創意角色認定、工作動機及創造力教學技巧與創意教學行為關係之研究

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 185 教育科學研究期刊 第六十一卷第二期 2016 年，61（2），185-211 doi:10.6209/JORIES.2016.61(2).07

創意角色認定、工作動機及創造力教學技巧

與創意教學行為關係之研究

蕭佳純

*

王佩雯

國立臺南大學 教育經營與管理研究所 國立臺南大學 教育學系

摘要

本研究以臺南市國民小學教師作為研究樣本進行分析，採用問卷調查方式，總計回收 34 所學校，共 331 份有效問卷，使用結構方程模式（structural equation modeling, SEM）進行結 構模式之檢測並探討各變項間的關係。根據研究結果，獲致以下主要結論：創意角色認定、 工作動機以及創造力教學技巧對創意教學行為有正向的直接影響之外，創造力教學技巧在創 意角色認定與創意教學行為以及工作動機與創意教學行為間具有中介效果。而工作動機在創 意角色認定與創意教學行為間具有中介效果，更重要的是，創意角色認定會透過工作動機的 中介，再透過創造力教學技巧的中介而對創意教學行為產生間接效果。根據上述結果，本研 究提出具體建議為：直接效果中以工作動機的影響力較大，但是在間接效果中，仍是在創意 角色認定、創造力教學技巧及創意教學的關係中扮演著重要的中介角色，所以，若強化教師 的創意角色認定，並提升其工作動機以及增進其創造力教學技巧等能力，將可促進教師創意 教學行為的展現。 關鍵詞：工作動機、創造力教學技巧、創意角色認定、創意教學行為 通訊作者：蕭佳純，E-mail: 3687108@yahoo.com.tw 收稿日期：2014/09/30；修正日期：2015/03/03、2015/05/25；接受日期：2015/07/18。

186 創意教學行為之研究 蕭佳純、王佩雯

壹、研究背景重要性

教育當局愈來愈重視推行教師創意教學，且社會大眾對於教師須從舊式傳統思維中走出 的期望亦愈來愈高漲（陳玉樹、莊閔喬，2010），其中，創意教學是近年來國內、外教育改革 的主要內涵（林碧芳、趙長寧、邱皓政，2010）。過去教師們長期依賴官方教材進行授課教學， 但經多次教育改革之後，勢必會「不一樣」、勢必會產生一定的轉變，這也是在歷經多次教育 改革之後，所可能會產生的結果。因應此種轉變，教師除了具備應有的專業度：「課程統整的 能力」及「課程設計的能力」之外，同樣地亦應強調教師須主動培養「創意思維」，且必須展 現其「創意表現之能力」於教學課程中。因此，瞭解影響教師創意教學的因素有其必要性與 重要性。本研究在探究影響創意教學行為的有關因素中，討論的變項有創意角色認定、工作 動機以及創造力教學技巧。當教師必須改變過去那種僵化性的教學方式，在個人的角色定位 認定上必定需要有新一層面的認識，Farmer、Tierney 與 Kung（2003）認為，當個體對角色認 定（role identity）愈加重視則愈能夠表現出與角色一致的行為，且教師的角色認同感也會影 響其工作行為表現（吳和堂、鐘明翰，2011；陳玉樹、莊閔喬，2010；顏弘欽，2013），換 言之，在進行創意教學之前，教師也應對「創意」具有角色認定，所以，討論創意角色認定 與創意教學行為間的關係為本研究的目的之一。「工作動機」則是本文的另一個討論重點， Amabile（1996）認為個人能否產生「創意」有三個有關因素，分別為：內在動機、領域相關 技能及創造力相關技能，其中以「內在動機」為最重要的要素。Sternberg 與 Lubart（1995） 亦認為動機是維持個體從事創意活動並終能產生創意成果的重要因素。林偉文（2006）、林碧 芳與邱皓政（2008）則以教師教學福樂經驗、接受挑戰與開放經驗作為內在動機的衡量依據， 研究結果顯示，教師的教師教學福樂經驗、樂於接受挑戰與開放經驗愈高，則有較高的創意 教學行為表現。因此，討論工作動機與創意教學行為間的關係則為本研究目的之二。本研究 另探討創造力教學技巧，Amabile 於 1996 年在個人創造力成分模式上就明白指出，「創意技 能」是指個體喜愛在工作領域中，用新的觀點來看待相同事物，且能透過解決問題的能力進 而產生新奇而有用的點子或創意技巧，無獨有偶地，Csikszentmihalyi（1996）則在系統模式中 強調創意技能對創造力是有正向影響力，且當領域相關技能的知識愈加豐富，個人愈有可能 對新問題有創新的見解（Torrance, 2004; Zhao & Zhao, 2010）。對教師而言，與教學有關的創 意技能即創造力教學技巧，所以，分析創造力教學技巧與創意教學間的關聯為本研究之目的 三。

過去在探討創意教學行為的影響因素中，有些研究者探討角色認定對於創意行為的影響 （徐瑋玲、鄭伯壎，2003；Callero, 1985; Farmer et al., 2003; Markus & Wurf, 1987）。教師自 身的角色認定若能理解自己身為教師的責任與價值，則他也會願意透過各種方式來強化教師

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 187 本身的教學技能，例如：「提升創造力意向」、「增進創造力教學技巧與能力」等創造力教 學技巧，使之能反省自身教學、打破封閉的個人主義，進而與同儕互動、分享，激盪出更具 有創意、更多元的教學意向。由此可知，角色認定可提升創造力教學技巧，換言之，創意角 色認定可透過創造力教學技巧的中介而對創意教學產生間接影響。所以，分析創造力教學技 巧的中介角色則為本研究之目的四。整合上述學者所言，教師除了要有強大的內在動力來支 撐之外，對自我本身的角色有一定的使命感、認定感亦是必需的，因為如此方能理解自己身 為教師的責任與價值。並且在教師個人的正向角色成長轉化之下，也許會在歷程中產生福樂 經驗、願意接受挑戰、產生高度自我效能感的工作動機，以及願意去提升教學巧思及教學技 能，如：願意接受挑戰，願意打破個人主義、能反省自身教學以及能與同儕互動、分享，彼 此激盪出更具有創意的教學行為，所以，分析角色認定如何透過工作動機的中介而對創意教 學產生影響，以及工作動機透過創造力教學技巧的中介對創意教學所產生的間接影響則為本 研究之目的五、六。 在教師個人角色的成長轉化之下，也許可能會導引出新的教學巧思、提升教師的創造力 意向，以及增進其創造力教學技巧與能力，進而能夠展現其創意教學行為之表現，舉凡如： 會提供多種例證以引發學生觸類旁通；以小組的方式或者腦力激盪的方式來鼓勵學生合作學 習、討論與分享；會提供多元解答並示範如何從不同的角度來看待問題等。所以創意角色認 定是否會透過工作動機、創造力教學技巧的中介而對創意教學產生影響，此乃為本研究欲探 討之目的七。綜合以上可知，教師能保有創意教學行為是很重要的，而教師對自我的創意角 色認定、工作動機的認同程度，以及創造力教學技巧在教學過程中所扮演的角色與功能實在 是不容小覷。然而，綜合上述變項的討論可知，雖然不同學者提出有關上述三個變項與創意 教學之間一對一的關聯，但鮮少有研究綜合討論上述變項之創意間的結構關係。尤其本研究 關心的是，除了上述變項與創意教學行為的直接關聯之外，更欲透過結構方程模式瞭解變項 之間的結構關係，亦即以整體的角度來探討角色認定、工作動機、創造力教學技巧對創意教 學行為的直接與間接效果，而這也是過去研究未觸及之處，亦凸顯本研究的價值。

