創(chuàng)造性認知風格、創(chuàng)造性人格與創(chuàng)造性思維的關系

張洪家　汪玲　張敏

摘要 對315名初中生施測Kirton適應創(chuàng)新認知風格問卷、Williams創(chuàng)造性傾向量表和Torrance創(chuàng)造性思維測驗任務，以考察創(chuàng)造性認知風格、創(chuàng)造性人格與創(chuàng)造性思維之間的關系。相關分析表明，在創(chuàng)造性認知風格中，效率性、規(guī)則性均與創(chuàng)造性思維呈顯著負相關；在創(chuàng)造性人格中，冒險性、好奇心及挑戰(zhàn)性均與創(chuàng)造性思維顯著正相關。回歸分析進一步表明，在創(chuàng)造性認知風格中，創(chuàng)新性、效率性分別正向、負向預測創(chuàng)造性思維，在創(chuàng)造性人格中，好奇心正向預測創(chuàng)造性思維；對回歸系數(shù)的逐步檢驗發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新性維度通過創(chuàng)造性人格而對創(chuàng)造性思維具有間接的積極影響。結構方程模型結果則顯示，創(chuàng)新性維度、規(guī)則性維度以創(chuàng)造性人格為中介分別對創(chuàng)造性思維發(fā)生間接的積極、消極影響?？梢?，創(chuàng)新認知風格有利于創(chuàng)造性思維，而適應認知風格不利于創(chuàng)造性思維；創(chuàng)造性人格有利于創(chuàng)造性思維；創(chuàng)造性人格在創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維之間具有一定的中介作用，創(chuàng)新性認知風格通過創(chuàng)造性人格而促進創(chuàng)造性思維，規(guī)則性認知風格通過創(chuàng)造性人格而抑制創(chuàng)造性思維。

關鍵詞 創(chuàng)造性認知風格，創(chuàng)造性人格，創(chuàng)造性思維。

分類號 B848

1引言

創(chuàng)造性思維被視為創(chuàng)造性的核心（Krumm，Lemos，&Filippetti;，2014；孫鵬，鄒泓，杜瑤琳，2014）。個體因素對創(chuàng)造性思維的影響一直是創(chuàng)造性研究的重要領域（Hughes，F(xiàn)urnham，&Batey;，2013），其中創(chuàng)造性認知風格、創(chuàng)造性人格的影響受到較為廣泛的關注。

Kirton（2003）的適應創(chuàng)新認知風格理論（adaption-innovation cognitive style theory）提出了適應創(chuàng)新這一對認知風格，作為對傳統(tǒng)的場依存一場獨立等認知風格的補充。適應認知風格的個體喜歡用現(xiàn)有的方法和體系來解決問題，他們較為關注方案的“有用性”，在進行創(chuàng)造活動時，常常采取“同化”的行為策略，主張基于原有方案的基礎上進行逐步的改進和完善；創(chuàng)新認知風格的個體則往往忽視現(xiàn)有的方法，傾向于尋找新異的方法和途徑解決問題，他們較為關注方案的“獨特性”，在進行創(chuàng)造活動時，常常采取“順應”的行為策略，主張打破原有的思維范式，尋求新穎的解決方式。由于適應-創(chuàng)新認知風格指個體所偏好使用的創(chuàng)造性表達方式，因此又被稱為“創(chuàng)造性認知風格（creative style）”（Isaksen&Dorva;l，1993；Hartlev&Plucker;，2012）。創(chuàng)造性認知風格包含創(chuàng)新性（originality）、效率性（efficiency）和規(guī)則性（rule）三個維度。創(chuàng)新性指個體思維靈活、想象力豐富、好奇心強、善于從意想不到的角度考慮問題、富有挑戰(zhàn)精神和冒險精神；效率性指個體謹慎、細致、持久性強、善于在常規(guī)工作中高效率地完成任務、注重細節(jié)和正確率；規(guī)則性指個體樂于遵守規(guī)則、服從性強、不善于打破常規(guī)。適應認知風格與創(chuàng)新認知風格最大的差異在于它們對“改變”具有不同的偏好（Kirton，2003），適應風格者無法容忍過度的改變，而創(chuàng)新風格者則無法容忍固守常規(guī)。

