團(tuán)隊(duì)水平探討組織創(chuàng)造力(王端旭, 薛會(huì)娟, 2011; Woodman et al., 1993), 鮮有探討教育情境中的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展研究(James & Drown, 2012)。本研究基于高?？萍紕?chuàng)新教育情境, 探究了大學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的形成機(jī)制, 促進(jìn)了高等教育情境下團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的理論構(gòu)建。此外, 已有學(xué)者呼吁應(yīng)考察外部環(huán)境對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響, 以找尋激發(fā)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的有效路徑(Zhao et al., 2021)。本研究探討了教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響及作用機(jī)制, 既從團(tuán)隊(duì)水平和教育教學(xué)層面上拓展了創(chuàng)造力理論研究, 又揭示了外部環(huán)境對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響, 回應(yīng)了已有學(xué)者的研究呼吁, 豐富了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力前因研究。

此外, 基于社會(huì)信息加工理論, 從團(tuán)隊(duì)信息處理視角提出了團(tuán)隊(duì)信息深加工這一中介機(jī)制, 有助于揭示教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間的理論“灰箱”。以往有關(guān)反饋與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力關(guān)系的文獻(xiàn), 鮮見對(duì)二者間的過程機(jī)制進(jìn)行考察。團(tuán)隊(duì)信息處理過程對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力至關(guān)重要(Hülsheger et al., 2009), 本研究發(fā)現(xiàn)教師辯證反饋能夠增進(jìn)團(tuán)隊(duì)信息深加工, 促使團(tuán)隊(duì)成員對(duì)不同信息與觀點(diǎn)進(jìn)行交流討論, 提升團(tuán)隊(duì)信息的搜索、討論、加工與整合水平(Cacioppo et al., 1996), 進(jìn)而推動(dòng)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展。本研究揭示了團(tuán)隊(duì)信息深加工在教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間的中介作用, 這一發(fā)現(xiàn)不僅從團(tuán)隊(duì)層面上拓展深化了個(gè)體層面上“知識(shí)領(lǐng)會(huì)是教育和發(fā)展之間的中間環(huán)節(jié)” (林崇德, 2013)這一理論命題, 而且回應(yīng)了Hoever等(2018)關(guān)于開展真實(shí)情境下團(tuán)隊(duì)信息深加工與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力關(guān)系的呼吁。加之, 本研究除了表明教師辯證反饋通過團(tuán)隊(duì)信息深加工對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生作用之外, 還揭示教師辯證反饋與動(dòng)機(jī)氛圍等環(huán)境因素的交互作用能夠通過團(tuán)隊(duì)層面因素傳導(dǎo)于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力上, 該結(jié)果為未來探究教師辯證反饋與其他環(huán)境因素交互作用于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的復(fù)雜機(jī)制提供了理論啟示。

最后, 本研究還在社會(huì)信息加工理論框架下探索了團(tuán)隊(duì)動(dòng)機(jī)氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng), 揭示了教師辯證反饋影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的邊界條件。研究表明, 精熟氛圍能夠正向調(diào)節(jié)教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)信息深加工的影響, 而績效氛圍則負(fù)向調(diào)節(jié)二者間關(guān)系, 并且精熟氛圍與績效氛圍的調(diào)節(jié)作用會(huì)通過團(tuán)隊(duì)信息深加工影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。雖然在實(shí)驗(yàn)研究中績效氛圍在教師辯證反饋與團(tuán)隊(duì)信息深加工關(guān)系間的負(fù)向調(diào)節(jié)作用并未得到支持, 但在真實(shí)情境下的問卷研究結(jié)果支持了上述調(diào)節(jié)作用, 這可能是由于實(shí)驗(yàn)研究未能涉及社會(huì)比較、人際競爭等情境意涵, 各團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的績效氛圍水平相對(duì)較低, 使該因素難以發(fā)揮其調(diào)節(jié)作用。本研究通過對(duì)不同動(dòng)機(jī)氛圍調(diào)節(jié)作用及聯(lián)合調(diào)節(jié)效應(yīng)的考察, 揭示了教師辯證反饋影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力過程的邊界條件, 驗(yàn)證了精熟氛圍和績效氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng), 即高精熟氛圍和低績效氛圍條件下, 教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接促進(jìn)作用更顯著, 這一研究結(jié)果與Buch等(2017)的研究發(fā)現(xiàn)相一致。通過探究不同環(huán)境因素間的共同作用豐富了社會(huì)信息加工理論體系, 并拓深了社會(huì)信息加工理論在高等教育學(xué)尤其是創(chuàng)新教育領(lǐng)域的應(yīng)用空間。

