蒙藝，羅長坤

（第三軍醫(yī)大學 社會醫(yī)學與衛(wèi)生事業(yè)管理教研室，重慶 400038）

一、前言

《 國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要（2010-2020年）》要求高等教育深化教育體制改革，建立創(chuàng)新人才培養(yǎng)模式，不斷提高研究生培養(yǎng)質量。[1]為了貫徹《 綱要》精神，2013年教育部、國家發(fā)展改革委、財政部聯(lián)合下發(fā)《 關于深化研究生教育改革的意見》，其中創(chuàng)新人才培養(yǎng)模式和健全導師責權機制是兩大重點。[2]毋庸置疑，構建、保護和發(fā)展研究生創(chuàng)造力是創(chuàng)新人才培養(yǎng)模式的核心目標，學術導師是創(chuàng)新人才培養(yǎng)模式的責任人和操作者， 研究生教育改革要落到實處，深入研究學術導師如何影響研究生創(chuàng)造力是必要的和迫切的。[3-4]

目前，理論界和實務界普遍認為學術導師領導力是最直接影響研究生創(chuàng)造力的組織因素。[2，5-7]創(chuàng)造力是情境因素和個體因素相互作用于探索性任務（heuristics）而產(chǎn)生的新穎、原創(chuàng)、有用、正確的結果（outcomes），如知識、思想、產(chǎn)品、流程、工具、辦法、答案等。[8-9]創(chuàng)造力通常是創(chuàng)造者在自由探索和獨立思考過程中迸發(fā)的火花，是創(chuàng)造者專心致志和不懈努力的回報， 是創(chuàng)造者在知識或技術上做出的勇敢突破，是創(chuàng)造者對興趣和困惑狂熱追尋中夢想的實現(xiàn)。[10-12]學術導師領導力是學術導師通過授權、關懷、發(fā)展和激勵行為，構建、保護和發(fā)展學生創(chuàng)造力的過程。[13]學術導師的授權行為賦予學生學術研究的自由和自治權，提供創(chuàng)造力所需的自由和獨立；關懷行為關心學生的情感需求、生活需要和事業(yè)發(fā)展，解決后顧之憂，保障創(chuàng)造力所需的專注力； 發(fā)展行為傳授學生專業(yè)知識，培養(yǎng)學生創(chuàng)新認知技能和引導情感傾向，奠定創(chuàng)造力構建和發(fā)展的基礎；激勵行為激發(fā)學生對于科學研究的興趣、好奇心和熱情，提升創(chuàng)造力的內部動機。[13]所以，從邏輯上推斷，學術導師領導力有利于創(chuàng)造力的生產(chǎn)和發(fā)展，與創(chuàng)造力呈正相關。 迄今為止，不少研究工作[14-16]為這一假設提供了一定的證據(jù)。 然而，有些學者卻認為，創(chuàng)造力影響因素和創(chuàng)造力之間的關系實際上并非正相關和負相關這么簡單， 可能不是線性關系，而是曲線關系。[17]遺憾的是，在現(xiàn)有的文獻中，創(chuàng)造力影響因素和創(chuàng)造力曲線關系的檢測工作寥寥可數(shù)，領導力和創(chuàng)造力曲線關系研究非常罕見，學術導師領導力與研究生創(chuàng)造力曲線關系檢測更是無人涉足。 然而，可能存在的曲線關系，如果按照線性關系開展實踐的話，領導效果極有可能適得其反。 所以，開展揭示學術導師領導力和研究生創(chuàng)造力關系狀態(tài)的研究工作具有如下重要意義：彌補相關理論缺失，為學術導師領導實踐和高校創(chuàng)新教育管理提供重要參考。

下文首先基于自我決定論[18]、認知評價理論[19]、創(chuàng)造力構建要素理論[8]、動機理論[20]等理論前提和相關研究工作，提出關于學術導師領導力和研究生創(chuàng)造力關系狀態(tài)的研究問題； 然后對677個調查數(shù)據(jù)進行曲線擬合和等級回歸分析，探究學術導師領導力和研究生創(chuàng)造力之間真正的關系狀態(tài)。

