Emīls Kālis RADOŠA POTENCIĀLA NOVĒRTĒŠANAS

Transcription

DAUGAVPILS UNIVERSITĀTE
Sociālo zinātņu fakultāte
Sociālās psiholoģijas katedra
Emīls Kālis
RADOŠA POTENCIĀLA NOVĒRTĒŠANAS
METODOLOĢIJA:
TESTS RADOŠAI DOMĀŠANAI – ATTĒLU VEIDOŠANA
Personības psiholoģija
PROMOCIJAS DARBS
(Tematiski vienota zinātnisko publikāciju kopa)
Darba zinātniskais vadītājs:
Dr.habil.psych., Dr.habil. paed., prof. Aleksejs Vorobjovs
Daugavpils, 2015
SATURS
ORĢINĀLRAKSTU UN ORIĢINĀLDARBU SARAKSTS .................................................. 3
1. IEVADS ............................................................................................................................. 10
1.1. Radoša potenciāla novērtēšana .................................................................................... 10
1.2. Radoša potenciāla novērtēšana kreativitātes pētniecībā Latvijā. ................................. 13
1.3. Pētījuma mērķi............................................................................................................. 16
2. METODES ......................................................................................................................... 17
2.1. Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana ................................................................ 17
2.2. Mērījumu modeļi strukturālo vienādojumu modelēšanas metodoloģijā ...................... 21
2.2.1. Metodoloģijas vispārējie principi ......................................................................... 21
2.2.2. Mērījuma modeļa parametru novērtēšanas metode .............................................. 22
2.2.3. Mērījuma modeļa piemērotības novērtēšana ........................................................ 23
2.2.4. Mērījuma modeļa orientēta ticamības aprēķināšana............................................. 23
2.2.5. Mērījuma modeļa stabilitāte ................................................................................. 24
2.2.6. Datorprogrammas metodoloģijas pielietošanai .................................................... 25
3. REZULTĀTI UN DISKUSIJA .......................................................................................... 26
3.1. Raksts (I) ..................................................................................................................... 26
3.2. Raksts (II) .................................................................................................................... 54
3.3. Raksts (III) ................................................................................................................... 77
3.4. Raksts (IV)................................................................................................................. 103
3.5. Ziņojums (I) ............................................................................................................... 133
3.6. Ziņojums (II) ............................................................................................................. 149
3.7. Rokasgrāmata ............................................................................................................ 183
SECINĀJUMI ...................................................................................................................... 329
NOBEIGUMS ...................................................................................................................... 331
LITERATŪRAS SARAKSTS ............................................................................................. 332
RADOŠA POTENCIĀLA NOVĒRTĒŠANAS METODOLOĢIJA
3
ORĢINĀLRAKSTU UN ORIĢINĀLDARBU SARAKSTS
Promocijas darbs ietver sevī 4 zinātniskos rakstus, 2 ziņojumus un
paplašināto „Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana” latviešu versijas
paplašināto vērtēšanas rokasgrāmatu:
Raksts I. Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2014). Investigation of Psychometric
Properties of the Test for Creative Thinking – Drawing Production: Evidence
from Study in Latvia. The Journal of Creative Behavior. doi: 10.1002/jocb.68.
Datu bāzes: Social Sciences Citation Index, Web of Science (Thomson Reuters)
SCOPUS (Elsevier), EBSCO, PsychINFO (APA) u.c. datu bāzes.
Raksts II. Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2013). Indicators of Creative Potential in
Drawings: Proposing New Criteria for Assessment of Creative Potential with
the Test for Creative Thinking – Drawing Production. Baltic Journal of
Psychology, 14 (1, 2), 22–37. Datu bāzes: EBSCO.
Raksts III. Kālis, E., Vorobjovs, A., & Roķe-Reimate, L. (2014). Assessing Originality
with the Test for Creative Thinking–Drawing Production, Baltic Journal of
Psychology, 15, 45-63. Datu bāzes: EBSCO.
Raksts IV. Kālis, E. Vorobjovs, A., Roķe-Reimate L. & Krūmiņa, I. (2015). Test for
Creative Thinking – Drawing Production: factor structure, construct validity
and measurement models. European Journal of Psychological Assessment.
