呂三三洪 明

（1湛江幼兒師范專科學(xué)校，湛江 524084；2嶺南師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院，湛江 524048）

1 問題提出

一直以來，世界各國都很重視創(chuàng)造性人才的培養(yǎng)和開發(fā)，我國也不例外。創(chuàng)造力研究的重要目標(biāo)之一就是盡可能地培養(yǎng)和提升學(xué)生的創(chuàng)造力，而這在一定程度上依賴于創(chuàng)造力的測評。因此，如何測量和評價學(xué)生的創(chuàng)造力成為研究者和教育者關(guān)注的重要問題。20世紀(jì)50年代至今，歐美國家創(chuàng)造力評價和測量的研究取得重大突破，成果豐碩。評定創(chuàng)造力的方法有創(chuàng)造力測驗、創(chuàng)造力實驗、作品分析法以及主觀評定法等，而創(chuàng)造力測驗逐漸成為其中最重要的方法之一。

國內(nèi)外開發(fā)的創(chuàng)造力測量工具主要從創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性人格和創(chuàng)造力成就三個方面測量創(chuàng)造力（貢喆，劉昌，沈汪兵，2016）。無疑，這些創(chuàng)造力測量工具在推動創(chuàng)造力研究方面曾發(fā)揮過巨大作用，但隨著時間的推移和時代的發(fā)展，這些測量工具的弊端和局限性日益顯露出來。一般學(xué)者都贊同，創(chuàng)造力絕非由人格特質(zhì)、思維習(xí)慣或能力、個體所處環(huán)境單獨(dú)決定，而是由各種因素交互作用決定的。Csikszentmihalyi（1999）認(rèn)為，創(chuàng)造力來源于個體、場以及領(lǐng)域的交互作用。 Sternberg和 Lubart（1996）認(rèn)為創(chuàng)造力包括智力、知識、思考方式、人格、動機(jī)以及環(huán)境6個要素。Runco（2007）強(qiáng)調(diào)人與環(huán)境的交互作用對創(chuàng)新績效的重要影響。再加上到目前為止，學(xué)界對創(chuàng)造力的定義還存在較大分岐，沒有形成一個統(tǒng)一的公認(rèn)定義。因此，無論從創(chuàng)造力基本理論還是從創(chuàng)造力測量的角度，采取多種測驗同時施測應(yīng)該是較為穩(wěn)妥的策略（Cropley，2000）。而目前國內(nèi)外已有的創(chuàng)造力測量工具絕大部分只是測量創(chuàng)造力的某一方面，關(guān)鍵是，這些工具只是從個體自身角度測量創(chuàng)造力，沒有從個體與環(huán)境及其交互作用角度來測量創(chuàng)造力。

選取幾類有一定重合度并且確保能夠分別測量創(chuàng)造力不同方面的測驗也許能在一定程度上彌補(bǔ)以往創(chuàng)造力工具測量單一性的缺陷（Pinheiro ＆Cruz，2014），但如果能將反映創(chuàng)造力的幾個必要因素整合在一個測驗中顯然要更好一些。 以個人環(huán)境交互作用為基礎(chǔ)的創(chuàng)造力理論有兩類：其一是個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力理論；另一是個人環(huán)境失配創(chuàng)造力理論，也稱作創(chuàng)造力差異性理論，意即個人與環(huán)境間的最佳差異水平能激發(fā)創(chuàng)造力。單調(diào)模型支持了個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力理論。Sen，Acar和 Cetinkaya（2014）在整合性創(chuàng)造力測驗編制方面作出了貢獻(xiàn)，并在一定程度上代表了未來創(chuàng)造力測驗的方向。他們認(rèn)為，創(chuàng)造性活動中的個體和環(huán)境從來就不是孤立存在的，個體和環(huán)境的交互作用才是影響個體創(chuàng)造力的實質(zhì)要素。他們以上述個人環(huán)境交互作用的第一類理論為基礎(chǔ)，編制了個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表 （Person－Environment Fit Scale for Creativity，PEFSC），試圖從個人和環(huán)境兩個方面同時測量創(chuàng)造力。該量表包括個人和環(huán)境兩大因子，每個因子各7個項目，共14個項目。作者以土耳其學(xué)生為被試對該量表進(jìn)行了檢驗，結(jié)果表明該量表具有較高的信效度，是測量創(chuàng)造力的有效工具。該量表具有以下優(yōu)點(diǎn)：從個人與環(huán)境兩個維度同時測量創(chuàng)造力比只從個人方面測量創(chuàng)造力更有效；該量表可幫助研究者檢驗個人－環(huán)境匹配理論是否優(yōu)于差異性理論；該量表可提供個人與環(huán)境對學(xué)生創(chuàng)造力的相對影響力信息，從而為教育干預(yù)、課程設(shè)置和調(diào)整指引方向。但是，該量表的信效度還需要以不同文化背景下更多樣的人群為對象進(jìn)行驗證和修訂，以增加該量表的可靠性和價值。就筆者查閱到的文獻(xiàn)看，到目前為止，國內(nèi)還沒有人對個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表（PEFSC）進(jìn)行引進(jìn)和修訂。一個測驗應(yīng)該對所有適用者公平，即屬于不同組別中的個體在測驗上的得分具有等同的可比性，但由于中西方社會及文化背景的差異，直接使用國外的量表可能導(dǎo)致測驗或者項目出現(xiàn)偏差（韓丕國，武云鵬，高峰強(qiáng)，2014；肖影影，畢重增，狄軒康，2013；Rego et al.，2011）。 一般不宜將僅以國外被試為基礎(chǔ)編制的量表直接拿到國內(nèi)來使用，因此，筆者擬以中國大學(xué)生為被試對PEFSC進(jìn)行修訂和本土化，以便為國內(nèi)創(chuàng)造力研究者提供適合中國國情的新穎有效的創(chuàng)造力測量工具。

