师范生心理资本与创新能力倾向的关系研究

唐 川

(福建幼儿师范高等专科学校，福建 福州 350007)

0 引言

在“创新驱动发展战略”背景下，培养创新型师范生成为普通高等师范院校教育改革与发展的重要目标。提高创新意识、增强创新能力，是师范生创新教育的首要任务。在实际培养过程中，创新能力倾向是形成创新能力的前置条件，影响着创新能力成长的阈限。[1]师范生创新能力倾向是师范生在高校和社会环境中，经过长期知识学习、实践训练后，形成的影响创新活动能力的特质因素。The Conference Board of Canada认为创新能力倾向包括思维倾向、风险倾向、联系倾向和实施倾向。[2]需要注意的是，它不是师范生既有现实条件，而是获取创新知识和技能的可能性或潜力程度[3]，是创新能力产生的基础。创新能力倾向愈强，师范生提升创新能力的潜在可能性就愈大。

查阅文献后发现，国外学术界对创新能力倾向的研究成果比较丰富，但是研究对象大多集中在工作者群体，缺乏对师范生创新能力倾向的关注。20世纪90年代，国外学术界在寻求解决经济学问题的过程中，首次提出了心理资本的概念。之后，经过众多学者不断丰富完善，逐渐形成较为统一的认识。例如，Fred Luthans认为心理资本是“可开发”“可测量”的积极心理发展状态。[4]在对心理资本有效挖掘和培养的前提下，个体的行为绩效会出现显著的提升。近年来，国内部分学者拓展心理资本的研究范围，将大学生群体作为特定对象，探索心理资本对创新行为和创新能力的影响效应。[5]但是，研究者们探讨大学生心理资本影响创新能力的文章相对较少，尤其针对师范生的创新能力倾向研究更为缺乏。大部分研究表明心理资本对大学生创新能力具有正向预测作用。柯江林、郭蕾的研究表明大学生心理资本在预测创新行为过程中表现出明显的正向效应。[6]王华、王敏、王卫卿的研究认为提升心理资本有助于增强创新意愿,开发创新潜力,强化创新行为。[7]刘贤伟和马永红认为心理资本对持续创新能力具有显著效应。[8]石变梅、陈劲的研究结果表明心理资本对大学生创新思维具有正向预测功能。[9]张宝芳的研究证明大学生心理资本通过对创新探索、实践、构想等方面的正向作用，积极影响创新行为的发生。[10]

以上研究成果表明，心理资本在特定的环境中，能够对大学生创新思维、探索冒险、联系构想、实践行为等创新能力倾向发挥明显作用，显著提升大学生创新能力。因此，笔者认为师范生心理资本对创新能力倾向具有积极的影响作用，提出以下三个假设：

假设1(H1)：师范生心理资本与创新能力倾向在人口统计学特征上存在显著差异；

假设2(H2)：师范生心理资本与创新能力倾向存在显著相关关系；

假设3(H3)：师范生心理资本对创新能力倾向存在显著预测作用。

1 研究设计

1.1 研究对象

由于师范生属于同质性人群，因此在福建省四所普通高等师范本科院校中，分别按照年级和专业学科随机抽取1200名在校师范生为调查对象，发放问卷进行调查。回收剔除含有错误信息和填写不规范的无效问卷后，剩余1153份，有效率为96.08%。

表1 被试师范生的人口学特征

1.2 研究工具

本研究在前期访谈调研、专家咨询、参考权威专家编制量表的基础上，自行设计《师范生心理资本与创新能力倾向调查问卷》，包括师范生个人基本信息、师范生心理资本测评量表、师范生创新能力倾向测验量表三大部分。

