教养方式创意自我效能与大学生创造力的关系.docx
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教养方式创意自我效能与大学生创造力的关系
教养方式、创意自我效能与大学生创造力的关系
摘要：
本文采用问卷法对277名在校大学生的父母教养方式、创意自我效能与创造力的关系进行研究，运用SPSS16.0软件对数据进行处理和分析。
结果表明
（1）教养方式的鼓励自主因子、创意自我效能与创造力呈显著正相关，教养方式的控制因子与创意自我效能、创造力呈负相关；
（2）创意自我效能在教养方式的鼓励自主因子与创造力之间、控制因子与创造力间起完全中介作用；（3）鼓励自主因子对创造力各维度（流畅性、灵活性、独创性）是通过创意自我效能的中介作用实现的，控制因子对创造力各维度（流畅性、灵活性、独创性）是通过创意自我效能的中介作用实现的。
关键词：
教养方式；创意自我效能；创造力；中介效应
中图分类号：
B848
1、引言
1950年美国心理学家吉尔福特（J.P.Guilford）在美国心理学年会上发表题为“创造力”的著名演讲，继而推动了20世纪学者们对创造力研究的热潮，20世纪末，随着研究者对文化和社会因素的进一步关注，逐渐形成了一系列创造力的新理论，如Csikszentmihalyi的创造力的系统模型[1]、Sternberg、Lubart的创造力投资理论[2]等，研究者逐渐意识到是个体与环境的交互作用影响了一个人创造力的形成和发展。
在目前影响创造力的环境因素中，学校环境、社会环境得到了广泛的关注，家庭因素对创造力的影响也逐渐引起了研究者的兴趣，最常用的方法是对做出杰出创造性成就的个体进行个案研究，总结出他们的家庭环境在家庭收入，父母受教育程度和教养方式等方面的共性[3，4]。
大量研究表明，父母教养方式对个体创造力的形成和发展起到至关重要的作用。
张景焕等通过对具有创造性成就的科学院院士的访谈发现,尽管各种家庭背景下都有可能出现科学创造人才,但早期促进性的因素,如,鼓励自由探索,至少不限制甚至设法促进其独立自主的家庭环境对成就创造性人才至关重要[5]；林静怡的研究表明，家庭对儿童创造力发展的积极影响体现在：
父母积极的教养、营造支持创造力发展的家庭环境，以及提供多方面发展所需的资源，能使子女发现自己的兴趣，并在有潜力的领域中展现其创造力[6]。
环境因素虽然对创造力的发展有重要的作用，但是一个人的创造力水平还与个体因素有关，其中自我效能就是影响个体活动水平的因素之一，张景焕、王亚男等人的研究发现创意自我效能是一个很稳定的个体变量，不会随短时间情境的变化而发生变化[7]，作为一种专门指向创造力的自我效能，他直接决定个体进行创造活动的效率和水平。
本文通过对教养方式、创意自我效能与创造力的关系的探讨，希望发现父母教养方式和创意自我效能是如何通过交互作用来影响创造力水平的。
创造力是指根据一定目的，运用一切已知信息，产生出某种新颖、独特、有社会或个人价值产品的智力品质[8]，大学生正处于社会角色转型的关键时期，是创造思维发展的重要阶段，也是创造性人才的重要组成部分，因此，关注大学生创造力的发展有着重大的现实意义。
1.1创意自我效能与创造力关系的研究
Bandura把自我效能看作是对自己在特定的情境中是否有能力操作行为的预期[9]，个体的自我效能会影响到个体活动的水平和效率，继而也会影响到创造力活动的水平。
张孝义，胡卫平认为，自我效能可以影响个体在创造过程中的行为选择、未来创造目标设定、创造时的努力和持久力等[10]。
2002年，Tierney和Farmer创造性地将Bandura的自我效能感和Amabile的创造力理论[11]相结合，首次提出了“创意自我效能”的概念，指个体对于所从事的特定任务是否具有产生创新行为的能力与信心的评价，反应了创造力活动中个体对自己表现出的自我信念和期望，是创新行为的能力信念。
当个体在创造力活动中遇到困难和障碍时，创意自我效能能够使个体持续努力，推动其达成最终目标[12]。
创意自我效能是自我效能概念在创造性领域的具体体现，一经提出便受到了广泛的关注，并在教育领域得到了广泛的应用。
