創(chuàng)造力群體差異的抽樣調(diào)查與檢驗分析

蔡 娟，王 勇

（淮陰工學院a.人文學院；b.商學院；c.蘇北發(fā)展研究院，江蘇 淮安 223001）

0 引言

創(chuàng)造力是一種創(chuàng)新與獨特、且有效地解決問題的方式，也可以是一個對事物的新奇表現(xiàn)。從創(chuàng)造力研究的演化歷程來看，已有眾多學者投入到創(chuàng)造力的研究之中，而且已經(jīng)呈現(xiàn)出多元化的研究取向，即由原來單一向度的研究趨向轉(zhuǎn)向多向度及動態(tài)交互作用的取向。單向度創(chuàng)造力觀點是以單一因素來作為創(chuàng)造力的闡釋，而不是一種混合、融入多元因素的結(jié)果，其主要宗旨是指出造成創(chuàng)造力產(chǎn)生與展現(xiàn)僅是一個因素作用下的結(jié)果。這其中主要以“4P”模型來闡釋創(chuàng)造力內(nèi)涵為代表，創(chuàng)造力的“4P”模型即指：歷程說、個人特質(zhì)說、產(chǎn)品說和壓力/環(huán)境說。而多向度觀點則認為創(chuàng)造力是多種因素的構(gòu)成，因此在闡釋創(chuàng)造力概念時需要同時解釋多種因素的相互作用，才能完整說明創(chuàng)造力的意義。例如，創(chuàng)造力是“領(lǐng)域相關(guān)技能”、“創(chuàng)造力相關(guān)技能”和“工作動機”三種因素互動而產(chǎn)生的成果[1]；創(chuàng)造力是三個主要范疇所引發(fā)而出的，這三個范疇包括“個人”、“領(lǐng)域”和“學問”。綜合國內(nèi)外已有的研究成果，本文采用王婕（2014）[2]的觀點，從創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性人格傾向和創(chuàng)造性行為能力三個方面探討青年學生創(chuàng)造力的群體差異。

已有文獻的研究結(jié)果顯示[3-7]，在大部分人口學變項對創(chuàng)造力傾向造成的影響結(jié)論尚未完全達成一致，推論其原因，可能跟樣本的局限性有關(guān)，國內(nèi)外對于創(chuàng)造力傾向的研究大多針對企業(yè)組織員工，目前尚未有能代表青年學生的相關(guān)研究，因此本文以分層抽樣方式取得具有代表性的樣本，針對地方應用型高校青年學生進行人口學特質(zhì)的創(chuàng)造力傾向探討。

1 研究設(shè)計

1.1 研究樣本

本文主要針對江蘇省地區(qū)地方應用型高校中的青年學生為研究樣本，其中包括大專、本科和研究生。共發(fā)放450份問卷，回收428份，問卷回收率為95.1%；剔除漏選等無效問卷，共篩選有效問卷382份，有效問卷回收率為84.8%。問卷調(diào)查樣本具體分布情況如下頁表1所示。

表1 研究樣本的分布特征

1.2 研究工具

已有研究文獻中創(chuàng)造力傾向的測量工具大都采用國外體系所發(fā)展而來的，測量工具要適用于其他文化，除了翻譯的問題之外，是否適應也是一個問題。因此，本文的數(shù)據(jù)資料收集工具采用王婕（2013）以中國大學生為樣本所編寫的創(chuàng)造力問卷[8]。該問卷不僅包含著比一般創(chuàng)造力問卷更廣泛的內(nèi)容，而且更具有文化的適應性。該問卷包含創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向三個維度，共計10個題項，三個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.774、0.774、0.695，具有較好的內(nèi)部一致性信度。問卷采用Llikert五點式（完全符合、比較符合、一般符合、不符合、完全不符合）計分法。

1.3 研究方法

本文首先使用單因子t檢驗、F檢驗及變異數(shù)分析法進行變項各水平間的創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格的差異性檢驗，探究各水平間在各變量上的得分是否有差異，并經(jīng)由Scheffe多重比較法分析水平間的得分差異來源。其次，采用兩因子變異數(shù)分析法，探討兩人口學變項（類別變項）間是否存在交互作用的問題。

