韋 曉 曹 姣 蘭 楠

（六盤水師范學院教育科學學院，貴州 六盤水 553004）

為貫徹落實中共中央、國務院《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》，深化教育事業(yè)改革，推動教育高質量、內(nèi)涵式發(fā)展，貴州省在2018年提出要培養(yǎng)一支高素質、創(chuàng)新型教師隊伍，為教育事業(yè)發(fā)展提供有力保障。創(chuàng)新型教師培養(yǎng)要旨在于創(chuàng)新能力的培養(yǎng)。師范生作為教師隊伍構成的主體，擁有學生和未來教師的雙重身份，加強其創(chuàng)新能力的培養(yǎng)自然成為高素質、創(chuàng)新型教師隊伍建設的必然要求。高師院校作為師范生培養(yǎng)的重要基地，對師范生創(chuàng)新能力培養(yǎng)有著不可替代的作用，其教育教學策略在培養(yǎng)過程中具有決定性的地位。因此，培養(yǎng)具備創(chuàng)新思維、創(chuàng)造能力及創(chuàng)新人格等創(chuàng)新能力品質的師范生，使其能運用所學專業(yè)知識技能創(chuàng)造性地解決未來教育教學中的實踐問題，已成為貴州省建設高素質、創(chuàng)新型教師隊伍的當務之急。目前對高師院校師范生創(chuàng)新能力培養(yǎng)的研究多集中于理論層面，實證性層面探討相對匱乏。為建構貴州省師范生創(chuàng)新能力結構，著力打造一批高素質、創(chuàng)新型教師，本研究旨在創(chuàng)建師范生創(chuàng)新能力理論概念模型，并以此模型為基礎編制“高師院校師范生創(chuàng)新能力”問卷，旨在為貴州省師范院校的創(chuàng)造性教育和培養(yǎng)實踐提供更多理論支持。

一、學科素養(yǎng)下師范生創(chuàng)新能力的審視

習近平總書記指出：“造就一大批一流教師，不斷提高教師隊伍整體素質，是當前和今后一段時間我國教育事業(yè)發(fā)展的緊迫任務?！盵1]貴州省作為西部教育大省，為滿足省內(nèi)人民對高質量教育的需求，對師資隊伍創(chuàng)新能力培養(yǎng)更為迫切。我們一定要把推進培育一流師資人才隊伍建設放在一個新的重要地位，將促進高校教師學科專業(yè)形成，充分發(fā)揮教師積極、主動、創(chuàng)造性從事教育工作作為工作重點和核心；以深入開展教育改革和創(chuàng)新實踐教育為主要工作任務主線，著力研究解決如何破解當前教師從事教育教學工作理論發(fā)展實踐方面仍然普遍存在的教育體制上和管理機制上的重大障礙和重要矛盾，大力深化改革創(chuàng)新教育環(huán)境，努力營造高素質、創(chuàng)新型教師不斷涌現(xiàn)的良好教育生態(tài)。講話精神深刻強調(diào)了教師教育的迫切性和重要性，師范生作為我國教師隊伍的主要新生力量，其學科素養(yǎng)和創(chuàng)新能力的培養(yǎng)，直接關系到教育事業(yè)發(fā)展的明天。

高等師范院校作為師范生培養(yǎng)的重要實踐基地，培養(yǎng)理念與培養(yǎng)方式對師資隊伍素質和質量建設有著至關重要的作用。師范生，特別是師范教育畢業(yè)生，其掌握新課標的內(nèi)容、貫徹新課改的能力等學科素養(yǎng)，以及創(chuàng)新思維能力等素質，將直接關系到今后基礎教育的質量[2]。因此，在完善現(xiàn)有師范生人才培養(yǎng)教學體系和符合國家實施創(chuàng)新驅動發(fā)展教育戰(zhàn)略的總體前提下，把師范生的學科綜合素養(yǎng)能力培養(yǎng)與學生創(chuàng)新能力素質塑造有機結合，從而不斷探索設計出更好的適合貴州新時代師范生創(chuàng)新能力培養(yǎng)的教育策略和培養(yǎng)方法，對師范院校的學科素養(yǎng)和創(chuàng)新能力培養(yǎng)研究有很強的必要性[3]。本文旨在編制高師院校師范生創(chuàng)新能力問卷，以引導我國高等師范院校關注師范生的創(chuàng)新發(fā)展，為推動我國師范教育的轉型提供一個評價和治理的工具。