随着现代企业的发展，企业也更加重视对培养员工创造力的培养，而创意自我效能也逐渐受到了企业的重视。
如Tierney与Farmer研究发现，创意自我效能对个体的创新行为有显著影响，同时也可以有效预测创造绩效[13]，周浩、龙立荣的研究也发现，创造力自我效能不仅对员工创造力有积极的影响，而且会影响员工对工作不安全感的反应[14]。
2.2创意自我效能的中介作用研究
大量的研究证实了创意自我效能的中介作用。
在教育领域，Choi的研究表明,本科生的创意自我效能和教师对学生评定的创造性绩效正相关,并且创意自我效能在个体因素（人格、能力和动机）和情境因素（领导和同辈的社会影响）之间起完全中介效应[15]。
洪素苹发现,个体对重要他人的负面评价可以通过创意自我效能、创意外在动机等中介变量对创造行为产生正面影响作用,并且创意自我效能对创造行为的预测能力较强[16]。
黄春艳以研究生为被试发现创造性自我效能总分以及能力效能、任务效能两个维度与创造性总分显著正相关,而且创造性自我效能在创造性动机和创造性绩效中起完全中介作用[17]，王晓玲、张景焕等人的研究发现，家庭环境变量是通过创意自我效能的完全中介作用来预测创造性个性倾向的[18]。
在工作领域，Tierney和Farmer发现领导者在员工创新活动中对员工创新预期的强化和创新行为的支持，能够促进员工产生创新预期，激化员工对创新行为的主动性。
而创新自我效能感则在这个过程中起着中介效应[13]。
Gong，Huang和Farh在以台湾员工为问卷调查样本的基础上，探讨了变革型领导、学习导向和员工创新之间的关系，研究表明，变革型领导、员工学习导向和员工创新之间存在着正相关关系，并且创新自我效能感在这个过程中起着中介作用[19]，顾远东和彭纪生以MBA学员为被试发现创造性自我效能感在组织创新氛围与创造性行为之间起中介作用[20]。
基于以上分析，本文希望以在校大学生为研究对象，对其教养方式、创意自我效能与创造力的关系进行分析，并探讨创意自我效能在教养方式和创造力之间的中介作用。
2、方法
2.1被试
抽取山东师范大学在校大学生为被试，实发问卷330份，有效问卷271份。
其中男生111人，女生166人；大一78人，大二106人，大三47人，大四46人。
2.2研究工具
2.2.1父母教养方式问卷
“父母教养方式问卷”（ParentalBondingInstrument，PBI）是由Parker于1979年根据依恋理论编制[21]，国内由周世杰、楚艳民、杨红君、刘利、刘琴等人以在校大学生为被试对此量表做了修订和心理测量学指标的检验。
修订后的量表分为母亲版（PBI-M）和父亲版（PBI-F），各有23个条目，采用4点计分形式，分为关爱、鼓励自主和控制三个因子。
内部一致性分析显示，PBI-M关爱、鼓励自主、控制三个分量表的内部一致性信度系数分别为0.846，0.806，0.745；PBI-F关爱、鼓励自主、控制三个分量表的内部一致性信度系数分别为0.858，0.822，0.752。
重测相关系数为0.746~0.941。
2.2.2学生创意自我效能量表
“学生创意自我效能量表”由台湾学者洪素苹、林姗如编制，由产生创意成品信念、创意思考策略信念和抗负面评价信念三个分量表、17个题目组成,采用李克特4点计分方法,重测信度为0.88[16]。
2.2.3托兰斯创造力思维测验
托兰斯创造性思维测验（TorranceTestofCreativeThinking,TTCT）是众多创造力测量工具中使用最广泛的测验[22]。
大量实证研究表明TTCT具有良好的信效度[23,24,25]。
本研究所采用的的托兰斯创造力思维测验分为多用途游戏和视觉游戏两个部分，从思维的流畅性、灵活性、独创性进行计分，其中流畅性表示被试反应的总数；灵活性表示被试反应的类别数；独创性表示被试反应的独创性程度。
分项得分的总和即为创造力的得分。
3、结果
3．1教养方式的差异以及教养方式、创意自我效能与创造力的关系
对父亲与母亲在父母教养方式三个维度的得分做描述统计，并进行相关样本t检验。
结果发现，在关爱、鼓励自主和控制三个维度上，母亲的得分都高于父亲，母亲、父亲的得分在关爱维度和鼓励自主维度上差异显著，在控制维度上差异不显著。
结果见表1.