自我決定論認為人具有自主需要，自主需要的滿足可以促進人們迎接挑戰(zhàn)、超越自我。[18]生產(chǎn)創(chuàng)造力是人類挑戰(zhàn)自我、超越自我的典型行為。 學術導師的授權行為具體表現(xiàn)為：允許學生根據(jù)自己的興趣選題和設計課題；鼓勵學生自我管理研究課題；尊重學生的觀點和看法；允許學生嘗試自己的想法；實驗室的重要事宜考慮學生的意見和建議；與學生共同決策科研工作有關事務等。 這些行為賦予學生學術研究的自由和自治權，滿足學生的自主需要，進而驅動學生在科學研究中對創(chuàng)造力勇敢挑戰(zhàn)和不懈追求，在這種情況下，創(chuàng)造力易于迸發(fā)。 創(chuàng)造力的研究者還指出，自由是發(fā)散性思維以及靈活多元的觀察視角的前提，自治是獨立思考和批判思維的保障，自由和自治有利于創(chuàng)造力的生產(chǎn)和發(fā)展。 所以，授權行為對創(chuàng)造力具有正向效應，Zhang和Bartol[16]，Zhang和Zhou[21]，和Günsel[22]的研究工作為這一假設提供了證據(jù)支撐。

認知評價理論認為情境因素具有支持和控制兩個功能。 當情境因素的支持功能顯著時，個體感知到首創(chuàng)精神得到支持和鼓勵，開展首創(chuàng)行為沒有外部壓力，個體內部動機得以保護和提升，創(chuàng)造力呈現(xiàn)高水平狀態(tài)。[19，23]學術導師的關懷行為具體表現(xiàn)為：當學生情緒波動時表示同情和理解，并幫助學生穩(wěn)定情緒狀態(tài)；當學生個人或家庭出現(xiàn)困難時伸出援手；為學生個人和職業(yè)發(fā)展提供實質性支持和幫助等。 這些行為不僅讓學生感知到情境因素的支持功能，從事創(chuàng)新任務的內部動機水平升高，而且保障學生不受外部因素的干擾，使其能持久專注于創(chuàng)新工作。 所以，支持行為對創(chuàng)造力具有正向效應，Amabile等人[24]，Oldham和Cummings[25]以及Kim，Hon和Lee[26]的研究工作從一定程度上為這一假設提供了支撐證據(jù)。

創(chuàng)造力構建要素模型理論指出，專業(yè)相關的知識和技能是創(chuàng)造力的基礎，創(chuàng)新相關的認知能力和情感傾向是創(chuàng)造力的鑰匙，而教育和訓練是獲得它們的重要途徑之一。[8]學術導師的發(fā)展行為具體表現(xiàn)為：傳授學生專業(yè)領域內的基本概念、原理和原則、普遍觀點以及發(fā)展現(xiàn)狀；教授學生專業(yè)領域學術研究的基本方法、基本技能和思維模式；與學生一起探討、思辨；對學生在學術研究中碰到的問題和困難提供顧問服務； 支持和鼓勵學生在科研工作中的大膽設想和冒險嘗試，并為他們承擔風險等。 這些行為一直是學術導師的角色任務，奠定了科學創(chuàng)造力發(fā)展的基礎，使得創(chuàng)造力生產(chǎn)成為可能。 所以，發(fā)展行為對創(chuàng)造力具有正效應，Chen等人[27]，McMahon和Ford[28]，Hemlin和Olsson[29]， 以及Zacher和Johnson[7]的研究工作從各自的角度為這一理論假設提供了支撐證據(jù)。

動機理論之需求理論認為， 為社會做出貢獻、得到社會的認可是人們的高層次需求；動機理論之期望理論認為，對成就和獎勵的期望是人們努力工作的原因；動機理論之強化理論認為，人們繼續(xù)努力的行為