貳、文獻探討與假設推導

一、創意角色認定與創意教學行為之關聯

「創意教學」是發展並運用新奇的、原創性的或創新性的教學方法（林偉文，2011；林碧 芳等，2010；張世彗，2011；蕭智真、陳儷勻，2006），陳玉樹與胡夢鯨（2008）認為創意教 學就是教師創造力的展現。林偉文（2011）則提出，創意教學並非只是新奇、有趣的教學活動， 而是教師能運用這樣的方式讓學生能夠有更深度的學習，並培養帶得走的能力。本研究認為 「創意教學」是一種新奇、新穎的教學方式，且若能有效地施行將對學子有莫大的助益。

188 創意教學行為之研究 蕭佳純、王佩雯 根據 Katz（1964）的組織行為理論，組織成員在組織中的工作表現行為包含「角色內行 為」（in-role behavior）以及「角色外行為」（extra-role behavior）。Stryker 表示，當個體對 角色認定愈重視，愈能夠表現出與角色一致的行為（Farmer et al., 2003）。所以，對於社會組 織中的角色扮演者而言，瞭解他人對其角色之期望與認定極為重要，且想像他人對我的期許 則是角色者「認定」他人對自己的看法與期待。林振春與秦秀蘭（2011）則提出角色是一個人 在團體中，依其地位所擔負的責任或所展現的行為，它是一種與特定地位具有相關聯性的期 望行為。基於此，本研究在探討創意教學行為的影響因素時，就不能忽視角色認定的重要性， 換言之，就不能忽視知覺他人角色期待以及結合自身對角色的知覺期待。由上述可知，角色 認定之內涵以探討他人期待以及自我期待為主，特別是人與人之間的互動及情感，更會影響 到個人的行為表現程度，換言之，當個體的期待認同感是高的，也將有助於其在行為上的表 現。因此，本研究認為當教師能對自己的創意角色產生認定時，將有可能表現出有關創意角 色應該扮演的行為。也就是說，所謂的創意角色認定指的是，教師是否認為自己在教學過程 中，具備著創意教學的認定。 根據 Knowles、Holton 與 Swanson（2005）的觀點認為，各種教學行為和態度就是各種不 同教學者角色的展現，教學者的教學行為決定於教學者對於角色的認知，因此，教學者的角 色認定和行為是密不可分的，換句話說，角色和行為就是一體兩面。時代的變遷與教育的革 新，促使教師的工作角色變得更為多元（顏弘欽，2013），傳統對於教師的工作要求，大多聚 焦在教學任務的執行上，而現代對於教師的角色期待，除了教學工作之外，教師特質、專業 發展與創意教學等面向亦日益受到重視（郭丁熒，2006）。揆諸探討教師角色認定與創意教學 行為，陳玉樹與莊閔喬（2010）針對高中、職教師進行研究，結果指出創意角色個人認定會 對創意教學行為產生正向的影響，此研究結果亦與 Jaussi、Randel 與 Dionne（2007）的研究結 果一致。吳和堂與鐘明翰（2011）則是針對國小實習教師為研究對象，其研究結果指出愈能認 清自己的角色，愈有助於工作投入與專業成長。綜覽以上文獻探討可知，教師角色認定是會 影響到教師教學行為，以此類推，教師對於創意的角色認定應會正向影響創意教學行為。爰 此，本研究發展假設一：教師的創意角色認定能正向影響創意教學行為。

二、工作動機與創意教學行為之關聯

Amabile（1996）認為影響個人能否產生「創意」的有關因素分別為：工作動機、領域相 關技能及創造力相關技能等三面向，其中以「工作動機」最重要；Sternberg 與 Lubart（1995） 認為，「工作動機」是維持個體從事創意活動並終能產生創意成果的重要因素。林碧芳與邱皓 政（2008）以「福樂經驗」、「樂於接受挑戰與開放經驗」為依據，研究結果顯示，教師的「福 樂經驗」、「樂於接受挑戰與開放經驗」愈高，則有較高的「創意教學行為表現」。鄭英耀、李 育嘉與劉昆夏（2008）則針對績優教師進行研究，結果指出工作動機是創意表現不可或缺的

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 189 重要元素，換言之，工作動機的提升是可以正向影響創意教學行為的展現。陳聰文與鍾舒萍 （2009）則是以國中教師為研究對象，研究結果指出「重視酬賞，追求表現」對於創意教學 有正相關和預測力，且教師的教學動機愈高，其創意教學的表現也愈佳，因而個體仍需仰賴 高度的工作動機，才能促使創意教學的發生。張雨霖、陳學志與徐芝君（2010）以國中教師 進行研究，研究結果指出工作動機中的教學自我效能感對教學行為是具有顯著的正向預測 力。綜合上述學者所言，無論是理論或實證研究皆顯示出，「工作動機」確實是有利於創意教 學行為的表現（張雨霖等，2010；Amabile, 1996; Sternberg & Lubart, 1995）。爰此，本研究發 展假設二：工作動機能正向影響教師的創意教學行為。

三、創造力教學技巧與創意教學行為之關聯

Amabile（1996）指出，創意技能是指個體喜愛在工作領域中，用新的觀點看待相同的事 物與解決問題的能力，進而產生新奇而有用的點子或創意技巧。Csikszentmihalyi（1996）從演 化的觀點出發，提出個人、領域、學門的創造力系統理論（three-pronged systems model of creativity），當領域相關技能的知識愈加豐富，個人愈有可能對新問題有創新的見解，換句話 說，當對某件事物瞭解得愈多，具備的相關知識愈多時，則對於思考能力方面會有相當大的 助益，例如：能從多方面及不同方向的角度來考量，變通性也會顯得愈大等，這些都對「創 意教學」有著相當大的影響力（Torrance, 2004; Zhao & Zhao, 2010）。

吳家碧（2012）以高中體育教師為研究對象，研究結果指出，體育專業能力對創意教學 的主動性與行動性具有直接的影響，換句話說，體育專業能力的提升，有助於創意教學的提 升。顏弘欽（2013）針對國民小學教師為研究對象，研究結果指出，相關專業能力包含教學 技巧能力能有效促進教師在工作角色行為的展現。劉奕禎、盧瑞山與侯堂盛（2013）則針對 國、高中體育教師進行研究，研究結果亦顯示，教師要不斷地更新資訊與學習教學技巧，才 能提升教學行為的展現。從以上學者的研究可發現，直接討論創造力教學技巧與創意教學行 為關聯的研究付之闕如，但合理推論的是，若教師能運用各種新奇的、原創的、活潑的教學 方法、策略與素材，則能提升其自身的創造力教學表現。爰此，本研究發展假設三：教師的 創造力教學技巧能正向提升創意教學行為。