表1父母教养方式的描述统计量及相关样本t检验结果
M
SD
t
关爱
父
21.36
3.509
4.000**
母
22.09
2.889
鼓励自主
父
10.48
2.334
2.376*
母
10.84
3.050
控制
父
6.09
2.043
1.946
母
6.26
2.207
对男、女在父母教养方式三维度上的得分做独立性t检验，结果发现，在关爱维度上，女生的得分高于男生的得分并且差异显著，而在鼓励自主维度和控制维度上差异不显著。
结果见表2
表2男女在教养方式上的描述统计量及独立样本t检验结果
M
SD
t
关爱
男
42.52
5.395
2.254*
女
44.07
5.747
鼓励自主
男
20.71
5.094
1.723
女
21.73
4.621
控制
男
12.57
3.655
0.771
女
12.19
4.391
对父母教养方式的三个维度、创意自我效能及创造力各观测变量做相关分析，结果发现，鼓励自主因子、创意自我效能与创造力及各维度之间两两呈显著正相关，控制因子与创意自我效能、创造力及各维度呈显著负相关。
关爱因子与创意自我效能（r=0.073）、创造力（r=0.028）间相关不显著。
结果见表3，因表格有限，只列出相关项。
表3父母教养方式、创意自我效能及创造力各观测变量相关系数
1
2
3
4
5
6
7
1鼓励自主因子
—
2控制因子
-0.281**
—
3创意自我效能
0.360**
-0.156**
—
4流畅性
0.303**
-0.212**
0.382**
—
5灵活性
0.225**
-0.170**
0.377**
0.882**
—
6独创性
0.315**
-0.193**
0.424**
0.894**
0.828**
—
7创造力
0.297**
-0.216**
0.426**
0.962**
0.906**
0.931**
—
3.2创意自我效能在教养方式和创造力及各维度关系中的作用分析
如果自变量X通过影响变量M来影响因变量Y，那么就称M为中介变量（Jame1984）。
为了进一步明确创意自我效能在教养方式与创造力及其各维度关系中的作用，采用温忠麟、张雷的等人提出的中介效应检验程序[26,27]对创意自我效能的中介作用进行检验。
3.2.1创意自我效能在父母教养方式与创造力中的作用分析。
根据中介效应检验程序，对创意自我效能在鼓励自主与创造力中的中介作用进行检验。
第一步，以创造力为结果变量，以鼓励自主为预测变量进行回归分析，检验系数c；第二步，以创意自我效能为结果变量，以鼓励自主为预测变量进行回归分析，检验系数a；第三步，以创造力为结果变量，以鼓励自主和创意自我效能为预测变量进行回归分析，检验系数b和c’。
结果发现，鼓励自主因子对创造力有正向预测作用，标准化回归系数c为0.775，在0.01水平上显著。
然后，将创意自我效能作为中介变量引入，检验系数a和b是否显著。
发现鼓励自主对中介变量有正向预测作用，标准化回归系数a为0.373，在0.01水平上显著；创意自我效能对创造力有正向预测作用，标准化回归系数b为1.173，在0.01水平上显著。
接着检验系数c’的显著性，发现c’降为0.337，没有达到显著水平。
由此可见，鼓励自主可以较好的地预测创造力，并且在加入了创意自我效能后，调整后的R2由0.046提高到0.170，回归模型对创造力的解释率提高。
根据Judd和Kenny完全中介检验的第三个检验，因为标准化系数c’不显著，所以创意自我效能在鼓励自主和创造力中起到完全中介作用。
结果见表4。
表4创意自我效能在鼓励自主与创造力中的中介作用检验
标准化回归方程