關于創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維的關系，適應創(chuàng)新認知風格理論認為，創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維不相關（Kirton，2003），換句話說，不論適應風格者還是創(chuàng)新風格者，都可能具有較高的創(chuàng)造性，只不過他們在進行創(chuàng)造活動時所采取的方式、方法不同。一些研究支持了這一論點，如Kirton（1978）發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維之間無顯著相關，Gerhardt和cashman（1980）也報告，創(chuàng)造性認知風格與遠距離聯(lián)想測驗之間僅呈微弱相關。但也有研究報告了相反的結果（Ee，Seng，&Kwang;，2007；Phelan&Young;，2003；Puccio，Talbot，&Joniak;，2000；羅瑾璉，楊玉智，2009），這些研究均報告，創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維之間關系密切；與適應風格者相比，創(chuàng)新風格者具有更高的流暢性（Puccio et a1.，2000）、變通性（Gelade，1995）、獨創(chuàng)性（Gelade，1995）和冒險性（Ee et a1.，2007）。Puccio，Treffmger和Talbot（1995）認為，創(chuàng)新風格者所具有的個性特征是創(chuàng)造性思維所不可或缺的，而適應風格者的某些特質(zhì)則會抑制創(chuàng)造性思維?？傊?，關于創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維的關系，迄今仍存在爭論（Hartley&Plucker;，2012）。

創(chuàng)造性人格（creativepersonality）最初由吉爾福特提出，指與創(chuàng)造性有關的人格特征。研究表明，很多人格特征都對創(chuàng)造性思維具有顯著的預測作用（Hughes et a1.，2013；李西營，劉小先，申繼亮，2014），這些人格特征包括冒險性、探索欲、想象力、挑戰(zhàn)性、開放性、直覺力、懷疑性、堅持性、內(nèi)部動機、模糊容忍性等（Cheng，Kim，&Hull;，2010）。總的來說，盡管也有研究結論指出，創(chuàng)造性人格對創(chuàng)造性思維并不具有預測作用（Hailer&Courvoisier;，2010），但大多數(shù)研究都支持創(chuàng)造性人格對創(chuàng)造性思維的積極影響。而且，也有研究者認為，即使創(chuàng)造性人格不能預測創(chuàng)造性產(chǎn)出，但亦能引發(fā)更多的創(chuàng)造性行為（Sternberg&Lubart;，1995）。

綜上所述，關于創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維的關系，已有研究尚未取得一致結論，且已有研究雖然考察了創(chuàng)造性認知風格對創(chuàng)造性思維的影響，然而并未涉及到這些影響究竟通過怎樣的途徑而發(fā)生，因此，這一問題尚具有一定的探索空間。如前文所述，文獻表明人格因素對創(chuàng)造性思維具有重要影響（Hughes et a1.，2013；李西營等，2014），而創(chuàng)造性認知風格與大五人格之間具有密切關系，在開放性上得分高的個體更傾向于創(chuàng)新認知風格，而在宜人性和責任感上得分高的個體更傾向于適應認知風格（Kwang&Rodrigues;，2002；vonWittich&Antonakis;，2011）；且Kirton（2003）提出的適應創(chuàng)新認知風格理論也指出，不同風格的個體具有不同的個性特點，適應風格者傾向于具有謹慎、細心、膽怯、高自我懷疑、反對冒險和教條主義的特質(zhì)，而創(chuàng)新風格者傾向于具有思維靈活、想象豐富、堅定自信、低自我懷疑、敢于冒險、勇于嘗試的特質(zhì)。可見，創(chuàng)造性認知風格與個性特征之間具有密切的關系。因此，基于以上分析，本研究擬結合創(chuàng)造性人格探討創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維的關系，我們假設，創(chuàng)造性認知風格對創(chuàng)造性思維的影響有可能是以創(chuàng)造性人格為中介而發(fā)生的（見圖1）。

具體來說，本研究擬采用Kirton適應創(chuàng)新認知風格問卷、Williams創(chuàng)造性傾向量表、Torrance創(chuàng)造性思維測驗，運用相關分析、回歸分析、結構方程模型等統(tǒng)計技術，考察創(chuàng)造性認知風格、創(chuàng)造性人格與創(chuàng)造性思維的關系?；谝延形墨I，提出以下假設：假設1：創(chuàng)新認知風格有利于創(chuàng)造性思維，而適應認知風格不利于預測創(chuàng)造性思維；假設2：創(chuàng)造性人格有利于創(chuàng)造性思維；假設3：創(chuàng)造性人格在創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維之間具有中介作用。

