韓迎春， 吳海堅， 梁慧勤， 陳慧華， 陳明樹

（1.廣東第二師范學院教師教育學院， 廣東 廣州 510303； 2.佛山市順德區(qū)教育發(fā)展中心，廣東 佛山 528300； 3.廣州市白云行知職業(yè)技術學校， 廣東 廣州 510515； 4.深圳市寶安區(qū)教育科學研究院， 廣東 深圳 518000； 5.東莞市教師進修學校， 廣東 東莞 523000）

一、問題提出

黨的十八大明確提出“科技創(chuàng)新是提高社會生產(chǎn)力和綜合國力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國家發(fā)展全局的核心位置。”實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的核心是培養(yǎng)創(chuàng)新型人才，而創(chuàng)新型人才培養(yǎng)的關鍵在于教師的教育創(chuàng)新能力［1］。 學生的創(chuàng)造性人格和創(chuàng)造性思維的發(fā)展有賴于教師在教學過程的啟發(fā)和培養(yǎng)［2］。 隨著創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的推進，教師的教育創(chuàng)新能力逐漸成為研究熱點［3］。

國內(nèi)外研究者對教師教育創(chuàng)新能力的理解多種多樣，歸納起來總體有三類：第一類是關注教師的創(chuàng)新思想、觀念和創(chuàng)造性教學行為。 Fautley 等認為教師教育創(chuàng)新能力表現(xiàn)為與學生有良好的關系，能營造具有激勵性的班級環(huán)境，鼓勵學生的自信心和自我管理能力，能對自己的教學實踐進行主動地反思批判［4］。 吳安春等認為教師教育創(chuàng)新能力是指教師在教育教學活動中，能用自己獨特的教育理解，發(fā)現(xiàn)和創(chuàng)設各種有利的教育情境和條件，進而成功地影響學生，促進學生完整生命和諧的、可持續(xù)的發(fā)展［5］。 第二類是關注教師的創(chuàng)造性個性特征。Whitlock 等認為具有教育創(chuàng)新能力的教師有移情能力、獻身精神、富于變通性、開放性、創(chuàng)新性和想象力［6］。 第三類是同時關注教師的創(chuàng)造性教學行為和創(chuàng)造性個性特征。 Halpin 的研究發(fā)現(xiàn)具有高教育創(chuàng)新能力的教師表現(xiàn)出一種人本主義的學生觀，重視坦率的溝通和民主自由的課堂氣氛，能夠探索不同的學生成長模式，注重學生個體需要的重要性［7］。 張景煥等認為具有教育創(chuàng)新能力的教師具備培養(yǎng)學生創(chuàng)造力的理念，具備支持學生創(chuàng)造力的心理品質(zhì)，掌握多種創(chuàng)造力培養(yǎng)策略并能靈活運用于教育教學之中，能夠采取有效的教育教學措施促進和培養(yǎng)學生創(chuàng)造力［8］。

現(xiàn)有研究在探討教師教育創(chuàng)新能力時大多是從教師的創(chuàng)造性教學行為、創(chuàng)造性個性特征等角度切入，對教師創(chuàng)造性思維及一般創(chuàng)造力的研究相對較少，且現(xiàn)有研究更多關注的是教師教育創(chuàng)新能力對學生創(chuàng)造性發(fā)展的影響，對教師教育創(chuàng)新能力本身的關注較少［9］。 在創(chuàng)造性教學行為的相關研究中，現(xiàn)有研究表明教師的創(chuàng)造性教學行為隨教齡的增長呈現(xiàn)出階段性特征，且教師的創(chuàng)造性教學行為能夠正向預測中小學生的創(chuàng)造性效能感、發(fā)散思維及創(chuàng)造力的總體潛能。 何萍研究發(fā)現(xiàn)隨著教齡的增長，初中教師會表現(xiàn)出越來越多的創(chuàng)造性教學行為，教齡為16～25 年的教師表現(xiàn)出最高水平的創(chuàng)造性教學行為［10］。 李友森研究發(fā)現(xiàn)小學教師的創(chuàng)造性教學行為總分與其自我效能感之間存在顯著正相關［11］。 張晶等研究發(fā)現(xiàn)中小學教師的創(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］。 王昊研究發(fā)現(xiàn)中小教師的創(chuàng)造性教學行為通過影響學生的創(chuàng)意自我效能感進而作用于學生的創(chuàng)造力［12］。 吳潔清等研究發(fā)現(xiàn)中學教師的創(chuàng)造性教學行為與學生的創(chuàng)造性人格和創(chuàng)造性思維呈顯著正相關［13］。 李珺珺研究發(fā)現(xiàn)初中教師的創(chuàng)造性教學行為與學生的創(chuàng)意自我效能感、創(chuàng)造性傾向和科學創(chuàng)造力之間存在顯著的正相關［9］。 岳姝玲研究發(fā)現(xiàn)小學語文教師的創(chuàng)造性教學行為與其創(chuàng)造性教學效能感、創(chuàng)造力培養(yǎng)觀之間存在顯著相關［14］。