回归系数检验
第一步
y=0.775x
SE=0.213
t=3.644**
第二步
m=0.373x
SE=0.065
t=5.701**
第三步
y=0.337x
SE=0.210
t=0.109
+1.173m
SE=0.183
t=6.405**
根据中介效应检验程序，对创意自我效能在控制与创造力中的中介作用进行检验。
结果发现，控制因子对创造力有负向预测作用，标准化回归系数c为-0.674，在0.01水平上显著。
然后，将创意自我效能作为中介变量引入，检验系数a和b是否显著。
发现控制对中介变量有负向预测作用，标准化回归系数a为-0.190，在0.05水平上显著；创意自我效能对创造力有正向预测作用，标准化回归系数b为1.222，在0.01水平上显著。
接着检验系数c’的显著性，发现c’降为0.442，没有达到显著水平。
由此可见，控制可以较好的地预测创造力，并且在加入了创意自我效能后，调整后的R2由0.025提高到0.173，回归模型对创造力的解释率提高。
根据Judd和Kenny完全中介检验的第三个检验，因为标准化系数c’不显著，所以创意自我效能在鼓励自主和创造力中起到完全中介作用。
结果见表5。
表5创意自我效能在控制与创造力中的中介作用检验
标准化回归方程
回归系数检验
第一步
y=-0.674x
SE=0.253
t=-2.668**
第二步
m=-0.190x
SE=0.081
t=-2.363*
第三步
y=-0.442x
SE=0.236
t=-1.875
+1.222m
SE=0.183
t=7.000**
3.3.2创意自我效能在父母教养方式与流畅性的作用分析
根据中介效应检验程序，对创意自我效能在鼓励自主与流畅性的中介作用进行检验。
结果发现，鼓励自主因子对流畅性有正向预测作用，标准化回归系数c为0.397，在0.01水平上显著。
然后，将创意自我效能作为中介变量引入，检验系数a和b是否显著。
发现鼓励自主对中介变量有正向预测作用，标准化回归系数a为0.373，在0.01水平上显著；创意自我效能对流畅性有正向预测作用，标准化回归系数b为0.516，在0.01水平上显著。
接着检验系数c’的显著性，发现c’降为0.205，没有达到显著水平。
由此可见，鼓励自主可以较好的地预测流畅性，并且在加入了创意自我效能后，调整后的R2由0.047提高到0.141，回归模型对流畅性的解释率提高。
根据Judd和Kenny完全中介检验的第三个检验，因为标准化系数c’不显著，所以创意自我效能在鼓励自主和流畅性中起到完全中介作用。
结果见表6。
表6创意自我效能在鼓励自主与流畅性的中介作用检验
标准化回归方程
回归系数检验
第一步
y=0.397x
SE=0.108
t=3.687**
第二步
m=0.373x
SE=0.065
t=5.701**
第三步
y=0.205x
SE=0.108
t=1.888
+0.516m
SE=0.094
t=5.465**
根据中介效应检验程序，对创意自我效能在控制与流畅性中的中介作用进行检验。
结果发现，控制因子对流畅性有负向预测作用，标准化回归系数c为-0.371，在0.01水平上显著。
然后，将创意自我效能作为中介变量引入，检验系数a和b是否显著。
发现控制对中介变量有负向预测作用，标准化回归系数a为-0.190，在0.05水平上显著；创意自我效能对流畅性有正向预测作用，标准化回归系数b为0.546，在0.01水平上显著。
接着检验系数c’的显著性，发现c’降为0.267，在0.05水平上显著。
由此可见，控制可以较好的地预测流畅性，并且在加入了创意自我效能后，调整后的R2由0.030提高到0.145，回归模型对流畅性的解释率提高。