1.2.1 师范生心理资本测评量表

在对Fred Luthans编制的《Psychological Capital Gauge(PCG)》进行修订的基础上，自行设计《师范生心理资本测评量表》。该量表包括46个题项，分为积极情感、坚韧品质、情绪智力、感恩情感、学习效能感、知识共享感、创新效能感、模糊容忍度八个因子。以 Likert五级标准作为量表评分方法，“1”表示“根本不符合”，“2”表示“不符合”，“3”表示“不好确定”，“4”表示“符合”，“5”表示“完全符合”，得分越高说明师范生心理资本水平越高。研究中，量表的Cronbach’s a1pha系数为0.97，Guttman Split-Ha1f系数为0.94。积极情感、坚韧品质、情绪智力、感恩情感、学习效能感、知识共享感、创新效能感、模糊容忍度八个因子的Cronbach’s alpha系数分别为0.92、0.91、0.95、0.93、0.95、0.94、0.96、0.92；Guttman Split-Ha1f系数分别为0.88、0.83、0.90、0.89、0.91、0.93、0.91、0.90。量表和各因子的信度检验系数均大于0.70，说明量表和各因子的信度水平高，符合实施测试和数据分析的要求。此外，采用探索因素分析法检验结构效度，结果显示，师范生心理资本测评量表的KMO值为0.93，Bart1e球体检验P为0.00。量表KMO值大于0.70，Bart1e球体检验的显著性概率小于0.05，说明师范生心理资本测评量表的结构效度水平高，符合开展因子分析的要求。

1.2.2 师范生创新能力倾向测验量表

在参考The Conference Board of Canada编制的《创新能力倾向测验量表(GISAT)》的基础上进行修订，自行设计《师范生创新能力倾向测验量表》。量表由54个题项构成，分为思维分析、关联构建、风险管理、执行落实四个因子。以 Likert五级标准作为量表评分方法，“1”表示“根本不符合”，“2”表示“不符合”，“3”表示“不好确定”，“4”表示“符合”，“5”表示“完全符合”，得分越高，说明师范生创新能力倾向越强。研究中，量表的Cronbach’s a1pha系数为0.97，Guttman Sp1it-Ha1f系数为0.95。思维分析、 关联构建、 风险管理、执行落实四个因子的 Cronbach’s a1pha系数分别为0.98、0.95、0.99、0.98；Guttman Sp1it-Ha1f系数分别为0.95、0.91、0.98、0.96。量表和各因子的信度检验系数均大于0.70，说明量表和各因子的信度水平高，符合实施测试和数据分析的要求。此外，采用探索因素分析法检验结构效度，结果显示，师范生创新能力倾向测验量表的KMO值为0.81，Bart1e球体检验P为0.00。量表KMO值大于0.70，Bartle球体检验的显著性概率小于0.05，说明师范生创新能力倾向测验量表的结构效度水平高，符合开展因子分析的要求。

为建立较高水平内容效度和准则效度，在问卷设计前通过广泛查阅文献，开展大量深度访谈，征求专家意见后改编相关权威量表，并实施预调研与修正后开发完成。由于事先未知详细影响因素，故选择探索性因子分析确定两个量表的影响因子。首先选定主成分为分析方法，然后基于特征值大于 1 的因子提取，最后运用最大方差法旋转输出。结果显示，师范生心理资本与创新能力倾向调查问卷的两个量表中项目在对应因子载荷值均大于 0.50。同时，师范生心理资本可以比较清晰地解释为积极情感、坚韧品质、情绪智力、感恩情感、学习效能感、知识共享感、创新效能感、模糊容忍度八个因素结构；师范生创新能力倾向可以通过思维分析、关联构建、风险管理、执行落实四个因子来解释。其中，师范生心理资本测评量表中八个因子的总方差解释提取载荷平方和累计率为80.87%，师范生创新能力倾向测验量表中四个因子的总方差解释提取载荷平方和累计率为 91.15%。这表明，师范生心理资本与创新能力倾向调查问卷信效度水平高，整体和部分结构均表现稳定，具备实施大规模实证调查研究的条件。