在創(chuàng)造性班級氛圍的相關研究中，現(xiàn)有文獻表明班級創(chuàng)新氛圍在創(chuàng)造性教學行為與學生的創(chuàng)造力及創(chuàng)造性自我效能感之間起中介作用。 張晶等研究發(fā)現(xiàn)中小學的班級創(chuàng)新氛圍在教師創(chuàng)造性教學行為和學生創(chuàng)造性自我效能感之間起完全中介作用［2］。 付秀君研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性班級氛圍對初中生的創(chuàng)造力表現(xiàn)有顯著的正向預測作用［15］。 黃靈麗研究發(fā)現(xiàn)班級創(chuàng)新氛圍對初中生的發(fā)散性創(chuàng)造力具有顯著性影響［16］。

有關創(chuàng)造性教學效能感的研究表明教師的創(chuàng)造性教學效能感與創(chuàng)造性教學行為之間存在顯著正相關。 曾雨娜研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性教學效能感對中小學教師的創(chuàng)造性教學行為有顯著的正向影響［17］。 張?zhí)锾镅芯堪l(fā)現(xiàn)小學教師的創(chuàng)造性教學效能感總體較高，創(chuàng)造性教學效能感與創(chuàng)造性教學行為之間存在顯著正相關［18］。

上述分析可以發(fā)現(xiàn)，研究者圍繞教師教育創(chuàng)新能力的界定、結構、影響因素和發(fā)展路徑等內(nèi)容展開了大量研究，也取得了較為豐富的成果。 這些研究大致可以分為兩類：一類是圍繞單一指標對教師教育創(chuàng)新能力的現(xiàn)狀及影響因素等內(nèi)容進行實證研究［12-13］，另一類則主要是在理論層面剖析教師教育創(chuàng)新能力各個指標之間的內(nèi)在聯(lián)系及其作用機制［19-20］，但全面考察教師教育創(chuàng)新能力的實證研究相對較少。 因此本研究基于張景煥等的觀點，以義務教育階段的教師為研究對象，采用量表法測量其創(chuàng)造性思維、創(chuàng)造性教學行為和創(chuàng)造性個性特征，同時探討學段、教齡、任教學科類型等因素對教師教育創(chuàng)新能力的影響，為培養(yǎng)創(chuàng)新型人才、建設創(chuàng)新型教師隊伍提供實證數(shù)據(jù)的支持。

二、研究方法

（一）研究目的

以創(chuàng)造性思維、創(chuàng)造性教學行為、創(chuàng)造性個性特征作為教師教育創(chuàng)新能力的指標，分析義務教育階段教師教育創(chuàng)新能力的現(xiàn)狀，并探討學段、教齡和任教學科類型等因素對教師教育創(chuàng)新能力各指標的影響。

（二）被試

通過廣州、深圳、佛山、東莞、江門等地的教師發(fā)展中心向當?shù)亓x務教育階段教師發(fā)放問卷1 234 份，回收1 234 份，回收率100%。 剔除未寫明教齡、學段、任教學科等關鍵信息的問卷及作答時間過短的問卷368 份后，剩余有效問卷866 份，被試具體信息見表1。

表1 被試信息（n=866）

（三）研究工具

1. 教師創(chuàng)造性思維的測量工具

（1）多用途測驗（Alternate Uses Task，AUT）

AUT 測驗是目前最常用的發(fā)散思維測驗之一。 測驗要求被試在5 分鐘內(nèi)盡可能多地寫出常用物品（例如“磚頭”）的用途。 從流暢性、靈活性、獨創(chuàng)性三個維度對被試的答案進行評分。 其中流暢性得分=被試答案的個數(shù)；靈活性得分=被試答案所涵蓋的種類數(shù)；獨特性得分是先計算被試回答出的每個答案占總答案的百分數(shù)，后根據(jù)百分數(shù)計算被試獨特性的得分（百分數(shù)＜1%，計2 分；百分數(shù)在1%～5%之間，計1 分；百分數(shù)＞5%，計0 分）。

