王戰(zhàn)旗 張興利

(1 中國科學院行為科學重點實驗室（中國科學院心理研究所），北京 100101)(2 中國科學院大學心理學系，北京 100049) (3 課程教材研究所，北京 100081)

1 引言

創(chuàng)造力是研究個體創(chuàng)造出在一定社會情境中新穎、有用的產品以及在該過程中個體表現(xiàn)出的態(tài)度、涉及的心理過程以及個體與環(huán)境之間的交互作用（施建農, 2015; Plucker & Beghetto, 2004）。該定義清晰地指出了創(chuàng)造力領域的四個主要研究對象：人、過程、環(huán)境和產品（Rhodes, 1961）。對人的研究主要關注的是哪些個體特征與創(chuàng)造力相關（如人格、思維風格等）。創(chuàng)造過程則從創(chuàng)造發(fā)生的一般心理過程（如認知結構的靈活性、工作記憶容量、注意系統(tǒng)等）的角度研究創(chuàng)造力的發(fā)生機制。創(chuàng)造的發(fā)生離不開特定的環(huán)境—因為創(chuàng)造性產品是否適宜，往往是由他人（如社會或某領域的專家群體）來判斷的，而這些“他人”的判斷標準實際上就是歷史文化及該領域以往知識積累的產物。創(chuàng)造力又體現(xiàn)為一定的產品；當強調產品的社會文化屬性時（即其被社會或特定領域的認可情況），則稱之為創(chuàng)造力成就（Karwowski, Kaufman, Lebuda, Szumski, &Firkowska-Mankiewicz, 2017; Sawyer, 2012）。目前對創(chuàng)造力的測量和評價也多是從這些角度進行的。

創(chuàng)造力測量是創(chuàng)造力研究的基礎，然而該領域的研究成果卻經常受到質疑，因此如何準確測量創(chuàng)造力是亟需解決的問題（貢喆, 劉昌, 沈汪兵,2016）。20世紀50年代以前，心理學家一般認為高創(chuàng)造力是高智力的副產品，因此對創(chuàng)造力的研究以研究智力為主要手段，并且以研究高創(chuàng)造力的人才為主（Sawyer, 2012）。比如Terman的追蹤研究（Terman, 1926; Terman & Oden, 1959）就是用智力測驗篩選出一批學生，然后長期追蹤研究其智力與成就的關系。這一時期對創(chuàng)造力成就的測量方式也很粗糙，一般直接以社會認可度（比如是否被列入辭典）作為判斷依據(jù)。自從Guilford（1950）呼吁學界關注創(chuàng)造力研究后，創(chuàng)造力研究進入蓬勃發(fā)展階段，研究者開始從上述的個體特征、思維過程、環(huán)境以及產品的角度對創(chuàng)造力進行深入的測量與研究。在這些研究角度中，人格研究與創(chuàng)造力研究因為都關注個體思維與行為的獨特性，所以對二者的關系進行研究很自然就成為一個重要的研究視角（O'Rourke, Kaufman, Feist, &Reiter-Palmon, 2017）。這方面的研究早期多從人格特質（personality traits）角度進行，如，加州大學伯克利分校的人格測量與研究學院的研究者用訪談法對多個領域的杰出代表進行研究，發(fā)現(xiàn)某些共同的個體特征。后來的研究更多地集中于人格類型方面（personality types），即用有限的人格類別對個體進行分類，這一類研究早期的代表是基于榮格的心理類型理論編制的邁爾斯-布里格斯類型指標（Myers-Briggs Type Indicator，MBTI）（Quenk, 2009）。目前人格類型視角的研究最常見的研究工具是大五人格量表（Sawyer, 2012）。用大五人格量表進行的人格與創(chuàng)造力關系的研究目前較為一致的結論是：經驗開放性是五因素人格模型中與創(chuàng)造力具有跨領域相關的人格因素；開放性、嚴謹性與創(chuàng)造力的相關存在領域差異，且相關度較低（Feist, 2018）。