二、理論基礎和研究問題

是該行為得到鼓勵和支持的后果；動機理論之社會認知理論指出，相信自己有能力完成任務的個體，表現(xiàn)出更高的內部動機水平。[20]學術導師的激勵行為具體表現(xiàn)為：培養(yǎng)學生的職業(yè)榮譽感，樹立學生的專業(yè)自信心，強化學生發(fā)現(xiàn)新事物的樂趣；誘發(fā)學生發(fā)現(xiàn)問題和解決問題的好奇心；認可學生的努力和進步；引導學生形成積極的人生理想。 這些行為讓學生為自己的工作對社會做出貢獻感到自豪，為自己的學術身份感到驕傲，讓學生感知到對于成就和獎勵的期望是現(xiàn)實可行的，讓他們對科學研究工作充滿熱情并持之以恒。 所以，激勵行為對創(chuàng)造力具有正效應，Tierney等人[15]，Wang 和Zhu[30]以及Gong等人[14]的研究工作為這一理論假設提供了證據(jù)支撐。

根據(jù)上述對學術領導力的四種行為與創(chuàng)造力關系的論證， 可以假設學術導師領導力對創(chuàng)造力具有正效應。 然而，以往的研究雖然指出學術領導力對創(chuàng)造力具有正效應， 但均沒有指出在什么情況下正效應才能發(fā)生。 此外，以往研究中也少見對研究變量進行曲線擬合，直接證明兩者之間的關系狀態(tài)。 不少學者認為，領導力與創(chuàng)造力之間不一定就是簡單的直線相關， 曲線關系極有可能存在。Kozbelt，Beghetto和Runco[17]就高度強調創(chuàng)造力的影響因素應該適度，過多或過少可能都會阻抑創(chuàng)造力， 正如自由有利于創(chuàng)造力的生產(chǎn)和發(fā)展，但是過度的自由可能會讓創(chuàng)造者失去方向、難以聚焦。 同樣的情況可能發(fā)生在競爭、挑戰(zhàn)、專注、經(jīng)驗、發(fā)散性思維、專業(yè)知識等影響因素上。 這種理論觀點提示領導力和創(chuàng)造力之間可能存在曲線關系。 Lee，Yun和Srivastava[31]就發(fā)現(xiàn)領導的苛責行為和創(chuàng)造力之間是倒U型關系——適度的苛責行為幫助下屬全身心投入工作、優(yōu)化利用認知資源、調節(jié)情緒，進而提升創(chuàng)造力；而過多或過少的苛責行為降低下屬的工作投入度和認知干預度，從而降低創(chuàng)造力。 上述理論和實證研究結果提示學術導師領導力與研究生創(chuàng)造力水平之間不一定是線性關系，而極有可能是曲線關系。 然而，目前還未有研究工作驗證它們之間的關系。 為了揭示學術導師領導力如何影響研究生創(chuàng)造力水平，我們提出并回答如下研究問題：

●學術導師領導力與研究生創(chuàng)造力之間是直線關系還是曲線關系？ 如果是曲線關系，是何種曲線關系？

三、研究方法

（一）樣本與調查過程

回答研究問題的數(shù)據(jù)來源于重慶市高校生命科學專業(yè)博士生和碩士生。 抽樣方法采用分層整群抽樣，流程如下：第一層為重慶市設置生命科學相關專業(yè)，且具有碩士和博士招生資格的大學；第二層為隸屬于選取大學，并以生命科學基礎研究為主的實驗中心或研究所；第三層為選取機構中從事生命科學基礎研究，并在現(xiàn)任導師指導下學習六個月及以上的全日制研究生。 依據(jù)上述流程，重慶市兩所高等醫(yī)學院校基礎醫(yī)學部和兩所“ 211”綜合性大學生命科學院的約1250名研究生符合調查條件。 調查時間為2014年1月10日至2014年4月10日。 在此期間，四個選取調查機構的研究生管理人員有償協(xié)助研究者進行問卷的發(fā)放和回收。 共發(fā)放問卷815份，回收697份，有效問卷677份，有效回復率為83.06%。 參與者平均年齡為26.54歲（S.D.=3.21）， 跟隨導師平均時間為22.67個月（S.D.=13.02）。 其中，男生占49%，女生占51%；博士生占28%，碩士生占72%。