四、創造力教學技巧的中介效果

若教師因角色認定的認知而願意去提升創造力意向、增進創造力技巧與能力，透過這樣 的一個過程可能有助於教師能更好好地去理解課程、解讀課程，進而激發創意教學行為。林 生傳（2007）針對教師進行研究，其研究結果指出，教師除了要確立以及在教學過程中隨時 調整自己的教學角色之外，更須因時制宜，不斷革新或變化其教學方式，如可透過實驗、小 組活動、角色扮演、創意實作等等多樣化的創造力教學技巧，以提升自我的創意教學行為。 陳昭儀與李雪菱（2013）則以小學教師為研究對象，研究結果指出，教師若能正視自我教師

190 創意教學行為之研究 蕭佳純、王佩雯 的角色，瞭解邁向轉型課程時，必須將生活課本裡的課題與多元文化創造力教學相融合，並 靈巧地運用一些創造力教學策略，使能有利於創意教學行為的展現。綜覽以上文獻探討可知， 若教師自身的角色認定能理解自己身為教師的責任與價值，願意透過各種方式強化教師的教 學技能，使之反省自身教學，打破封閉的個人主義，進而與同儕互動、分享，激盪出更具有 創意、更多元的教學意向，如此，在教師個人的角色成長轉化之下也許可能會引發教學巧思、 提升教師本身的創造力意向，以及增進其創造力教學技巧與能力，進而能夠展現其創意教學 行為，舉凡如：願意與學生或同事互相討論、有主動解決問題的能力等。換言之，創意角色 認定可提升創造力教學技巧，亦可進一步提高創意教學行為，爰此，本研究發展假設四：角 色認定可透過創造力教學技巧的中介對創意教學行為產生間接影響。 Amabile（1989）曾以「煮一鍋好湯」來比喻創意的展現：「一鍋好湯需要好的湯頭、美 味配料與煮湯的熊熊烈火。」所謂好的湯頭即是指「領域知識」，美味配料是指「創造思考 技法與工作上所需要的技術」，熊熊烈火就是所謂的「內在動機」。Csikszentmihalyi 和 Wolfe （2000）也提出，工作動機的產生是需要挑戰與技能的平衡；鄭英耀等（2008）則以科展績 優教師為研究對象，研究結果指出，當教師願意去挑戰主動營造一種新的教學感受，藉由教 學方法與技巧的創新，例如：蒐集很多有趣的事物，或是自己創造出可引起學生動機的媒介 等，這都有利於教師創意教學行為的展現，由此可知，若教師具有工作動機，則可能會進一 步發展創造力教學技巧以利於創意教學的產生。綜合上述學者所言，教師若要發揮教學創意 是需要不斷檢視自己行動與目標之間的差距，且為了拉近行動與目標之間的差距，教師會啟 動創意歷程，以解決所遭遇的問題，因而產生創意的教學行為；相反的，如果一位教師本身 對工作就提不起勁兒、規避挑戰性的任務、不會對自己的教學進行省思、不願意去提升創造 力意象和創造力技巧與能力，只願意維持舊有的教學模式，在教學上不做任何的變化與改變， 也就比較不會出現創意教學行為。由此可知，創造力教學技巧除了可能在角色認定與創意教 學間扮演著中介效果外，也可能在工作動機與創意教學間也扮演著中介角色，爰此，本研究 發展假設五：工作動機可透過創造力教學技巧的中介對創意教學行為產生間接影響。

五、工作動機的中介效果

過去在探討創意教學行為的影響因素中，有些研究者是以探討角色認定對於創意行為的 影響（徐瑋玲、鄭伯壎，2003；Callero, 1985; Farmer et al., 2003; Markus & Wurf, 1987），也 有一些研究者認為動機才是創意展現的重要元素，如：Sternberg 與 Lubart（1995）認為，「內 在動機」是維持個體從事創意活動並終能產生創意成果的重要因素。另外，也有一些研究者 認為教師的創意教學技巧亦是影響教師創意教學行為的因素之一（鄭英耀、王文中，2002； Csikszentmihalyi, 1990; Feldhusen, 1995; Johnson, 2002; Ward, Smith, & Finke, 1999; Zhou & Oldham, 2001）。Amabile 指出，個體只要缺乏主動性的內在動機，便難有創造力以及創意行為

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 191 的展現（李堅萍、游光昭、朱益賢，2008）。教師面對工作中所帶來的挑戰，由克服挑戰中不 斷的成長，這樣的角色認定也是促使教師維持工作動機的重要因素之一。教學是一個充滿挑 戰性的工作，教師是否具有創意的角色認定，並發揮潛能與創意解決困境，進而產生樂在其 中的福樂經驗、高度自我效能、願意接受挑戰性任務，可能就是教師是否能持續不斷從事創 意教學的重要動力，也就是說，若教師創意角色認定程度高，則他可能也會透過高度的工作 動機而產生創意教學。 李亦芳（2009）針對體育教師進行研究，研究結果發現，工作中的挑戰性是角色認同的 核心，也是專業成長的主要動力，因此除了教師的角色認定度，透過勇於接受外在挑戰，提 升工作動機，更能有利於創意教學行為的正向展現。吳和堂與鍾明翰（2011）以國小實習教師 為研究對象，研究結果指出，工作動機對角色知覺與專業成長而言，具有中介效果，換句話 說，角色知覺是透過工作動機來影響專業成長。蔡俊傑、劉威德與羅鴻仁（2012）針對高職 教師進行研究，研究結果指出，教師在認定好自己的角色後，能夠在經歷教學挑戰與組織變 革中成長與茁壯，且能夠樂意去嘗試新的教材、新的教法或新的工作方式，不僅能帶給學校 組織有很大的進步機會與空間，也可以提升自己在教學行為上的表現。因此，可見教師若能 積極正向地意識到教師創意角色的重要性，透過工作動機的中介，對工作能全心投入，創造 力教學技巧才能有所展現。教學是一項充滿挑戰性的工作，教師是否能面對這些挑戰，並發 揮潛能與創意解決困境，進而產生樂在其中的福樂經驗、高度自我效能、願意接受挑戰性任 務，可能就是教師是否能持續不斷從事創意教學的重要動力，因此，本研究假設若身處於某 一個角色能意識到工作的重要性，則一定會有某種程度以上的工作投入，進而激發其工作表 現。爰此，本研究發展假設六：角色認定可透過工作動機的中介對創造力教學技巧產生間接 影響。 本研究認為在施行創意的歷程中充滿許多無法預期的阻力，且在創意教學的投資上仍需 要長時期的努力與投注很多的精力及資源在其中，因此教師除了需要有強大的內在動力來支 持之外，也需要對自我本身的角色有一定的使命感、認定感，方能理解自己身為教師的責任 與價值，也才會願意透過各種方式來強化教師個人的創意教學技巧，如：願意接受挑戰，願 意打破個人主義、能反省自身教學以及能與同儕互動、分享，激盪出更具有創意、更多元的 教學意象等，如此一來，在教師個人的角色成長轉化之下也許可能會因工作動機產生福樂經 驗、願意接受挑戰、進而提升教師本身的創造力意向，及增進其創造力教學技巧與能力，最 後展現其創意教學行為成果。因此，綜合上述以及本研究所發展的假設四、五、六，本研究 續發展假設七為：角色認定可透過工作動機、創造力教學技巧的中介而對創意教學行為產生 間接影響。