二、高師院校師范生創(chuàng)新能力的建構

創(chuàng)新是一個組織內(nèi)部的進化過程，它可以反映任何有關該組織中新出現(xiàn)的設備、系統(tǒng)、過程、政策或服務的變化[4]。因此，創(chuàng)新可以被視為一種組織能力，因為它是一種以新的能力部署資源創(chuàng)造價值的行為[5]。一些學者通過定義整體創(chuàng)新能力的能力類型來評估個人的創(chuàng)新能力。例如，組織能力、過程創(chuàng)新能力、制造能力、戰(zhàn)略創(chuàng)新能力和研發(fā)能力等[6]。勞森(Lawson)和薩姆森（Samson）認為，創(chuàng)新能力可視為一個旨在描述為提高創(chuàng)新活動的成功而可以采取行動的理論框架[7]。

隨后，研究者們考慮到創(chuàng)新能力不是整體的創(chuàng)新能力，而是某種類型的創(chuàng)新，如產(chǎn)品創(chuàng)新[8]，便提出不同的創(chuàng)新能力結構。如：創(chuàng)新能力被定義為包括成功創(chuàng)新的驅動因素，或影響組織管理創(chuàng)新能力的方面[9]，根據(jù)早期的文獻，這些方面包括實踐和技能[10]，思想管理的流程和工具[11]，外部信息來源[12]，個人知識的發(fā)展[13]，以及與目標的聯(lián)系[14]。創(chuàng)新投資理論研究表明，個體克服困境的意愿、成長發(fā)展的意愿、承擔風險的意愿等關鍵人格特質是構成創(chuàng)新能力的關鍵，其是由創(chuàng)新知識、創(chuàng)新智慧、創(chuàng)新思維、創(chuàng)新意識、創(chuàng)新動力組成的復雜統(tǒng)一體[15]。尼利（Neely）等人認為創(chuàng)新能力可以被描述為其產(chǎn)生創(chuàng)新產(chǎn)出的潛力，它是一個多方面的結構[16]。弗朗西斯（Francis）和比森特（Bessant）還得出結論，創(chuàng)新能力可能不是一套統(tǒng)一的屬性[17]。國外學者研究指出，創(chuàng)新能力是不同要素相互作用的結果，這些要素主要包括知識視野、創(chuàng)新意識和思維、創(chuàng)新技能和品質[18]。所有這些都意味著可能需要以不同的方式解釋不同類型的創(chuàng)新能力。

綜上，國內(nèi)外研究者對創(chuàng)新能力含義與結構的探究雖有分歧，卻一致表明：創(chuàng)新思維培養(yǎng)是創(chuàng)新能力培養(yǎng)的關鍵環(huán)節(jié)。創(chuàng)新人格、創(chuàng)新思維和創(chuàng)新實踐能力共同構成創(chuàng)新能力已得到國內(nèi)學者的普遍認可[19]。本研究將創(chuàng)新能力界定為創(chuàng)新主體在學習生活中建立并發(fā)展的相對穩(wěn)定的三種品質：思維、性格和實踐能力，三種創(chuàng)新品質有助于創(chuàng)新主體在環(huán)境中創(chuàng)造出獨特且具有價值的產(chǎn)品。