2 研究方法

2.1 對象

樣本1：在粵西某高校隨機(jī)抽取大學(xué)生220人施測，回收有效問卷202份，有效回收率91.8%。男生93人，女生109人。大一43人，大二56人，大三62人，大四41人。專業(yè)涉及小學(xué)教育（38）、生物（31）、學(xué)前教育（41）、英語教育（22）、中文（20）、化學(xué)（35）、藝術(shù)（15）等，用于對量表進(jìn)行初步修訂。

樣本2：在廣東湛江、江蘇南京、江西南昌分層隨機(jī)抽取大學(xué)生被試800人施測，回收有效問卷732份，有效回收率91.5%。男生328人，女生404人。大一201人，大二192人，大三187，大四152人。 專業(yè)涉及學(xué)前教育（83）、英語教育（66）、小學(xué)教育（68）、漢語言文學(xué)（59）、歷史（48）、社工（64）、康復(fù)治 療（56）、生 物 （57）、 數(shù) 學(xué) （73）、物 理（45）、化 學(xué)（71）、藝術(shù)（42）等，用于對量表進(jìn)行正式修訂。 一半樣本用于探索性因素分析，另一半樣本用于驗證性因素分析，其它統(tǒng)計分析采用全部732份問卷。

2.2 工具

2.2.1 個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表（PEFSC）

該量表英文版由Sen，Acar和Cetinkaya（2014）編制，包括個人和環(huán)境兩因子，每個因子各7個項目，共14個項目。采用李克特5點(diǎn)評分，從“完全不符合”到 “完全符合”分別計1－5分。原量表具有很高的內(nèi)部一致性信度和良好的結(jié)構(gòu)效度。內(nèi)部一致性信度：個人維度（0.88），環(huán)境維度（0.84），總分（0.92）。 結(jié) 構(gòu) 效 度 ：χ2＝175.54，df＝69，χ2／df＝2.544，RMSEA＝0.066，CFI＝0.960，TLI＝0.947，SRMR＝0.038）。對英文版原量表（14項目）進(jìn)行翻譯和回譯，對部分項目進(jìn)行文字表達(dá)方面的修改，形成個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表（PEFSC）中文版第一稿。同時對英文版初始量表（30項目，這些項目附在Sen等發(fā)表的文章后面）進(jìn)行翻譯，以備項目成對替換之用（簡稱備用項目庫）。

2.2.2 威廉斯創(chuàng)造力傾向量表（效標(biāo)）

該量表由林幸臺、王木榮依據(jù)Williams編制的創(chuàng)造力組合測驗修訂而成，包括冒險性、好奇性、想象力和挑戰(zhàn)性4個維度，共50個項目，是國內(nèi)外公認(rèn)的具有良好信效度的量表（舒曾等，2016）。采用李克特5點(diǎn)評分，從“完全不符合”到 “完全符合”分別計1－5分，得分越高，說明創(chuàng)造力傾向越明顯。