192 創意教學行為之研究 蕭佳純、王佩雯 λy12 λy22 λy32 λy42 λy52 λx12 λx22 λx32

參、研究設計

一、研究架構

本研究架構如圖 1 所示。 圖1. 研究架構

二、研究對象

本研究之研究對象為國小教師，取樣範圍限制在臺南地區。選擇國小教師而非各級教師 的原因在於，各級教師所教授的對象不同，創意教學的內涵也會有所差異，為避免增加變異 來源，因此僅選擇國小教師。且創意教學的最大受益對象乃是學生的創造力，既然創造力教 育應自小扎根，那麼選擇國小教師就有其重要性。取樣方式依學校規模大小採取分層立意抽 樣，也就是分別以電話詢問願意配合填答的學校，其中大規模學校（學校班級數 25 班以上） β1 ε3 ε4 ε5 ε6 創意教 學行為 互相 討論 心胸 開放 問題 解決 多元 教學 自主 學習 _ε7 ζ2 r2 r1 r3 r4 ε1 ε2 提升創造力 意向 增進創造力 技巧與能力 λy11 λy21 創造力 教學技巧 r5 ζ1 δ4 δ5 δ6 接受 挑戰 工作 動機 自我 效能 福樂 經驗 自我 形象 自我 創造力 δ1 λx11 λx21 角色 認定 創新 體現 λx31 δ3 δ2

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 193 有 17 所；中規模學校（13-24 班）有 12 所；小規模學校（12 班以下）有 11 所，所以本研究 針對 40 所學校發出問卷，每校再依年級、班級數隨機抽樣 6 至 18 位教師不等（小規模學校 每兩個年級抽一位；中規模學校每年級一位；大規模學校每年級兩位）。有 34 所學校協助進 行調查，共有 331 位教師，回收問卷經資料分析後未發現有作答不完整及不確實者，因此合 計有效樣本回收率為 82.75%。

三、研究工具

（一）創意角色認定量表

創意角色認定係指教師基於知覺他人創意期待與知覺自我的創意行為之觀點而形成。惟 本研究將創意角色認定視為單一構面，並採用 Jaussi 等（2007）之量表，以「在一般情形下， 我的創造力是『自我形象』的重要組成部分」、「我的創造力是『我是誰』的一個重要組成 部分」、「我勇於創新的能力是『我是誰』的重要體現」等三題，來衡量教師對其創意角色 認定之看法。本研究使用 Likert 六點量表進行測量。得分愈高，代表教師的創意角色認定程度 愈高。經一階驗證性因素分析後得 SRMR、GFI 分別為 .014、 .99 均達到理想標準；RMSEA ＝ .044，顯示此構念之效度達適配水準。在增值適配度方面，適配度指數 NFI、NNFI、CFI、 IFI、RFI 指標值分別為 .99、 .99、 .98、 .99、 .98，皆在 .90 的標準以上，其內部一致性係 數 Cronbach’s α 值為 .88，表示信度亦佳。以上資料顯示本量表的理論模式與觀察資料的整體 適配度達到理想標準，亦即此工具的效度部分符應聚斂效度的要求。

（二）工作動機量表

本研究所使用的工作動機量表乃使用蕭佳純（2011）所編製的教學內在動機量表。此測 驗共包含三個分量表：其中自我效能以「我知道如何將專業知識與技能應用於教學中」、「我 對自己的教學領域或科目充滿著熱愛」等六題衡量；接受挑戰則以「我樂於接受對我而言是 全新的經驗」、「問題愈複雜，我愈樂於嘗試去解決它」等六題衡量；福樂經驗則是以「教 學工作讓我覺得很有趣、很投入」、「我對自己的教學領域或科目充滿著熱愛」等六題衡量， 並以 Likert 六點量表進行測量，得分愈高，代表教師的工作動機程度愈高。經二階驗證性因 素分析後得 NFI、NNFI、CFI、IFI、RFI 指標值依序分別為 .94、 .94、 .95、 .95、 .93，皆 在 .90 的理想標準以上，RMSEA＝ .041，表示本研究在相對適配指標部分的適配情形極佳， 在精簡適配度指標方面，本研究的 PNFI 值與 PGFI 值分別依序為 .81 與 .55，皆在 .50 的理 想標準以上，顯示此構念之效度達適配水準，而各分量表與總量表的內部一致性係數 Cronbach’s α值為 .90、 .89、 .93、 .97，表示信度亦佳。以上資料顯示本量表的理論模式與 觀察資料的整體適配度達到理想標準，亦即此工具的效度部分符應聚斂效度的要求。

194 創意教學行為之研究 蕭佳純、王佩雯

（三）創造力教學技巧量表

本研究所使用的創造力教學技巧量表乃參考蕭佳純（2012）的創造力教學技巧量表，此 測驗共包含兩個分量表：其中提升創造力意向意指「包含使學生專注於所從事的工作或討論、 給予思考時間、接受學生各種不同的反應、提供成功經驗、給予提示、提供回饋、監控討論 過程及營造具有建設性的學習環境」，共有八題。而增進創造力技能則指「包含幫助學生建立 思考架構、發展基模導向策略、發問開放性問題、發問延伸性問題、要求學生反省其思考、 提供練習的機會、實施小組討論與合作學習及使用定錨教學」，共有七題。故此測驗共計有 15 題。本研究使用 Likert 六點量表進行測量，得分愈高，代表教師創造力教學技巧的表現程度愈 高。經二階驗證性因素分析後得 NFI、NNFI、CFI、IFI、RFI 指標值分別依序為 .93、 .92、 .93、 .93、 .91，皆在 .90 理想標準以上，RMSEA＝ .039，表示本研究在相對適配指標部分 的適配情形良好，在精簡適配指標方面，PNFI 值與 PGFI 值分別為 .78 與 .51，皆在 .50 理想 標準以上，顯示此構念之效度達適配水準，而各分量表與總量表的內部一致性係數 Cronbach’s α 值為 .92、 .91、 .96，表示信度亦佳。以上資料顯示本量表的理論模式與觀察資料的整體 適配度達到理想標準，亦即此工具的效度部分符應聚斂效度的要求。

（四）創意教學行為量表

本研究所採用的創意教學行為量表係採用黃惠君與葉玉珠（2008）所共同編製的創意教 學行為量表，此量表主要目的在測量教師自評其在教學中所展現之創意行為的程度，共包含 五個分量表：互動討論三題，例如「我常會安排自我引導的學習活動，以激發學生主動學習 的意願」；心胸開放三題，例如「我通常會接受學生所提出觀點，並鼓勵他們進一步驗證觀點」； 問題解決五題，例如「我常會運用小組討論、腦力激盪等方式來引發學生新奇的想法」；多元 教學三題，例如「我常會規劃一些主題來發展學生的分析及綜合能力」，以及自主學習六題， 例如「我常會利用社會上或教室中的偶發事件來進行機會教育，以促進學生應變與適應的能 力」，並使用 Likert 六點量表進行測量，得分愈高，代表教師的創意教學行為表現程度愈高。 經驗證性因素分析後得 NFI、NNFI、CFI、IFI、RFI 指標值分別依序為 .93、 .92、 .93、 .93、 .91， 皆在 .90 理想標準以上，RMSEA＝ .035，表示本研究在相對適配指標部分的適配情形良好， 在精簡適配指標方面，PNFI 值與 PGFI 值分別為 .78 與 .51，皆在 .50 理想標準以上，顯示此 構 念 之 效 度 達 適 配 水 準 ， 而 各 分 量 表 與 總 量 表 的 內 部 一 致 性 係 數 Cronbach’s α 值 為 .92、 .91、 .96、 .92、 .93、 .97 表示信度亦佳。以上資料顯示本量表的理論模式與觀察 資料的整體適配度達到理想標準，亦即此工具的效度部分符應聚斂效度的要求。 當採用測量模式的適配度考驗後，若各項指標符合標準，即可說具有聚歛效度，以上四 個分量表的分析正可顯見本研究工具符應聚斂效度的要求。至於區辨效度部分，根據李茂能 （2009）的建議，各構念內的平均變異抽取量（average variance extracted, AVE）大於各構念