2方法

2.1被試

樣本為北京市三所中學3l 5名初中生（男166人，女149人，初一154人，初二161人），被試年齡范圍為12-15歲。班級集中施測，心理學專業(yè)研究生主持。每位被試在實驗后得到一份文具禮品。

2.2工具

《適應創(chuàng)新認知風格問卷》（Kirtonadaption-innovationinventory，KAI）（Kirton，1976），用于測量個體的創(chuàng)造性認知風格，包含創(chuàng)新性、效率性和規(guī)則性三個維度，創(chuàng)新性測量創(chuàng)新認知風格；而效率性和規(guī)則性測量適應認知風格。該問卷被證明具有良好的信效度（Kirton，2003；von Wittich&Antonakis;，2011）。本研究中，我們對KAI量表進行了中文版修訂，將英文版量表翻譯為中文版量表，并對個別條目調(diào)整了其中的詞語表述，以更貼近學生群體的日常生活。修訂后的量表具有較好的結構效度（x²/df=2.06，CFI=0.89，GFI=0.87，AGFI=0.85，TLI=0.87，RMSEA=0.05）；總量表及各維度的Cronbach α系數(shù)在0.78-0.83之間，其分半信度在0.69-0.85之間。

《威廉姆斯創(chuàng)造性傾向量表》（Williamsprefer measurement forms，WPMF）（林幸臺、王木榮，1997），用于測量創(chuàng)造性人格，包含冒險性、好奇心、想象力和挑戰(zhàn)性四個維度。該量表在國內(nèi)外應用廣泛，具有較好的信度和效度（羅曉路，林崇德，2006；聶衍剛，鄭雪，2005）。本研究中，總量表及分量表的Cronbach II系數(shù)在0.74-0.89之間，其分半信度在0.81-0.90之間。

《托蘭斯創(chuàng)造性思維測驗》（Torrance tests focreativity thinking，TTCT）（Torrance，1974）任務，用于測量創(chuàng)造性思維。TTCT是創(chuàng)造性思維評定的經(jīng)典工具，其信效度在大量研究中得到檢驗（Krumm et a1.，2014）。本研究選取了TTCT文字分測驗中的空罐子任務、圖形分測驗中的平行線任務兩個任務。評分由經(jīng)過培訓的3名研究生按照TTCT評分手冊進行，評定可獲得流暢性、變通性和獨創(chuàng)性三個指標的得分。三個指標的評分者信度分別為0.99，0.93和0.97。在合成創(chuàng)造性思維總分時，首先將三個指標的原始得分轉(zhuǎn)化為標準分，然后取三者總和。

3結果

3.1創(chuàng)造性認知風格，創(chuàng)造性人格與創(chuàng)造性思維的描述統(tǒng)計

表1呈現(xiàn)了創(chuàng)造性認知風格、創(chuàng)造性人格及創(chuàng)造性思維各維度的均值、標準差及變量間的相關系數(shù)。相關分析表明，創(chuàng)造性認知風格中的效率性、規(guī)則性維度均與創(chuàng)造性思維呈顯著負相關，創(chuàng)新性維度與創(chuàng)造性思維相關不顯著；創(chuàng)造性人格中的冒險性、好奇心及挑戰(zhàn)性維度均與創(chuàng)造性思維呈顯著正相關，想象力維度與創(chuàng)造性思維相關不顯著。

3.2創(chuàng)造性認知風格、創(chuàng)造性人格與創(chuàng)造性思維的回歸分析

為考察創(chuàng)造性認知風格、創(chuàng)造性人格對創(chuàng)造性思維的影響，以創(chuàng)造性認知風格和創(chuàng)造性人格各維度為自變量，以創(chuàng)造性思維總分為因變量，進行回歸分析。結果表明，在創(chuàng)造性認知風格中，創(chuàng)新性顯著正向預測創(chuàng)造性思維（β=0.15，p<0.05），效率性顯著負向預測創(chuàng)造性思維（β=-0.17，p<0.05），而規(guī)則性不能顯著預測創(chuàng)造性思維（β=-0.10，p>0.05）；在創(chuàng)造性人格中，好奇心顯著正向預測創(chuàng)造性思維（β=0.20，p<0.05），冒險性不能顯著正向預測創(chuàng)造性思維（β=0.12，p>0.05），想象力不能顯著預測創(chuàng)造性思維（β=0.07，p>0.05），挑戰(zhàn)性亦不能顯著預測創(chuàng)造性思維（β=0.04，p>0.05）。上述結果顯示，創(chuàng)造性認知風格中的創(chuàng)新性維度（屬于創(chuàng)新認知風格）、效率性維度（屬于適應認知風格）對創(chuàng)造性思維分別具有顯著的正向、負向的預測；創(chuàng)造性人格中的好奇心維度對創(chuàng)造性思維具有顯著正向預測。