（二）研究工具

1.學術導師領導力量表

學術導師領導力的測量采用自制的學術導師領導 力 量 表（ASLS： Academic Supervisor Leadership Scale）。 ASLS包括四個維度25個項目（a=0.941），即授權維度6個項目（a=0.949）， 關懷維度7個項目（a=0.949），發(fā)展維度7個項目（a=0.949），激勵維度5個項目（a=0.949）。 ASLS為李克特5點評分量表（1=完全不典型，2=有點典型，3=中等程度，4=典型，5=非常典型）。調查參與者對量表項目評分的均數(shù)測量研究生對其學術導師領導力的感知程度。 ASLS項目示例：他給我足夠的自由做重要決策；他指導我學習相關理論知識和了解學科進展；解決研究問題的過程中，他鼓勵嘗試不同的方法。

ASLS開發(fā)流程如下：（1） 依據(jù)學術導師領導力概念[13]，從五個成熟的領導行為量表[32-36]中篩選出30個項目。（2）對30個項目進行翻譯-回譯，以保證概念的一致性和表達的準確性。（3）邀請五個專家和兩個研究生小組對篩選項目進行修訂、調整和補充，形成包含27個項目的學術領導力初始量表。（4）對初始量表進行試測。 181份有效問卷的探索性因子分析結果顯示，學術導師領導力的結構由授權、關懷、發(fā)展、激勵四個維度25個項目構成，其中授權維度6個項目，關懷維度7個項目，發(fā)展維度7個項目，激勵維度5個項目。 根據(jù)探索性因子分析結果， 形成學術導師領導力量表（ASLS）。（5）對ASLS進行測試。677份有效問卷的驗證性因子分析、內部一致性分析以及皮爾遜相關分析結果顯示，ASLS具有良好的信度和效度。

2.創(chuàng)造力量表

創(chuàng)造力的測量采用改編量表CM（Creativity Measurement）。 CM以Tierney, Farmer和Graen[15]開發(fā)的創(chuàng)造力量表及Zhang和Bartrol[16]開發(fā)的創(chuàng)造力量表為基礎修訂和改編而成，包含6個項目（a=0.933）。為保障概念的一致性和表達的準確性，研究者對量表進行了翻譯-回譯， 并邀請五個專家和兩個研究生小組進行修訂、完善和補充。 CM為李克特5點評分（1=幾乎沒有，2=偶爾，3=有時，4=經(jīng)常，5=總是）。 調查參與者對量表項目評分的均數(shù)測量研究生自我評定的創(chuàng)造力水平。CM項目包括： 提出原創(chuàng)且具有現(xiàn)實意義的研究問題；建議從新的視角解讀研究問題；發(fā)明或巧妙運用研究技術、研究工具或實驗設備；提出突破研究困境的新路徑、新方法、新流程、新手段；在研究工作中，發(fā)現(xiàn)回答研究問題的新證據(jù)；歸納研究發(fā)現(xiàn)，提出可以推廣的新理論。

3.控制變量

Zhang和Bartol[16]以及Gupta和Singh[37]的研究工作指出，調查參與者的年齡、性別、學習階段和跟隨導師時間與個體創(chuàng)造力相關， 在本研究中作為統(tǒng)計控制變量。年齡為連續(xù)性變量，以年為單位錄入；性別為二分類變量，0=女，1=男； 參與者的學習階段為二分類變量，0=碩士生，1=博士生； 跟隨導師時間為連續(xù)性變量，以月為單位錄入。