1.3 数据统计与分析方法

选择SPSS26.0软件录入调查数据并进行处理分析。对师范生的性别、学科类别、年级、加入学生组织、团学干部、创业经历(或准备创业)、课业负担、兼职经历八项指标有序量化。然后采用独立样本T检验分析二元指标对师范生心理资本和创新能力倾向是否存在显著性影响，采用单因素ANOVA检验分析多元指标对师范生心理资本和创新能力倾向是否存在显著性影响。在利用Pearson相关系数进行师范生心理资本及因子与创新能力倾向及因子之间相关分析的基础上，通过回归分析探讨师范生心理资本及因子对创新能力倾向的预测作用。

2 研究结果与分析

2.1 描述性统计分析

调查问卷以Likert五级标准作为量表评分方法，其得分中值为3.00分。其中，师范生心理资本的得分平均值为3.73，标准差为0.52。在八个因子中，得分平均值最高的是学习效能感，为3.86；最低的是模糊容忍度，为3.48。积极情感、坚韧品质、情绪智力、感恩情感、知识共享感、创新效能感六个因子得分平均值分别为3.70、3.66、3.72、3.85、3.83、3.74，八个因子的得分标准差在0.58～0.66之间，这说明师范生心理资本处于中等水平(见表2)。另外，师范生创新能力倾向的得分平均值为3.76，标准差为0.53。在四个因子中，得分平均值最高的是关联构建，为3.87；最低的是思维分析，为3.62。风险管理和执行落实的得分平均值为3.68和3.76。四个因子的得分标准差在0.56～0.58之间，这说明师范生创新能力倾向处于中等水平(见表3)。

表2 师范生心理资本及各因子测量结果

表3 师范生创新能力倾向及各因子测量结果

2.2 人口统计变量的差异性分析

采用独立样本T检验，判断人口统计变量中性别、是否加入学生组织、是否担任团学干部、有无创业经历或准备创业四项指标对师范生心理资本和创新能力倾向是否存在显著影响，分析结果见表4。师范生的性别因素在心理资本和创新能力倾向上表现的差异性不显著，但性别差异对师范生心理资本的感恩情感、模糊容忍度两个因子与创新能力倾向的思维分析和关联构建因子上的影响存在着显著性差异；有无加入学生组织、有无担任团学干部、有无创业经历或准备创业在师范生心理资本等八个因子和师范生创新能力倾向等四个因子上存在显著性差异。

表4 师范生心理资本、创新能力倾向在性别等人口统计变量的差异性分析(t值)

采用单因素ANOVA检验，判断学科类别、年级、课业负担、校外兼职经历四项指标对师范生心理资本和创新能力倾向是否存在显著影响，分析结果见表5。除了模糊容忍度因子外，不同学科类别在师范生心理资本水平等七个因子和师范生创新能力倾向等四个因子上均存在显著性差异。不同年级在师范生心理资本和创新能力上的差异性不显著，但在心理资本的积极情感、坚韧品质、模糊容忍度三个因子和创新能力倾向的思维分析、风险管理两个因子上存在显著性差异。不同的课业负担在师范生心理资本及八个因子和创新能力倾向及四个因子上均存在显著性差异。除了情绪智力、创新效能感、模糊容忍度三个因子外，不同的校外兼职经历在师范生心理资本及五个因子和创新能力倾向及四个因子上均存在显著性差异。

表5 师范生心理资本、创新能力倾向在学科类别等人口统计变量的差异性分析(F值)

2.3 相关分析

师范生心理资本能否增强师范生创新能力倾向，对师范生创新能力培养能否取得实效具有关键作用。 研究中，对于师范生心理资本与创新能力倾向之间的相关性，运用Pearson 相关系数分析法进行考察(见表6)。结果显示，师范生心理资本的八个因子与创新能力倾向及其四个因子的两两相关系数集中在0.63～0.90之间，且显著性概率P均小于0.01，呈现极显著正相关，说明师范生心理资本的八个因子得分越高，创新能力倾向及其四个因子的得分就越高。同时，师范生心理资本与创新能力倾向及思维分析、风险管理、关联构建、执行落实四个因子的相关系数分别为 0.91、0.88、0.86、0.86、0.86，且显著性概率P均小于 0.01，呈现极显著正相关，说明师范生心理资本得分越高，创新能力倾向及四个因子上的得分就越高。