（2）中文遠距離聯(lián)想測驗（C-Remote Association Task，CRAT）

CRAT 是目前最常用的聚合思維測驗之一。 測量時要求被試在10 分鐘內(nèi)完成40 個字詞的聯(lián)想任務。 任務形式為：給出三個中文線索字，要求被試聯(lián)想出另外一個中文目標字，分別與給出的三個中文線索字能各自組成一個中文的雙字詞。 評分標準：每答對1 題計1 分，得分越高說明被試的聚合思維水平越好。 在本研究中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α 為0.90。

2. 教師創(chuàng)造性教學行為的測量工具

（1）創(chuàng)造性教學行為量表

采用張景煥、初玉霞、林崇德修訂Kay 的《創(chuàng)造性教學行為自評量表》。 被試需要在5 點量表上對28 道題目作答，1 代表從不這么做，5 代表總是這么做。 被試分數(shù)越高表明其自評創(chuàng)造性教學行為水平越高。 在本研究中，問卷總體的Cronbach’sα系數(shù)為0.98。

（2）創(chuàng)造性班級氛圍量表

采用付秀君修訂Fraser，Mc Robbie ＆ Fisher 的《創(chuàng)造性課堂環(huán)境量表》來測量教師引領的班級創(chuàng)新氛圍。 被試在5 點量表上對34 道題目進行作答，其中1 代表完全不符合，5 代表完全符合。 被試分數(shù)越高表明其引領的班級創(chuàng)新氛圍越好。 在本研究中，問卷總體的Cronbach’sα系數(shù)為 0.99。

3. 教師創(chuàng)造性個性特征的測量工具

（1）倫科構思行為量表

采用中文版的倫科構思行為量表從日常生活角度測量被試自評的創(chuàng)造力水平。 量表共有23 題，被試需要在5 點量表上對諸如“我有很多新奇想法”這樣的問題進行自評，1 代表完全沒有，5 代表總是。 被試分數(shù)越高表明其自評的一般創(chuàng)造力水平越高。 在本研究中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù) Cronbach’s α 為 0.95。

（2）創(chuàng)造性教學效能感量表

采用初玉霞修訂林碧芳的《教師創(chuàng)造性教學效能感問卷》。 被試需要在5 點量表上對15道題目作答，1 代表完全不符合，5 代表完全符合。 被試分數(shù)越高表明其創(chuàng)造性教學效能感越好。 在本研究中，問卷總體的 Cronbach’sα系數(shù)為 0.86。

三、結果與分析

（一）教師創(chuàng)造性思維的現(xiàn)狀

將被試在發(fā)散思維的流暢性、靈活性、獨特性指標上得分標準化后求和作為發(fā)散思維的總體指標，將被試在CRAT 量表上得分標準化后作為聚合思維的指標，將被試的性別作為協(xié)變量，進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計。

1. 不同學段教師的創(chuàng)造性思維

以被試在發(fā)散思維的流暢性、靈活性、獨特性指標上得分及在CRAT 量表上得分為因變量，以學段為自變量，在控制性別變量的情況下，對數(shù)據(jù)進行t檢驗。 結果表明：小學教師和初中教師在思維的靈活性（t（864）= -1.25，p＞0.05）、獨特性（t（864）= 1.02，p＞0.05）、發(fā)散思維總分（t（864）= -1.64，p＞0.05）和聚合思維（t（864）= -1.67，p＞0.05）上均沒有差異，但在思維的流暢性上，初中教師（M=0.12）要顯著好于小學教師（M=-0.05），t（864）= -0.27，p＜0.05。

2. 不同教齡教師的創(chuàng)造性思維

以被試在發(fā)散思維的流暢性、靈活性、獨特性指標上得分及在CRAT 量表上得分為因變量，以教齡為自變量，在控制性別變量的情況下，對數(shù)據(jù)進行單因素方差分析。 結果表明：教齡對教師的發(fā)散思維三個維度得分（F流暢性（4）= 1.52，p＞0.05；F靈活性（4）= 0.98，p＞0.05；F獨特性（4）=1.04，p＞0.05）和總得分（F（4）= 1.28，p＞0.05）及聚合思維（F（4）= 1.43，p＞0.05）均不產(chǎn)生顯著影響，即不同教齡的教師在思維的流暢性、靈活性、獨特性、發(fā)散思維總分和聚合思維上不存在顯著差異。