（三）分析策略及分析過程

采用SPSS 22.0對數(shù)據(jù)進行如下統(tǒng)計分析：（1）描述性統(tǒng)計分析研究變量的均數(shù)和標準差；（2） 斯皮爾曼相關分析（Spearman's rho）檢測數(shù)據(jù)是否適合曲線擬合和回歸分析；（3）曲線擬合（Curve estimation）對學術導師領導力和研究生創(chuàng)造力的關系進行直線、對數(shù)、倒數(shù)、指數(shù)、二次項估計，比較復相關系數(shù)R、決定系數(shù)R2、校正的決定系數(shù)△R2，發(fā)現(xiàn)最佳模型，估計學術導師領導力與創(chuàng)造力的關系狀態(tài)；（4） 等級回歸分析（Hierarchical regression analysis）學術導師領導力與研究生創(chuàng)造力的關系，驗證曲線擬合結果；（5）采用Igor pro（WAVEMETRICS）軟件為學術導師領導力與研究生創(chuàng)造力的回歸方程作圖。

四、研究結果

（一）描述性分析

表1顯示了研究變量的均數(shù)、標準差、偏度系數(shù)和峰度系數(shù)。 各變量的偏度系數(shù)介于-0.91至1.94之間，峰度系數(shù)介于-2.01至5.00之間， 均在合理范圍之內，數(shù)據(jù)基本呈正態(tài)分布。

表1 研究變量的均數(shù)、標準差、偏度系數(shù)和峰度系數(shù)

（二）相關分析

表2顯示了研究變量間的相關分析結果， 其中學術導師領導力（r=0.49,p＜0.01）、授權維度（r=0.42,p＜0.01）、關懷維度（r=0.46,p＜0.01）、發(fā)展維度（r=0.47,p＜0.01）、激勵維度（r=0.46,p＜0.01）與研究生的創(chuàng)造力中等程度正相關，表明數(shù)據(jù)滿足曲線擬合和回歸分析的基本條件。

表2 研究變量間的Spearman's rho等級相關分析結果

（三）曲線擬合

表3顯示了學術導師領導力的曲線擬合模型比較結果。 其中，模型4的復相關系數(shù)R=0.50，決定系數(shù)R2=0.25，校正的決定系數(shù)△R2=0.25，均大于模型1、2、3、5的相關系數(shù)，而且模型4的F值統(tǒng)計顯著。 因此，模型4為最優(yōu)模型，學術導師領導力與研究生創(chuàng)造力之間是二次方程關系。

表3 學術導師領導力和研究生創(chuàng)造力的曲線擬合模型比較

（四）等級回歸分析

學術導師領導和創(chuàng)造力的曲線擬合結果顯示，兩者之間存在二次方程關系。 表4顯示了研究生學術導師領導力行為對于研究生創(chuàng)造力的等級回歸分析結果。 模型3通過學術導師領導力行為平方值的回歸方程驗證曲線擬合結果，學術導師領導力行為平方值對創(chuàng)造力的效應為正相關（β=0.86，p＜0.01），模型3的解釋率ΔR2為29.4%，高于模型2（26.7%）和模型1（4.6%）。該結果顯示學術導師領導力與創(chuàng)造力之間存在正U型關系。

表4 學術導師領導力行為的等級回歸分析結果

圖1清楚地顯示了學術導師領導力行為與創(chuàng)造力之間的關系狀態(tài)：當研究生對于學術導師領導力行為的感知度低于中等程度（李克特5點評分低于2.5）時，其自我評價的創(chuàng)造力水平隨著領導力感知度的升高（1至2.5）而出現(xiàn)小幅降低（3.1至2.8）；而當感知度高于中等程度后（李克特5點評分高于2.5），自我評價的創(chuàng)造力水平隨著領導力行為感知度的升高（2.5至5）而出現(xiàn)大幅上升（2.8至4.3）。 可見，學術導師只有讓研究生強烈感知到授權、關懷、發(fā)展和激勵的領導行為，才能提升他們的創(chuàng)造力。