3.3創(chuàng)造性人格對創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維的中介作用分析

為考察創(chuàng)造性人格在創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維之間的中介作用，我們首先采用逐步檢驗回歸系數(shù)的方法（溫忠麟，葉寶娟，2014；溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云，2004）對中介效應進行檢驗。

分別以創(chuàng)造性認知風格的創(chuàng)新性、效率性和規(guī)則性三個維度得分為自變量，以創(chuàng)造性人格總分為中介變量，以創(chuàng)造性思維總分為因變量，進行三步回歸分析。結果表明，在創(chuàng)新性維度上，未引入創(chuàng)造性人格之前（見表2第一步），創(chuàng)新性對創(chuàng)造性思維的主效應顯著（β=0.15，p<0.05）；創(chuàng)新性對創(chuàng)造性人格的主效應顯著（β=0.55，p<0.05）（見表2第二步）；引入創(chuàng)造性人格后（見表2第三步），創(chuàng)新性對創(chuàng)造性思維的主效應不顯著（β=0.09，p>0.05），且創(chuàng)造性人格對創(chuàng)造性思維的主效應顯著（β=0.14，p<0.05）；這說明，創(chuàng)造性人格在創(chuàng)新性認知風格與創(chuàng)造性思維之間具有完全中介作用，中介效應占總效應的47%。在效率性維度上，效率性對創(chuàng)造性人格的主效應不顯著（β=0.04，p>0.05），因此不存在中介效應。在規(guī)則性維度上，規(guī)則性對創(chuàng)造性思維的主效應不顯著（β=-0.10，p>0.05），故中介效應也不成立?？傊?，逐步檢驗回歸系數(shù)的結果表明，創(chuàng)造性認知風格的創(chuàng)新性維度以創(chuàng)造性人格為中介而對創(chuàng)造性思維具有間接的正向預測，但創(chuàng)造性人格對于創(chuàng)造性認知風格的效率性、規(guī)則性與創(chuàng)造性思維的關系均不具有中介作用。

為進一步探討創(chuàng)造性人格對于創(chuàng)造性認知風格和創(chuàng)造性思維的中介作用，我們又采用結構方程模型對變量之間的關系進行了檢驗。基于已有文獻以及上述統(tǒng)計結果，我們構建了創(chuàng)造性認知風格、創(chuàng)造性人格與創(chuàng)造性思維之間的原始模型（見圖2），該模型假定，創(chuàng)新性、效率性、規(guī)則性既可以直接預測創(chuàng)造性思維，也可以通過創(chuàng)造性人格間接預測創(chuàng)造性思維。

采用AMOS21.0，均值補全缺失值，且所有變量中心化后，進行路徑分析。結果顯示，原始模型基本可以接受，但有些指標并不十分理想，x²（28）=68.4l，p<0.05，X²/df=2.44，NFI=0.95，IFI=0.97，TLI=0.95，CFI=0.97，RMSEA=0.08，ECVI=0.48，且有的路徑系數(shù)未達到顯著水平。故根據(jù)修正指數(shù)及路徑系數(shù)對模型進行了調(diào)整，最終得到圖3所示的調(diào)整模型，該模型擬合優(yōu)秀，X²（24）=33.22，p>0.05，X²/df=1.38，NFI=0.98，IFI=0.99，TLI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.04，ECVI=0.38。