Manuscript submitted for publication. Datu bāzes: Current Contents/Social and
Behavioral Sciences (CC/S&BS), Social Sciences Citation Index (SSCI), Social
SciSearch, PsycINFO, Psychological Abstracts, PSYNDEX, ERIH, and
Scopus.
Ziņojums I. Kālis, E. & Roķe-Reimate L. (2015). Testa radošai domāšanai – attēlu
veidošana standartizācijas pētījums Latvijas vispārizglītojošo skolu 5. klašu
skolēniem. Ziņojums.
Ziņojums II. Kālis, E. (2015). Testa radošai domāšanai – attēla veidošana
standartizācijas pētījums Latvijas studentu izlasē. Ziņojums.
Rokasgrāmata. Kālis, E., Roķe-Reimate, L., Krūmiņa I. & Kāle, D. (2015). Tests
radošai domāšanai – attēlu veidošana (TRD-AV). Paplašinātā rokasgrāmata.
Latviešu versija.
4
Ar promocijas darba tēmu saistītās publikācijas (3 raksti, 3 konferences tēzes):
Roķe, L. & Kālis, E. (2015). Is there link Between Creativity and School grades?
Research with 9th Grade Students. International Journal of Psychology: A
Biopsychosocial Approach, 16. Accepted for publication.
Roķe, L. & Kālis, E. (2013). Validity of the Latvian Version of Test for Creative
Thinking – Drawing Production: Correlation with Teacher’s Ratings in
Preschool Sample. 12th European Conference on Psychological Assessment.
Book of Abstracts. San Sebastian: EAPA, ISBN: 978-84-695-8090-5.
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa I. (2013). Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana
(TRD): standartizācijas rezultāti 5 un 6 gadus veciem bērniem. Starptautiski
recenzēts zinātnisko rakstu krājums „Radoša Personība” 11. sējums. (sast.
prof. Dr. psych. Rita Bebre). Rīga: JUMI.
Roķe, L. & Kālis, E. (2012). Adaptation of Tests of Creative Thinking – Drawing
Production in Latvia: Results, Correlates, Perspectives. TA TEACHERS
Conference 2012. Bringing Creativity and Thinking Skills into the Educational
Process. Riga, 14-15 September, 2012. Conference Programme. Abstracts and
Extended Summaries. Riga: TA TEACHERS.
Kālis, E., Roķe L., Krūmiņa I. (2012). Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana:
Adaptācija Latvijā. 2.apvienotais Latvijas Psihologu kongress. Programma un
tēzes.
18.05.2012.-19.05.2012,
Daugavpils:
Daugavpils
Universitātes
akadēmiskais apgāds „Saule”, ISBN: 978-9984-14-571-6.
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa I. (2012). Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana
(TRD): standartizācija Latvijas vispārizglītojošo skolu 9. klašu un 9. klašu 15
gadu veciem skolēniem. Starptautiski recenzēts zinātnisko rakstu krājums
„Radoša Personība” 10. sējums. (sast. prof. Dr. psych. Rita Bebre). Rīga:
JUMI.
5
Ar radoša potenciāla un to novērtēšanu saistītās publikācijas (2 monogrāfijas, 5
raksti, 8 konferences tēzes):
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2014). Kreatīvas identitātes verifikācijas skalas
konstruēšana.
Daugavpils
Universitātes
53.
starptautiskās
zinātniskās
konferences rakstu krājums. ISBN: 978-9984-14-663-8.
Krūmiņa, I. & Kālis, E. (2014). Radošuma kritēriju novērtēšana saīsinātā Torensa testa
pieaugušajiem latviešu versijai (ATTA-LV). Daugavpils Universitātes 53.
starptautiskās zinātniskās konferences rakstu krājums. ISBN: 978-9984-14663-8.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2013). Assessment of Creative Potential: Construction of
Questionnaire under the Assumption of General Factor. 12th European
Conference on Psychological Assessment. Book of Abstracts. San Sebastian:
EAPA, ISBN: 978-84-695-8090-5.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2013). Radoša potenciāla novērtēšana: dažādu pieeju
mērījumu modelis. Daugavpils Universitātes 54. Starptautiskās zinātniskās
konferences tēzes. Daugavpils: „Saule”, ISBN: 978-9984-14-612-6.