圖1 學術導師領導力與研究生創(chuàng)造力之間的曲線關系

五、討論

（一）理論啟示

本研究旨在揭示學術導師領導力和研究生創(chuàng)造力之間的關系狀態(tài)。 調查數(shù)據(jù)曲線擬合和等級回歸分析結果顯示：學術導師領導力與研究生創(chuàng)造力曲線相關，呈正U型曲線關系。 本研究對相關理論的發(fā)展有如下貢獻：首先，高等教育領域的領導力研究近年來呈現(xiàn)增長趨勢，但大多數(shù)研究關注的是大學校長、學院院長和系主任等在高等教育機構中擔任比較高級別的正式管理職位的人群。 例如：Hesburgh[38]的研究甄別了大學校長不同于商業(yè)領導和軍隊領導的領導特征；Spendlove[39]的研究探究了英國10個大學研究機構前任所長的領導能力構建；Bryman[40]的研究界定了大學系主任有效領導行為。 學術導師作為培養(yǎng)創(chuàng)造者和生產(chǎn)創(chuàng)造力的“ 一線工作者”，他們的貢獻直接關系到高等院校的教育質量和創(chuàng)新績效，這一點卻一直被研究者所忽略。 本研究關注學術導師領導力，拓展教育領導力研究范疇， 有助于教育領導力理論的豐富和發(fā)展。其次，依據(jù)Kozbelt，Beghetto和Runco[17]提出的創(chuàng)造力影響因素應該適度的觀點，可以假設創(chuàng)造力影響因素和創(chuàng)造力之間具有曲線關系，但是現(xiàn)有文獻中相關研究卻是匱乏的。 本研究揭示了創(chuàng)造力影響因素和創(chuàng)造力之間復雜的關系狀態(tài)， 響應了創(chuàng)造力研究者的號召，填補了創(chuàng)造力理論的缺失。 而且，學術導師領導力和研究生創(chuàng)造力之間正U型曲線關系的發(fā)現(xiàn)， 更新了領導力-創(chuàng)造力的相關理論，為領導力-創(chuàng)造力之間復雜的關系狀況提供了新的解釋。

（二）實踐啟示

本研究發(fā)現(xiàn)：研究生對于學術導師領導力的感知度低于2.5時，其創(chuàng)造力的自我評價隨著感知度的增加而降低；當感知度超過2.5之后，隨著感知度增加，其創(chuàng)造力增加。 其中需要注意的是，研究生對于學術導師領導力感知度為3.5時，創(chuàng)造力自我評價為3.1，與感知度為1時在同一水平。 也就是說，如果學術導師領導力的運用讓研究生的感知度達不到典型程度的話，還不如采用放任自流的領導行為。 因此，學術導師在督導學生進行科學研究的過程中， 雖然應該運用構建、保護和發(fā)展研究生創(chuàng)造力的學術導師領導力，即如前所述的授權、關懷、發(fā)展、激勵行為，但是在運用時需要謹慎，要讓研究生強烈感知。 只有感知度超過中等偏上強度（3.5），學術導師領導力才能真正發(fā)揮提升研究生創(chuàng)造力的作用。

如表1所示， 本研究的調查對象對于學術導師領導力感知度的均數(shù)為3.87， 高于3.5， 創(chuàng)造力均數(shù)為3.32，情況不算糟糕。 但是，其他學者的相關研究結果顯示出研究生創(chuàng)造力水平并不容樂觀。 袁本濤和延建林[41]2006-2009年間進行的三次較大規(guī)模的研究生教育質量調查結果顯示：我國研究生缺乏高水平創(chuàng)新性成果。 朱紅、李文利和左祖晶[42]對“ 首都高校發(fā)展調查數(shù)據(jù)”的統(tǒng)計結果也顯示：研究生讀研期間生產(chǎn)的學術成果的比例較低， 在SSCI/AHCI國際期刊上發(fā)表文章的比例低于2%， 在SCI國際期刊上發(fā)文的比例為8%，在中文期刊上發(fā)文的比例為16%。