2.3 統(tǒng)計方法

采用SPSS 22.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入和統(tǒng)計，對數(shù)據(jù)做描述統(tǒng)計、相關(guān)分析和探索性因子分析。用AMOS 22.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析。

3 結(jié)果

3.1 初步修訂結(jié)果

3.1.1 項目－維度總分相關(guān)分析

項目總分相關(guān)分析計算的是各個項目與其對應(yīng)的分維度總分的積差相關(guān)系數(shù)。根據(jù)Tuker的理論，項目和分量表的相關(guān)應(yīng)在0.3－0.8之間，這樣的項目才能保證量表具有令人滿意的信度和效度。由于本次初測調(diào)查的樣本相對較小，可能有所偏差，決定對相關(guān)值小于0.5的項目進(jìn)行替換，以避免樣本偏差造成誤差，從而保證整個測驗的信效度。替換項目來源于上述備用項目庫，遵循意義接近，成對替換的原則。結(jié)果表明，所有14個項目與維度總分的相關(guān)都大于0.5且顯著，都應(yīng)予以保留，詳見表1。

3.1.2 信度檢驗

信度分析考察的是項目刪除后的分量表信度系數(shù)的變化情況。如果項目刪除后分量表信度系數(shù)變小，則說明該項目所欲測量的行為或心理特質(zhì)與其他項目是同質(zhì)的，應(yīng)予以保留；反之，應(yīng)考慮刪除相應(yīng)項目。

經(jīng)過計算，量表的內(nèi)部一致性α總分0.867，個人 0.800，環(huán)境 0.789。 在個人維度 7個項目中，刪除后量表信度系數(shù)提高的項目0個；在環(huán)境維度7個項目中，刪除后量表信度系數(shù)提高的項目0個，說明所有項目都應(yīng)予以保留。

表1 項目與維度的相關(guān)（n＝202）

3.1.3 項目共同性、因素負(fù)荷及探索性因子分析

吳明?。?010）認(rèn)為，共同性若低于 0.20，因素負(fù)荷值低于0.45，則項目可考慮刪除。中文版第一稿量表 14 個項目的共同性在 0.377－0.595 之間，因素一因子負(fù)荷值在0.576－0.767之間，因素二因子負(fù)荷值在 0.565－0.768 之間。

第一次因素分析：

巴特利特（Bartlett’s）球形檢驗χ2（91）＝972.364，KMO＝0.862，p<0.001，說明該樣本適合進(jìn)行因素分析。主成分法（PC）抽取固定2因子，共同解釋48.873%的變異。14個項目的共同性均高于0.3。旋轉(zhuǎn)結(jié)果表明，因素一因素負(fù)荷高于0.45的項目8個（12，1，3，7，9，13，6，11），因素二因素負(fù)荷高于0.45的項目6個（14，2，8，4，5，10）。 Q11（0.576，0.563）在兩個因素上負(fù)荷都較高。

第二次因素分析：成對替換遵循與原項目對意義接近的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行。

首先，用Q25（即使我的想法受到挑戰(zhàn)和質(zhì)疑我也會堅持己見），Q26（人們欣賞我的觀點(diǎn)，即使我的觀點(diǎn)與他們的不同）成對替換Q11，Q12（原題號不變，以下同）后進(jìn)行因子分析，結(jié)果如下。

巴特利特球形檢驗 χ2（91）＝891.191，KMO＝0.824，p<0.001。 所有 14 個項目的共同性均高于0.3。主成分法抽取固定2因子，共同解釋46.483%的變異。旋轉(zhuǎn)結(jié)果表明，因素一因素負(fù)荷高于0.45的項目 7 個（14，2，8，4，10，5，26），因素二因素負(fù)荷高 于 0.45 的 項 目 7 個（3，1，7，9，13，6，25）。 Q5（0.587，0.478）在兩因素上負(fù)荷都較高且不能歸入原量表的個人維度。