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 195 間的決定係數或相關係數，表示具有區辨效度。本研究潛在變項的 AVE 值皆大於各構念間的 相關係數，顯示本研究測量模式的各構念間具有區辨效度。

肆、研究分析與結果討論

本研究經由前述文獻發展出國小教師之創意教學行為參數模式架構，接著再進一步利用 結構方程模式的方法來驗證理論模型。從表 1 得知，各觀察變數間相關係數有偏高的傾向， 但經由共線性分析得知，VIF 皆介於 2.025 至 7.126 之間，未大於 10，因此皆未違反共線性考 驗，符合基本適配指標的理想標準。且本研究各觀察變項偏態絕對值在 0.081 到 0.524 之間， 峰度絕對值在 0.044 到 1.073 之間，此結果代表本研究所調查得來的資料偏態及峰度對常態分 配的估計法影響不大。因此，本研究選用最大概似法（Maximum Likelihood）來估計模式的參 數。此外，在潛在因素測量值的計算部分，為了瞭解各個潛在變項的觀察變項之權重是否相 等，才可進行加總平均為一指標變項，所以本研究也進行了測量恆等性分析中的平均數結構 CFA，經分析後的各平均數模型之適配指標皆達標準，且各指標變項的負荷量亦相當接近，因 此推論權重應為相等，故本研究在潛在因素測量值的分數處理乃採用加總平均以進行後續分 析的證據較為明確。以下依據陳正昌、程炳林、陳新豐與劉子鍵（2009）之看法，進行基本 適配度、整體模式適配度及內在結構適配度的分析。

一、模式適配度評鑑

（一）基本適配度考驗

從表 2 得知 X 變項的測量誤差（δ1～δ6）、Y 變項的測量誤差（ε1～ε7），以及潛在依變項 的殘差（ζ1～ζ2）標準化參數估計值介於 .10～ .38 之間，符合「不能有負的誤差變異」，而誤 差變異的 t 值介於 4.40～11.33 之間，符合「誤差變異必須達到顯著水準」的適配標準。另一 部分，潛在變項及觀察變項之間的因素負荷量（λx11～λy52）介於 .86～ .95 之間，符合 .50 以 上、 .95 以下的標準，且再觀察其他標準，全部估計參數的標準誤介於 0.02～0.32 之間，符 合「不能有太大的標準誤」。由以上分析結果顯示，該模式符合基本適配考驗，因此本研究進 一步分析整體模式適配標準與模式內在結構適配度。

（二）整體模式適配度考驗

整體模式適配度主要在評量整個模式與觀察資料的適配程度，其檢定方面，陳正昌等 （2009）在整理過去的相關研究後，將整體模式適配度區分為絕對適配指標（absolute fit indices）、相對適配指標（relative fit indices）及精簡適配指標（parsimonious fit indices）等三 方面。而本研究即依據此三方面對模式的整體適配情形加以探討。

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 197 表 2 估計參數顯著性考驗及係數摘要 參數 標準化參數 _估計值 標準誤 t值 參數 標準化參數 _估計值 標準誤 t值 λx11 λx21 λx31 λx12 .91 .95 .79 .87 0.08 0.07 0.32 － 20.86* 22.25* 16.82* － δ1 δ2 δ3 δ4 .17 .10 .38 .24 0.07 0.06 1.56 0.01 7.01* 4.40* 11.31* 10.06* λx22 .90 0.03 22.94* δ5 .19 0.01 9.03* λx32 λy11 λy21 λy12 λy22 λy32 λy42 λy52 γ1 γ2 γ3 γ4 γ5 β1 .91 .86 .92 .91 .89 .92 .87 .91 .10 .49 .09 .76 .29 .44 0.03 － 0.03 － 0.10 0.02 0.15 0.03 0.03 0.06 0.04 0.06 0.06 0.06 23.56* － 21.01* － 25.89* 28.60* 24.45* 27.53* 3.51* 8.71* 1.99* 13.77* 4.93* 7.80* δ6 ε1 ε2 ε3 ε4 ε5 ε6 ε7 ζ1 ζ2 .17 .27 .15 .16 .21 .16 .25 .18 .38 .15 0.01 0.01 0.01 0.29 0.17 0.01 0.39 0.01 0.05 0.02 8.38* 9.08* 5.46* 10.28* 11.00* 10.12* 11.33* 10.52* 7.78* 7.51* 註：－表示該參數對應的觀察變項作為參照指標，故無須估計。 *p ＜ .05. 在絕對適配度考驗的部分，χ2_{＝375.45，df＝59，p＝ .000，達顯著水準，並未符合 p 值} 應大於 .05 之理想標準，顯示必須拒絕理論模式與觀察資料適配之假設；χ2_{值比率為 375.45/59} ＝6.364，亦未符合小於 3 之適配標準，表示本研究所提出之理論模式與觀察資料未達到適配； SRMR為 .053，稍不符合低於 .05 之標準。由上述可知，在絕對適配指標部分，並未完全符 合理想標準。鑑於 χ2_{值亦受樣本人數之影響（余民寧，2006；Hair, Anderson, Tatham, & Black,} 1998），當樣本數愈大時，會造成 χ2值變大而容易達到顯著，若樣本數大於 200 人，則應再考 量其他各項適配度指標作為判斷依據（余民寧，2006）。而本研究有效樣本數為 331 人，若僅 由 χ2_{值來進行評判，實無法判斷整體模式是否達到適配，故需再參考其他適配指標；其次，} 關於 SRMR 之討論，由於其值所反映的是殘差的大小，愈小則表示模式的適配愈佳（陳正昌

198 創意教學行為之研究 蕭佳純、王佩雯 等，2009），惟適配與否之判斷數值迄今仍看法各異，有學者認為小於 .10 即可（Kline, 2005）， 但多數學者皆以 .05 為判斷依據（余民寧，2006；吳明隆，2011；陳正昌等，2009；Hair et al., 1998），而本研究之 SRMR 值為 .053，略大於 .05，但遠小於 .10 之標準，因此應在合理範圍 內。 在相對適配指標方面，NFI、NNFI、CFI、IFI、RFI 係理論模式與獨立模式（也就是各變 項間完全無關）比較後的適配程度，其判定標準均為 .90 以上（陳正昌等，2009）。而本研究 的 NFI、NNFI、CFI、IFI、RFI 指標值分別為 .96、 .95、 .97、 .97、 .95，皆在 .90 理想標 準以上，表示本研究在相對適配指標部分的適配情形良好。在精簡適配指標方面，PNFI 值與 PGFI值為理論模式是否精簡的指標值，其判別標準為 .50 以上（陳正昌等，2009）。而本研 究的 PNFI 值與 PGFI 值分別為 .73 與 .55，皆在 .50 理想標準以上；本研究量表之 AIC 指數 為 453.14，雖然大於飽和模式之 182.00，但卻比獨立模式 AIC 的值 9,314.15 要小很多，符合 理論模式的 AIC 必須小於獨立模式的 AIC 之標準。綜合以上，顯示本研究在精簡適配指標部 分的適配情形良好。

