韓迎春， 吳朝暉

（1．廣東第二師范學院 教師教育學院， 廣東 廣州510303； 2．廣州市五中濱江學校，廣東 廣州510230）

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?！睂嵤﹦?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。 教師的教育創(chuàng)造能力在學生創(chuàng)造性的發(fā)展中扮演著重要角色［1］。 因此，研究教師的教育創(chuàng)造能力及其影響因素與產生機制，不僅對更好地理解創(chuàng)造力的本質，豐富、發(fā)展和完善創(chuàng)造力理論具有重要的理論意義，而且對培養(yǎng)高素質的創(chuàng)新型人才、促進基礎教育高質量發(fā)展具有重要的實踐意義。

由于研究者在創(chuàng)造力研究過程中所采取的視角（個人、產品、過程、環(huán)境）各不相同，因而有關創(chuàng)造力的定義眾說紛紜。 Sternberg 從產品特性的視角提出創(chuàng)造力是一種提出或產出具有新穎性和切實性的并適合特定需要的工作成果的能力，這一觀點受到了國內外學者的普遍認可［2-4］。 目前，多數(shù)研究者都認同創(chuàng)造力是人格特征、認知方式、內在動機、專業(yè)知識、情境因素、社會因素等多方面共同作用的結果［2，5］。 創(chuàng)造力交互理論和匯合研究取向認為環(huán)境因素和個體因素在解釋創(chuàng)造力的變異上具有重要作用［6-8］。 生態(tài)系統(tǒng)模型在這一基礎上進一步指出，環(huán)境因素通過個體因素作用于個體的創(chuàng)造力［9-10］。 在創(chuàng)造力研究的匯合取向和生態(tài)系統(tǒng)模型指導下，研究者開展了大量的實證研究，也取得了豐碩的成果。 其中，教師的創(chuàng)造性教學行為作為教師創(chuàng)造能力的核心指標一直是研究者們探索的重要課題。

首先，國內有關創(chuàng)造性教學行為的研究大致分為兩種取向：一種是將創(chuàng)造性教學行為作為前因變量，探討其對學生的創(chuàng)意效能感、創(chuàng)造性傾向和創(chuàng)造力等的影響；另一種是將創(chuàng)造性教學行為作為結果變量，探討其自身維度以及人口學變量（例如教齡、學段、職稱、學歷、性別、地區(qū)等）、創(chuàng)造力培養(yǎng)觀、教學效能感、人格特點、教學動機、教學監(jiān)控能力和班級氛圍等因素對創(chuàng)造性教學行為的影響及其作用機制。 創(chuàng)造性教學行為是指教師努力培養(yǎng)學生創(chuàng)造力的教學行為，包括學習方式指導、動機激發(fā)、觀點評價和鼓勵變通等［11］。 現(xiàn)有相關研究結果表明：作為前因變量，創(chuàng)造性教學行為通過影響中小學生的創(chuàng)意效能感或創(chuàng)造性傾向作用于學生的創(chuàng)造力［12-15］，通過影響班級創(chuàng)新氛圍進而影響學生的創(chuàng)意效能感［16］，通過影響大學生的成就目標進而影響其批判性思維［17］；作為結果變量，在創(chuàng)造性教學行為自身特征上，小學教師創(chuàng)造性教學行為的觀點評價維度得分顯著低于動機激發(fā)、鼓勵變通和學習方式指導等維度的得分［18］，中學教師創(chuàng)造性教學行為的動機激發(fā)維度得分顯著高于學習方式指導、鼓勵變通、觀點評價等維度得分［19］。 在人口學變量對創(chuàng)造性教學行為的影響上，現(xiàn)有研究表明隨著教齡的增長，教師會表現(xiàn)出越來越多的創(chuàng)造性教學行為［19-22］，不同性別、不同地區(qū)教師的創(chuàng)造性教學行為之間是否存在差異，現(xiàn)有研究結論還不一致［18-22］。 在影響因素及其作用機制上，現(xiàn)有研究表明教師的情緒創(chuàng)造力、創(chuàng)造力培養(yǎng)觀、工作動機通過其創(chuàng)意效能感或教學監(jiān)控能力作用于創(chuàng)造性教學行為［18-19，21-24］，此外，教學動機、職業(yè)成就動機、創(chuàng)造力內隱觀、創(chuàng)造性人格等因素也被發(fā)現(xiàn)能夠顯著正向預測創(chuàng)造性教學行為［14，19，25-26］。

