國際學(xué)生評估項目(PISA)是當(dāng)今國際大規(guī)模學(xué)業(yè)測評的典范,關(guān)注學(xué)生在社會生活中各方面素養(yǎng)的發(fā)展?fàn)顩r。[1]PISA于2021又增加了新的測試領(lǐng)域——創(chuàng)造性思維,國際經(jīng)合組織發(fā)布的《PISA 2021創(chuàng)造性思維框架草案(第三版)》結(jié)合學(xué)生學(xué)校日常生活,明確了在課堂情境下創(chuàng)造性思維的各促成因素、成就、進(jìn)展的表現(xiàn)以及各要素之間的關(guān)系。

如圖1所示,PISA 2021將創(chuàng)造性思維的促成因子分為個人層面和社會層面,兩個層面的促成因子都可以促進(jìn)學(xué)生在創(chuàng)造性方面的成就和進(jìn)展,其中社會層面的促成因子還可以促進(jìn)個人層面的促成因子。

PISA 2021為了調(diào)查教育系統(tǒng)中影響學(xué)生創(chuàng)造性思維的所有因素,根據(jù)促成因子的理論模型設(shè)計了背景問卷的結(jié)構(gòu)[2],用于了解個人因素和社會因素對創(chuàng)造性思維的影響及學(xué)生的基本情況 (如家庭、性別等),用于后續(xù)分析。

由于PISA 2021不公布背景問卷的具體條目,本研究將依照其對問卷各個維度的定義和闡釋,從國內(nèi)外已有的相關(guān)成熟量表中借鑒部分合適的條目,組成創(chuàng)造性思維促成因子量表,并通過探索性因子和驗證性因子分析完善量表。

圖1 教室情境中創(chuàng)造性思維的表現(xiàn)及其促成因子

一、創(chuàng)造性思維促成因子量表的編制

PISA 2021根據(jù)促成因子類別設(shè)計背景問卷,問卷共含五個主題,相關(guān)內(nèi)容見表1。

表1 促成因子與背景問卷結(jié)構(gòu)

1.各主題問卷的題項選取

(1)好奇心和探索傾向主題。本研究采用的是斯滕伯格(Sternberg)編制的《思維風(fēng)格量表》分量表“開放型思維風(fēng)格”量表。國內(nèi)外已有大量研究探討思維風(fēng)格和創(chuàng)造力的關(guān)系,通過思維風(fēng)格的測定可以對一個人創(chuàng)造性傾向的高低做出預(yù)測和判斷。斯騰伯格認(rèn)為,思維風(fēng)格是人們進(jìn)行思維時,表現(xiàn)和運用能力方式的偏好,他從心理自我管理的傾向維度將思維風(fēng)格劃分為兩種:開放型(Liberal)和保守型(Conventional)。開放型風(fēng)格的人喜歡有新意的、不確定的情境,做事偏愛標(biāo)新立異;保守型風(fēng)格的人喜歡熟悉的情境,做事愿意維持現(xiàn)有規(guī)則和程序。斯騰伯格認(rèn)為“開放型”思維風(fēng)格應(yīng)該著重加以呵護(hù)與培養(yǎng),以促進(jìn)學(xué)生創(chuàng)造力的開發(fā)。[3]

(2)創(chuàng)造性的自我效能感主題。本研究采用的是洪素蘋、林珊如(2004年)編制的《學(xué)生創(chuàng)造性自我效能量表》部分條目,該量表在國內(nèi)已經(jīng)被廣泛應(yīng)用,采用李克特五級量表計分,包括創(chuàng)意思維信念、創(chuàng)意成果信念和負(fù)面評價對抗程度三個分量表,從學(xué)生自身創(chuàng)意自我效能對思維、行為等方面的影響解釋了創(chuàng)意自我效能對創(chuàng)造力的作用。[4]

(3)社會環(huán)境主題。學(xué)校是學(xué)生成長的主要環(huán)境,從生態(tài)系統(tǒng)理論來看,學(xué)校系統(tǒng)中教師是影響學(xué)生發(fā)展的近端環(huán)境因素。因此在本研究中主要關(guān)注教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為,采用的是張景煥編制的《教師創(chuàng)造性教學(xué)行為量表》。該量表由四個分量表構(gòu)成,分別為學(xué)習(xí)方式指導(dǎo)、觀點評價、鼓勵變通和動機激發(fā),采用五點計分,有較好的信效度指標(biāo)。[5]