除了人格研究視角外，早期的研究還認為以發(fā)散性思維（divergent thinking，DT）為主的創(chuàng)造性思維是代表個體創(chuàng)造力的優(yōu)良指標，并基于此觀點編制了大量測驗。在眾多測量創(chuàng)造性思維的工具中，托倫斯創(chuàng)造性思維測驗（Torrance Tests of Creative Thinking，TTCT）是使用最廣泛的工具之一。但是隨著研究的深入，人們開始質疑用發(fā)散性思維作為測量創(chuàng)造力指標的合理性。有學者認為發(fā)散性思維并不是一種通用的創(chuàng)造性思維技能，而是具有一定領域性的技能（Anastasi, 1982;Brown, 1989; Crockenberg, 1972）。還有研究發(fā)現(xiàn)個體在不同創(chuàng)造力領域的表現(xiàn)相關性并不顯著（Baer,1991; Runco, 1989）。在此背景下，Baer（1998）提出了創(chuàng)造力領域特殊性的觀點，并認為在領域一般性和特殊性之爭沒有解決之前，采取領域特殊性的觀點是比較保險的策略。但是持領域一般性觀點的研究者則認為很多支持領域特殊性觀點的研究在概念、方法和邏輯等方面存在問題（Plucker, 1998）。Sternberg（2005）以內容的心理表征與心理過程的區(qū)別為例指出，真實的世界更加復雜，以領域一般性和領域特殊性的二元觀點來看待創(chuàng)造力并不能很好地解釋創(chuàng)造力的復雜性。隨著研究的深入，研究者開始認識到創(chuàng)造力既存在領域一般性成分，也存在領域特殊性成分（Baer & Kaufman, 2005; Plucker & Beghetto,2004）。例如，Baer和Kaufman形象地以在游樂場游玩的過程為例說明創(chuàng)造力需要從一般到特殊逐步遞進的知識和技能。

由于早期的創(chuàng)造力測量都是默認基于領域一般性的觀點編制的，因此能夠體現(xiàn)領域特殊性的創(chuàng)造力測量工具很少。近十幾年來基于創(chuàng)造力領域特殊性理論編制的創(chuàng)造力問卷主要有Carson，Peterson和Higgins（2005）的創(chuàng)造力成就問卷（Creative Achievement Questionnaire，CAQ）以及Kaufman（2012）的創(chuàng)造力領域量表（Kaufman Domains of Creativity Scale，K-DOCS）。Carson 等（2005）編制的CAQ問卷是一套簡單、易實施且相對客觀的自我報告式問卷，對視覺藝術、音樂、舞蹈、科學探究等10個領域的創(chuàng)造力成就進行測量。與以前杰出創(chuàng)造力研究中測量指標極其單一的情形不同，該問卷選擇了10個常見的創(chuàng)造力領域，每個領域設定8個由低到高的具體指標，指標數(shù)量和層次更加豐富。與專家評價法相比，該問卷施測和評分更方便、快捷。另外，以往的自我報告式問卷的問題往往比較含糊，容易引起不同的理解，而CAQ問卷的題目更加具體、客觀，能較好地避免社會贊許性帶來的測量偏差（Silvia, Wigert, Reiter-Palmon, & Kaufman, 2012）。涂翠平和樊富珉（2015）曾修訂了K-DOCS量表，不過該量表測量的僅是5個領域，而Carson等的CAQ問卷包含的領域更多，更有利于對創(chuàng)造力的領域性特征進行研究。另外，CAQ問卷測量專業(yè)創(chuàng)造力，而K-DOCS量表測量日常創(chuàng)造力（Silvia et al., 2012）。CAQ問卷自編制出來以后，使用非常廣泛，但尚未在國內引起關注，也未見修訂。因此本研究基于中國成人群體對其進行修訂，并對其信度和效度進行檢驗。

2 方法與程序

2.1 CAQ原版問卷簡介

2.1.1 編制情況及適用對象

Carson等（2005）選擇了視覺藝術、音樂、舞蹈、建筑設計、創(chuàng)造性寫作、幽默、發(fā)明、科學探究、舞臺影視表演這9個普遍認為需要較高創(chuàng)造力的職業(yè)，并加上了烹飪這一職業(yè)；在征求各行業(yè)專家的意見后，每個職業(yè)按照從低到高選出8種常見的創(chuàng)造力成就形式，并按照此順序列出。被試根據(jù)自己在各個領域的各個條目上的表現(xiàn)依次進行勾選。問卷的編制者在美國大學生和研究生群體中對該問卷的信效度進行了檢驗。