表6 师范生心理资本及各因子与创新能力倾向及各因子相关性分析

2.4 回归分析

以师范生心理资本及各因子与创新能力倾向及各因子的相关分析结果为依据进行回归分析，以创新能力倾向为因变量，心理资本的积极情感、坚韧品质、情绪智力、感恩情感、学习效能感、知识共享感、创新效能感、模糊容忍度八个因子为自变量建立回归模型。结果显示，模型的R2为0.85，拟合优度良好；总体检验F值为812.54，Sig<0.01，回归模型中师范生心理资本各因子与创新能力倾向之间的线性关系显著。 积极情感、坚韧品质、情绪智力、感恩情感、学习效能感、知识共享感、创新效能感、模糊容忍度的Beta系数均大于0，分别为0.04、0.06、0.07、0.18、0.07、0.08、0.38、0.09，表明八个因子对创新能力倾向的影响表现为正向作用。同时，积极情感、坚韧品质、情绪智力、感恩情感、学习效能感、知识共享感、创新效能感、模糊容忍度回归系数的显著性概率Sig均小于0.05，分别为0.00、0.02、0.01、0.00、0.04、0.02、0.00、0.00，这表明师范生心理资本的八个因子之间存在显著相关性，回归模型有效。结合表7分析结果，回归方程表示为：师范生创新能力倾向=0.32+0.04×积极情感+0.06×坚韧品质+0.07×情绪智力+0.18×感恩情感+0.07×学习效能感+0.08×知识共享感+0.38×创新效能感+0.09×模糊容忍度。

表7 师范生心理资本各因子与创新能力倾向间回归分析

3 讨论

3.1 师范生心理资本和创新能力倾向在人口统计学变量上的差异

性别差异对心理资本和创新能力倾向的影响虽不显著，但在心理资本的感恩情感、模糊容忍度和创新能力倾向的思维分析、关联构建因子上存在显著差异，表现为女师范生的感恩情感水平、关联构建能力显著高于男师范生，模糊容忍度、思维分析能力显著低于男师范生。究其原因，个体发展与社会环境是造成男女师范生思维方式、情感模式、态度倾向差异的主要因素。相较而言，女生的心理成熟时间早，加之社会环境给予的持家定位，导致女生更易表现出宽容感恩、细致认真的特质。

具有加入学生组织、担任团学干部、创业经历(或打算创业)的师范生的心理资本水平和创新能力倾向显著高于没有这些经历的师范生。固定/长期兼职的师范生心理资本水平最高，创新能力倾向最强；临时/短期兼职的师范生次之；从未有过兼职的师范生心理资本水平最低，创新能力倾向最弱。这与陈慧慧[11]关于大学生心理资本与创新创业的相关研究结论相一致。无论是在校内参与公共事务，还是在校外开展创业实践都能有效锻炼学生的综合能力，积累分析处理问题的经验，促进心理资本水平和创新能力倾向的增强。

在学科类别方面，经过LSD假定等方差事后比较表明，艺体类学科的师范生心理资本水平和创新能力倾向均最高。这主要是由师范生的教育模式差异引起的，艺体类师范生在培养过程中，更多接受具体、直接的感性训练，在面对问题时必须快速做出反应，倾向于采取灵活处理方式加以解决。此外，随着年级的不断升高，师范生在思想认识、文化知识、实践经验等方面逐渐成熟。在开展任务的过程中，与低年级相比，高年级师范生表现出更强积极情感、坚韧品质，更大的模糊容忍度，更明显的思维分析和风险管理倾向。同时，自我感觉课业负担压力很大的师范生心理资本水平更高，创新能力倾向更强。这表明适度的压力是激发个体的积极心理因素和创新驱动力重要因素。结合访谈资料，可以看出外界压力与自我感知越相近越能显著影响心理资本积累和创新能力倾向强化。