Roķe, L. & Kālis, E. (2013). Adaptation of the Kaufman Domains of Creativity Scale
(K-Docs) in Latvia. Daugavpils Universitātes 54. Starptautiskās zinātniskās
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2012). Profile of Creative Personality (PCP): Development
of an inventory of the creative personality. Book of Abstracts. 16th European
Conference on Personality, July 10-14, 2012. Trieste: ECP.
Kālis, E. & Roķe L. (2012). The Creative Functioning Test: Validity. Conference
program. Modern Advances in Assessment: Testing and Digital Technology,
Policies, and Guidlines. July 3-5, 2012. Amsterdam: University of Amsterdam.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2012). Radošas domāšanas subjektīvās novērtēšanas metodes
adaptācija. Starptautiski recenzēts zinātnisko rakstu krājums „Radoša
Personība” 10. sējums. (sast. prof. Dr. psych. Rita Bebre). Rīga: JUMI.
Kālis, E., Vorobjovs A. (2012). Radošas Personības Profils: Radošas personības
mērījuma modelis. Daugavpils Universitātes 54. Starptautiskās zinātniskās
6
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2012). Kreatīvas identitātes verifikācijas skala indivīda
līmenī. RPIVA VII Jauno zinātnieku konferences rakstu krājums. Rīga: RPIVA.
ISBN: 978-9934-503-03-0.
Kālis, E., Roķe, L. (2011). Adaptation of Runco Ideational Behavior Scale in Latvia.
Journal of Pedagogy and Psychology "Signum Temporis", 4, 36-45. DOI:
10.2478/v10195-011-0043-4.
Vorobjovs, A. & Kālis, E. (2011). Investigating the Creative Environment from the
Perspective of Identity-verification. The 12th European Congress of
Psychology, Istanbul 2011, 04/08 July Poster Abstracts. Istanbul: ECP.
Kālis, E. & Roķe, L. (2011). Adaptation of Creative Functioning Test in Latvia. 11th
European Conference on Psychological Assessment. Book of Programme –
Abstracts. 31 August – 3 September, 2011. Riga: ECPA.
Kālis, E. (2011). Kreativitātes veicināšana. Kreativitātes psiholoģija. (sast. R. Bebre).
Rīga: RPIVA.
Kālis, E. (2011). Kreativitātes veicināšanas programma skolotājiem. Metodiskais
līdzeklis skolotājiem. (sast. M. Vidnere). Rīga: RPIVA.
7
Ar promocijas darba tēmu saistītās uzstāšanās konferencēs ar referātiem (9):
Kālis, E. & Roķe-Reimate, L. (2014). Tests radošai domāšanai: standartizācija Latvijā,
validitāte, pielietojamība un attīstības virzieni. 1. Starptautiskais kreatoloģijas
simpozijs. RPIVA, Imantas 7. līnija 1, Rīga, Latvija, 2014. gada 28. līdz 29.
novembrim.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2013). Radoša potenciāla novērtēšana: dažādu pieeju
mērījumu modelis. Daugavpils Universitātes 54. Starptautiskā zinātniskā
konference, Daugavpils, 2013. gada 10.-12. aprīlis.
Roķe, L. & Kālis, E. (2013). Validity of the Latvian Version of Test for Creative
Thinking – Drawing Production: Correlation with Teacher’s Ratings in
Preschool Sample. 12th European Conference on Psychological Assessment.
San Sebastian, Spain, July 17-20, 2013.
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2013). Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana
(TRD). Standartizācijas rezultāti 5 un 6 gadus veciem bērniem. 17.
Starptautiskā kreativitātes konference, RPIVA, Imantas 7. līnija 1, Rīga,
Latvija, 2013. gada 29. un 30. novembris.
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2012). Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana
(TRD). Standartizācija Latvijas vispārizglītojošo skolu 9. klašu un 9. klašu 15
gadus veciem skolēniem. 16. Starptautiskā kreativitātes konference, RPIVA,
Imantas 7. līnija 1, Rīga, Latvija, 2012. gada 22. līdz 24. novembris.