因此，用Q31（在做出重大決定時我敢于冒險），Q32（我所處的環(huán)境對不確定的事物比較包容）成對替換Q5，Q6進(jìn)行第三次因素分析。巴特利特球形檢驗χ2（91）＝926.635，KMO＝0.823，p<0.001。主成分法抽取固定2因子，共同解釋46.759%的變異。所有14個項目的共同性均高于0.3。旋轉(zhuǎn)結(jié)果表明，因素一因素負(fù)荷高于 0.45 的項目 7 個（Q1，Q3，Q7，Q9，Q13，Q25，Q31），因素二因素負(fù)荷高于 0.45 的項目 7 個（Q2，Q4，Q8，Q10，Q14，Q26，Q32）。 最終保留的項目對為 7 對，其中5對是原英文正式量表中的項目，另外2對是補(bǔ)充替換的項目。將所有項目重新編號，詳見表2。

初步修訂后的個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表中文版第二稿（包括個人、環(huán)境兩個維度，7對14個項目）的內(nèi)部一致性 α 總 分 0.858，個人 0.799，環(huán)境0.822。

3.2 最終修訂結(jié)果

3.2.1 信度分析

信度是考察量表性能的重要指標(biāo)，指的是測驗結(jié)果的一致性或穩(wěn)定性，量表的信度愈高表示其測量標(biāo)準(zhǔn)誤愈小，即考察測量的可靠性。本研究采用α系數(shù)法探索問卷的內(nèi)部一致性信度。信度分析結(jié)果表明，本量表的α系數(shù)為0.881，個人與環(huán)境維度的α 系數(shù)分別為 0.793，0.838。

重測信度又叫穩(wěn)定性系數(shù)，能反映測驗分?jǐn)?shù)的穩(wěn)定程度。選取本研究正式施測樣本中某學(xué)院某專業(yè)一個班的67名學(xué)生，間隔一個月后進(jìn)行重測，計算兩次測量結(jié)果的相關(guān)性。總量表的重測信度為0.911，個人和環(huán)境維度的重測信度分別為0.840，0.831。

3.2.2 內(nèi)容效度

內(nèi)容效度指測驗或量表內(nèi)容或題目的適切性與代表性，即測驗內(nèi)容能否反映所要測量的心理特質(zhì)，能否達(dá)到測量的目的或行為構(gòu)念。最常用的評估方法是專家判斷法。本量表經(jīng)過3位英語教師進(jìn)行共同翻譯，并且經(jīng)過多位心理學(xué)專家 （1位心理學(xué)教授，2位心理學(xué)博士）審定，認(rèn)為該量表具有良好的內(nèi)容效度。

3.2.3 結(jié)構(gòu)效度

結(jié)構(gòu)效度是指測量工具能夠測得一個抽象概念或特質(zhì)的程度，亦即實際的測驗分?jǐn)?shù)能在多大程度上解釋某一心理特質(zhì)（邱皓政，2009）。

3.2.3.1 探索性因素分析

本研究將正式測驗中732份有效問卷隨機(jī)對半分成兩份數(shù)據(jù)，每份包含366份問卷，選取其中一份作探索性因素分析。結(jié)果表明，PEFSC中文量表第二稿 Bartlett’s 球形檢驗達(dá)到了顯著水平（χ2（91）＝1580.016，p＜0.001），KMO值為 0.937，說明該樣本適合進(jìn)行因素分析。根據(jù)該量表的理論和結(jié)構(gòu)設(shè)計，對該量表抽取2個因素，解釋總變異的59.033%。所有14個項目的共同性均高于0.3。對各項目采用主成分分析（PC）和最大方差（Varimax）旋轉(zhuǎn)求出最終的因素負(fù)荷矩陣（見表2）。

表2 旋轉(zhuǎn)后因素負(fù)荷矩陣（n＝366）

結(jié)果表明，14個項目的因素負(fù)荷均大于0.60且能很好的歸入到中文量表的個人或環(huán)境維度。

3.2.3.2 驗證性因素分析

根據(jù)探索性因素分析的結(jié)果，本研究采用AMOS 22.0軟件對正式測驗隨機(jī)抽取的另一半樣本，即366份問卷進(jìn)行驗證性因素分析，以極大似然法對模型的擬合指數(shù)進(jìn)行檢驗。根據(jù)模型擬合良好的標(biāo)準(zhǔn)（溫忠麟，侯杰泰，馬什赫伯特，2004），即 χ2／df小于 5，GFI、AGFI、NFI、TLI、IFI、CFI都大于 0.90，RMSEA小于 0.08，模型擬合良好。 個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力測量模型見圖1，模型擬合結(jié)果見表3。由表3可知，數(shù)據(jù)和模型擬合很好，表明PEFSC中文量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.2.3.3 聚斂效度和區(qū)分效度