研究者圍繞環(huán)境因素和個體因素對創(chuàng)造性教學行為展開了大量研究，也取得了較為豐碩的成果，但關注教師自身的一般創(chuàng)造力與創(chuàng)造性教學行為之間關系的研究卻很少，因此本研究要探討的第一個問題是教師的一般創(chuàng)造力與其創(chuàng)造性教學行為之間是否存在顯著相關。 教師在日常生活中的一般創(chuàng)造力水平與其在教學領域的創(chuàng)造性表現(xiàn)之間是否存在相關，目前主要有兩種觀點［27］：一種是領域一般性觀點，認為創(chuàng)造力是一種跨領域跨學科的普遍特質和能力［28-31］，因此在日常生活中具有高創(chuàng)造力水平的個體在教學中也同樣會表現(xiàn)出高水平的創(chuàng)造性教學行為；另一種是領域特殊性觀點，認為創(chuàng)造力所需的知識結構、特質和技能在不同領域具有較大的差異性［32-36］，因此在日常生活中的創(chuàng)造力水平不能作為預期其創(chuàng)造性教學行為的依據(jù)［37］。 探討教師的一般創(chuàng)造力與其創(chuàng)造性教學行為之間的關系有助于回答創(chuàng)造力的領域特殊性和一般性問題。

如前所述，由于探討教師一般創(chuàng)造力的研究較少，因此關注教師一般創(chuàng)造力與創(chuàng)意效能感之間關系的研究也相應較少。 創(chuàng)意效能感是一般自我效能感在創(chuàng)造領域的具體表現(xiàn)，是指個體對自己是否具有創(chuàng)造力的一種信心和評價［38］。 學生群體的相關研究結果表明大學生的創(chuàng)造性水平與其創(chuàng)意效能感有顯著相關［39］。 張景煥等的研究表明在無壓力情境下，中學生的創(chuàng)造性表現(xiàn)與其創(chuàng)意效能感之間存在顯著正相關［40］。 基于其他群體的相關研究結果，本研究假設教師的一般創(chuàng)造力與其創(chuàng)意效能感之間應存在顯著正相關。 此外，關注教師一般創(chuàng)造力與班級創(chuàng)新氛圍的研究也同樣較少。 班級創(chuàng)新氛圍是一種在長期的師生互動與生生互動中逐漸形成的促進創(chuàng)造性思維活動與提升問題解決能力的班級氛圍［41］。 其他群體的相關研究結果表明，員工的創(chuàng)造力與愉悅的［42］、包容型的［43］組織氛圍顯著正相關；初中生的創(chuàng)造性表現(xiàn)與班級創(chuàng)新氛圍之間存在顯著正相關［41，44］；低程度競爭氛圍可適當提升大學生的創(chuàng)造力，而高程度競爭氛圍會有損大學生的創(chuàng)造性表現(xiàn)［45］。 基于其他群體的相關研究結果，本研究假設教師的一般創(chuàng)造力與班級創(chuàng)新氛圍間存在顯著正相關。

其次，教師的創(chuàng)意效能感與創(chuàng)造性教學行為、創(chuàng)造性班級氛圍之間存在顯著相關。 現(xiàn)有研究表明教師的創(chuàng)意效能感與其創(chuàng)造性教學行為之間存在顯著正相關［18-19，21-24］，與班級創(chuàng)新氛圍、學校組織氛圍之間存在顯著正相關［16，24］。 本研究想驗證的問題之一是教師的創(chuàng)意效能感與創(chuàng)造性教學行為、創(chuàng)造性班級氛圍之間是否存在顯著正相關。

最后，現(xiàn)有研究表明，班級創(chuàng)新氛圍與教師的創(chuàng)造性教學行為之間存在顯著相關［16］，本研究想驗證的另一問題是班級創(chuàng)新氛圍與創(chuàng)造性教學行為之間是否存在顯著正相關。