2.1.2 問卷結構、施測及計分方式

CAQ問卷包括三部分。第一部分列出了視覺藝術（繪畫和雕塑）、音樂、舞蹈、個人運動（網(wǎng)球和高爾夫）、團體運動、建筑設計、創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)造性寫作、幽默、發(fā)明、科學探究、舞臺影視表演、烹飪共13個領域，要求被試勾選自認為比一般人具有更多天資、能力或者受過更多訓練的領域，可以多選。第二部分包括了其中的視覺藝術（繪畫和雕塑）、音樂、舞蹈、建筑設計、創(chuàng)造性寫作、幽默、發(fā)明、科學探究、舞臺影視表演、烹飪10個領域，每個領域列出8個等級的創(chuàng)造力成就的陳述句，要求被試勾選與自己情況相符的條目。每個領域第一個選項都是“我在本領域沒有接受過訓練或者被認可的才能”或相近的表述，其余的選項按照成就從低到高的順序列出。對于每個領域的最高成就，序號前以星號標記，如果被試勾選了該選項，則同時要填寫該情況發(fā)生的次數(shù)。問卷編制者還對不同領域之間同等級條目的等值性進行了調校，使其盡量具有等值性。第三部分列出3個與個人創(chuàng)造性特征有關的陳述句，被試可根據(jù)自己的實際情況勾選。在實際應用中，研究者可以在此部分根據(jù)自己的研究興趣添加其他問題。

在計分時，僅統(tǒng)計第二部分的10個領域的題目。每個領域的第一個選項分值為0，后邊7個選項分值依次為1到7。對于帶星號的選項，其實際分數(shù)為該題目的基礎分值乘以該情況發(fā)生的次數(shù)。每個領域的得分為所有被勾選項得分的總和。10個領域的得分相加，為問卷的總分。以下是第二部分“發(fā)明”領域的8個條目：1. 在這方面我沒有公認的才能。2. 我經常能發(fā)現(xiàn)家庭日常用品的新用途。3. 我曾經設計過一個發(fā)明并對其進行了改進。4. 我曾經編寫過電腦軟件。5. 我曾經給自己設計的發(fā)明做出過一個原型。/ 我的發(fā)明在一個普通比賽中獲過獎。6. 我曾經把我的一個發(fā)明賣給我認識的人。/ 我的發(fā)明在地區(qū)專業(yè)比賽中獲過獎。*7. 我的一項發(fā)明獲得過專利證書。/ 我的發(fā)明在省級專業(yè)比賽中獲過獎。*8. 我曾經把自己的一項發(fā)明賣給一家公司。/ 我的發(fā)明在全國（或國際）專業(yè)比賽中獲過獎。

2.1.3 問卷的信度與效度

問卷的原英文版有較好的信效度（Carson et al.,2005），其重測信度為 0.81（p＜0.001）。在效標效度方面，以拼貼畫測驗的專家評分為效標，相關系數(shù)為0.59（p＜0.001）。在聚合效度方面，與創(chuàng)造性人格量表相關系數(shù)r=0.33（p＜0.01），與大五人格的經驗開放性維度相關系數(shù)r=0.33（p＜0.01），與發(fā)散思維測驗（用TTCT測驗的非常規(guī)用途任務和結果想象任務測量）三個指標的相關系數(shù)為：流暢性r=0.38（p＜0.001），靈活性r=0.37（p＜0.001），獨創(chuàng)性 r=0.46（p＜0.001）。與韋氏智力測驗分數(shù)的相關系數(shù)為r=0.14（p=0.06），顯示該問卷與智力有較好的區(qū)分效度。

2.2 中文版修訂工作的程序

2.2.1 翻譯與回譯

對問卷修訂前，研究者聯(lián)系了Carson教授并得到了進行中文版修訂的許可。問卷的修訂經過了翻譯、回譯和文化調適的過程。在翻譯環(huán)節(jié)，由兩個分別具有4年和19年工作經驗的英文編輯對原問卷進行了獨立翻譯，然后核對兩人翻譯的差異之處并進行改進，形成中文初稿。由一位中文流利且具有心理學背景的英國學者把中文初稿翻譯為英文。然后對回譯稿和問卷原稿進行對比，根據(jù)譯文的差異情況對中文翻譯內容進行調整。

2.2.2 文化調適

在這個環(huán)節(jié)，分別請一位書法特級教師兼培訓師、兩位美術專業(yè)編審、一位音樂專業(yè)編審、一位音樂專業(yè)編輯、一位專業(yè)舞蹈教師、一位建筑設計工程師、一位建筑建造師、一位原創(chuàng)文學公眾號的創(chuàng)辦者、一位理科副編審、一位紀錄片導演、三位有職業(yè)資質的廚師分別對各自熟悉領域的問卷條目進行評估，提出意見和改進建議。最終對問卷中文版初稿做出了如下主要調整：（1）“視覺藝術（繪畫和雕塑）”領域增加了“書法”項，“個人運動（網(wǎng)球和高爾夫）”調整為“個人運動（棋類、乒乓球、羽毛球等）”；（2）各個領域最后3項成就分別增加在地區(qū)、省級和國家級比賽或評比中獲獎的條目（個人成就情況符合該項中任何一種情形都算是符合該項），并根據(jù)不同領域的具體情況對陳述方式進行調整；（3）對于第三部分第三個問題中的“心不在焉的教授”（absent-minded professor），意譯為中國人更容易理解的說法：“在自己擅長的領域很厲害，但是在其他方面還不如普通人”。