4.3 實(shí)踐啟示

本研究對(duì)高校創(chuàng)新教育及教師日常教育教學(xué)活動(dòng)具有多方面實(shí)踐啟示。首先, 增強(qiáng)教師辯證反饋。本研究通過問卷調(diào)查和實(shí)驗(yàn)研究交叉驗(yàn)證發(fā)現(xiàn), 教師辯證反饋對(duì)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力具有積極影響。一方面, 教師要注重提升自身辯證思維水平。辯證思維是教師在教育教學(xué)活動(dòng)中展現(xiàn)的重要思維能力, 不僅能夠引領(lǐng)教師展開更豐富的辯證反饋, 還會(huì)對(duì)學(xué)生創(chuàng)造力起到促進(jìn)作用(Paletz et al., 2018)。教師可通過參與辯證思維培訓(xùn)、反饋尋求、研討交流、元認(rèn)知訓(xùn)練等方式, 不斷提升辯證反饋意識(shí)、能力和藝術(shù)。另一方面, 教師要樹立“以學(xué)生為中心”的價(jià)值理念。面對(duì)紛繁復(fù)雜的創(chuàng)新情境和學(xué)生間個(gè)體差異, 教師要全面理解和把握學(xué)生發(fā)展特征及團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新規(guī)律, 善于運(yùn)用“反者道之動(dòng), 弱者道之用”矛盾原理, 推動(dòng)實(shí)現(xiàn)學(xué)生發(fā)展核心素養(yǎng)的普遍性與獨(dú)特性相結(jié)合、對(duì)立性與統(tǒng)一性相轉(zhuǎn)化。

其次, 提升團(tuán)隊(duì)信息深加工水平。本研究發(fā)現(xiàn), 團(tuán)隊(duì)信息深加工不僅能夠中介教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用效應(yīng), 也能傳導(dǎo)教師辯證反饋與動(dòng)機(jī)氛圍對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的交互效應(yīng)。為此, 在教師層面上, 需注重增進(jìn)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)信息深加工。教師可通過激發(fā)團(tuán)隊(duì)認(rèn)知需求, 引導(dǎo)成員主動(dòng)探索科技創(chuàng)新前沿, 對(duì)科學(xué)問題進(jìn)行辯證性和系統(tǒng)性思考, 培養(yǎng)團(tuán)隊(duì)對(duì)任務(wù)和環(huán)境信息的搜索、思考和整合能力(Huang & Liu, 2021)。在學(xué)生層面上, 需注重強(qiáng)化團(tuán)隊(duì)內(nèi)部信息與觀點(diǎn)的共享與交流, 提高專業(yè)和人際熟悉度。具體而言, 當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員熟悉他人的工作和專業(yè)知識(shí)(即專業(yè)熟悉度)時(shí), 更有可能聆聽和思考他人的觀點(diǎn); 當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員對(duì)彼此情形更為了解(即人際熟悉度)時(shí), 則可能避免在觀點(diǎn)沖突時(shí)產(chǎn)生敵對(duì)情緒和敵意歸因, 上述兩種熟悉度均能提升團(tuán)隊(duì)信息深加工水平(Maynard et al., 2019)。