本研究將創(chuàng)造性教學行為作為結果變量，探討日常生活中的一般創(chuàng)造力在產生創(chuàng)造性教學行為過程中的作用機制。 鑒于創(chuàng)造性教學行為是教師一般創(chuàng)造力在教學領域的具體體現(xiàn)，教師的創(chuàng)意效能感是教師對自己是否具有創(chuàng)造力的一種信心和評價，而班級創(chuàng)新氛圍是在師生、生生互動中形成的支持創(chuàng)造性思維活動的環(huán)境因素，在創(chuàng)造力交互理論、匯合研究取向和生態(tài)系統(tǒng)模型框架下，基于現(xiàn)有研究結果，本研究假設一般創(chuàng)造力能夠正向預測教師的創(chuàng)造性教學行為，創(chuàng)意效能感和班級創(chuàng)新氛圍在這一影響過程中起鏈式中介作用。 本研究的假設模型如圖1。

圖1 變量之間的關系模型

二、研究方法

（一）被試

通過廣州、深圳、佛山、東莞、江門、肇慶、梅州的教師發(fā)展中心向中小學教師發(fā)放問卷1 320份，回收1 320 份，回收率100%。 其中男教師260 名、女教師1 060 名；小學教師948 名、初中教師286 名、高中教師86 名；文科類教師652 名、理科類279 名、藝術類76 名、體育類244名、心理健康類及其他類69 名；教齡為1～3 年的教師326 名，4～6 年的167 名，7～15 年的330名，16～25 年的319 名，26 年及以上的178 名。

（二）研究工具

1． 倫科構思行為量表

采用中文版的《倫科構思行為量表》［36］，從日常生活的角度測量被試自評的創(chuàng)造力水平。被試需要在5 點量表上對諸如“我有很多新奇想法”這樣的23 道題目進行自評，1 代表完全沒有，5 代表總是。 被試分數(shù)越高表明其自評一般創(chuàng)造力水平越高。 本研究中，量表的內部一致性系數(shù)Cronbach's α 為0．95。

2． 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》［11］測量被試的創(chuàng)造性教學行為水平。 該量表由28 個項目構成，包括學習方式指導（6 個項目）、動機激發(fā)（8 個項目）、觀點評價（7 個項目）和鼓勵變通（7 個項目）四個維度。 被試需要在5 點量表上作答，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。 本研究中，總量表及分量表的內部一致性系數(shù)Cronbach's α 分別為0．98、0．88、0．93、0．91、0．93。

3． 創(chuàng)意自我效能感量表

采用洪素蘋、林珊如編制的《創(chuàng)意自我效能感量表》［46］測量被試的創(chuàng)意效能感。 該量表由15 個項目構成，包括創(chuàng)新策略信念（5 個項目）、 創(chuàng)新成品信念（6 個項目）和抗負面評價信念（6 個項目）3 個維度。 采用4 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”分別計1 ～4 分。 本研究中，總量表及分量表的內部一致性系數(shù)Cronbach's α 分別為0．84、0．70、0．73、0．65。

4． 創(chuàng)造性課堂環(huán)境量表

采用付秀君修訂Fraser、 Mc Robbie、Fisher 的《創(chuàng)造性課堂環(huán)境量表》［44］測量被試所處的班級氛圍。 該量表由31 個項目構成，包括教師支持（7 個項目）、學生參與（6 個項目）、任務取向（6 個項目）、合作（8 個項目）和平等（4 個項目）五個維度。 采用5 點計分，從“完全不符合”到“完全符合” 分別計1～5 分。 本研究中，總量表及分量表的內部一致性系數(shù)Cronbach's α分別為0．99、0．96、0．98、0．96、0．95、0．96。

三、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

在數(shù)據(jù)分析前采用Harman 單因素檢驗法檢驗數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差。 分析結果表明，特征根值大于1 的因子有10 個，共解釋了73．82%的變異，其中第一個公因子可解釋39．29%的變異量，小于40%，因此本研究不存在明顯重復的共同方法偏差。