3. 不同任教學科教師的創(chuàng)造性思維

以被試在發(fā)散思維的流暢性、靈活性、獨特性指標上得分及在CRAT 量表上得分為因變量，以任教學科類型為自變量，在控制性別變量的情況下，對數(shù)據(jù)進行單因素方差分析。 結果表明：任教學科類型對教師的發(fā)散思維三個維度得分（F流暢性（3）= 0.29，p＞0.05；F靈活性（3）= 0.83，p＞0.05；F獨特性（4）=0.95，p＞0.05）和總得分（F（4）= 1.02，p＞0.05）及聚合思維（F（4）= 0.97，p＞0.05）均不產(chǎn)生顯著影響，即不同任教學科教師在思維的流暢性、靈活性、獨特性、發(fā)散思維總分和聚合思維上不存在顯著差異。

（二）教師創(chuàng)造性教學行為的現(xiàn)狀

將被試在創(chuàng)造性教學行為量表上的得分標準化后作為創(chuàng)造性教學行為的指標之一，將被試在創(chuàng)造性班級氛圍量表上的得分標準化后作為創(chuàng)造性教學行為的另一指標，將被試的性別作為協(xié)變量，進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計。

1. 不同學段教師的創(chuàng)造性教學行為

以被試在創(chuàng)造性教學行為、創(chuàng)造性班級氛圍量表上的得分為因變量，以學段為自變量，在控制性別變量的情況下，對數(shù)據(jù)進行t檢驗。 結果表明：不同學段教師在創(chuàng)造性教學行為量表上的得分沒有差異（t（864）= 1.48，p＞0.05），但在創(chuàng)造性班級氛圍量表上的得分差異顯著（t（864）=2.38，p＜0.05），小學教師（M=-0.04）在營造、支持創(chuàng)造性班級氛圍方面要好于初中教師（M=-0.14）。

2. 不同教齡教師的創(chuàng)造性教學行為

以被試在創(chuàng)造性教學行為、創(chuàng)造性班級氛圍量表上的得分為因變量，以教齡為自變量，在控制性別變量的情況下，對數(shù)據(jù)進行單因素方差分析。 結果表明：在創(chuàng)造性教學行為量表上不同教齡教師的得分差異顯著（F（4）= 4.23，p＜0.01），教齡為 16 ～25 年（M=0.11）、26 年及以上的教師（M=0.13）表現(xiàn)出的創(chuàng)造性教學行為要顯著好于教齡為 1～3 年（M=-0.17）、4～6 年（M=-0.18）的教師；在創(chuàng)造性班級氛圍量表上不同教齡教師的得分差異顯著（F（4）= 9.42，p＜0.001），教齡為7～15年（M=0.02）及以上的教師（M16～25年=0.13，M26年及以上=0.30）對創(chuàng)造性班級氛圍的營造和支持要顯著好于教齡為 1 ～3 年（M=-0.19）、4 ～6 年（M=-0.21）的教師，教齡為 26 年及以上教師在創(chuàng)造性班級氛圍的營造和支持方面要顯著好于教齡為7 ～15 年的教師。 從數(shù)據(jù)的變化趨勢可以看出，教師的創(chuàng)造性教學行為總體上隨著教齡的增長呈現(xiàn)出增長的趨勢。

3.不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學行為

以被試在創(chuàng)造性教學行為、創(chuàng)造性班級氛圍量表上的得分為因變量，以任教學科類型為自變量，在控制性別變量的情況下，對數(shù)據(jù)進行單因素方差分析。 結果表明：不同任教學科教師在創(chuàng)造性教學行為量表上的得分差異不顯著（F（3）= 1.39，p＞0.05）；在創(chuàng)造性班級氛圍量表上的得分差異顯著（F（4）= 3.74，p＜0.05），任教學科類型為文科類教師（M=-0.00）對創(chuàng)造性班級氛圍的營造和支持總體上要好于藝術類（M=-0.09）和體育類教師（M=-0.36），理科類教師（M=-0.05）對創(chuàng)造性班級氛圍的營造和支持總體上要好于體育類教師。