調(diào)整模型顯示，創(chuàng)造性認知風格的效率性維度對創(chuàng)造性思維具有直接的負向預測（β=-0.17，p<0.01）；創(chuàng)造性人格對創(chuàng)造性思維具有直接的正向預測（β=0.25，p<0.001）；而創(chuàng)造性認知風格的創(chuàng)新性維度顯著正向預測創(chuàng)造性人格（β=0.58，p<0.001），規(guī)則性顯著負向預測創(chuàng)造性人格（β=-0.1l，p<0.05）。因此，創(chuàng)造性人格在規(guī)則性與創(chuàng)造性思維之間具有完全中介作用（中介效應值ab=-0.03，p<0.05），規(guī)則性以創(chuàng)造性人格為中介而抑制創(chuàng)造性思維，且創(chuàng)造性人格在創(chuàng)新性與創(chuàng)造性思維之間也具有完全中介作用（中介效應值ab=0.15，p<0.01），創(chuàng)新性以創(chuàng)造性人格為中介而促進創(chuàng)造性思維?？傊?，創(chuàng)造性認知風格在一定程度上可以通過創(chuàng)造性人格進而對創(chuàng)造性思維產(chǎn)生間接影響，這種間接影響主要體現(xiàn)在創(chuàng)造性認知風格的創(chuàng)新性維度和規(guī)則性維度上，而效率性維度對于創(chuàng)造性思維的影響無須借助于創(chuàng)造性人格的中介就可以直接發(fā)生。

4討論

4.1創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維的關系

本研究表明，創(chuàng)新認知風格（創(chuàng)新性維度）有利于創(chuàng)造性思維，而適應認知風格（效率性、規(guī)則性）不利于創(chuàng)造性思維。Kirton（2003）認為，創(chuàng)造性認知風格并不決定創(chuàng)造性思維的高低，而只是影響個體在進行創(chuàng)造性活動時所采取的方式方法。但是，以Puccio等人為代表的研究者則認為，創(chuàng)新認知風格有利于創(chuàng)造性思維，而適應認知風格抑制創(chuàng)造性思維（Ee et a1.，2007；Phelan&Young;，2003；Puccio et a1.，1995，2000；羅瑾璉，楊玉智，2009）。本研究的結果支持后一種觀點，即創(chuàng)新認知風格有利于創(chuàng)造性思維，而適應認知風格不利于創(chuàng)造性思維。

適應風格者傾向于使用既定的模式或程序而不質(zhì)疑其可行性，而創(chuàng)新風格者更樂意冒險挑戰(zhàn)公認的方法，較少受到規(guī)則的約束（Puccio et a1.，1995），這可能是導致創(chuàng)新風格者在創(chuàng)造性思維方面存在優(yōu)勢的原因之一。Gelade（1995）認為，創(chuàng)新風格者的心理分化水平較高，在創(chuàng)造時不易依賴經(jīng)驗和常規(guī)的解決方法；而適應風格者的心理分化水平較低，在處理問題時更可能依賴已有的經(jīng)驗，從而也可能造成不同創(chuàng)造性認知風格者在創(chuàng)造性思維上存在一定差異。此外，適應風格者喜歡采用“漸進性（evolutionary）”的問題解決方式（Puccio et a1.，2000），傾向于在原經(jīng)驗的基礎上做小幅度的改變；而創(chuàng)新風格者則喜歡采用“變革性（revolutionary）”的問題解決方式（Puccio eta1.，2000），傾向于打破固有范式的束縛，實現(xiàn)“突破式”創(chuàng)新。換句話說，適應風格者傾向于采取“保守而謹慎”的方式，而創(chuàng)新風格者傾向于采取“冒進而開放”的方式，而這可能會導致創(chuàng)造性產(chǎn)出的高低。

然而，近年來也出現(xiàn)了不同的聲音，基于適應創(chuàng)新風格與創(chuàng)新認知風格在創(chuàng)造性表達方面的不同，有學者將創(chuàng)造力分為漸進性創(chuàng)造力（incremental creativity）和突破性創(chuàng)造力（radicalcreativity）（Madjar，Greenberg，&Chen;，2011；張勇，龍立榮，賀偉，2014），漸進性創(chuàng)造力與適應認知風格相聯(lián)系，指對現(xiàn)有的框架體系僅做少量的改變，偏重于改進（modification）；而突破性創(chuàng)造力與創(chuàng)新認知風格相聯(lián)系，指提出完全不同的新點子或新想法，偏重于改變（change）。也有學者認為，創(chuàng)造力可以分為兩個維度，兩個維度分別對應于適應認知風格（含TTCT的精進性、標題抽象性）和創(chuàng)新認知風格（含TTCT的流暢性、獨創(chuàng)性）（Kim，2006；Kim，Cramond，&Bandalos;，2006）。這提示我們，創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維之間在構念上可能存在交疊，創(chuàng)造性認知風格也可能是創(chuàng)造性思維的一部分，因此在判斷創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維的關系時需考慮到這種復雜性的存在。