聚斂效度（CV）指測量相同潛在特質(zhì)的項目或測驗應(yīng)屬于同一維度，并且項目或測驗間所測得的測量值之間具有高相關(guān)（Hair et al.，2014）。

在分析CV之前，須保證各維度的測量模型與數(shù)據(jù)擬合。表4結(jié)果顯示，各維度模型與數(shù)據(jù)擬合良好，CV的第一個指標(biāo)因素負(fù)荷量λ值，各項目在對應(yīng)維度上的值均大于0.7（第7個項目除外），并且顯著（p＜0.001）。 根據(jù)某些學(xué)者的觀點(diǎn)，AVE 大于 0.5，CR 大于 0.6，表明 CV 良好（Bacon，Sauer，＆ Young，1995；Fornell ＆ Larcker，1981）。

區(qū)分效度（DV）指與測量不同特質(zhì)的工具呈低相關(guān)，亦指測量同一潛在特質(zhì)的各維度間應(yīng)呈低相關(guān)或有顯著的差異（吳明隆，2013）。

表3 大學(xué)生個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力測量模型的擬合指數(shù)（n＝366）

表4 聚斂效度及各維度模型的擬合指標(biāo)（n＝732）

就DV的第一個指標(biāo)卡方差值來說，兩維度間達(dá)到顯著，即可認(rèn)為兩維度間有DV。就CI來說，無論百分位Bootstrap CI還是偏差校正Bootstrap CI均不包括1，即可認(rèn)為兩維度的關(guān)系具有DV（Bagozzi，Yi，＆ Phillips，1991； Torkzadeh，Koufteros，＆ Pflughoeft，2003）；就 AVE 與r2的關(guān)系來說，AVE大于相應(yīng)的r2，說明量表具有DV（見表 5）。

3.2.4 效標(biāo)效度

效標(biāo)效度是指測驗分?jǐn)?shù)與作為效標(biāo)的另一獨(dú)立測驗結(jié)果之間的一致性程度（江懷，2011），一般用本測驗與效標(biāo)測驗去測同一被試得到的兩組分?jǐn)?shù)的相關(guān)系數(shù)表示。若兩者相關(guān)程度高，則說明本測驗具有較高的效度。

本次研究選取正式施測樣本中某師范學(xué)院某專業(yè)一個班的64名學(xué)生，同時施測威廉斯創(chuàng)造力傾向量表，計算兩量表測量結(jié)果的相關(guān)性。結(jié)果表明，本量表總分及個人、環(huán)境兩個維度與威廉斯創(chuàng)造力傾向量表總分的相關(guān)系數(shù)分別為 0.920、0.813、0.789，說明本量表具有良好的效標(biāo)效度。

表5 卡方差異值及Bootstrap置信區(qū)間（n＝732）

4 討論

4.1 PEFSC英文版翻譯和初測

兩名大學(xué)英語教師與研究者本人將原英文版?zhèn)€人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表翻譯成中文，要求盡量做到直譯，以保證最大程度上遵循原意。另一名大學(xué)英語教師將中文量表再回譯成英文。隨后四人一起對照中英文條目反復(fù)討論、推敲，最后確定了量表的中文條目，形成PEFSC中文版第一稿。

