當今世界，創新已成為經濟社會發展的主要驅動力，創新能力成為國家競爭力的核心要素[1],創新能力已成為各行各業關注的熱點。2007 年 5 月 9 日，國務院辦公廳發布了《教育部直屬師范大學師范生免費教育實施辦法（試行）》[2],師范生免費政策的回歸體現了國家對教育事業的高度重視與大力支持，對于優化國家基礎教育的師資隊伍具有重要意義。國家推出的免費教育政策培養目標的定位不僅要培養一流的師資，還要培養一批“未來的教育家”,鼓勵他們服務基礎教育薄弱的農村地區或欠發達地區，解決優質教師資源短缺的現狀?！拔磥斫逃摇辈粌H需要具備較強的環境適應能力，還需要能夠打破陳規，創造性的實現教學活動。在免費教育政策下，體育免費師范生創新能力的培養顯得尤為重要。本研究擬通過對本科畢業 1 年的體育免費師范生創新能力的結構及影響因素進行研究，為體育免費師范生創新能力的培養提供參考。目前，關于教師創新能力的理解并未達成一致[3-7].
通過對教師創新能力和體育教師創新能力文獻的分析，結合前期預調查，本研究認為體育免費師范生的創新能力是指為了實現特定的體育教學目標，運用個體具備的各種知識及專業能力，創造出新方法、新器具及新技能的素質，其結構具體包括：體育器材與教具創新、體育教材創新、體育教學創新、體育課外知識拓展創新、體育研究應用創新。楊瑞敏[8]指出專業能力是提升個體創新能力的核心構件，Pantic 和 Wubbels[9]提出教師的專業能力是影響教師教學創新表現的重要因素。姜麗華[1]指出個體的創新能力是建立在大量的知識技能的基礎之上，但并不是強調創新能力僅僅依靠知識技能的數量，而是需要有一定質量的知識技能。除自身的知識、技能的積累，促進創新行為發生的內驅力同樣重要。吳思孝[10]指出教師是一種高“燃燒度”的職業，教師專業精神為其專業化發展提供不竭的動力。教學過程中，當教師面臨知識積累不足或專業能力欠缺等問題時，其專業精神可以彌補不足，使教師發揮應有的價值和功能。
除個體內部因素，外界環境對個體的創新能力的影響也發揮著重要作用，研究者指出個體創造力是一個復雜的人和環境相互作用的系統，它受到過去時間和當前環境的主要方面的影響[11].以上研究表明：擁有一定數量、質量的專業能力、專業知識和強烈的專業精神是個體進行創新活動發生的內部因素，而環境則是促進個體創新行為發生的重要外部因素。結合體育免費師范生的學習和工作特征，本研究假設體育免費師范生創新能力影響因素主要包括體育免費師范生專業能力、專業知識、專業精神及體育教學環境。
1 研究對象與方法
1.1 研究對象
本研究對教育部直屬 4 所師范大學（北京師范大學、華東師范大學、華中師范大學、西南大學）畢業的2007 級、2008 級和 2009 級的體育專業免費師范生進行問卷調查，時間為 3 個年級的學生分別在畢業 1 年后即 2012、2013 和 2014 年攻讀教育碩士并于當年暑期返校接受集中授課學習期間，共發放調查問卷 520份，回收有效問卷 465 份，有效回收率為 89.4%.之所以選擇工作 1 年的體育免費師范生作為調查對象，一方面，工作 1 年后他們將免試攻讀教育碩士，仍然保留了體育免費師范生的身份；更重要的是，這樣做既不會因為體育免費師范生仍處于本科培養階段導致其創新能力未充分發展，也不會因為工作時間過長導致的職后創新能力的提升，從而能夠較為客觀地評價體育免費師范生的創新能力。
1.2 研究方法
本研究所用的調查問卷主要包括“體育免費師范生創新能力問卷”和“體育免費師范生創新能力影響因素問卷”:“體育免費師范生專業能力問卷”、“體育免費師范生專業知識問卷”、“體育免費師范生專業精神問卷”、“體育免費師范生教學環境問卷”.其中，創新能力問卷是自編問卷，經檢驗，Cronbach α系數為0.893,5 個維度體育器材教具創新、教材創新、教學創新、知識拓展創新、研究應用創新的 Cronbach α系數分別為 0.773、0.801、0.756、0.857 和 0.862.專業能力問卷含 5 個維度：教學方法運用能力、訓練與競賽組織能力、體育教學設計能力、體育教學管理評價能力、體育教學組織能力。經檢驗，該問卷具有較好的結構效度[12],總問卷的 Cronbach α系數為 0.815,5 個分問卷的 Cronbach α系數分別為 0.850、0.911、0.834、0.814和 0.882.專業知識問卷是借鑒馬云鵬等[13]關于教師專業知識結構研究基礎上設計而成，含 3 個維度：體育技術知識，體育學科理論知識，普通文化知識。本研究中，總問卷的 Cronbach α系數為 0.795,3 個分問卷的 Cronbach α系數分別為 0.805、0.782、0.793.專業精神問卷是借鑒李欣[14]的“體育教師職業素養問卷”基礎上設計的，含 5 個維度：責任感、認同感、專注性、奉獻精神、敬業精神。本研究中，總問卷的 Cronbachα系數為 0.831,5 個分問卷的 Cronbach α系數分別為 0.840、0.821、0.836、0.811 和 0.823.教學環境問卷是自編問卷，含 2 個維度：自然環境和人文環境，經測定，總問卷的 Cronbach α系數為 0.885,2 個分問卷的 Cronbach α系數分別為 0.879、0.894.采用SPSS18.0和LISREL 8.50軟件對問卷進行信、效度檢驗，采取相關分析、回歸分析研究各變量之間關系。