4.2創(chuàng)造性人格對創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維的中介作用

逐步檢驗回歸系數(shù)和結構方程模型的結果均表明，創(chuàng)造性認知風格的創(chuàng)新性維度以創(chuàng)造性人格為中介而對創(chuàng)造性思維具有間接的正向預測，這表明創(chuàng)造性人格在創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維之間具有一定的中介作用。如前所述，研究者傾向于認為創(chuàng)造性認知風格對于創(chuàng)造性思維具有一定的影響（Ee et a1.，2007；Phelan&Young;，2003；Puccio et a1.，1995，2000），而創(chuàng)造性認知風格與大五人格之間具有密切關系（Kwang&Rodrigues;，2002；Wittich&Antonakis;，2011），且不同風格的個體具有不同的人格特點，比如適應風格者更為謹慎、自我懷疑較高而創(chuàng)新風格者勇于嘗試、自我懷疑較低（Kirton，2003），人格因素又與創(chuàng)造性思維具有密切關系（Hughes et a1.，2013；李西營等，2014），因此，創(chuàng)造性人格可能是創(chuàng)造性認知風格影響創(chuàng)造性思維的中介變量。換言之，創(chuàng)造性認知風格可能會影響個體的創(chuàng)造性人格，并進而對創(chuàng)造性思維產(chǎn)生間接影響。根據(jù)適應創(chuàng)新認知風格理論（Kirton，2003），創(chuàng)新認知風格的個體對外界的事物和觀點充滿興趣和探索欲望，他們敢于冒險、富于挑戰(zhàn)、思維靈活，而這些個性特質(zhì)恰恰是創(chuàng)造性思維的顯著預測變量（Hartley&Plucker;，2012；Kwang&Rodrigues;，2002；羅曉路，林崇德，2006；朱海雪，張慶林，2014）。而適應認知風格的個體過于追求效率和正確率，囿于外部規(guī)則的限制，只能在現(xiàn)有范式內(nèi)尋求答案（wittich&Antonakis;，2011），從而變得過于謹慎、高自我懷疑、不敢冒險，最終限制了思維的廣度和靈活性。

不過，在創(chuàng)造性認知風格的規(guī)則性維度上，逐步檢驗回歸系數(shù)的方法和結構方程模型的結果卻不太一致，逐步回歸系數(shù)的檢驗中，規(guī)則性沒有進入模型，但結構方程模型則顯示，規(guī)則性會以創(chuàng)造性人格為中介而對創(chuàng)造性思維發(fā)生間接的負向預測。對此，一方面我們認為可能存在著某個其它的變量，共同作用于規(guī)則性與創(chuàng)造性思維，進而導致了遮蔽效應的發(fā)生（MacKinnon，2008；溫忠麟，葉寶娟，2014）；另一方面，我們認為這可能是統(tǒng)計方法所導致的差異，結構方程模型由于能夠同時考察多個變量之間的各種復雜關系，且將誤差項納入模型之中，因此可能對于較為微弱的中介效應也能完成探測。

本研究有助于厘清創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維的關系，以及這種關系發(fā)生的可能途徑（即以創(chuàng)造性人格作為中介），因而具有較高的理論意義。同時，本研究對于學校及企業(yè)中的創(chuàng)造性促進也具有一定的啟示意義，比如，強化適宜的認知風格、培養(yǎng)積極的創(chuàng)造性人格可能是促進創(chuàng)造性的有效途徑。

本研究的局限之一在于，樣本僅包含初中生，因此在將結論推廣至其他年齡群體時應持謹慎態(tài)度。此外，在創(chuàng)造性認知風格的規(guī)則性維度、創(chuàng)造性人格和創(chuàng)造性思維之間的關系上，可能存在某個或某些其它變量的隱性影響，從而導致了遮蔽效應的存在，因此，未來研究可嘗試對此做進一步的探討，從而促進我們對于上述變量之間關系更為清晰、深入的理解。

5結論

創(chuàng)新認知風格有利于創(chuàng)造性思維，適應認知風格不利于創(chuàng)造性思維；創(chuàng)造性人格有利于創(chuàng)造性思維；創(chuàng)造性人格在創(chuàng)造性認知風格與創(chuàng)造性思維之間具有一定的中介作用，創(chuàng)新性認知風格通過創(chuàng)造性人格而促進創(chuàng)造性思維，規(guī)則性認知風格通過創(chuàng)造性人格而抑制創(chuàng)造性思維。