最后, 營造團(tuán)隊(duì)精熟氛圍, 弱化團(tuán)隊(duì)績效氛圍。研究發(fā)現(xiàn), 精熟氛圍能夠增強(qiáng)教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的積極影響, 而績效氛圍則會(huì)削弱這一積極作用, 而且這兩種動(dòng)機(jī)氛圍能夠同時(shí)發(fā)揮作用, 即精熟氛圍水平高而績效氛圍水平低時(shí), 會(huì)顯著增強(qiáng)教師辯證反饋的積極作用。故此, 對(duì)于教師或團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)而言, 一方面要著力營造團(tuán)隊(duì)精熟氛圍, 鼓勵(lì)成員開展合作與知識(shí)共享, 為團(tuán)隊(duì)樹立學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向, 促進(jìn)團(tuán)隊(duì)成員追求內(nèi)在成長和能力提升; 另一方面, 要注意弱化團(tuán)隊(duì)績效氛圍, 在反饋交流中弱化成員間社會(huì)比較, 降低團(tuán)隊(duì)內(nèi)部競爭損耗水平, 當(dāng)發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)存在不良競爭、互相攀比現(xiàn)象時(shí), 應(yīng)及時(shí)進(jìn)行正向引導(dǎo), 促使團(tuán)隊(duì)成員彼此融合、互學(xué)共進(jìn)。

4.3 研究局限與未來展望

本研究不足尚待進(jìn)一步完善。其一, 在研究模型方面, 中介路徑與調(diào)節(jié)機(jī)制仍有待探究。本文從團(tuán)隊(duì)信息加工角度出發(fā), 僅考察了團(tuán)隊(duì)信息深加工的中介作用。然而, 外界環(huán)境對(duì)學(xué)習(xí)者的影響不僅涉及信息加工因素, 還包含了能力、情緒情感、動(dòng)機(jī)等因素, 如已有研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)與領(lǐng)域內(nèi)相關(guān)技能(Thanh & Thuan, 2019)均能在反饋和創(chuàng)造力間起中介作用。此外, 本研究基于社會(huì)信息加工理論, 主要考察了動(dòng)機(jī)氛圍這一調(diào)節(jié)因素, 但教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用可能還會(huì)受團(tuán)隊(duì)自身因素如目標(biāo)導(dǎo)向(He et al., 2016)、團(tuán)隊(duì)凝聚力(Joo et al., 2012)及關(guān)系認(rèn)同(徐珺等, 2018)等影響, 未來研究可對(duì)上述因素作用進(jìn)行探究, 以豐富教師辯證反饋的作用路徑。

其二, 在研究設(shè)計(jì)上仍有待完善。一方面, 現(xiàn)實(shí)情境中, 團(tuán)隊(duì)的信息深加工水平和教師辯證反饋程度可能存在雙向影響。因本研究主要目的是探究教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響及作用機(jī)制, 此時(shí)團(tuán)隊(duì)信息深加工在二者關(guān)系間起重要的傳導(dǎo)作用, 故而未對(duì)信息加工偏好等團(tuán)隊(duì)特征對(duì)教師辯證反饋水平的影響進(jìn)行探究, 未來可深入探討團(tuán)隊(duì)特征對(duì)教師辯證反饋水平的影響。另一方面, 在縱向現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中, 研究2采用單因素實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 雖然對(duì)調(diào)節(jié)變量(動(dòng)機(jī)氛圍)進(jìn)行了問卷測量, 但仍存在一定不足。研究2采用實(shí)驗(yàn)研究對(duì)理論模型進(jìn)行檢驗(yàn), 并通過對(duì)教師辯證反饋的多次操縱, 考察了教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響。然而, 因該實(shí)驗(yàn)是在真實(shí)教學(xué)環(huán)境中開展, 誘發(fā)績效氛圍有悖教育原則, 故未對(duì)動(dòng)機(jī)氛圍進(jìn)行操縱, 可能難以深入反映動(dòng)機(jī)氛圍變化對(duì)結(jié)果變量的影響。未來研究可通過實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)等方法對(duì)動(dòng)機(jī)氛圍進(jìn)行操縱, 以探究其對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響。