（三）內在結構適配度考驗

內在結構適配度可說是模式的內在品質，本研究依據陳正昌等（2009）的觀點，由個別 項目信度、潛在變項的組合信度、潛在變項的平均變異抽取及估計參數的顯著性考驗等方面 來進行模式的內在品質評估。由表 3 可知全部的參數皆達顯著水準，個別項目信度介於 .62 到 .90 之間，皆符合 .50 以上的標準。接著，潛在變項的組合信度介於 .937 到 .992 之間， 皆高於 .60 的標準；潛在變項之平均抽取變異量介於 .783 到 .808 之間，皆符合 .50 的標準。 整體而言，本研究之創意教學行為結構模式具有良好的內在品質。 表 3 模式參數估計考驗與內在品質考驗 因素 標準化參數_估計值 標準誤 t值 個別項目_信度 潛在變項之 _組合信度 平均抽取 _變異量 創意角色認定 1. 自我形象 2. 自我創造力 .91 .95 0.08 0.07 20.86* 22.25* .83 .90 3. 創新體現 .79 0.32 16.82* .62 .937 .783 創造力教學技巧 4. 提升創造力意象 5. 增進創造力教學技巧 .86 .92 － 0.03 － 21.01* .73 .85 .991 .790 （續）

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 199 表 3 模式參數估計考驗與內在品質考驗（續） 因素 標準化參數_估計值 標準誤 t值 個別項目_信度 潛在變項之 _組合信度 平均抽取 _變異量 工作動機 6. 福樂經驗 7. 接受挑戰 8. 自我效能 .87 .90 .91 － 0.03 0.03 － 22.94* 23.56* .76 .81 .83 .992 .800 創意教學行為 9. 互動討論 10. 心胸開放 11. 問題解決 12. 多元學習 13. 自主學習 .91 .89 .92 .87 .91 － 0.10 0.02 0.15 0.03 － 25.89* 28.60* 24.45* 27.53* .84 .79 .84 .75 .82 .985 .808 註：－表示該參數對應的觀察變項作為參照指標，故無須估計。 *p ＜ .05.

二、模式各潛在變項間效果

圖 2 為模式中各變項間的直接效果，即模式中所估計的參數，而各項效果值則整理於表 4。 圖2. 研究結果 *p ＜ .05. .44* .76* .49* .27 .15 提升創造力 意象 增進創造力 技巧與能力 .86* .92* .24 .19 .17 接受 挑戰 自我 效能 .29* 福樂 經驗 .87* .90* .91* .89* .87* .21 .16 .25 心胸 開放 問題 解決 多元 教學 自主 學習 _.18 .15 .91* .92* .91* .91* .95* 自我 形象 自我 創造力 .17 .10 .10* .09* 創造力 教學技巧 .38 創新 體現 .79* .38 工作 動機 .16 互動 討論 角色 認定 創意教 學行為

200 創意教學行為之研究 蕭佳純、王佩雯 表 4 模式效果整理 潛在變項→潛在變項 直接效果 間接效果 全體效果 創意角色認定→創意教學行為 .10* － .10* 工作動機→創意教學行為 .49* － .49* 創造力教學技巧→創意教學行為 .44* － .44* 創意角色認定→工作動機 .29* － .29* 創意角色認定→創造力教學技巧 .09* － .09* 工作動機→創造力教學技巧 .76* － .76* 創意角色認定→創造力教學教巧→創意教學行為 .10* .04* .14* 工作動機→創造力教學技巧→創意教學行為 .49* .33* .82* 創意角色認定→工作動機→創意教學行為 .10* .14* .24* 創意角色認定→工作動機→創造力教學技巧→ 創意教學行為 .10* .10* .20* *p ＜ .05.

（一）創意教學行為之結構模式

由圖 2 及表 4 可知，在直接效果的部分，創意角色認定對於工作動機（效果值為 .29）、 創造力教學技巧（效果值為 .09），以及創意教學行為（效果值為 .10）具有顯著的直接影響。 至於間接效果的部分，創意角色認定會透過創造力教學技巧對創意教學行為產生間接效果 （效果值為 .04），其對創意教學行為的全體效果值為 .14；創意角色認定會透過工作動機對 創意教學行為產生間接效果（效果值為 .14），其對創意教學行為的全體效果為 .24；創意角 色認定亦會透過工作動機、創造力教學技巧等對創意教學行為產生間接效果（效果值 為 .10），其對創意教學行為的全體效果為 .20。工作動機對創造力教學技巧（效果值為 .76）、 創意教學行為（效果值為 .49）具有顯著的直接影響。至於間接效果的部分，工作動機會透過 創造力教學技巧對創意教學行為產生間接效果（效果值為 .33），其對創意教學行為的全體效 果值為 .82。創造力教學技巧對創意教學行為（效果值為 .44）具有顯著的直接影響。 整體效果的分析顯示，創意角色認定、工作動機以及創造力教學技巧對於創意教學行為 的影響皆達顯著水準，且係數都為正值，表示創意角色認定、工作動機以及創造力教學技巧 能正向影響創意教學行為，亦代表當教師在創意角色認定的認定程度愈良好、工作動機的程 度愈高、創造力教學技巧的表現程度愈良好時，其創意教學行為表現會愈高，此分析結果 與前述的研究，如吳家碧（2012）、林振春與秦秀蘭（2011）、張雨霖等（2010）、陳玉樹與 莊閔喬（2010）、陳聰文與鍾舒萍（2009）、劉奕禎等（2013）相符。且這些影響除了可透過 直接效果之外，創意角色認定對創意教學行為的路徑還可透過創造力教學技巧的中介效果而