由于創(chuàng)造性信念、課堂和學(xué)校的創(chuàng)造性活動這兩個問卷主題在國內(nèi)外都沒有對應(yīng)的成熟量表,本研究將根據(jù)PISA 2021對它們定義和解釋編制題項(詳見表2)。

表2 題項來源

2.探索性因子分析

按照PISA 2021的要求,調(diào)查對象為15歲左右的中學(xué)生,探索性因子分析樣本來自廣東省的7所中學(xué)(深圳市龍華高級中學(xué)、佛山市獅山高級中學(xué)、東莞市虎門中學(xué)、揭陽市第一中學(xué)、廣州市執(zhí)信中學(xué)、廣東省華僑中學(xué)、珠海市夏灣中學(xué))初三年級和高一年級的中學(xué)生158人。其中:男生66人(41.8%),女生92人(58.2%);初三年級44人(27.8%),高一年級114人(72.2%)。

(1)信度檢驗。由可靠性統(tǒng)計可以看到,總量表內(nèi)部一致性系數(shù)大于0.9,所有分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)都大于0.65,大部分均分在0.7以上,說明問卷信度較好(詳見表3)。

(2)探索性因子分析。本研究先采用具有Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)主成分分析法,抽樣充分性指數(shù)的KMO測量值為0.874>0.7;χ2=2281.872,P<0.001,即Bartlett球形度檢驗顯著,說明該樣本適合進(jìn)行探索性因子分析(詳見表4)。

3.驗證性因子分析

為了進(jìn)一步檢驗量表的結(jié)構(gòu)效度,繼續(xù)進(jìn)行驗證性因子分析,正式調(diào)查樣本來自廣東省的7所中學(xué),一共397人,其中:男生188人(47.4%),女生209人(52.6%);初三年級26人(6.5%),高一年級371人(93.5%)。

(1)一階驗證性因子分析。根據(jù)模型修正指數(shù)對量表題目進(jìn)行適當(dāng)刪減,經(jīng)過反復(fù)調(diào)整和篩選,刪去創(chuàng)造性信念維度的第3道題目、創(chuàng)造性活動的第3道題目、創(chuàng)意自我效能感的第6道題目,保留剩余的20道題目。

由表5可見,卡方/自由度<3,RMSEA<0.10,CFI>0.9,TLI>0.9,RMR<0.05,說明模型擬合效果很好。

表5 模型擬合指標(biāo)結(jié)果

(2)二階驗證性因子分析。由于在PISA 2021的測評框架中,創(chuàng)造性思維促成因子存在二階維度,因此還需要進(jìn)行二階驗證性因子分析。在分析過程中發(fā)現(xiàn),不再需要刪減題目,量表的擬合效度已經(jīng)達(dá)到要求。創(chuàng)造性信念、創(chuàng)意自我效能感和開放型思維風(fēng)格三個一階因子可以合并為一個二階因子——個人促成因子;創(chuàng)造性活動和創(chuàng)造性教學(xué)行為兩個一階因子可以合并為一個二階因子——社會促成因子。

由表6可見,卡方/自由度<3,RMSEA<0.10,CFI>0.9,TLI>0.9,模型擬合效果較好。

表6 模型擬合指標(biāo)結(jié)果

二、創(chuàng)造性思維促成因子的測量

1.共同方法偏差分析

共同方法偏差在問卷法的研究中廣泛存在,由于本次研究采用問卷調(diào)查法,所有項目都為一人作答,因此可能存在共同方法偏差。為了檢驗本次調(diào)查是否出現(xiàn)明顯的共同方法偏差,采用Harman單因素檢驗的方法進(jìn)行檢驗。

首先,對數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗,結(jié)果顯示KMO值為0.889,Bartlett值為6 243.230,df=325,P<0.001,因此該數(shù)據(jù)適合因素分析。采用Harman單因子檢驗法,結(jié)果表明,特征值大于1的因子一共5個,第1個因子解釋的變異為 35.548%,小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%,表明本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