2.2.3 被試、程序及研究工具的性能

本研究的被試是從在北京某大學參加研修班學習且已經參加工作的成人中抽取的，有效被試信息見表1。被試都被告知了研究的基本情況。

雖然CAQ問卷各領域內的條目測量的都是該領域的創(chuàng)造力成就，但是由于領域內各條目間創(chuàng)造力成就為遞增關系，因此該問卷無法進行內部一致性或同質性檢驗（Silvia et al., 2012），因此本研究在信度方面采用重測信度檢驗。具體過程為：抽取被試68名，發(fā)放問卷，被試作答后全部收回。三周后對該批被試進行重測。因9個被試流失，有效問卷59份（樣本1）。為檢驗問卷的聚合效度和區(qū)分效度，抽取被試116名，施測CAQ問卷中文修訂版、中國大五人格簡式版（王孟成, 戴曉陽, 姚樹橋, 2011）和托倫斯創(chuàng)造性思維測驗的非常規(guī)用途任務和補全圖畫任務；剔除信息不完整問卷后，得到有效問卷107份（樣本2）。另外，對樣本2中60名被試施測瑞文標準推理測驗，以檢驗CAQ問卷中文修訂版和智力的區(qū)分效度。為檢測問卷的構想效度，抽取被試357名進行施測，收回342份，剔除信息不完整的問卷后，得到有效問卷324份（樣本3）。為檢測問卷的效標效度，對123名被試施測了CAQ問卷中文修訂版、涂翠平和樊富珉（2015）引進并修訂的K-DOCS創(chuàng)造力量表（Kaufman，2012），去掉作答不規(guī)范的問卷1份，得到有效問卷122份（樣本4）。

表1 有效被試基本信息

本研究中，兩個評分者對TTCT測驗的2個任務的8個指標分別進行打分，評分者一致性信度為0.88～0.98，中國大五人格簡式版五個維度的內部一致性系數(shù)為0.74～0.88，K-DOCS五個領域的內部一致性信度為0.85～0.90。

2.2.4 統(tǒng)計分析工具

研究中對獲得的數(shù)據(jù)使用SPSS 25.0進行描述統(tǒng)計、相關系數(shù)的計算和因子分析等。因為創(chuàng)造力問卷的計分特點會造成問卷分數(shù)呈偏態(tài)分布，所以凡是與創(chuàng)造力成就分數(shù)有關的相關系數(shù)，均為斯皮爾曼相關系數(shù)。

3 檢驗結果

3.1 重測信度

結果如表2所示，CAQ中文修訂版10個領域在3周后的重測信度在0.64～0.86之間，總重測信度為0.77，重測信度較好。

表2 CAQ中文修訂版各領域及總分的重測信度（n=59）

3.2 效度

3.2.1 聚合效度

本研究分別用TTCT的言語分測驗中常用的非常規(guī)用途任務和圖形分測驗中的補全圖畫任務檢驗CAQ問卷中文修訂版的聚合效度。統(tǒng)計結果如表3所示，非常規(guī)用途任務各指標得分與CAQ問卷中文修訂版得分的斯皮爾曼相關系數(shù)在0.19～0.26之間；補全圖畫任務各指標得分與CAQ問卷中文修訂版得分的斯皮爾曼相關系數(shù)中，除了與精致性相關為0.24且有統(tǒng)計學意義外，其他指標相關均不顯著。

表3 TTCT測驗兩個任務與CAQ中文修訂版得分的相關性（n=107）

本研究用中國大五人格簡式版來檢驗CAQ問卷中文修訂版的聚合效度。結果如表4所示，二者的相關系數(shù)為0.29（p＜0.01）。另外嚴謹性與創(chuàng)造力成就的相關為0.18（p=0.03），具有統(tǒng)計學意義。