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 201 對創意教學行為產生正向影響，亦可透過工作動機的中介效果而對創意教學行為產生間接影 響，更可同時透過工作動機與創造力教學技巧等中介效果對創意教學行為產生間接影響。這 也是本研究與過去研究極大不同之處，因過去研究較少討論上述變項的中介角色，透過本研 究證實了工作動機與創造力教學技巧的中介效果。更值得注意的是，創意角色認定透過工作 動機對創意教學行為中介所產生的間接效果大於直接效果，表示學校教師的創意角色認定雖 然重要，但透過工作動機所產生的間接效果更值得重視。且若以創意角色認定與工作動機來 看，工作動機透過創造力教學中介比角色認定透過創造力教學技巧中介所產生的間接效果 大。此研究結果試圖從一個整體的觀點，來檢驗各變項對於創意教學行為的影響，換句話說， 要讓教師有創意的思維，首先教師一定要認知創意教學的重要性，因此教師本身一定要有足 夠的角色認知，瞭解創意及創造力是重要的，再來則是要有願意接受挑戰的決心、對於自我 教學要深具信心以及秉持著理念才能提升自我的效能感，進而從教學中去找出快樂感、滿足 感，以提升自我的工作動機，才願意付諸實行的實踐力，藉由同儕觀摩、自主學習、參與研 習講座等，以提升自我的專業知能，進而將所學完全投注在教學中，將更顯著於加深創意教 學行為的展現。 而在潛在變項殘差的部分，創造力教學技巧的殘差變異量（ζ1）為 .38，亦即表示創造力 教學技巧可被創意角色認定、工作動機解釋的總變異量為 62%；創意教學行為的殘差變異量 （ζ2）為 .15，表示創意教學行為可以被創意角色認定、工作動機、創造力教學技巧解釋的總 變異量為 85%。而對創意教學行為的直接效果值來說，創意角色認定、工作動機、創造力教 學技巧等三個變項中，以工作動機的直接影響效果最大（標準化效果值為 .49，t 值為 8.71）， 其次為創造力教學技巧（標準化效果值為 .44，t 值為 7.80），而創意角色認定的直接影響效果 最小（標準化效果值為 .10，t 值為 3.51）。

（二）創意教學行為之測量模式

本研究的創意角色認定是單一層面的潛在變項，以三題來衡量之，分別為自我形象、自 我創造力及創新體現，其直接效果依序為 .91、 .95、 .79，亦即可解釋的變異量為 83%、90% 與 62%，其中以自我創造力對創意角色認定的影響最大，為較佳的觀察變項。而工作動機則 涵蓋福樂經驗、接受挑戰及自我效能等三項指標，其直接效果依序分別為 .87、 .90、 .91， 亦即可解釋的變異量為 76%、81%及 83%，其中以自我效能對工作動機的影響最大，為較佳 的觀察變項。而至於創造力教學技巧則包含：提升創造力意象、增進創造力教學技巧與能力， 其直接效果依序為 .86、 .92，亦即可解釋的變異量為 73%、85%，其中以增進創造力教學技 巧與能力對創造力教學技巧的影響最大，為較佳的觀察變項。最後在創意教學行為的指標方 面則包含：互動討論、心胸開放、問題解決、多元教學、自主學習，其直接效果依序分別 為 .91、 .89、 .92、 .87、 .91，亦即可解釋的變異量為 84%、79%、84%、75%、82%，其 中以問題解決對創意教學行為的影響最大，為較佳的觀察變項。

202 創意教學行為之研究 蕭佳純、王佩雯

伍、結論與建議

本研究以 331 位國小教師為研究樣本進行分析，以瞭解創意角色認定、工作動機及創造 力教學技巧對創意教學行為的直接影響，以及創意角色認定透過創造力教學技巧的中介、工 作動機透過創造力教學技巧的中介，和創意角色認定透過工作動機與創造力教學技巧的中介 對創意教學行為所造成的間接影響，並以結構方程模式加以檢驗。以下綜合討論假設之檢驗 結果。

一、創意教學行為之結構模式結論

（一）創意角色認定、工作動機、創造力教學技巧對創意教學行為有正向直接影響

研究結果發現，公立國民小學教師創意角色認定、工作動機、創造力教學技巧對創意教 學行為有正向直接影響效果，本研究的假設一、二、三成立，也就是說公立國民小學教師創 意角色認定、工作動機、創造力教學技巧會對創意教學行為產生正向的影響。由此可知，當 教師對角色認定愈加重視時，愈能表現出與角色認定一致的行為，或是教師個人知覺其社會 地位應符合本身期待時，也能展現出更多符合要求的工作行為，所以當創意角色認定感愈高， 愈能夠正向影響創意教學行為的表現。且當教師擁有較高的工作動機時，將使得他更有信心 去完成某一項任務，若能讓教師在教學中感受到創意教學是一種快樂的事情，使其在教學過 程中能樂在其中、投入忘我樂於接受挑戰，在教學與生活中保持開放的態度，願意去接受不 同的經驗與挑戰，對教師的創意教學行為應是具有相當重要的影響。此外，在課堂中教師所 使用的創造力教學技巧都是為了達成創意教學的目標，而教育的革新就在於教師專業的建 立，要打破傳統的教學方法，首先須致力於教學技巧的變革，所以教師應累積提升創造力意 向及增進創造技巧與能力，將有助於其創意教學行為的表現。

（二）創造力教學技巧在創意角色認定與創意教學行為及工作動機與創意教學行為

間具有中介效果

研究結果發現，公立國民小學教師創意角色認定會透過創造力教學技巧，以及工作動機也 會透過創造力教學技巧的中介而對創意教學行為有間接的影響效果（效果值為 .04、 .33），且 工作動機透過創造力教學技巧中介路徑的影響效果較大，本研究的假設四、五成立。教師創 意角色的認定雖然重要，但更能透過教學技巧的調整而有創造力教學技巧，能形成其教育創 新的條件，最終達成其創意教學行為的目標，這也是教師在教育職場上的一大課題。此外， 在討論影響創意教學行為的因素中，除了個體的工作動機以外，創造力相關技能也是一個很 重要的影響因素，而本研究亦證實了，工作動機能透過創造力教學技巧進而影響創意教學行 為的表現，也就是說，創造力三成分理論中變項的徑路關係將更為明確。

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 203

（三）工作動機、創造力教學技巧等會在創意角色認定與創意教學行為間具有中介

效果

研究結果發現，公立國民小學教師創意角色認定會透過工作動機對創意教學行為有間接 的影響效果（效果值為 .14），且創意角色認定還會再進一步透過工作動機與創造力教學技巧 等中介變項對創意教學行為產生影響效果（效果值為 .10），本研究的假設六、七成立。要讓 教師有創意的思維，首先教師一定要認知創意教學的重要性，因此教師本身一定要有足夠的 角色認知，瞭解創意及創造力是重要的，再來則是要有願意接受挑戰的決心，對於自我教學 要深具信心，以及秉持著理念才能提升自我的效能感，進而從教學中去找出快樂感、滿足感， 以提升自我的工作動機，才能願意付諸實行的實踐力，藉由同儕觀摩、自主學習、參與研習 講座等，以提升自我的創造力教學技巧與專業知能，進而將所學完全投注在教學中，以更顯 著於加深創意教學行為的展現。