組織的生存發(fā)展與創(chuàng)新有著密不可分的聯(lián)系[3]。提高創(chuàng)新能力就意味著提高個體獲得可持續(xù)競爭的優(yōu)勢[20]。由此可見，創(chuàng)新能力培養(yǎng)對于個體和組織都有著至關重要的作用。許多學者認為，創(chuàng)新措施可以在兩個方面幫助個體：第一，基于客觀數(shù)據(jù)作出明智的決策；第二，幫助將目標和日常努力與近期和長期的創(chuàng)新目標相統(tǒng)一[21]。為了管理創(chuàng)新能力，它必須被加以衡量。如果以正確的方式進行測量，測量可以對許多事情產(chǎn)生積極的影響[22]。測量的重要性對于創(chuàng)新尤其重要，因為創(chuàng)新需要使一個基本的創(chuàng)造性過程清晰化[23]。因此，準確評估個體的創(chuàng)新能力非常重要。

目前，創(chuàng)新能力結構已得到國內(nèi)外學者的廣泛研究。吉爾福特研究表明，創(chuàng)新思維和創(chuàng)造人格共同構成創(chuàng)新能力，發(fā)散思維是創(chuàng)新思維的主要表現(xiàn)[24]，而創(chuàng)新型人格主要表現(xiàn)為高度的意識和獨立性、強烈的求知欲、強烈的好奇心、廣泛的知識、良好的觀察力、有條不紊、準確嚴謹、想象力豐富、直覺敏感、熱愛抽象思維、充滿幽默感、意志素質優(yōu)秀等特點，這些心理表征顯著影響著創(chuàng)新成果[25]。在此基礎上，國內(nèi)學者林崇德提出，創(chuàng)新能力是創(chuàng)新思維（智力因素）和創(chuàng)新人格（非智力因素）的總和[26]。

鐘柏昌等學者在其研究中將吉爾福特關于創(chuàng)新能力8個維度的劃分作為創(chuàng)新能力界定和測量的基本依據(jù)，這八個維度分別是：高自覺性和獨立性；高求知欲；強烈的好奇心；寬廣的知識面，富于觀察；追求理性、準確性與嚴格性；想象力豐富；有幽默感；意志品質出眾[27]。林勇認為創(chuàng)新包含著基礎、制作、思維想象、空間切換，以及差異化的工藝、材料、計算機設計軟件等實現(xiàn)手段[28]。

隨著眾多學科的融合發(fā)展，研究者發(fā)現(xiàn)，主觀層面解讀創(chuàng)新能力無法適應時代發(fā)展的需要。故從社會角度審視創(chuàng)新能力被研究者納入創(chuàng)新能力研究范疇，這是一種更具有系統(tǒng)性的研究范式，該范式更強調(diào)人是依賴于環(huán)境的有機體，因此，任何不將環(huán)境納入調(diào)查范圍的研究都是不全面、不完整的。所以，要認識人類的創(chuàng)新能力，就必須將它置于一定的社會情境之中，對創(chuàng)新能力的探究，只有在某些特定環(huán)境中場域中才能凸顯其意義和價值。換言之，創(chuàng)新能力在不同場域有不同表現(xiàn)。例如，本文的研究對象是師范生的創(chuàng)新能力，其評價標準明顯不同于其他個體創(chuàng)新能力。

師范生隸屬于大學生群體，其創(chuàng)新能力結構與大學生創(chuàng)新能力結構有著普遍聯(lián)系。已有研究表明，知識學習、創(chuàng)新思維、觀察能力、人際溝通、創(chuàng)新人格共同構成大學生創(chuàng)新能力[29]。創(chuàng)新能力可從創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)著手，從多學科知識與多培養(yǎng)途徑開展[30]。學界將思維定義為：主體創(chuàng)造新事物和新產(chǎn)品與創(chuàng)設新概念的能力，能具體表現(xiàn)主體的創(chuàng)造能力，將主體創(chuàng)造能力置于可操作空間，并對其物質化。人格則是主體個性傾向的心理特征總和。國內(nèi)外學者相關研究表明，對創(chuàng)新活動成功與否起主導作用的是創(chuàng)新人格，無創(chuàng)新人格，則談不上創(chuàng)新潛能的發(fā)揮。創(chuàng)新人格主要由包括意志力，觀察力，獨立性，幽默感，社會責任感等品質構成[31]。智慧則由生活能力、操作能力、學習和思考能力、社交能力、實踐能力等構成。