3.2 师范生心理资本与创新能力倾向的关系

数据分析结果显示：师范生的心理资本及各因子与创新能力倾向及各因子得分均呈显著正相关，即师范生心理资本水平越高，创新能力倾向就越强。回归分析结果表明：心理资本的八个因子能够联合预测师范生创新能力倾向85%的变异量，其中“创新自我效能感”因子对创新能力倾向的预测力最高，解释量为80.4%。综合结果说明，心理资本水平越高，创新自我效能感越强，当在创新素质培养过程遇到困难时，能更加准确分辨负面因素，有效调试心理状态，从实际出发认识问题的症结，寻找积极的解决途径，更好地调整思维分析和风险管理模式，优化的关联构建和执行落实行为，促进问题和困难的解决，进而产生更强的突破创新动力，逐步形成更高水平的创新能力倾向。

4 结论与建议

4.1 结论

1.师范生心理资本处于中等水平，创新能力倾向均值不高，标准差较大，两者在人口统计学特征上均存在显著差异。

2.师范生心理资本及因子与创新能力倾向及其因子均呈现极显著正相关。

3.师范生心理资本及因子能够正向预测创新能力倾向,对创新能力倾向各因子也具有正向预测作用。

4.2 建议

1.优化师范生心理健康教育体系，提升心理资本培育与积累的实效性。第一，高等师范院校应充分认识心理资本对创新型人才培养的显著影响和重要作用，加强顶层设计，健全心理健康教育制度，建立切实可行的制度措施。[12]第二，构建以校、院(系)、年级、班级、宿舍为层级，心理健康教育工作小组、心理教研室、心理咨询室为依托，咨询热线、心理网站、援助邮箱、预警平台等为抓手的立体化、全覆盖教育网络。第三，充分发挥教师专业资源优势，配备专兼职结合的心理健康教育师资队伍。同时，大力提高教师心理健康教育水平，积极运用心理学知识辅助专业教学和实践指导。[13]第四，合理设置心理健康教育课程数量，推动心理健康教育“第二课堂”建设，协调心理健康教育理论教学与课外实践比例。第五，增强朋辈互助意识，组建朋辈互助教育队伍，建立培训和激励机制，强化朋辈互助教育联动作用。[14]

2.推进心理健康教育和创新教育相融合，构建多元化师范生创新能力培养模式。第一，注重在创新教育全过程广泛引入心理发展、心理疏导、心理咨询、危机预防等心理健康教育内容，聚焦心理资本与创新能力倾向的核心要素，深度融合专业课程体系，形成培育合力，强化创新能力倾向。第二，大力营造创新文化氛围，挖掘积极心理元素丰富创新文化环境，利用浸润式教育提高创新能力培养质量。第三，扶持创新型社团建设，补充规范化课堂教育，引导社团开展“发散式”“体验式”“联动式”“融合式”的创新心理训练，激发师范生创新能力提升内在动力。第四，鼓励师范生加入学生组织，参与社会工作，适度兼职、创业，勇于在多种平台尝试创新想法，挑战未知难题。

5 结语

本研究以师范生心理资本及其因子为自变量，创新能力倾向为因变量，探究了两者及其因子两两间相关性以及心理资本对创新能力倾向的预测作用，拓宽了师范生心理资本的研究范围，丰富了师范生创新能力倾向的研究。但是本研究自行编制《师范生创新能力倾向测验量表》，设定因子界定为思维分析、风险管理、关联构建、执行落实四个方面，可能忽略了其他潜在因子的作用，值得进一步深入研究。