課堂教學中教師要根據(jù)本班的學生認知水平，分類指導，堅持面向全體學生，照顧學生的自學能力和個別差異。在自學內容上，要做到難易適中，明確恰當。對不同水平的學生，要做到統(tǒng)一要求與因材施教、分類指導相結合，注重激發(fā)全班學生的自學熱情與興趣。及時檢查學生的自學情況幫助改正錯誤，針對不同類型的學生有的放矢給予指導。使每個學生都嘗試到成功的喜悅，讓他們樹立信心，向敏捷而踏實方向轉化。

（二）教師創(chuàng)造性教學行為的特點

為考察教師創(chuàng)造性教學行為在人口統(tǒng)計學變量上的特點并確定后續(xù)統(tǒng)計中需要控制的變量，將所有數(shù)據(jù)標準化后，以性別（男、女）、地區(qū)（廣州、深圳、佛山、東莞、江門、肇慶、梅州）、學校類型（小學、初中、高中）、任教課程類型（文科、理科、藝術、體育、心理、其他）和教齡（1 ～3年、4～6 年、7～15 年、16～25 年、26 年及以上）為自變量， 以被試在《創(chuàng)造性教學行為自評量表》上的總得分為因變量進行單因素方差分析。 結果表明，不同地區(qū)教師的創(chuàng)造性教學行為差異不顯著，F(xiàn)（6，1256）＝1．21，p＝0．30；不同性別教師的創(chuàng)造性教學行為差異不顯著，F(xiàn)（1，1313）＝0．74，p＝0．39；小學、初中和高中教師的創(chuàng)造性教學行為差異不顯著，F(xiàn)（2，1311）＝2．38，p＝0．07；任教課程類型不同的教師的創(chuàng)造性教學行為差異不顯著，F(xiàn)（5，1052）＝0．77，p＝0．57；不同教齡教師的創(chuàng)造性教學行為差異顯著，F(xiàn)（4，1310）＝5．57，p＝0．00。 事后檢驗表明，創(chuàng)造性教學行為（26年及以上）＝創(chuàng)造性教學行為（16～25年）＞創(chuàng)造性教學行為（7～15年）＝創(chuàng)造性教學行為（4～6年）＝創(chuàng)造性教學行為（1～3年）。

（三）一般創(chuàng)造力、創(chuàng)意效能感、班級創(chuàng)新氛圍和創(chuàng)造性教學行為的相關分析

將所有數(shù)據(jù)標準化后，對一般創(chuàng)造力、創(chuàng)意效能感、班級創(chuàng)新氛圍和創(chuàng)造性教學行為等變量進行相關分析，結果見表1。 數(shù)據(jù)顯示，一般創(chuàng)造力與創(chuàng)意效能感總分、創(chuàng)造性教學行為總分、班級創(chuàng)新氛圍總分之間彼此相關顯著；創(chuàng)意效能感總分與創(chuàng)造性教學行為總分和班級創(chuàng)新氛圍總分之間彼此相關顯著；班級創(chuàng)新氛圍總分與創(chuàng)造性教學行為總分之間相關顯著。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計和相關分析（n＝1 320）