師范生并不見得僅包含著這些。如：師范生的學習中需要轉變角色，將個體自身作為教師去重新整合知識，還要將整合的知識傳授給別人，這是一個具有對個體間輸入和輸出的雙向過程。

我國高校對于師范生創(chuàng)新能力的培養(yǎng)進行了許多有益的嘗試，例如，鼓勵師范生積極參加課外社會實踐活動、改革考核方式，將創(chuàng)新融入教師測評體系、鼓勵學生參加課外科技創(chuàng)新活動等[32]。這些舉措雖然在師范生創(chuàng)新能力塑造中起到一定積極作用，但是并未真正以學生和學生的全面發(fā)展為核心，忽視了人才培養(yǎng)的主陣地——高校及其課堂教學在師范生創(chuàng)新能力培養(yǎng)中的關鍵作用。高校課堂是培養(yǎng)高質量、高水平的技術人才的重要場所，高校日常教學活動是提升包括創(chuàng)新能力在內(nèi)眾多學科素養(yǎng)的直接路徑。針對現(xiàn)階段高校對創(chuàng)新能力的理解還有待提高的基本現(xiàn)狀來看，進一步探索與分析師范生創(chuàng)新能力培養(yǎng)中存在的問題顯得尤為重要。

搜羅文獻發(fā)現(xiàn)目前關于師范生創(chuàng)新能力的問卷僅從單方面出發(fā)，如含設計、實施、監(jiān)控、評價和探究等方面的教學能力、信息化教學能力和實踐教學能力等方面，目前尚未形成一致的師范生創(chuàng)新能力問卷。本研究旨在構建貴州省高師院校師范生的創(chuàng)新能力理論概念模型，并以此編制貴州省高師院校師范生創(chuàng)新能力問卷。

綜合理論、研究文獻和質性研究的要素提取，并與352人訪談結果進行整合，本研究提出高師院校師范生創(chuàng)新能力問卷的理論結構，即從創(chuàng)新人格、創(chuàng)新思維、創(chuàng)新實踐能力三個一級指標考察高師院校師范生創(chuàng)新能力，如表1所示。

表1 師范生創(chuàng)新能力問卷的題源結構

三、方法與對象

（一）方法

使用社會統(tǒng)計軟件包（Statistical Product and Service Solutions，SPSS）SPSS28.0對回收的數(shù)據(jù)進行分析，檢驗其的信效度。為探索變量間的關系，再使用結構方程軟件（Advanced Mortar System，AMOS）對數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析，對結構方程模型進行驗證，通過模型確定實際數(shù)據(jù)的擬合程度。

（二）對象

在貴州省內(nèi)部分高師院校中隨機在線發(fā)放問卷628份，剔除網(wǎng)絡答卷用時低于120秒的答卷，剩余有效問卷578份，有效率為92.04%。參與答題樣本的人口統(tǒng)計學特征如表2所示。

表2 樣本的人口統(tǒng)計學特征

（三）問卷題項來源

問卷題項的來源包括對相關概念和理論的研讀和對樣本院校的學生及教師的訪談，以及參考中小學教師專業(yè)標準中的部分條目進行編制，初始量表共有38題，主要包括創(chuàng)新人格、教學實施能力、知識整合能力、跨學科知識能力、信息化技能、信息化意識、創(chuàng)新思維等7個方面。問卷采取5點計分；1～5分別表示為“完全不符”“基本不符”“不確定”“基本符合”“完全符合”。

（四）訪談與預試

使用初始問卷對本校40名學生展開預試，請他們標記出“闡述不明確的項目”“最沒有價值和意義的項目”，并補充“最有關聯(lián)卻被漏掉的項目”。對題目做出修改后進一步預測，最終形成包含34個題目的正式問卷。

四、量表結構的確定

（一）項目分析

將34個題目作為分析項，在因素分析前先進行項目分析，將問卷總得分的前后27%設為高分組和低分組，其中低于27%的分數(shù)為≤86，高于73%的分數(shù)為≥105，使用獨立樣本t檢驗高低兩組受試者在各項目平均數(shù)上的差異，將未達到顯著的題目除去（P＜0.05）。