表4 中國大五人格簡式版各維度與CAQ中文修訂版分數(shù)的相關性（n=107）

3.2.2 區(qū)分效度

對樣本2中的60名被試施測了瑞文標準推理測驗（有效被試數(shù)59名）。統(tǒng)計結果顯示，CAQ問卷中文修訂版得分與瑞文標準推理智力分數(shù)的斯皮爾曼相關系數(shù)為0.20（p=0.12），無統(tǒng)計學意義。這說明CAQ問卷中文修訂版和瑞文推理測驗測量的智力區(qū)分效度良好。

3.2.3 構想效度

Silvia等（2012）認為對CAQ問卷的10個領域進行因子分析的結果體現(xiàn)的是各領域所涉及的技能的相關性，因此可以通過因子提取情況檢驗哪些領域存在更多的共同技能。CAQ問卷是基于領域特殊性觀點編制的，因此本研究對樣本3的10個領域進行了因子分析。

統(tǒng)計結果顯示，巴特利特球形度檢驗顯著性p＜0.001，KMO統(tǒng)計檢驗量為0.53。在根據(jù)特征值自動提取因子的情況下，設定0.35的絕對值為排除閾限，用主成分分析法經過最大方差法旋轉后得到4個類別（成分矩陣見表5）；4個類別共解釋了方差的58.3%。強制提取固定數(shù)目的因子時，提取三因子模型，幽默、寫作、舞臺影視表演和視覺藝術成為一個類別，科學探究、建筑和發(fā)明成為一個類別，舞蹈和音樂成為一個類別，烹飪無法進入模型；三個類別共解釋了方差的47.4%。提取兩因子模型時（成分矩陣見表6），烹飪還是無法進入模型，寫作、幽默、視覺藝術、音樂、舞臺影視表演和舞蹈提取為一個因子，可以解釋為藝術類別，占總方差的20.3%；科學探究、建筑設計和發(fā)明提取為一個因子，可以解釋為科學類別，占總方差的15.0%。雖然累計解釋方差僅為35.3%，但是提取的類別是有實際意義的。本研究的兩因子模型中，藝術領域包含的職業(yè)與原作者的結果基本一致。在科學領域方面，原作者的研究結果中烹飪進入了模型中的科學類別，建筑設計被排除在模型以外；本研究結果則是建筑設計進入科學類別，烹飪被排除在模型以外。

表5 自動提取因子數(shù)情況下旋轉后的成分矩陣（n=324）

表6 10個領域分數(shù)提取2因子的成分矩陣（n=324）

3.2.4 效標效度

本研究用涂翠平和樊富珉（2015）修訂的KDOCS創(chuàng)造力量表檢驗CAQ問卷中文修訂版的效標效度。該量表的分量表3、5測量的領域合在一起相當于本研究的藝術領域，因此本研究把這兩個分量表作為CAQ問卷的藝術領域的效標檢測工具。另外，該問卷的分量表4測量的是科學創(chuàng)造力，因此本研究把該分量表作為CAQ問卷的科學領域的效標檢測工具。統(tǒng)計結果如表7所示，KDOCS量表與CAQ問卷中文修訂版的科學、藝術領域及總分的相關顯著（斯皮爾曼相關系數(shù)ρ分別為0.62, 0.47和0.41）；而前者的科學領域和后者的藝術領域、前者的藝術領域和后者的科學領域相關不顯著。

4 討論

本研究翻譯了CAQ問卷，對部分題目進行了文化調適，并對其在我國成人群體中的信度和效度進行了檢驗。Silvia等人（2012）認為，由于CAQ問卷計分方式的特殊性，該問卷并不適合檢測內部一致性信度（如果計算10個創(chuàng)造力領域分數(shù)的內部一致性系數(shù)，實際上表示的是各個領域的共同因素對創(chuàng)造力成就起的作用的大?。?，所以本研究對問卷做了間隔三周的重測信度檢驗（r=0.77,p＜0.01），結果與原問卷（r=0.81,p＜0.0001）基本一致，表明修訂版問卷具有較好的重測信度。

本研究用四項研究檢驗了CAQ中文修訂版的效度。首先，采用TTCT非常規(guī)用途任務和補全圖畫任務以及大五人格的開放性維度來考察該問卷的聚合效度。結果發(fā)現(xiàn)問卷總分與TTCT兩項任務的獨創(chuàng)性、流暢性、靈活性、精致性等多項指標以及大五人格量表的開放性維度得分相關顯著。這和以往研究結果一致，如K i m（2008）、Plucker（1999）和Torrance（2002）的研究都發(fā)現(xiàn)發(fā)散性思維測驗和創(chuàng)造力成就存在穩(wěn)定的正相關。本研究中大五人格開放性得分與創(chuàng)造力成就的相關系數(shù)為0.29，這也與已有研究結果一致，如Sawyer（2012）統(tǒng)計了多項研究后發(fā)現(xiàn)發(fā)散性思維和創(chuàng)造力分數(shù)的相關在0.30左右。以上結果一致表明，修訂版問卷具有較好的聚合效度。