Kālis, E., Roķe L., Krūmiņa I. (2012). Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana:
Adaptācija Latvijā. 2. apvienotais Latvijas Psihologu kongress, Daugavpils:
Daugavpils Universitāte, 2012. gada 18. līdz 19. maijs.
Roķe, L. & Kālis, E. (2012). Adaptation of Tests of Creative Thinking – Drawing
Production in Latvia: Results, Correlates, Perspectives. TA TEACHERS
Conference 2012, Rīga, 14-15 September, 2012.
Kālis, E., Roķe L., & Krūmiņa I. (2012). Tests radošai domāšanai – alternatīvas pieejas
oriģinalitātes novērtēšanā. VIII Starptautiskā Jauno Zinātnieku Konference,
RPIVA, Imantas 7. līnija 1, Rīga, Latvija, 2012. gada 6. decembris.
Roķe, L., & Kālis, E. (2012). Radošās domāšanas spēju saistība ar mācību sekmēm 9.
klašu skolēniem. VIII Starptautiskā Jauno Zinātnieku Konference. RPIVA,
Imantas 7. līnija 1, Rīga, Latvija, 2012. gada 6. decembris.
8
Ar radoša potenciāla novērtēšanu saistītās uzstāšanās konferencēs ar referātiem
(20):
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2013). Assessment of Creative Potential: Construction of
Conference on Psychological Assessment, San Sebastian, Spain, July 17-20,
2013.
Kālis, E. & Perepjolkina, V. (2013). Attālināto asociāciju testa adaptācija Latvijā. 17.
Starptautiskā kreativitātes konference, RPIVA, Imantas 7. līnija 1, Rīga,
Latvija, 2013. gada 29. un 30. novembris.
Plaude, A. & Kālis, E. (2013). Kreativitātes mērījumu saistība ar psiholoģiskajiem
aizsardzības mehānismiem. 17. Starptautiskā kreativitātes konference, RPIVA,
Imantas 7. līnija 1, Rīga, Latvija, 2013. gada 29. un 30. novembris.
Roķe, L. & Kālis, E. (2013). Adaptation of the Kaufman Domains of Creativity Scale
(K-Docs) in Latvia. Daugavpils Universitātes 54. Starptautiskā zinātniskā
konference, Daugavpils, 2013. gada 10.-12. aprīlis.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2012). Profile of Creative Personality (PCP): Development
of an inventory of the creative personality. 16th European Conference on
Personality. Trieste, Italy, July 10-14, 2012.
Perepjolkina, V., Kālis E. (2012). Lielā piecinieka aptaujas (Big Five Inventory)
adaptācija Latvijā. Latvijas Universitātes 70. konference, 2012. gada 7.
februāris, Rīga, Latvija.
Kālis, E. & Roķe L. (2012). The Creative Functioning Test: Validity. International Test
Commision Conference (ITC 2012). Amsterdam, Nederlands, 3-5 july 2012.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2012). Radoša potenciāla novērtēšanas aptauja: validitāte
un iespējas. XVI Starptautiskā kreativitātes konference „Kreativitāte un
inovācijas”, Rīga, 2012. gada 23.-24. novembris.
Kālis, E. & Roķe, L. (2012). Pretošanās pārmaiņām skalas adaptācija Latvijā:
validitāte. XVI Starptautiskā kreativitātes konference „Kreativitāte un
Kālis, E. Vorobjovs, A. (2012). Radošas Personības Profils: Radošas personības
mērījuma modelis. Daugavpils Universitātes 54. starptautiskā zinātniskā
konference, 2012. gada 18.-20. aprīlis, Daugavpils, Latvija.
9
Kālis, E & Roķe L. (2012). Ranko ideju radīšanas skalas konverģentā un diverģentā
validitāte. Rīgas Pedagoģijas un izlgītības vadības akadēmija. 6. starptautiskā
zinātniskā konference. Teorija praksei mūsdienu sabiedrības izglītībā, 2012.
gada 29.-31. marts, Rīga, Latvija.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2011) Radošas domāšanas spēju novērtēšana ar subjektīvo
punktu skaitīšanas pieeju adaptācija (validitātes pētījums). RPIVA VII
Starptautiskā Jauno zinātnieku konference, Rīga, 2011. gada 8. decembris.