（四）一般創(chuàng)造力影響教師創(chuàng)造性教學行為的機制分析

根據(jù)Hayes 編制的SPSS 宏程序PROCESS，在將所有數(shù)據(jù)標準化并控制教齡變量后（基于前述分析結果，只有教齡對創(chuàng)造性教學行為有顯著影響，因此將教齡作為控制變量），選擇模型6 進行回歸分析，結果見表2。 首先，檢驗教師的一般創(chuàng)造力對創(chuàng)意效能感的預測作用。 以一般創(chuàng)造力為自變量，創(chuàng)意效能感為因變量，教齡為控制變量，進行回歸分析。 結果顯示，一般創(chuàng)造力對教師創(chuàng)意效能感的正向預測作用顯著（β＝0．34，t＝12．64，p＜0．001）。 其次，檢驗一般創(chuàng)造力、創(chuàng)意效能感對班級創(chuàng)新氛圍的預測作用。 以一般創(chuàng)造力為自變量，創(chuàng)意效能感為中介變量，班級創(chuàng)新氛圍為因變量，教齡為控制變量，進行回歸分析。 結果顯示，一般創(chuàng)造力對班級創(chuàng)新氛圍的影響不顯著（β＝0．03，t＝1．50，p＞0．05），創(chuàng)意效能感對班級創(chuàng)新氛圍的正向預測作用顯著（β＝0．47，t＝22．45，p＜0．001）。 最后，檢驗一般創(chuàng)造力、創(chuàng)意效能感、班級創(chuàng)新氛圍對創(chuàng)造性教學行為的預測作用。 以一般創(chuàng)造力為自變量，創(chuàng)意效能感和班級創(chuàng)新氛圍為中介變量，創(chuàng)造性教學行為為因變量，教齡為控制變量，進行回歸分析。 結果顯示，一般創(chuàng)造力對創(chuàng)造性教學行為的正向預測作用顯著（β＝0．16，t＝7．56，p＜0．001），創(chuàng)意效能感對創(chuàng)造性教學行為的正向預測作用顯著（β＝0．28，t＝11．75，p＜0．001），創(chuàng)新班級氛圍對創(chuàng)造性教學行為的正向預測作用顯著（β＝0．50，t＝18．57，p＜0．001）。

表2 一般創(chuàng)造力對教師創(chuàng)造性教學行為的影響機制

對各中介路徑的效應量進一步分析（見表3）。 表3 結果顯示教師一般創(chuàng)造力對其創(chuàng)造性教學行為的總效應顯著（β＝0．35，t＝13．39，p＜0．001），直接效應顯著（β＝0．16，t＝7．56，p＜0．001）。 一般創(chuàng)造力能夠通過創(chuàng)意效能感影響創(chuàng)造性教學行為（β＝0．09，BootLLCI ＝0．07，BootULCI＝0．12），這一中介效應占總效應的25．71%。 一般創(chuàng)造力還可以通過創(chuàng)意效能感、班級創(chuàng)新氛圍影響創(chuàng)造性教學行為（β＝0．08，BootLLCI＝0．06，BootULCI ＝0．10），這一鏈式中介效應占總效應的22．86%。 班級創(chuàng)新氛圍在一般創(chuàng)造力和創(chuàng)造性教學行為之間中介效應不顯著（β＝0．02，BootLLCI＝-0．00，BootULCI ＝0．04）。 總的中介效應占總效應的54．29%。 調整后的變量關系模型見圖2。

表3 創(chuàng)意效能感、班級創(chuàng)新氛圍在一般創(chuàng)造力和教師創(chuàng)造性教學行為之間的中介作用

圖2 一般創(chuàng)造力對創(chuàng)造性教學行為的影響機制

四、結果討論

（一）教師創(chuàng)造性教學行為的特點

有關創(chuàng)造性教學行為是否存在性別差異，現(xiàn)有研究結果并不一致。 一些研究結果表明男性和女性教師在創(chuàng)造性教學行為總分及四個維度得分上不存在顯著差異［18，22，47］，另一些研究結果表明教師在創(chuàng)造性教學行為上存在性別差異，男教師在獨立性、整合性、判斷和靈活性上不及女教師［14］。 本研究支持李友森等的結論，即教師的創(chuàng)造性教學行為不存在性別差異。 對于創(chuàng)造性教學行為是否存在地區(qū)差異這一問題，現(xiàn)有研究結果也不一致。 部分研究支持城、鄉(xiāng)教師之間的創(chuàng)造性教學行為存在顯著差異［19，21-22］，部分研究支持不同地區(qū)教師的創(chuàng)造性教學行為之間不存在顯著差異［18，20］。 本研究支持李友森、韓迎春等的結論，即教師的創(chuàng)造性教學行為不存在地區(qū)差異。 在教齡方面，本研究驗證了前人的研究結論，即隨著教齡的增長，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、26 年及以上的教師表現(xiàn)出了更多的創(chuàng)造性教學行為［19-22］。 此外，本研究結果還表明任教課程類型、學校類型等因素對教師的創(chuàng)造性教學行為均沒有顯著影響，這在一定程度上補充了對創(chuàng)造性教學行為特點的認知。