根据Judd和Kenny完全中介检验的第三个检验，因为标准化系数c’在0.05水平上显著，所以创意自我效能在控制和流畅性中起中介作用。
结果见表7
表7创意自我效能在控制与流畅性中的中介作用检验
标准化回归方程
回归系数检验
第一步
y=-0.371x
SE=0.128
t=-2.094**
第二步
m=-0.190x
SE=0.081
t=-2.363*
第三步
y=-0.267x
SE=0.121
t=-2.201*
+0.546m
SE=0.090
t=6.069**
3.3.3创意自我效能在父母教养方式与灵活性的作用分析
根据中介效应检验程序，对创意自我效能在鼓励自主与灵活性的中介作用进行检验。
结果发现，鼓励自主因子对灵活性有正向预测作用，标准化回归系数c为0.088，在0.05水平上显著。
然后，将创意自我效能作为中介变量引入，检验系数a和b是否显著。
发现鼓励自主对中介变量有正向预测作用，标准化回归系数a为0.373，在0.01水平上显著；创意自我效能对灵活性有正向预测作用，标准化回归系数b为0.184，在0.01水平上显著。
接着检验系数c’的显著性，发现c’降为0.020，没有达到显著水平。
由此可见，鼓励自主可以较好的地预测灵活性，并且在加入了创意自我效能后，调整后的R2由0.022提高到0.136，回归模型对灵活性的解释率提高。
根据Judd和Kenny完全中介检验的第三个检验，因为标准化系数c’不显著，所以创意自我效能在鼓励自主和灵活性中起到完全中介作用。
结果见表
8。
.
表8创意自我效能在鼓励自主与灵活性的中介作用检验
标准化回归方程
回归系数检验
第一步
y=0.088x
SE=0.035
t=2.502*
第二步
m=0.373x
SE=0.065
t=5.701**
第三步
y=0.020x
SE=0.035
t=0.562
+0.184m
SE=0.031
t=5.998**
根据中介效应检验程序，对创意自我效能在控制与灵活性中的中介作用进行检验。
结果发现，控制因子对灵活性有负向预测作用，标准化回归系数c为-0.092，在0.05水平上显著。
然后，将创意自我效能作为中介变量引入，检验系数a和b是否显著。
发现控制对中介变量有负向预测作用，标准化回归系数a为-0.190，在0.05水平上显著；创意自我效能对灵活性有正向预测作用，标准化回归系数b为0.183，在0.01水平上显著。
接着检验系数c’的显著性，发现c’降为0.057，未到达显著水平。
由此可见，控制可以较好的地预测灵活性，并且在加入了创意自我效能后，调整后的R2由0.018提高到0.141，回归模型对灵活性的解释率提高。
根据Judd和Kenny完全中介检验的第三个检验，因为标准化系数c’不显著，所以创意自我效能在控制和灵活性中起完全中介作用。
结果见表9。
表9创意自我效能在控制与灵活性中的中介作用检验
标准化回归方程
回归系数检验
第一步
y=-0.092x
SE=0.042
t=-2.218*
第二步
m=-0.190x
SE=0.081
t=-2.363*
第三步
y=-0.057x
SE=0.039
t=-1.457
+0.183m
SE=0.029
t=6.286**
3.3.4创意自我效能在父母教养方式与独创性的作用分析
根据中介效应检验程序，对创意自我效能在鼓励自主与独创性的中介作用进行检验。
结果发现，鼓励自主因子对独创性有正向预测作用，标准化回归系数c为0.303，在0.01水平上显著。
然后，将创意自我效能作为中介变量引入，检验系数a和b是否显著。