2.中學(xué)生創(chuàng)造性思維促成因子概況

從一階因子來看,創(chuàng)造性信念和創(chuàng)造性教學(xué)行為均高于4.0,處于比較符合到非常符合之間,偏向于比較符合。創(chuàng)造性活動、創(chuàng)意自我效能感和開放型思維風(fēng)格均高于3.0,處于不確定到比較符合之間,偏向于不確定。值得注意的是,創(chuàng)意自我效能感得分最低。從二階因子來看,個人促成因子(3.468 7)相比社會促成因子(3.971 7)低(詳見表7)。

表7 描述統(tǒng)計

3.差異性分析

為了檢驗創(chuàng)造性思維促成因子在性別和父母受教育程度上是否存在顯著性差異,本研究采用單因素方差分析。

(1)促成因子在性別上的差異性分析。在“個人促成因子”維度,男生的均分(3.660 0)高于女生(3.296 7),通過方差齊性檢驗,具有0.001水平的顯著性差異。在“社會促成因子”維度,男生的均分(3.944 1)低于女生(3.996 4),通過方差齊性檢驗,但不具有顯著性差異。在“促成因子”整體得分上,男生的均分(3.802 1)高于女生(3.646 5),通過方差齊性檢驗,具有0.05水平的顯著性差異(詳見表8、表9、表10)。

表8 描述統(tǒng)計

表9 方差同質(zhì)性檢驗

表10 ANOVA

(2)促成因子在父母受教育程度上的差異性分析。單因素方差分析表明,社會促成因子和促成因子整體在父母受教育程度上都不存在顯著性差異;個人促成因子在父母受教育程度上存在0.05水平的顯著性差異。事后檢驗的多重比較表明,父母受教育程度均為大學(xué)的中學(xué)生相比父母受教育程度均為中小學(xué)的中學(xué)生,其個人促成因子的得分更高(詳見表11、表12、表13、表14)。

表11 描述統(tǒng)計

表12 方差同質(zhì)性檢驗

表13 ANOVA

表14 個人促成因子事后檢驗

4.結(jié)構(gòu)方程模型的假設(shè)與檢驗

在PISA 2021的測評框架中,研究者假設(shè)社會促成因子可以促進(jìn)個人因子,在本研究中將進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗。首先進(jìn)行個人促成因子和社會促成因子的相關(guān)性分析,數(shù)據(jù)表明兩者存在0.05水平的正相關(guān),說明可以進(jìn)入下一步的結(jié)構(gòu)方程模型檢驗。然后運用R語言的lavaan0.6-2(Latent Variable Analysis)程序包對模型進(jìn)行擬合度檢驗。結(jié)構(gòu)方程模型具有容許自變量和因變量含有測量誤差,同時估計因子結(jié)構(gòu)和因子關(guān)系、估計整個模型的擬合程度等優(yōu)點。

卡方/自由度<3,RMSEA<0.10,CFI>0.9,TLI>0.9,RMR<0.05,說明模型擬合效果很好。社會促成因子可以正向預(yù)測個人促成因子,路徑系數(shù)為0.440,具有0.001水平的顯著性。數(shù)據(jù)分析結(jié)果和理論假定相符合(詳見表15、表16)。

表15 相關(guān)系數(shù)

表16 模型擬合指標(biāo)結(jié)果

三、分析與討論

1.創(chuàng)造性信念的積極和創(chuàng)意自我效能感的消極

在促成因子的五個維度中,創(chuàng)造性信念的得分最高,這與社會氛圍有一定的聯(lián)系,當(dāng)前國家強調(diào)科技創(chuàng)新強國,中學(xué)生也認(rèn)為創(chuàng)造性可以存在于各個領(lǐng)域,并且可以逐漸培養(yǎng)和提升。但與此同時,創(chuàng)意自我效能感的得分卻是最低的,說明學(xué)生雖然認(rèn)為創(chuàng)造力可以提高,然而對于自己當(dāng)前的創(chuàng)造力是非常缺乏信心的。