2 研究結(jié)果

2.1 創(chuàng)造力差異的單因子分析

（1）不同性別的差異分析

運用獨立樣本t分析已檢驗不同性別青年學生在創(chuàng)造力傾向方面的差異，結(jié)果（如表2所示）表明，男性青年學生和女性青年學生在創(chuàng)造性人格傾向方面存在顯著差異（t=5.29，p＜0.05），具體而言，男性青年學生的創(chuàng)造性人格傾向（M=2.51，SD=0.54）顯著高于女性青年學生（M=2.31，SD=0.66）；而在創(chuàng)造性思維能力和創(chuàng)造性行為能力兩個方面則不存在顯著差異（t=1.37，p＞0.05；t=1.49，p＞0.05）。

表2 不同性別大學生在創(chuàng)造傾向及其各維度的差異比較

（2）獨生子女與否的差異分析

從表2可以發(fā)現(xiàn)，獨生子女與否僅在創(chuàng)造性行為能力方面具有顯著差異（t=2.81，p＜0.01），非獨生子女的青年學生的創(chuàng)造性行為傾向（M=2.67，SD=0.87）顯著高于獨生子女青年學生的創(chuàng)造性行為傾向（M=2.18，SD=0.80）。而在創(chuàng)造性思維能力（t=0.91，p＞0.05）和創(chuàng)造性人格傾向（t=1.38，p＞0.05）方面則不存在顯著差異。

（3）不同專業(yè)的差異分析

本文運用單因子變異數(shù)分析，以初步探究創(chuàng)造力思維能力、創(chuàng)造力能力傾向和創(chuàng)造性人格傾向在不同專業(yè)組的差異，結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，創(chuàng)造性行為能力在不同專業(yè)組中存在顯著差異（F=2.48，p＜0.05）。根據(jù)Scheffe事后檢驗，發(fā)現(xiàn)理工專業(yè)的青年學生的創(chuàng)造性行為能力高于經(jīng)管專業(yè)和文史專業(yè)的青年學生的創(chuàng)造性行為能力；創(chuàng)造性思維能力（F=2.48，p＞0.05）和創(chuàng)造性人格傾向（F=2.48，p＞0.05）在不同專業(yè)中不存在顯著差異。

表3 不同專業(yè)大學生在創(chuàng)造力傾向及各維度的差異比較

（4）不同學歷的差異分析

單因子變異數(shù)分析（如表4所示）顯示，不同學歷在創(chuàng)造性思維能力（F=10.99，p＜0.001）、創(chuàng)造性行為能力（F=3.28，p＜0.05）和創(chuàng)造行人格傾向（F=10.31，p＜0.001）方面均存在顯著差異，且Scheffe事后檢驗表明，研究生學歷的青年學生的創(chuàng)造性思維能力和創(chuàng)造性人格傾向均高于本科學歷的青年學生；研究生學歷的青年學生在創(chuàng)造性行為傾向方面高于大專學歷的青年學生。

表4 不同學歷大學生在創(chuàng)造力傾向差異比較

2.2 創(chuàng)造力差異的雙因子分析

在進行單因子檢驗時，不論男女，都混合了不同專業(yè)、不同學歷與是否是獨生子女的青年學生，因此，在創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格等方面沒有顯著差異，可能是被專業(yè)、學歷和是否是獨生子女的交互作用抵消后的結(jié)果。本文則進一步用雙因子分析來檢驗兩個人口學變量之間是否存在交互作用。

（1）創(chuàng)造力的性別與專業(yè)交互作用

從下頁表5中的校正后模型可以發(fā)現(xiàn)，在不同性別和專業(yè)分組情況下，創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向存在著差異；在主效應方面，性別對創(chuàng)造性思維能力無顯著影響（F=1.13，p＞0.05），性別對創(chuàng)造性行為能力（F=7.36，p＜0.01）和創(chuàng)造性人格傾向（F=11.75，p＜0.001）有顯著影響效果；專業(yè)在創(chuàng)造性人格傾向方面有顯著效果（F=2.48，p＜0.05），而在創(chuàng)造性思維能力（F=0.41，p＞0.05）和創(chuàng)造性行為能力（F=2.03，p＞0.05）方面則無顯著效果。在交互效應方面，創(chuàng)造性行為能力具有顯著影響（F=4.30，p＜0.05）。性別與專業(yè)雙因子變異分析圖如圖1所示。