发现鼓励自主对中介变量有正向预测作用，标准化回归系数a为0.373，在0.01水平上显著；创意自我效能对独创性有正向预测作用，标准化回归系数b为0.430，在0.01水平上显著。
接着检验系数c’的显著性，发现c’降为0.143，没有达到显著水平。
由此可见，鼓励自主可以较好的地预测独创性，并且在加入了创意自我效能后，调整后的R2由0.052提高到0.175，回归模型对独创性的解释率提高。
根据Judd和Kenny完全中介检验的第三个检验，因为标准化系数c’不显著，所以创意自我效能在鼓励自主和独创性中起到完全中介作用。
结果见表10。
表10创意自我效能在鼓励自主与独创性的中介作用检验
标准化回归方程
回归系数检验
第一步
y=0.303x
SE=0.078
t=3.877**
第二步
m=0.373x
SE=0.065
t=5.701**
第三步
y=0.143x
SE=0.077
t=1.846
+0.430m
SE=0.067
t=6.387**
根据中介效应检验程序，对创意自我效能在控制与独创性中的中介作用进行检验。
结果发现，控制因子对独创性有负向预测作用，标准化回归系数c为-0.188，在0.05水平上显著。
然后，将创意自我效能作为中介变量引入，检验系数a和b是否显著。
发现控制对中介变量有负向预测作用，标准化回归系数a为-0.190，在0.05水平上显著；创意自我效能对独创性有正向预测作用，标准化回归系数b为0.460，在0.01水平上显著。
接着检验系数c’的显著性，发现c’降为0.100，在0.05水平上显著。
由此可见，控制可以较好的地预测独创性，并且在加入了创意自我效能后，调整后的R2由0.014提高到0.168，回归模型对独创性的解释率提高。
根据Judd和Kenny完全中介检验的第三个检验，因为标准化系数c’在0.05水平上显著，所以创意自我效能在控制和独创性中起中介作用。
结果见表11。
表11创意自我效能在控制与独创性中的中介作用检验
标准化回归方程
回归系数检验
第一步
y=-0.188x
SE=0.094
t=-2.006*
第二步
m=-0.190x
SE=0.081
t=-2.363*
第三步
y=-0.100x
SE=0.087
t=-1.153*
+0.460m
SE=0.065
t=7.125**
4.讨论
4.1教养方式的差异
研究发现，母亲在关爱、鼓励自主和控制三个维度上的得分都高于父亲，父亲、母亲的得分在关爱维度和鼓励自主维度上差异显著，在控制维度上差异不显著。
表现为在家庭中母亲对自己的孩子更加关心，她们对待孩子往往更加温和耐心，并希望孩子能够独立自主的去处理自己的事情，但在某些时候，她们对自己孩子的活动自由也会有所限制，并关注孩子的一举一动。
教养方式在性别上也存在差异。
研究发现，在关爱维度上，女生的得分显著高于男生，表明在家庭中，父母往往对女孩子更加疼爱，女生往往比男生更能体验到来自父母的关注和理解。
女生在鼓励自主的得分上也高于男生，说明父母希望子女可以早点独立，去学习自己处理事务的能力，但相对而言，父母更希望女孩子可以早点独立，来适应社会生活。
在控制维度上，男生的得分高于女生，可能受传统观念影响，往往认为男孩子比较淘气，相对女孩子来说更容易惹麻烦，所以父母对他们的行为控制的更多。
4.2不同教养方式对大学生创造力的影响
研究发现，父母教养方式中的鼓励自主和控制因子对大学生创造力水平的高低有良好的预测作用，其中鼓励自主对创造力有正向预测作用，而控制则
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