采用PEFSC中文版第一稿對粵西某高校大學(xué)生202人施測。項目－維度總分相關(guān)分析結(jié)果表明，所有14個項目與維度總分的相關(guān)都在0.5以上且達(dá)到顯著水平，項目與構(gòu)念間的關(guān)系符合經(jīng)典測驗理論（Classical Test Theory，CTT）的標(biāo)準(zhǔn)，沒有不適宜的項目。量表的內(nèi)部一致性信度在0.789－0.867之間。所有14個項目中，刪除后量表信度系數(shù)提高的項目0個，說明所有項目都應(yīng)予以保留。量表14個項目的共同性在0.377－0.595之間，因素負(fù)荷值在0.565－0.768之間。根據(jù)因素分析結(jié)果，分別用Q25，Q26 成對替換 Q11，Q12，用 Q31，Q32 成對替換Q5，Q6。成對替換不僅使量表在結(jié)構(gòu)上更好，有更高的結(jié)構(gòu)效度，而且在項目內(nèi)容上更符合中國國情和當(dāng)代大學(xué)生對創(chuàng)造力的認(rèn)識。中國正處于大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新的時代，作為國家未來中流砥柱的大學(xué)生更不例外。國家已出臺多種措施激勵國人創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，國人創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的熱情空前高漲。比較而言，國人特別是大學(xué)生在敢于創(chuàng)新，堅持創(chuàng)新方面比較欠缺（王立高，2016），通常表現(xiàn)為瞻前顧后，畏首畏尾，熱情有余，后勁不足，遇到些許困難就容易打退堂鼓。筆者隨機(jī)訪談了53名大學(xué)生，其中有近75%的人證實了這種表現(xiàn)?？梢哉J(rèn)為，Q31（在做出重大決定時我敢于冒險）和Q25（即使我的想法受到挑戰(zhàn)和質(zhì)疑我也會堅持己見）比Q5和Q11能更好的測量出當(dāng)代中國大學(xué)生的創(chuàng)造力。第三次因素分析結(jié)果表明，14個項目的因素負(fù)荷均高于0.45且能很好地歸入原量表個人或環(huán)境維度。最終保留項目對7對，個人和環(huán)境維度各7個項目，形成中文版量表第二稿。該量表的內(nèi)部一致性α總分是0.858，個人是0.799，環(huán)境是 0.822。

總之，初步修訂后的個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表（PEFSC）具有良好的內(nèi)部一致性信度和結(jié)構(gòu)效度。

4.2 PEFSC中文版的正式施測（信效度檢驗）

采用PEFSC中文版第二稿對732名大學(xué)生進(jìn)行施測，對量表進(jìn)行信效度檢驗。信度分析結(jié)果表明，本量表的α系數(shù)為0.881，個人與環(huán)境維度的α系數(shù)分別為 0.793，0.838。 吳明隆（2010）認(rèn)為，心理量表總量表的信度系數(shù)如果在0.80以上，分量表（或各維度）的信度系數(shù)在0.70以上，表明量表可靠；反之，如果分量表（或各維度）的系數(shù)低于0.60或總量表的系數(shù)低于0.80，則說明量表有問題?？梢?，修訂后的個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表無論從各維度看還是從整體上看信度α系數(shù)都令人滿意，項目內(nèi)部一致性程度高，量表可靠。

探索性因素分析結(jié)果表明，PEFSC中文量表第二稿14個項目的因素負(fù)荷均大于0.45且能很好的歸入到中文量表的個人或環(huán)境維度。用不同樣本分析的結(jié)果再次證實了初測中項目替換的必要性和有效性。驗證性因素分析結(jié)果表明，個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力測量模型擬合良好，量表的聚斂效度和區(qū)分效度均良好。個人和環(huán)境兩維度的相關(guān)較高（0.71）主要是因為本量表是自陳式的，實際上測量的是主觀知覺到的創(chuàng)造力的個人和環(huán)境方面，而并不一定是一種客觀的存在。對環(huán)境的主觀知覺與個人的知覺特點(diǎn)和建構(gòu)風(fēng)格有關(guān)，因此兩個維度相關(guān)較高。PEFSC中文量表總分、兩個維度與威廉斯創(chuàng)造力傾向量表（CAP）總分的相關(guān)很高且顯著，意味著修訂后的個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表具有良好的效標(biāo)效度。原作者用倫科（Runco）的創(chuàng)造力測驗作為效標(biāo)，證實了PEFSC具有良好的效標(biāo)效度。本研究采用CAP作為效標(biāo)是因為它被證實為測量創(chuàng)造力的有效工具而且測量的是個體知覺到的創(chuàng)造力。本研究再次驗證了PEFSC具有理想的效標(biāo)效度。

PEFSC原英文量表經(jīng)過多次修訂驗證后形成PEFSC中文量表最終版，筆者將其名稱確定為大學(xué)生個人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表（PEFSC－R）。修訂后的量表達(dá)到了心理測量學(xué)的要求，具有良好的信效度，可以作為測量中國大學(xué)生創(chuàng)造力的有效工具。PEFSC中文版包括個人、環(huán)境兩個維度，7對14個項目，每個維度7個項目。

5 結(jié)論

本研究可得出如下結(jié)論：中文版?zhèn)€人環(huán)境匹配創(chuàng)造力量表（Person Environment Fit Scale for Creativity，PEFSC－R）具有良好的信效度，可以作為測量中國大學(xué)生創(chuàng)造力的有效工具。