Kālis, E. & Roķe, L. (2011). Kreatīvas funkcionēšanas testa adaptācijas Latvijā I
posms. Latvijas Universitātes 69. konference, 2011. gada 8. februārī
Roķe, L.& Kālis, E. (2011) Ranko Ideju Radīšanas Skalas adaptācija Latvijā. RPIVA
VII Starptautiskā Jauno zinātnieku konference, Rīga, 2011. gada 8. decembris.
Kālis, E. (2011). Adaptation of Creative Functioning Test in Latvia. 11th European
Conference on Psychological Assessment, Riga, Latvia 31 August – 3
September, 2011.
Kālis, E. (2011). Investigating the Creative Environment from the Perspective of
Identity-verification, The 12th European Congress of Psychology, Istanbul
2011, 04/08.
Kālis, E., Vorobjovs, A. (2011). Kreatīvas identitātes verifikācijas skalas konstruēšana.
Daugavpils Universitātes 53. starptautiskās zinātniskā konference, Daugavpils,
2011.gada 13.-15.aprīlis.
Krūmiņa, I & Kālis, E. (2011). Radošuma kritēriju novērtēšana saīsinātā Torensa testa
pieaugušajiem latviešu versija (ATTA-LV). Daugavpils Universitātes 53.
starptautiskās zinātniskā konference, Daugavpils, 2011.gada 13.-15.aprīlis.
Kālis, E. (2010). Ideju oriģinalitātes novērtēšana diverģentās domāšanas diagnostikā:
ierobežojumi un alternatīvas. VI starptautiskā jauno zinātnieku konference 2.
decembrī, Rīga, Latvija.
Kālis, E. & Roķe L. (2010). Torensa radošās domāšanas testu tēlainās daļas adaptācija
pusaudžiem Latvijā. XV starptautiskā kreativitātes konference: Kreativitātes
izpētes un paaugstināšanas nozīme cilvēkresursu attīstībā, 5.-6. novembris,
Rīga, Latvija.
10
1. IEVADS
1.1. Radoša potenciāla novērtēšana
Radošuma jeb kreativitātes jēdziens mūsdienu sabiedrībā līdz ar straujo
tehnoloģiju attīstību un tirgus konkurences pieaugumu tiek lietots aizvien biežāk un tiek
saprasts aizvien plašāk. Radošums parādās kā personāla atlases kritērijs, kā valstu
attīstības prioritāte (Latvijas ilgtspējīgas attīstības stratēģija līdz 2030. gadam) un pat kā
izglītības pamatnostādne (LR Izglītības attīstības pamatnostādnes 2014.-2020. gadam).
Līdz ar sabiedrības pieprasījumu pieaug arī zinātnes interese radošuma izpētei,
kas izpaužas radošuma (Sternberg, Lubart, Kaufman, & Pretz, 2005; Csikszentmihalyi,
1999; Lubart, 1994; Barron, 1988; Amabile, 1983, Vernon, 1989; Getzels, 1975,
Guilford, 1950, u.c.) un to līmeņu definēšanā (Kaufman, Beghetto, Baer & Ivcevic,
2010; Kaufman & Beghetto, 2009; Beghetto & Kaufman, 2007), radošuma priekšmeta
klasifikācijā (Glăveanu, 2013; Kaufman, 2012; Silvia, Kaufman & Pretz, 2009; Rhodes,
1961, u.c.), teoriju radīšanā (Csikszentmihalyi, 1996; Sternberg & Lubart, 1995;
Amabile, 1983; Guilford, 1956, u.c., skat. Kozbelt, 2011) un novērtēšanas instrumentu
izstrādē (Silvia, Wigert, Reiter-Palmon & Kaufman, 2012; Amabile, 1982; Hocevar,
1981; Mednick, 1968; Torrance, 1966; Wallach & Kogan, 1965; Guilford, 1956, u.c.).