（三） 教師創(chuàng)造性個性特征的現(xiàn)狀

將被試在倫科構思量表上的得分標準化后作為創(chuàng)造性個性特征的指標之一，將其在創(chuàng)造性教學效能感量表上的得分標準化后作為創(chuàng)造性個性特征的另一指標，將性別作為協(xié)變量，進行數(shù)據(jù)處理。

1. 不同學段教師的創(chuàng)造性個性特征

以被試在倫科構思行為量表、創(chuàng)造性教學效能感量表上的得分為因變量，以學段為自變量，在控制性別變量的情況下，對數(shù)據(jù)進行t檢驗。 結果表明：小學教師和初中教師在一般創(chuàng)造力上差異顯著（t（864）= -3.31，p＜0.01），初中教師（M=0.16）的一般創(chuàng)造力顯著好于小學教師（M=-0.09）；不同學段教師的創(chuàng)造性教學效能感之間的差異邊緣顯著（t（864）= 1.91，p=0.06），小學教師（M=0.05）的創(chuàng)造性教學效能感好于初中教師（M=-0.11）。

2. 不同教齡教師的創(chuàng)造性個性特征

以被試在倫科構思行為量表、創(chuàng)造性教學效能感量表上的得分為因變量，以教齡為自變量，在控制性別變量的情況下，對數(shù)據(jù)進行單因素方差分析。 結果表明：不同教齡的教師在一般創(chuàng)造力上沒有表現(xiàn)出差異（F（4）= 1.15，p＞0.05）；在創(chuàng)造性教學效能感上表現(xiàn)出顯著差異（F（4）= 11.02，p＜0.001），教師的創(chuàng)造性教學效能感總體上隨教齡的增長而增長，具體表現(xiàn)為教齡為 16～25 年（M=0.22）及以上（M=0.34）教師的創(chuàng)造性教學效能感顯著高于教齡 7 ～15 年（M=-0.02）及以下的教師（M4～6年=-0.24，M4～6年=-0.19）。

3. 不同任教學科教師的創(chuàng)造性個性特征

以被試在倫科構思行為量表、創(chuàng)造性教學效能感量表上的得分為因變量，以任教學科類型為自變量，在控制性別變量的情況下，對數(shù)據(jù)進行單因素方差分析。 結果表明：不同任教學科的教師在一般創(chuàng)造力（F（34）= 0.54，p＞0.05）和創(chuàng)造性教學效能感（F（4）= 2.30，p＞0.05）上均沒有表現(xiàn)出差異。

（四）學段、教齡、任教學科類型對教師教育創(chuàng)新能力的影響

將學段、教齡和任教學科類型作為自變量，將教師的創(chuàng)造性思維、創(chuàng)造性教學行為和創(chuàng)造性個性特征作為因變量，將被試性別作為協(xié)變量，進行多變量方差分析，結果詳見表2。

表2 學段、教齡和任教學科類型對教師教育創(chuàng)新能力的影響

根據(jù)表2 中的數(shù)據(jù)可知，學段、教齡在創(chuàng)造性思維和創(chuàng)造性教學行為兩個指標上均未檢測到交互作用。

1. 學段、教齡對教師創(chuàng)造性個性特征的影響

在創(chuàng)造性個性特征的效能感指標上，檢測到了學段、教齡的顯著交互作用。 簡單效應檢驗表明：小學教師的創(chuàng)造性教學效能感總體上隨教齡的增長而增強，F(xiàn)（4）= 10.01，p＜0.001；教齡為1～3 年和4～6 年小學教師的創(chuàng)造性教學效能感之間不存在顯著差異，但二者均邊緣顯著弱于教齡為7～15 年的小學教師；教齡為16～25 年和26 年及以上小學教師的創(chuàng)造性教學效能感之間不存在顯著差異，但二者均顯著好于其他三組教齡的教師。 不同教齡初中教師的創(chuàng)造性教學效能感之間不存在顯著差異，F(xiàn)（4）= 0.74，p=0.56。 具體交互作用詳見圖 1。