表5 性別與專業(yè)雙因子變異數(shù)分析

表6 性別與學歷雙因子變異分析

表7 獨生子女與專業(yè)雙因子變異數(shù)分析

表8 獨生子女與學歷雙因子變異分析

圖1 性別與專業(yè)雙因子變異分析圖

（2）創(chuàng)造力的性別與學歷交互作用

表6中的校正后模型顯示，不同性別與學歷分組情況下，創(chuàng)造性思維能力（F=5.85，p＜0.01）與創(chuàng)造性人格傾向（F=4.93，p＜0.01）存在顯著差異，而創(chuàng)造性行為能力（F=1.57，p＞0.05）則無顯著差異；在主效應方面，性別、學歷在創(chuàng)造性思維能力和創(chuàng)造性人格傾向方面均呈現(xiàn)顯著效果；而在創(chuàng)造性行為能力方面則無顯著效果；在交互效應方面，性別與學歷在創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向方面均無顯著效果。

（3）創(chuàng)造力的獨生子女與否與專業(yè)交互作用

從表7中校正后模型的F值可以發(fā)現(xiàn)，獨生子女與否及專業(yè)分組下，創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向均無顯著差異；在主效應方面，獨生子女在創(chuàng)造性行為能力（F=3.61，p＜0.05）上具有顯著效果，而獨生子女在創(chuàng)造性思維能力與創(chuàng)造性人格傾向方面則無顯著效果；專業(yè)在創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向方面均無顯著效果；在交互作用方面，獨生子女與專業(yè)在創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向上均無顯著效應。

（4）創(chuàng)造力的獨生子女與否與學歷交互作用

表8中的校正后模型F值表明，獨生子女與否和學歷分組下，創(chuàng)造性思維能力和創(chuàng)造行人格傾向具有顯著差異；在主效應方面，獨生子女在創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向上均為無顯著效果，而學歷則在創(chuàng)造性思維能力和創(chuàng)造性人格傾向上具有顯著效果，在創(chuàng)造性行為能力上無顯著效果；在交互效應方面，獨生子女與學歷在創(chuàng)造性人格傾向上具有顯著效果，其交互作用如圖2所示。

圖2 獨生子女與否與學歷雙因子變異分析圖

3 結(jié)論與展望

3.1 結(jié)論

本文以地方應用型本科高校青年學生為研究對象，探討創(chuàng)造力傾向的群體差異，研究結(jié)果表明：從總體看，地方應用型本科高校中的青年學生并沒有表現(xiàn)出較高的創(chuàng)造力傾向，無論是以性別分組、學歷分組、專業(yè)分組，還是以獨生子女與否分組，創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向的均值大部分小于均值3.00，這一結(jié)論與張琦（2014）、李慶豐和胡萬山（2016）的研究結(jié)果似乎并不一致。因此，在當代高等教育教學中應該有針對性地強化青年學生的創(chuàng)造力教育與訓練，盡可能做到因人而異、因材施教；同時不斷優(yōu)化青年學生的知識結(jié)構(gòu)，擴展知識廣度，拓展知識前沿。加強高等教育無疑是提升青年學生的創(chuàng)造力傾向的策略之一，但是青年學生的自主學習則是擴大自身知識面，優(yōu)化知識結(jié)構(gòu)，不斷增強創(chuàng)造性行為中的計劃性與體驗性，進而提升創(chuàng)新能力的內(nèi)在驅(qū)動力[8]。因此，從青年學生自身來講，青年學生應該樹立自我學習意識，積極參與各種課外學習和實踐，以提升生自身創(chuàng)造力傾向。