如前所述，學術導師領導力能夠提升研究生的創(chuàng)造力水平，但關鍵點在于研究生的感知程度。 為了提升研究生對學術導師領導力的感知度，我們建議學術導師采取如下行動：（1） 為了提升學生對授權行為的感知度，學術導師在與研究生進行的關于課題研究的首次會議上，明確告知學生選擇課題、設計課題和管理課題的權限自由；在課題進展匯報或課題例會等會議上，除了鼓勵學生自由發(fā)表觀點和看法、認真傾聽學生的意見和建議外， 還需明確告知學生他們的觀點、看法、意見和建議在相關事宜的決策中做出的貢獻，并提出表揚。（2）為了提升學生對發(fā)展行為的感知度，學術導師需要努力成為學科領域的專家或具有一定知名度的學者。（3）為了提升學生對于關懷行為的感知度， 學術導師需要進行情商訓練以提升同理心；還需要甄別學生的真正需求，以便有針對性地提供支持和幫助，關懷行為可以不用面面俱到。（4）為了提升學生對于激勵行為的感知度，學術導師應該給自己的學生塑造一個有理想、有追求、正直、勇敢、自信、熱情、堅忍不拔的科研工作者的形象。

為了保證學術導師領導力的有效實施，我們建議高等院校采取如下管理舉措：（1）創(chuàng)造寬松自由的學術組織環(huán)境，減少對學術導師的行政干預，為學術導師提供必要的權力和學術資源，保障和推動學術導師領導行為的運用；（2）學術導師的遴選和評價，既要考察學術導師的專業(yè)能力水平，還要考察學術導師的理想信念、道德修養(yǎng)與職業(yè)精神；（3）在各個高?，F(xiàn)行的研究生導師手冊和管理文件中，補充學術導師領導力的相關內容，學術導師在任職教育中需要學習和熟悉這部分內容；（4）在開展強化學術導師責任和提升指導能力的教育培訓中， 將行為反思、 情商訓練、道德修養(yǎng)等納入培訓內容，指導學術導師有效運用學術導師領導力，更好地完成培養(yǎng)創(chuàng)造者和生產(chǎn)創(chuàng)造力的雙重任務。

（三）研究不足及未來研究建議

首先，本研究采用橫斷面的調查數(shù)據(jù)回答研究問題， 使得學術導師領導力與研究生創(chuàng)造力之間的正U型關系只有統(tǒng)計學意義，不能做出結論。 建議未來研究采用長時追蹤研究設計或對照實驗研究設計，以提供能夠做出結論的有力證據(jù)。 其次，研究數(shù)據(jù)只來源于一個城市，沒有考慮地域經(jīng)濟、政治、文化等外部環(huán)境因素，以及地方高等院校的發(fā)展戰(zhàn)略、組織文化、管理模式等組織因素對研究生對于領導力和創(chuàng)造力的感知和評價的影響，因此研究發(fā)現(xiàn)的實踐運用需要謹慎。 建議未來研究跨城市甚至跨國開展，為研究發(fā)現(xiàn)的推廣應用提供更多證據(jù)。 第三，研究數(shù)據(jù)只來自研究生群體，為避免同源誤差錯誤，研究者在四所調查高校盡可能多地抽取樣本。 建議未來研究采用多源評價（最好是360度評價）收集數(shù)據(jù)。 第四，等級回歸結果顯示，二次方程曲線模型的解釋率只有29.4%，沒有達到比較滿意的程度（40%），可能原因是領導力和創(chuàng)造力之間存在調節(jié)變量或中介變量。 建議未來研究關注可能的調節(jié)變量（如研究生的個性特征）或者中介變量（如研究生的創(chuàng)新動機）。

[1]中華人民共和國教育部.國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要（2010-2020年）[EB/OL].(2010-03-01)[2014-12-12].http://www.moe.edu.cn/publicfiles/business/htmlfiles/moe/moe_838/201008/93704.html.

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