2 結果與分析
2.1 問卷的編制與檢驗
1）問卷的編制。
在查閱相關文獻的基礎上，通過對 20 名從事免費師范生教育的體育教師進行開放式訪談，初步擬定體育免費師范生創新能力的 5 個維度：器材與教具創新、教材創新、教學創新、課外知識拓展創新、研究應用創新。并根據體育免費師范生創新能力各子維度的特質，結合體育教師訪談及開放式問卷調查的結果初步擬定了 28 個項目。
根據問卷的內容及特征，請 4 名體育教學專家、3名大學體育教師、2 名體育學碩士研究生、1 名體育學博士研究生對問卷項目進行集體討論。討論發現，初步擬定的項目存在以下幾個問題：（1）語義重復或者語義歧義的問題；（2）項目表達不準確、不恰當；（3）有些項目不能準確的測量所要測量內容；（4）還有些項目并非在測量同一方面的內容。經集體討論將存在問題的項目進行合并或刪除，處理后保留 21 道題目。
為了確保被試者能夠準確了解問卷項目所表達的含義，不出現理論上的偏差，本研究于 2012 年暑期對華中師范大學返校攻讀碩士學位的 2007 級部分免費師范生進行預測試，預測采用現場集中填答的形式，調查人員事先均參加了統一指導和培訓。填答完畢后，調查人員對他們進行訪談，訪談主要涉及問卷項目是否能夠被理解、有沒有不符合實際情況的問題。從訪談的結果來看，問卷各項目不存在上述問題。經過以上過程，形成了“體育免費師范生創新能力問卷”.
2）問卷的檢驗。
（1）取樣。
第 1 次測試選取了華中師范大學和華東師范大學已畢業的 2007 級體育專業免費師范生進行問卷調查，發放問卷 192 份，回收有效問卷 176 份，有效回收率為 91.7%.第 2 次測試選取了華中師范大學、北京師范大學、華東師范大學和西南大學已畢業的 2008 級體育專業免費師范生進行問卷調查，發放 260 份，回收有效問卷 258 份，有效回收率為 99.2%.
（2）項目分析。
采用高低分組法、題總相關法對第 1 次測試結果進行項目分析。高低分組法以該量表總得分的高分組（前27%的被試者）和低分組（后27%的被試者）對每一題得分的平均數進行比較，如果差異顯著，表明該項目鑒別度較高，能夠區分不同人群的反應程度，可以保留，反之舍棄。題總相關計算每個項目的得分與所在分量表總分的相關系數，將題總相關系數小于 0.30 的項目刪除。項目分析結果見表 1.可以看出，T5的決斷值沒有達到顯著性水平，其題總相關系數小于 0.30,故將其刪除。其余題目在決斷值都達到了非常顯著水平（P<0.01）、題總相關系數大于 0.30 且在非常顯著水平（P<0.01），表明剩余的題目具有良好的區分度，將其保留做探索性因素分析。
（3）探索性因素分析。
以第1 次測試結果對體育免費師范生創新能力問卷中的20個項目進行探索性因素分析，KMO的值為0.867,此外，Bartlett 球體檢驗給出的檢驗χ2=1 620.634,df=190,P﹤0.05,因此拒絕 Bartlett 球體檢驗的零假設，說明觀測變量適合做因素分析。
采用主成分正交極大旋轉法對問卷進行分析，根據主成分分析結果以及碎石圖，抽取特征根大于 1 的因子，最后確定該問卷共抽取 5 個因素。5 個因素分別命名為體育研究應用創新、體育教學創新、體育器材與教具創新、體育知識拓展創新、體育教材創新。
根據探索性因素分析的結果，依照以下原則對預測項目進行刪除：①因素負荷在 0.4 以下的項目；②具有多重負荷；③出現歸類不當的項目。結果表明：①項目 T4在 F3和 F4上均有因素負荷，說明項目 4 表達的含義較為模糊，調查對象在該條目上的理解存有偏差，故刪除該條目；②項目 T18和 T11未在任何一個因素負荷上，故刪除這 2 個項目。經過探索性因素分析，共刪除 3 個項目，體育免費師范生創新能力問卷由 17個項目組成。探索性因素分析表明，體育免費師范生創新能力問卷的 F1、F2、F3、F4、F5分別解釋了 20 個條目變異量的 15.085%、13.448%、12.615%、12.518%和 11.903%,方差累計貢獻率達 65.568%（見表 2）。
（4）驗證性因素分析。
為了檢驗體育免費師范生創新能力的構想模型，對第 2 次測試結果進行了驗證性因素分析，擬合數據見表 3,X =215.56,df=109,X2/df=1.98,低于 5,CFI、IFI、NNFI、GFI、NFI 分別為 0.91、0.95、0.95、0.90、0.94,均大于或等于 0.90;RMSEA 為 0.062,且小于0.08;RMR 為 0.030,說明 5 因素結構模型擬合較好。
5 因素結構模型見圖 1.圖 1 表明每個觀測變量在相應潛變量上的負荷在 0.58~0.85 之間，負荷值均超過 0.5,說明每個觀測變量對相應潛變量的解釋率較大。驗證性因素分析的結果表明，該模型的擬合較好，問卷具有較好的結構效度。因而，體育免費師范生創新能力的 5 因素結構模型得到了驗證。
2.2 創新能力的現狀