在學(xué)校教育中缺乏創(chuàng)造性活動是學(xué)生創(chuàng)意效能感低下的重要原因,學(xué)生對“自我創(chuàng)造”感到陌生,沒有經(jīng)過鍛煉,缺乏信心是很正常的。而學(xué)校難以開展創(chuàng)造性活動的主要原因是我國中學(xué)生課業(yè)繁重、升學(xué)壓力大。為了解決這個矛盾和困難,2022年義務(wù)教育課程標(biāo)準(zhǔn)出臺,出現(xiàn)一個引人注目的變化:明確提出開展跨學(xué)科主題教學(xué)和跨學(xué)科實踐,并分配了一定的學(xué)時,強化課程協(xié)同育人的功能,培養(yǎng)學(xué)生綜合運用多個學(xué)科的知識解決現(xiàn)實生活中真實問題的能力。

2.個人促成因子在性別上存在顯著性差異

在個人促成因子維度,男生的均分(3.6600)高于女生(3.2967),具有0.001水平的顯著性差異。個人促成因子有三個子維度,其中創(chuàng)意自我效能感和開放型思維風(fēng)格兩個維度已經(jīng)有很多單獨的研究,王旭坤和趙千秋的研究都表明男生的創(chuàng)意自我效能感比女生高[6-7],張路一的研究表明男生的開放型思維風(fēng)格也顯著強于女生。[8]說明本研究的結(jié)果與以往一致,在學(xué)校和家庭教育中培養(yǎng)中學(xué)生的創(chuàng)造性思維,都需要注意男女性別的差異,女生需要更多的鼓勵和支持。

3.個人促成因子在父母受教育程度上存在顯著性差異

個人促成因子在父母受教育程度上存在0.05水平的顯著性差異,這一結(jié)果也與以往的研究一致。焦麗英的研究表明,隨著父母文化水平和家庭收入的增加,初中生的自我效能感也逐漸增強。[9]張路一的研究表明,隨著家庭社會階層從高到低的變化,學(xué)生在開放型思維風(fēng)格水平上有下降趨勢。[8]

那父母受教育程度較低的家庭,家長如何彌補這一劣勢呢?家長教養(yǎng)方式的調(diào)整是一個重要方法。秦燕青的研究表明,家長“專制”與孩子創(chuàng)意自我效能感呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;家長“信任鼓勵、情感溫暖”與孩子創(chuàng)意自我效能感呈正相關(guān)關(guān)系;[10]劉彩誼的研究表明,中學(xué)生父、母情感溫暖和中學(xué)生自我效能感各因子呈正相關(guān)。[11]此外,發(fā)展心理學(xué)認(rèn)為,如果父母為孩子提供一個安全港灣,孩子對外界的探索能力和對新事物的接受能力就比較強,有利于開放型思維風(fēng)格的發(fā)展。[12]綜上,溫暖的家庭教養(yǎng)方式和安全的家庭氛圍有助于強化孩子的個人促成因子,即使自身受教育程度不高,也可以營造一個適宜的環(huán)境促進(jìn)孩子發(fā)展。

4.社會促成因子對個人促成因子存在顯著的促進(jìn)作用

在本研究中,社會促成因子包括創(chuàng)造性教學(xué)行為和創(chuàng)造性活動,社會促成因子可以顯著促進(jìn)個人促成因子,這與PISA 2021的理論框架相符,也與以往的研究結(jié)果相符。已有研究表明:教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為可以顯著正向預(yù)測學(xué)生的創(chuàng)造性自我效能感;在創(chuàng)造性教育中,相比于對學(xué)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。[13]

教師的創(chuàng)造性教學(xué)行為包括:給予學(xué)生獨立思考的機會,鼓勵學(xué)生合作討論,激發(fā)學(xué)生的自主性動機,及時反饋學(xué)生的行為表現(xiàn),認(rèn)真對待學(xué)生的提問,支持學(xué)生勇敢面對挫折與挑戰(zhàn)。在寬松支持的課堂氛圍中,當(dāng)學(xué)生感受到自己的想法和行為被他人接納、理解和尊重時,創(chuàng)意自我效能感就越高。[14]教師在平時教學(xué)或者創(chuàng)造性教育中都需要調(diào)整自己的行為,以強化學(xué)生的個人促成因子。