其三, 在研究方法層面, 本研究雖然采用綜合性研究方法(問卷研究與實(shí)驗(yàn)研究相結(jié)合)以確保研究的內(nèi)外效度, 但仍存在一定局限。就研究1而言, 由于該研究對(duì)象為參加比賽的大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì), 受條件所限, 難以采用多時(shí)點(diǎn)方式進(jìn)行變量測量, 雖然本研究進(jìn)行了程序性控制和統(tǒng)計(jì)分析, 但仍有可能存在一定程度的共同方法偏差問題, 未來可采用多時(shí)點(diǎn)測量方式提升數(shù)據(jù)精度。此外, 由于團(tuán)隊(duì)信息深加工與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力存在概念內(nèi)涵交疊, 即團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力中的知識(shí)學(xué)習(xí)維度涉及團(tuán)隊(duì)內(nèi)部知識(shí)和技術(shù)的分享、交流與整合, 這與團(tuán)隊(duì)信息深加工所反映的團(tuán)隊(duì)內(nèi)部信息處理過程存在一定程度的重疊, 致使研究1中二者相關(guān)系數(shù)較高。未來研究可以選擇其它測量工具對(duì)本研究的理論模型進(jìn)行驗(yàn)證。在研究2中, 雖然在12個(gè)周內(nèi)追蹤了4次團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力變化狀況, 研究結(jié)果能夠反映出短期內(nèi)團(tuán)隊(duì)導(dǎo)向教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響情況, 但因追蹤時(shí)程較短, 難以揭示教師辯證反饋的長時(shí)距動(dòng)態(tài)作用軌跡, 未來可進(jìn)行更長尺度的追蹤研究, 以細(xì)致刻畫教師辯證反饋對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的動(dòng)態(tài)影響。

致謝: 衷心感謝兩位匿名評(píng)審專家的專業(yè)指導(dǎo)和寶貴建議; 同時(shí)感謝鄭文峰、付萌萌、姜蘊(yùn)珊、楊文亞、冷鈺冰、王洛賓和劉入瑗等同學(xué)在資料整理方面提供的幫助。

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How to teach resourcefully? The mechanism of teacher dialectical feedback on team creativity of college students

ZHANG Jianwei1, ZHOU Yufan2, LI Linying3, LI Haihong4, HUA Weijun1

(1School of Humanities and Social Sciences, Beijing Institute of Technology, Beijing 100081, China) (2Normal College, Qingdao University, Qingdao 266071, China) (3School of Marxism, Beijing Institute of Technology, Beijing 100081, China) (4School of Business Administration, Shandong University of Finance and Economics, Jinan 250014, China)

Teacher dialectical feedback reflects teachers’ dialectical thinking and accord with college students’ development rules, which is of great significance to boost students’ team creativity. Less attention, however, has been given to the influence of teacher dialectical feedback on team creativity. Therefore, we expect to examine the effect of teacher dialectical feedback on team creativity and explore the underlying mechanism. To test our hypotheses, we conducted a field survey and a longitudinal field experimental study. The results overall provided support for our theoretical model and showed that (1) teacher dialectical feedback was positively correlated with team creativity; (2) team information elaboration mediated the relationship between teacher dialectical feedback and team creativity; (3) the interaction between teacher dialectical feedback and mastery climate significantly predicted team information elaboration, such that the positive relationship between teacher dialectical feedback and team information elaboration was stronger when mastery climate was high rather than low; (4) performance climate also played a moderating role in the relationship between teacher dialectical feedback and team information elaboration, such that the positive relationship between teacher dialectical feedback and team information elaboration was weaker when mastery climate was high rather than low; (5) the indirect effect of teacher dialectical feedback on team creativity through team information elaboration was significantly moderated by mastery climate and performance climate, such that when mastery climate was higher and performance climate was lower, the positive indirect effect is stronger, and vice versa.

Drawing upon these findings, our work offers multiple contributions. First, this research expands the existing feedback paradigm and theoretical category of “education and development” by examining the effect of teacher dialectical feedback on team creativity. Second, our study enriches the theory of creativity and broadens the antecedents of team creativity by exploring the effect and mechanism of teacher dialectical feedback on team creativity. Third, this work provides novel insights into the mechanism through which teacher dialectical feedback influences team creativity from the perspective of team information processing. The results suggest that team information elaboration plays an important role for the effects of teacher dialectical feedback. Finally, by exploring the contingent role of team motivational climate, our study revealed the critical boundary condition for the effect of teacher dialectical feedback on team creativity, which provide a more integrative and accurate understanding of whether and when team performs more or less creativity as results of teacher dialectical feedback.

teacher dialectical feedback, team creativity, team information elaboration, mastery climate, performance climate

2022-09-08

* 國家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目(22AZD026); 國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(72074024)。

周愉凡, E-mail: zhouyufan@qdu.edu.cn

B849: G44