（二）一般創(chuàng)造力、創(chuàng)意效能感、班級創(chuàng)新氛圍和創(chuàng)造性教學行為的關系

本研究中，教師的一般創(chuàng)造力與創(chuàng)造性教學行為總分之間均存在顯著相關，這一結果初步支持了創(chuàng)造力的領域一般性觀點，即在日常生活中具有高創(chuàng)造力水平的個體在教學中也傾向于表現(xiàn)出高水平的創(chuàng)造性教學行為［37］。 教師的一般創(chuàng)造力與創(chuàng)意效能感總分之間相關顯著，這與學生群體的研究結果部分一致［39-40］。 本研究還發(fā)現(xiàn)了教師一般創(chuàng)造力與班級創(chuàng)新氛圍總分之間相關顯著，這與員工、學生群體的相關研究結果能夠相互印證［41-45］。 此外，本研究發(fā)現(xiàn)教師的創(chuàng)意效能感總分與班級創(chuàng)新氛圍總分、創(chuàng)造性教學行為總分之間彼此相關顯著，這與現(xiàn)有研究結果一致［16，21，24］。

（三）創(chuàng)意效能感、創(chuàng)新班級氛圍的中介作用

中介機制分析結果表明，教師的一般創(chuàng)造力能夠直接正向預測其創(chuàng)造性教學行為，直接效應量占總效應量的45．71%。 教師在日常生活中表現(xiàn)出的創(chuàng)造力水平越高，其在教學領域表現(xiàn)出的創(chuàng)造性教學行為就越多，這一結果進一步支持了創(chuàng)造力的領域一般性觀點［37］，教師的一般創(chuàng)造力可以作為預測其創(chuàng)造性教學行為的依據(jù)。 教師的一般創(chuàng)造力還可以通過創(chuàng)意效能感間接作用于創(chuàng)造性教學行為，創(chuàng)意效能感的中介效應量占總效應量的25．71%。 教師的一般創(chuàng)造力水平越高，其創(chuàng)意效能感越強，教師就更有自信和能力在教育教學領域嘗試各種改革和創(chuàng)新。 此外，教師的一般創(chuàng)造力還可以通過創(chuàng)意效能感、班級創(chuàng)新氛圍的鏈式中介效應作用于創(chuàng)造性教學行為，中介效應量占總效應量的22．86%。 教師在日常生活中的高創(chuàng)造力水平和高創(chuàng)意效能感使教師對適宜創(chuàng)造力的環(huán)境和氛圍更為敏感和認同，更愿意帶領學生營造支持創(chuàng)造性發(fā)展的班級氛圍，進一步促使教師表現(xiàn)出更多的創(chuàng)造性教學行為。 這一結果也支持了創(chuàng)造力交互理論及匯合研究取向的觀點［2，5］。 班級創(chuàng)新氛圍在一般創(chuàng)造力和創(chuàng)造性教學行為之間的中介作用不顯著，即教師的一般創(chuàng)造力不能通過直接影響班級創(chuàng)新氛圍，進而作用于創(chuàng)造性教學行為。

研究教師的創(chuàng)造性教學行為對于培養(yǎng)高素質的創(chuàng)新型人才，建設創(chuàng)新型國家，具有重要意義。 結合本研究結果，在教師專業(yè)發(fā)展過程中，可以借鑒以下措施培養(yǎng)教師的創(chuàng)造性教學行為：在日常生活中，教師要注重發(fā)展自身的一般創(chuàng)造能力，為進行教育教學改革提供基礎。 在教師教育過程中，要注重培養(yǎng)教師的創(chuàng)意效能感（通過課程及評價體系改革等綜合措施，提升教師對自身教育創(chuàng)造能力的信心，進而提升其創(chuàng)意效能感）；要增強教師對有利于創(chuàng)造性的班級氛圍的認知和建構班級創(chuàng)新氛圍能力的培養(yǎng)；教師要主動發(fā)展自身的創(chuàng)造性教學行為。 教師應充分認識到創(chuàng)新型人才培養(yǎng)的重要性，主動學習和實踐創(chuàng)造性教學模式，從學習方式指導、動機激發(fā)、觀點評價和鼓勵變通等多方面幫助學生激發(fā)創(chuàng)新熱情，增強創(chuàng)造的信心。