圖1 學段、教齡對教師創(chuàng)造性教學效能感的影響

2. 學段、任教學科類型對教師創(chuàng)造性個性特征的影響

學段、任教學科在創(chuàng)造性思維和創(chuàng)造性教學行為兩個指標上同樣未檢測到交互作用，在創(chuàng)造性個性特征的一般創(chuàng)造力指標上，檢測到了邊緣顯著的交互作用。 簡單效應檢驗表明：對于任教學科為文科的教師而言，小學教師的一般創(chuàng)造力邊緣顯著高于初中教師，t（538）=-2.00，p=0.05；對于任教學科為理科的教師而言，小學教師的一般創(chuàng)造力顯著高于初中教師，t（217）=-2.62，p＜0.05；對于任教學科為藝術類、體育類的教師而言，不同學段教師的一般創(chuàng)造力之間沒有顯著差異，出現(xiàn)這一結果的原因可能與這兩類被試數(shù)量相較于其他學科的要少，從數(shù)據(jù)發(fā)展的趨勢來看，藝術類和體育類教師的一般創(chuàng)造力均呈現(xiàn)出初中要好于小學的趨勢。 具體交互作用詳見圖2。

圖2 學段、任教學科類型對教師一般創(chuàng)造力的影響

3. 教齡、任教學科類型對教師創(chuàng)造性教學行為、創(chuàng)造性個性特征的影響

教齡、任教學科在創(chuàng)造性思維指標上未檢測到交互作用，在創(chuàng)造性教學行為和創(chuàng)造性個性特征兩個指標上，檢測到了顯著的交互作用。 在創(chuàng)造性教學行為量表得分上，教齡與任教學科的交互作用顯著，F(xiàn)（12，767）= 2.01，p＜0.05。 簡單效應檢驗表明：當教齡為 1～3 年時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學行為沒有顯著差異，F(xiàn)（3）= 0.80，p=0.50；當教齡為 4 ～6 年時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學行為也沒有表現(xiàn)出顯著差異，F(xiàn)（3）= 0.61，p=0.50；當教齡為 7 ～15 年時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學行為之間出現(xiàn)了邊緣顯著差異，F(xiàn)（3）= 2.55，p=0.06，這一教齡階段的體育類教師的創(chuàng)造性教學行為顯著弱于文科類教師和藝術類教師，而文科、理科、藝術類教師的創(chuàng)造性教學行為之間沒有顯著差異；當教齡為16～25 年時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學行為之間沒有表現(xiàn)出顯著差異，F(xiàn)（3）= 0.55，p=0.65；當教齡為 26 年及以上時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學行為之間同樣沒有表現(xiàn)出顯著差異，F(xiàn)（3）= 1.20，p=0.31。

在創(chuàng)造性班級氛圍量表得分上，教齡與任教學科的交互作用顯著，F(xiàn)（12，767）= 2.29，p＜0.05。簡單效應檢驗表明：當教齡為1～3 年時，不同任教學科教師營造、支持的創(chuàng)造性班級氛圍沒有顯著差異，F(xiàn)（3）= 0.34，p=0.79；當教齡為 4 ～6 年時，不同任教學科教師營造、支持的創(chuàng)造性班級氛圍也沒有表現(xiàn)出顯著差異，F(xiàn)（3）= 0.30，p=0.82；當教齡為 7 ～15 年時，不同任教學科教師營造、支持的創(chuàng)造性班級氛圍之間差異顯著，F(xiàn)（3）= 5.47，p＜0.01，這一教齡階段的體育類教師營造的創(chuàng)造性班級氛圍顯著弱于其他三類教師，而文科、理科、藝術類教師之間沒有顯著差異；當教齡為16～25 年時，不同任教學科教師營造、支持的創(chuàng)造性班級氛圍之間沒有表現(xiàn)出顯著差異，F(xiàn)（3）= 0.41，p=0.75；當教齡為 26 年及以上時，不同任教學科教師營造、支持的創(chuàng)造性班級氛圍之間差異顯著，F(xiàn)（3）= 3.44，p＜0.05，這一教齡下文科、理科類教師營造的創(chuàng)造性班級氛圍顯著好于體育類教師。 交互作用詳見圖3。