其次，采用瑞文智力測驗考察該問卷的區(qū)分效度，結果發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造力成就總分與瑞文智力測驗分數(shù)相關不顯著。這表明該問卷區(qū)別于智力測驗。該結果支持了智力在創(chuàng)造力表現(xiàn)中的 “門檻效應”（threshold effect）假設：智力是杰出創(chuàng)造力成就的必要不充分條件；在智力低于某個門檻時，二者相關比較明顯，但是當智力高于這個門檻時，二者關系不顯著（Barron & Harrington, 1981;Sternberg, 2003）。需要注意的是，瑞文推理測驗測量的是個體的一般智力（張厚粲, 王曉平,1989），因此本研究檢測的是創(chuàng)造力成就和一般智力的區(qū)分效度。

然后，通過對被試在10個創(chuàng)造力領域分數(shù)進行因子分析，發(fā)現(xiàn)在不同的提取結果中，同一類別內部的不同領域之間明顯需要更多的共同技能基礎，很好地支持了創(chuàng)造力成就領域特殊性這一CAQ問卷的理論編制基礎。這對過去幾十年一直存在的創(chuàng)造力領域一般性和領域特殊性的爭論提供了很好的實證數(shù)據(jù)（藺素琴, 申超男, 段海軍, 胡衛(wèi)平, 2016; 張亞坤, 陳龍安, 張興利, 施建農, 2018;Baer, 2016; Barbot, Besan?on, & Lubart, 2016;Kaufman, 2009; Plucker & Beghetto, 2004）。這同時也表明，CAQ問卷對創(chuàng)造力的領域一般性和領域特殊性研究是一個很好的工具。

最后，以涂翠平和樊富珉（2015）修訂的KDOCS量表的科學、藝術領域及總分為效標進一步檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，CAQ問卷與K-DOCS量表的相同領域相關顯著而不同領域相關不顯著，即兩者的科學領域和藝術領域分別相關顯著（r分別為0.62和0.47），但前者的科學領域與后者的藝術領域以及前者的藝術領域與后者的科學領域相關均不顯著（r分別為0.23和0.02）。該結果表明CAQ問卷的構想效度良好，而且也進一步支持了創(chuàng)造力具有領域特殊性的觀點。

本研究與Carson等（2005）的原研究在因子分析結果方面也有不一致的地方?！敖ㄖO計”在Carson等的原研究中被排除在模型之外，在本研究中則進入科學領域；而原研究中進入科學領域的“烹飪”在本研究中被排除在模型外。對于建筑設計在原研究中被排除在模型之外，Carson等指出可能和該職業(yè)的被試在其樣本中的代表性不足有關。對于原研究中烹飪進入科學領域而在本研究中被排除在模型外，則可能和文化差異有關，還可能與被試的選擇有關：即原研究以大學生和研究生為被試，本研究則以工作的成人為被試，而有些職業(yè)成就可能只有在工作階段才更容易取得。具體還需要進一步研究進行驗證。最后，本研究中女性被試比例較大，未來可以對創(chuàng)造力領域職業(yè)的性別差異作進一步探索。

CAQ創(chuàng)造力成就問卷雖然是自我報告式問卷，但都是對個體取得的具體創(chuàng)造力成就的報告，與主觀評價式自我報告相比，能較好地避免社會贊許性帶來的測量偏差。而且該問卷測查的創(chuàng)造力領域較多，比較適合用于進行創(chuàng)造力領域性特征的研究。該問卷既可以用于考察個體間的差異，如不同領域的個體的創(chuàng)造力成就；也可以用于考察個體內差異，如個體在不同領域取得的創(chuàng)造力成就的比較，以及個體在某領域創(chuàng)造力成就的發(fā)展變化的動態(tài)評估。

表7 K-DOCS量表中文版和CAQ問卷中文修訂版的相關性（n=122）

5 結論

CAQ問卷中文修訂版具有較好的重測信度、聚合效度、區(qū)分效度、構想效度和效標效度，達到了心理測量學的要求，能夠用于我國成人群體的創(chuàng)造力成就測量。