結果發(fā)現(xiàn)，高低兩組對于問卷全體項目均達到0.01水平以上的顯著，且項目與總分相關度較好，表明34項均具有良好的區(qū)分能力，不需要刪除分析項。之后對34個項目進行檢驗統(tǒng)計量（Kaiser-Meyer-Olkin，KMO）值和巴特利特（Bartlett’s）球形檢驗，根據(jù)凱撒（Kaiser）（1974）的觀點，當KMO＜0.5時不宜進行因素分析，經(jīng)檢驗KMO=0.909，明顯大于0.5；Bartlett’s球形檢驗值為7 019.684，df=561，p=0.000＜0.001，意味著所測群體的相關矩陣間存在共同因素，可以開展因素分析。

（二）探索性因素分析

采用方差最大化正交旋轉將34個分析項，用主成分分析法提取特征根大于1的因素，34個項目可得到7個因子解，與初步設想一致。形成主成分特征圖，如圖1所示。

圖1 主成分特征碎石圖

從圖1可看到從第7個因子開始，數(shù)據(jù)呈相對平穩(wěn)趨勢。故決定提取前7個因子，7個因子方差累積貢獻率為55.694%，逐步刪除載荷量小的項目（載荷量小于0.4），確保任意項目至少在一個因素上的載荷量不小于0.4；同時檢測其共同性，刪除在兩個因素上的載荷量之差小于0.4的項目，具體結果如表3所示。

表3 各題項在所屬指標的因子載荷與共同度

如表3所示，所有分析項對應的共同度均大于0.4，說明各項目可以被有效提取。另外，7個因子的旋轉后累積方差貢獻率=55.694%（＞50%），說明各條目的信息量可以被有效提取。與此同時，檢驗因子和分析項的結構效度，發(fā)現(xiàn)各因子載荷系數(shù)均大于0.4，意味著問卷的結構效度良好。

（三）驗證性因子分析

將之前提取的7個有效因子，對34個條目進行驗證性因子分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）。分析之前對樣本量進行檢測，從樣本量（578）大于分析項數(shù)量的10倍可知樣本量適中。針對測量關系來看：項目6、項目7、項目14、項目1、項目4、項目17、項目2、項目27標準化載荷系數(shù)絕對值分別為0.587、0.442、0.505、0.469、0.512、0.521、0.506、0.557，均＜0.6，意味著測量關系較弱，可移除此測量關系后再次分析如表4所示。

表4 因子載荷系數(shù)

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多次嘗試后，再次移除標準化載荷系數(shù)絕對值＜0.6的項目5、項目10和項目19，最后保留23個有著較好測量關系的項目。采用皮爾遜相關與平方根值（AVE）檢驗問卷的區(qū)分效度如表5所示。

表5 問卷的區(qū)分效度（Pearson相關與AVE平方根值）

從表5發(fā)現(xiàn)所有因子的AVE平方根值均大于該因子與其他因子的相關系數(shù)絕對值。意味著因子之間均具有良好的區(qū)分度，說明問卷的區(qū)分效度良好。

對模型的擬合指標進行分析，結果如表6所示。

表6 模型擬合指標

從表6可以看出，模型的整體擬合情況良好（χ2=459.740,df=209,χ2/df=2200,FI=0.943,TLI=0.931），各題項的因子載荷在0.6～0.8之間；且各指標間存在顯著的相關（p＜0.05），相關系數(shù)大多在0.3～0.6之間，屬于中等強度的相關。

應用AMOS對數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析，路徑如圖2所示。

圖2 因子與分析項之間的路徑關系

因子（潛變量）與條目（顯變量/測量項）之間的相關關系即為因子載荷系數(shù)，發(fā)現(xiàn)因子與分析項之間的系數(shù)大多在0.3～0.8之間，說明路徑可靠。