圖3 教齡、任教學科類型對教師創(chuàng)造性班級氛圍的影響

在創(chuàng)造性個性特征指標的一般創(chuàng)造力量表得分上，教齡與任教學科的交互作用邊緣顯著，F(xiàn)（12，767）= 1.73，p=0.06。 簡單效應檢驗未發(fā)現(xiàn)不同教齡與任教學科具體的差異。 在創(chuàng)造性教學效能感指標上，教齡與任教學科的交互作用同樣邊緣顯著，F(xiàn)（12，767）= 1.70，p=0.06。 簡單效應檢驗表明：當教齡為1～3 年時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學效能感沒有顯著差異，F(xiàn)（3）=1.91，p=0.13。 當教齡為4～6 年時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學效能感也沒有表現(xiàn)出顯著差異，F(xiàn)（3）= 0.44，p=0.73。 當教齡為 7 ～15 年時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學效能感之間出現(xiàn)了顯著差異，F(xiàn)（3）= 5.18，p＜0.01；這一教齡階段的文科類教師的創(chuàng)造性教學效能感顯著高于理科類和體育類教師，后兩者之間沒有顯著差異；藝術類教師的創(chuàng)造性教學效能感與文科、理科類教師沒有顯著差異，同樣顯著高于體育類教師。 當教齡為16 ～25 年時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學效能感之間沒有顯著差異，F(xiàn)（3）= 0.13，p=0.94。 當教齡為 26 年及以上時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學效能感之間同樣沒有顯著差異，F(xiàn)（3）= 1.35，p=0.26。

學段、教齡、任教學科類型在創(chuàng)造性思維、創(chuàng)造性教學行為和創(chuàng)造性個性特征三個指標上均未檢測到交互作用。

四、討論

（一）義務教育階段教師教育創(chuàng)新能力的現(xiàn)狀

本研究中，初中教師僅在思維的流暢性上要顯著好于小學教師，在思維的靈活性、獨特性、發(fā)散思維總分和聚合思維上，未檢測出不同學段教師創(chuàng)造性思維的差異。 此外，在創(chuàng)造性思維的各個指標上，均未檢測出教齡和任教學科類型等因素的影響，這可能與創(chuàng)造性思維是影響教師教育創(chuàng)新能力的深層因素，需要更為敏感的測量手段和指標有關。

在創(chuàng)造性教學行為量表得分上，不同學段、不同任教學科教師之間不存在顯著差異。 教齡對教師的創(chuàng)造性教學行為有著顯著影響，教齡為16 ～25 年、26 年及以上的教師表現(xiàn)出的創(chuàng)造性教學行為要顯著好于教齡為1～3 年、4～6 年的教師。 教師的創(chuàng)造性教學行為總體上隨教齡的增長而增長，這與前人的研究結果基本一致［10］。 在創(chuàng)造性班級氛圍量表得分上，小學教師在營造創(chuàng)造性班級氛圍方面要好于初中教師。 教齡對創(chuàng)造性班級氛圍的影響顯著，教齡為7～15 年及以上的教師對創(chuàng)造性班級氛圍的營造和支持要顯著好于教齡為1 ～3 年、4 ～6 年的教師，教師對創(chuàng)造性班級氛圍的營造和支持總體上隨教齡的增長而增長。 此外，任教學科類型對創(chuàng)造性班級氛圍也有影響，文科類教師對創(chuàng)造性班級氛圍的營造和支持總體上要好于藝術類和體育類教師，理科類教師對創(chuàng)造性班級氛圍的營造和支持總體上要好于體育類教師。

在創(chuàng)造力個性特征的一般創(chuàng)造力指標上，初中教師的一般創(chuàng)造力顯著好于小學教師，教齡、任教學科類型等對教師的一般創(chuàng)造力沒有顯著影響。 在創(chuàng)造性教學效能感指標上，小學教師的創(chuàng)造性教學效能感邊緣顯著好于初中教師。 教師的創(chuàng)造性教學效能感總體上隨教齡的增長而增長，具體表現(xiàn)為教齡為16～25 年及以上教師的創(chuàng)造性教學效能感顯著高于教齡7 ～15年及以下的教師。 任教學科類型對創(chuàng)造性教學效能感的影響不顯著。