從各項人口學變量差異來看，青年學生在創(chuàng)造性思維能力方面并沒有顯著差異，這意味著社會、高校以及家庭在看待和認可不同性別、學歷、專業(yè)以的青年學生創(chuàng)造性思維能力上，不應該有懸殊，理應一視同仁。相反，青年學生則在創(chuàng)造性行為能力方面存在顯著差異，即不同性別、學歷和專業(yè)的青年學生更為缺少的是創(chuàng)造性行為能力。具體地說，女性青年學生在創(chuàng)造性行為能力方面的表現(xiàn)較弱，這可能是由于傳統(tǒng)男女角色的分化，使男女青年學生在某些能力或創(chuàng)造行為發(fā)展上，可能有差別。當然，隨著現(xiàn)代化社會進程的不斷推進，這一結(jié)論還有待于進一步加以驗證。盡管如此，我們應該做的是如何鼓勵當代青年學生從事創(chuàng)造性行為，如何給他們提供更多的展示創(chuàng)造性行為的機會，進而提升其創(chuàng)造性行為能力，特別是女性青年學生。在學歷方面，學歷愈高，創(chuàng)造性人格傾向、創(chuàng)造性思維能力和創(chuàng)造性行為能力越高，其主要是因為隨著學歷的提升，青年學生在知識面和知識結(jié)構(gòu)方面都有了一定程度的提升，當然隨著學歷的提升，對青年學生的創(chuàng)新能力要求也隨之提升。因此，從一定意義上講，提升青年學生學歷是提升其創(chuàng)造力傾向的有效路徑之一。

在交互作用方面，本文發(fā)現(xiàn)，性別與專業(yè)對創(chuàng)造性行為能力存在交互影響，即文史類專業(yè)的男性青年學生的創(chuàng)造性行為傾向較高，這明顯地說明了文史類專業(yè)青年學生的創(chuàng)造性行為能力已經(jīng)在發(fā)生改變，文史類專業(yè)青年學生為了適應競爭激烈的就業(yè)環(huán)境和工作環(huán)境，實現(xiàn)自我成長，不再僅僅滿足于理論知識的貯存，提升創(chuàng)新能力也是其必修的功課之一。國內(nèi)學者李慶豐和胡萬山（2016）的實證研究結(jié)果顯示“人文社會科學專業(yè)類學生的創(chuàng)造力傾向發(fā)展水平最高”。因此，本文的結(jié)果與他們的研究結(jié)論基本一致。此外還發(fā)現(xiàn)，獨生子女與學歷對創(chuàng)造性人格傾向存在顯著的交互作用，即學歷較高的獨生子女的創(chuàng)造性人格傾向明顯較高。這可能與獨生子女和非獨生子女所接受的家庭教育和學校教育有關(guān)聯(lián)，一方面由于家庭中只有一個孩子，父母會將全部的資本投入到孩子的教育上，這使得獨生子女擁有相對較好的學習環(huán)境和條件，另一方面由于獨生子女沒有兄弟姐妹，所以當其遇到事情的時候理所當然需要自己去做，因此擁有較高學歷的獨生子女的創(chuàng)造性人格傾向明顯較高。

3.2 研究展望

盡管本文在實證基礎(chǔ)上得到了一些有意義的結(jié)論，但是依然需在一些需要進一步深入研究的問題：首先，本文以問卷發(fā)放方式作為收集資料的工具，而基于時間和資源等方面的原因，無法將調(diào)查對象擴及到更大范圍。因此，將更多青年學生納入研究范圍，進一步分析不同群體青年學生在創(chuàng)造力方面所表現(xiàn)出的差異，是未來需要探討的問題。其次，受限于調(diào)查問卷的原始設(shè)計，無法精確測量個體在創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向等方面的具體排序，因此也就無法進一步檢驗個體在創(chuàng)造性思維能力、創(chuàng)造性行為能力和創(chuàng)造性人格傾向的排序是否具有群體差異性。基于此，未來可以更加細致探討不同方面的創(chuàng)造性能力和傾向性傾向的重要性對個體層面工作結(jié)果的影響。最后，盡管本文顯示，當代青年學生的創(chuàng)造力因不同的人口學變量而有所差異，但是本文的依據(jù)是橫截面數(shù)據(jù)，同時以創(chuàng)造力延伸的相關(guān)問題卻依然有差異性影響，未來研究可以在此基礎(chǔ)上，采用長期追蹤樣本（縱向數(shù)據(jù)）來探討其變化過程。