（四）信度分析

使用驗證后的23個項目進行內(nèi)部一致性檢驗，各指標及總問卷的克朗巴哈系數(shù)(Cronbach’s α)均達到0.85以上，符合測量學要求。

如表7所示可以看出，內(nèi)部一致性系數(shù)應為0.877，大于0.8，可以說明研究數(shù)據(jù)信度較高。且“項已刪除的α系數(shù)”均大于0.3，表明刪除任意條目后，信度系數(shù)并不會有明顯的上升，說明數(shù)據(jù)的信度良好。

表7 Cronbach信度

五、討論

（一）理論模型構建反映貴州省師范生創(chuàng)新能力現(xiàn)狀

通過文獻分析和半結構化訪談構建的師范生創(chuàng)新能力理論模型，反映了當下學科素養(yǎng)理念下貴州省師范生創(chuàng)新能力的現(xiàn)狀，客觀地呈現(xiàn)出師范生創(chuàng)新能力的全貌，并以此審視學科素養(yǎng)與師范生創(chuàng)新能力培養(yǎng)的關系。在理論模型建構與問卷編制過程中，遵循心理測量學的要求，借鑒和吸收國內(nèi)外已有師范生創(chuàng)新能力模型的合理成分，在其基礎上增加了學科素養(yǎng)理念下師范生創(chuàng)新能力表現(xiàn)的不同樣態(tài)，并進行本土化指標測量，更切實地反映貴州省師范生創(chuàng)新能力現(xiàn)狀。

（二）類型劃分及測量指標的選擇

本研究在文獻分析和半結構化訪談基礎上，編制了師范生創(chuàng)新能力初始問卷。經(jīng)過經(jīng)項目分析、探索性因子分析以及驗證性因子分析篩選出23個條目，分屬于創(chuàng)新人格、創(chuàng)新實踐能力、創(chuàng)新思維3個一階因子和個性心理、個性傾向、教學實施能力、知識整合能力、信息化技能、創(chuàng)新理念和創(chuàng)新方法7個二階因子。在以往師范生創(chuàng)新能力問卷關于創(chuàng)新人格與創(chuàng)新思維的探討中可以看出，該問卷與以往問卷相比，指標更具體、更全面、更具有可操作性，同時體現(xiàn)了本土化特征。

分析結果表明，總量表及各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.85以上，具有良好的信度。各題項的因子載荷在0.6～0.8之間，整體擬合情況良好。相關系數(shù)在0.3～0.6之間，呈中等強度的顯著相關。說明因子之間既有一定的聯(lián)系又相互獨立，表明問卷的結構效度良好。

（三）問卷的呈現(xiàn)與使用

首先，問卷的呈現(xiàn)。一方面，問卷題目較為精簡，共含23個項目，可有效避免學生由于答題時間造成回收問卷數(shù)據(jù)失真情況，提高數(shù)據(jù)的真實性。另一方面，問卷中所有題目均體現(xiàn)學科素養(yǎng)下師范生創(chuàng)新能力的共性特點，涉及問題的具體內(nèi)容符合師范生認知特點。

其次，問卷的使用。問卷反映貴州師范生本土化實際，有助于貴州省師范院校監(jiān)控與診斷師范生創(chuàng)新能力的培養(yǎng)現(xiàn)狀與培養(yǎng)過程，僅限于貴州省部分師范學院的在校大學生使用。

六、結語

本研究從“創(chuàng)新能力”概念出發(fā)，構建了貴州省高師院校師范生的創(chuàng)新能力問卷。問卷具有良好的效度和信度。從建構的結果來看，問卷包含七個要素：自身的個性心理，生活中的個性傾向，教學中的教學實施能力，跨學科的知識整合能力，具備的信息化技能，自身的創(chuàng)新理念，過程中的創(chuàng)新方法。該構成既包含過程性也包含特征性。問卷可為師范院校提供師范生能力相關的教學診斷。

研究中仍然存在需要改進的不足之處。樣本僅限于貴州省部分師范學院的在校大學生，受到客觀條件的限制，并未對貴州省所有師范院校問卷進行多次重復測量，還需要改進和完善。