（二）學段、任教學科類型和教齡對教師教育創(chuàng)新能力的交互影響

本研究中，教齡和任教學科類型對創(chuàng)造性教學行為存在顯著的交互作用。 當教齡為1 ～3年、4～6 年、16～25 年、26 年及以上時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學行為均沒有顯著差異；當教齡為7～15 年時，不同任教學科教師的創(chuàng)造性教學行為之間出現(xiàn)了邊緣顯著差異，體育類教師的創(chuàng)造性教學行為顯著弱于文科類教師和藝術類教師，而文科、理科、藝術類教師的創(chuàng)造性教學行為之間沒有顯著差異。 此外，本研究還發(fā)現(xiàn)教齡和任教學科類型對創(chuàng)造性班級氛圍存在顯著的交互作用。 當教齡為1～3 年、4～6 年、16～25 年時，不同任教學科教師營造的創(chuàng)造性班級氛圍之間沒有顯著差異；當教齡為7～15 年時，不同任教學科教師營造的創(chuàng)造性班級氛圍之間差異顯著，體育類教師營造的創(chuàng)造性班級氛圍顯著弱于其他三類教師，而文科、理科、藝術類教師之間沒有顯著差異；當教齡為26 年及以上時，文科、理科類教師營造的創(chuàng)造性班級氛圍顯著好于體育類教師。

在創(chuàng)造性個性特征的一般創(chuàng)造力指標上，本研究發(fā)現(xiàn)學段和任教學科類型對教師的一般創(chuàng)造力存在顯著交互作用。 對于文科、理科類教師而言，小學教師的一般創(chuàng)造力邊緣顯著好于初中教師，而對于藝術、體育類教師而言，小學教師和初中教師在一般創(chuàng)造力沒有顯著差異。在創(chuàng)造性教學效能感指標上，本研究發(fā)現(xiàn)教齡和任教學科類型的交互作用顯著。 當教齡為1～3 年、4～6 年、16～25 年、26 年及以上時，任教學科類型對教師的創(chuàng)造性教學效能感影響不顯著。 當教齡為7～15 年時，文科類教師的創(chuàng)造性教學效能感顯著高于理科、體育類教師，后兩者之間沒有顯著差異；藝術類教師的創(chuàng)造性教學效能感與文科、理科類教師沒有顯著差異，同樣顯著高于體育類教師。 本研究還發(fā)現(xiàn)學段和教齡對教師的創(chuàng)造性教學效能感存在顯著交互作用。 教齡對初中教師的創(chuàng)造性教學效能感影響不顯著，對小學教師的創(chuàng)造性教學效能感影響顯著，教齡為1～3 年、4～6 年小學教師的創(chuàng)造性教學效能感顯著低于7 ～15 年教師，后者顯著低于教齡為16～25 年、26 年及以上教師，小學教師的創(chuàng)造性教學效能感隨教齡的增長而增長，這與前人的研究結果一致［18］。 綜合教師在創(chuàng)造性教學行為量表和創(chuàng)造性班級氛圍量表上的得分可以發(fā)現(xiàn)，教師的創(chuàng)造性教學行為總體上呈現(xiàn)出隨教齡的增長而增長的趨勢。 在教齡為1～3 年、4～6 年和16～25 年時，任教學科類型對教師的創(chuàng)造性教學行為總體影響不顯著；在教齡為7～15 年時，任教學科類型對教師的創(chuàng)造性教學行為總體表現(xiàn)出顯著影響，體育類教師表現(xiàn)出弱于其他三類教師的趨勢，這一結果補充了前人的研究結果。

五、研究結論

不同學段、教齡和任教學科類型教師的創(chuàng)造性思維之間總體差異不大，初中教師只在思維的流暢性上要顯著好于小學教師。 創(chuàng)造性教學行為總體上表現(xiàn)出隨著教齡的增長而增長的趨勢，初中教師的一般創(chuàng)造力好于小學教師，但小學教師的創(chuàng)造性教學效能感要高于初中教師，且表現(xiàn)出隨著教齡的增長而增長的趨勢。 進一步的交互作用分析表明：當教師的教齡處于7～15 年時，任教學科類型對教師的創(chuàng)造性教學行為、創(chuàng)造性班級氛圍、創(chuàng)造性教學效能感均表現(xiàn)出顯著影響。 綜上，在培養(yǎng)教師教育創(chuàng)新能力的過程中，要綜合考慮學段、教齡和任教學科類型等因素的影響，抓住教師教育創(chuàng)新能力發(fā)展變化的敏感期（教齡7～15 年），從創(chuàng)造性思維訓練、創(chuàng)造性教學行為培養(yǎng)、創(chuàng)造性教學效能感提升、創(chuàng)造性班級氛圍營造等多途徑培養(yǎng)教師的教育創(chuàng)新能力。