二、對國小教師創意教學之具體建議

（一）強化教師創意角色認定的程度，並提升教師的創造力教學技巧，以促進教師

創意教學行為的展現

本研究結果發現，教師創意角色認定透過創造力教學技巧影響教師創意教學行為的表現 比單單只有創意角色認定對創意教學行為的正向影響效果還要來得大。過去很多文獻都認 為，提升教師創意角色認定是必要的，本研究亦認可此說法，因為本研究亦證實了創意角色 認定確實能正向影響創意教學行為的表現，然而，從本研究的結構模式探討中可發現，創造 力教學技巧是一個不可不討論的中介變項，因此除了提升教師的創意角色認定程度之外，增 進教師的創造力教學技巧也是非常重要的一環。 因此本研究建議，除了強化教師能瞭解創造力是一個非常重要的組成部分之外，也必須 讓教師去體現、落實創造力，且當教師有一定的創意角色認定程度之後再提升他們的創造力 教學技巧，例如：教師可在課堂中利用舉例或說明，抑或是比較的教學方式而讓學生能專注 於學習內容、教師也可試著以課堂分組的方式進行腦力激盪，鼓勵學生去合作學習以及共同 討論與分享，而教師對於學生的提問，應適當地提供多元的解答方式，且最好還能夠示範如 何從不同的角度去看待問題、鼓勵教師去設計一些和課程有關的問題解決情境，以培養學生 問題解決的知識與能力，或者是教師也可依照學生的資質與能力去設計或者指派適合他的練 習題或作業等方式，都將有利於促進教師在創意教學行為上的表現能更加發揮。因此，強化 教師的創意角色認定程度並提升教師的創造力教學技巧而促進創意教學行為的展現是可以做 到的。

204 創意教學行為之研究 蕭佳純、王佩雯

（二）強化教師工作動機，並提升教師的創造力教學技巧，以促進教師創意教學行

為的展現

從過去的文獻探討中可發現，影響教師創意教學行為的因素有很多，其中增進教師的創 造力教學技巧就是一個很重要的因素，因為教師首先接觸的教育工作就是班級課堂教學，所 以不能忽視增進教師在課堂施展創造力教學技巧的重要性，當然教師要有願意去教、願意去 學的工作動機，才能促使教師願意去進修與學習，因而才能獲得班級經營層面、教學理論層 面、教學技巧層面、教學知識層面等豐富的相關創造力教學技巧，也就是說教師不僅僅是只 有因為工作動機才促使其願意去展現其創意教學行為，教師也能夠因為透過創造力教學技巧 的中介角色，進而促進教師其創意教學行為的表現。而這樣的說法，也在本研究結果獲得證 實，除了教師的工作動機能正向影響教師的創意教學行為之外，工作動機還能透過提升教師 的創造力教學技巧而促進教師其創意教學行為的表現，而這樣的影響效果遠比單單只有工作 動機影響教師創意教學行為的效果還要來得大，顯見創造力教學技巧是一個非常重要的中介 變項。 在工作動機方面的建議上，本研究認為，不論是在福樂經驗、接受挑戰與自我效能等三 個層面，對於工作動機的影響都是非常顯著的。首先，在福樂經驗方面：提升教師個體在創 造力教學工作的成就感、趣味感及滿足感是必要的，因為教師必須感受到創意教學是快樂的， 才能夠促進他願意去從事創造力教學的工作。在接受挑戰方面：教師要體認到不管問題有多 複雜，都必須要有能夠樂於去嘗試及解決它的動機，教師也應樂於去嘗試各種不同的經驗及 面對全新的問題。而在自我效能的表現方面：教師應積極去參加有關創造力教學的進修研習 活動、教師也應多設計一些創造力教學活動，如：活動學習單、實作等，因為透過這樣的活 動方式，教師或許能從中獲得自我效能感。而在創造力教學技巧的建議方面，教師應多提升 其創造力意向及學習去增進其創造力教學技巧與能力，例如：在教學中提供多種例證以引導 學生能夠觸類旁通、教師也應提供一些適切的作業或練習題以協助學生能夠更加熟練學習內 容、教師也要能幫助學生克服失敗經驗以及重拾信心、教師在教學時可以提出問題讓學生去 思考、以分組方式來鼓勵學生合作學習及討論與分享、對於學生的提問，教師提供多元解答 及示範如何從不同的角度去看待問題等方式，都是增進教師創造力教學技巧的表現。最後， 工作動機透過創造力教學技巧而影響創意教學行為的方式，可以提供教師以更多元的方式， 如：透過互動討論的方式、促進思考的方式、抱持著心胸開放的態度、以問題解決的方式、 提供挑戰性等等來進行創意教學，換言之，工作動機的提升還需進一步培養創造力教學技巧， 如此效用將更大。

蕭佳純、王佩雯 創意教學行為之研究 205

（三）強化教師的創意角色認定，並提升其工作動機及增進其創造力教學技巧等能

力，以促進教師創意教學行為的展現

本研究結果發現，除了教師的創意角色認定能正向影響教師的創意教學行為之外，也能 透過提升教師的工作動機以及增進其創造力教學技巧進而促進教師創意教學行為的表現。且 本研究亦發現，透過工作動機的中介效果再透過創造力教學技巧的中介效果比單單只有創意 角色認定正向影響創意教學行為的效果值還要高，可見工作動機與創造力教學技巧在本研究 的檢測當中，兩個變項都扮演著非常重要的中介角色，學校不能不重視提升教師的工作動機 與增進其創造力教學技巧的能力。由於學校工作是非常專業與複雜的，對學校教師而言是具 有非常挑戰性的工作，因此除了教師應該要認知勇於創新是必要的、也需要能夠身體力行落 實自我創造力，且平時學校單位應多鼓勵及表揚教師其班級經營表現、行政工作表現、班級 教學表現等，例如：有些教師很願意去從事創造力教學工作，因為這樣的工作能夠讓他獲得 滿足感、快樂感與成就感；而讓教師們嘗試去解決挑戰性任務也是一個必要的過程，因為當 教師能夠去嘗試解決複雜的問題及面對各種不同的經驗時，是能夠促使教師提升其工作動機 的。 當教師進而透過其工作動機去學習各式各樣的創造力教學技巧，例如：學習如何提供課 內、外例證去引導學生觸類旁通、學習如何對學生創新的思考與對話給予鼓勵、學習如何以 分組方式進行腦力激盪，進而鼓勵學生能夠合作學習和討論與分享、學習如何提供多元解答 以及示範如何從不同的角度去看待問題等創造力教學技巧方式，進而促發教師能夠規劃多元課 程與教學活動，使不同特性的學生有適當的表現機會，能設計多元情境以培養學生問題解決的 知識與能力、讓教師能夠接受學生所提出的觀點，並鼓勵學生能夠進一步地驗證觀點、讓教師 能夠提供新奇性和刺激性教材，以培養學生勇於接受挑戰的特質等等創意教學行為的展現。

三、對未來研究的建議

在創意教學的評量方面，本研究只以創意教學行為量表的 20 個題目作為主要的依變項， 雖然過去有許多研究者皆以此量表來評量教師的創意教學行為，但創意的表現方式是具有多 樣性的，因此，未來在研究上若能再加入有關如：創意教學經驗、創意教學產品、創意教學 知識管理與分享等多樣化的評量工具，或許更能全面性地瞭解教師的創意教學行為。此外， 本研究主要是利用結構方程模式來探討影響教師創意教學行為的因素，因此建議未來的研究 者可利用不同的假設模型來檢驗影響教師創意教學行為的不同理論觀點，或許可進一步來釐 清教師創意教學行為的機制。因本研究主要是採用問卷調查的方式，透過問卷編製蒐集數據 資料來進行量化分析，並針對分析結果加以解釋，雖然較能夠廣泛地蒐集到各校教師的資料， 但未能更深入地去瞭解個別學校教師的特殊情形，未來研究者或許可使用個案研究、觀察、 訪談、德懷術、團體焦點講座等方式，蒐集更廣泛、深入的資料來相互印證，也許可使研究 結果更具客觀性。

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