Neskatoties uz pētījumu par radošumu skaita pieaugumu iepriekšējā un šajā gadsimtā,
joprojām salīdzinoši problemātiska ir radošuma novērtēšanas joma (Kaufman, Plucker,
& Baer, 2008). Ir izstrādāti labi instrumenti attiecībā uz radoša produkta novērtēšanu
(Amabile, 1982, u.c.), bet instrumenti, kas orientēti uz radošas personības novērtēšanu
parasti saistās ar teorētiskām, praktiskām un metodoloģiskām problēmām (Kaufman,
Plucker & Russel, 2012; Piffer, 2012). Jāatzīmē, ka tieši šī radošuma novērtēšanas joma
ir ārkārtīgi svarīga gan praksē, piemēram, personāla atlasē, gan zinātnē, piemēram, lai
saprastu, kādi faktori veicina radošu personību veidošanos. Pašlaik ir lērums
instrumentu, kas orientējas uz radošas personības iezīmju novērtēšanu (Runco, Plucker,
& Lim, 2000-2001; Kumar, Kemmler, Holman, 1997; Williams, 1980, u.c.) vai
radošuma pašnovērtējumu (Kaufman, 2012; Batey, 2007; Carson, Peterson, & Higgins,
2005, u.c.). Šo instrumentu pielietošanas galvenie ierobežojumi no vienas puses saistās
ar teorētisku jautājumu, vai indivīda pašnovērtējums ir objektīvs un aptver radošas
personības svarīgākos aspektus (Kaufman, Evans, Baer, 2010), bet no otras puses ar
metodoloģisku jautājumu, vai pašnovērtējuma instruments var sniegt pietiekami ticamu
11
un stabilu mērījumu, lai to lietotu dažādu grupu vai vienas un tās pašas grupas dažādos
laikos salīdzināšanai (Brown, 2006). Alternatīva ir lietot instrumentus, kas orientējas uz
radošu spēju novērtēšanu, piemēram, attālināto asociāciju tests (Mednick, 1986) vai
diverģentās domāšanas testi (Torrance, 1966, 2007; Goff & Torrance, 2002), jo šādu
instrumentu lietošana nodrošina objektīvāku un konsekventāku mērījumu. Tomēr arī
attiecībā uz šiem instrumentiem, var uzdot teorētisku jautājumu, vai mērāmā radošā
spēja aptver radošu personību (Baer, 2011; Simonton, 2003; Fasko 1999)? Loģisks
risinājums būtu vienlaikus izmantot abas pieejas radošas personības novērtēšanā (Kim,
2006), piemēram, CAP (Williams, 1980), bet arī šeit mēs sastopamies ar problēmu, jo
radošo spēju testi vāji korelē ar pašnovērtējuma aptaujām (Furnham, 2015; Walker &
Jackson, 2014; Batey & Furnham, 2006) un līdz ar to nav skaidrs, kuram no šiem
radošas personības aspektiem piešķirt lielāku nozīmi, turklāt šī pieeja neatrisina
metodoloģiska rakstura problēmas. Izskatās, ka jāmeklē cita pieeja instrumenta izstrādē,
kur metode tiek nevis adaptēta no citām sfērām atsevišķu ar radošumu saistītu aspektu
novērtēšanai, bet tiek radīta pavisam no jauna, izvirzot prasības instrumentam pēc
integrētas pieejas principa, ņemot vērā visus būtiskākos indivīda aspektus, kas nodrošina
radoša produkta tapšanu un to mijiedarbību.
Integrēta pieeja radošas personības aprakstīšanai ir saistīta ar jēdzienu „radošs
potenciāls” (Lubart, Zenasni & Barbot, 2013 Runco, 2007; Runco, 2006). „Radošas
personības” jēdziena aizstāšana ar „radošs potenciāls” saistās vismaz ar diviem
argumentiem – pirmkārt, jēdziens „radoša personība” paredz implicītu orientāciju uz
personības iezīmēm, otrkārt, nav skaidrs, vai ar „radošu personību” jāsaprot indivīds,
kurš jau kaut ko jaunu radījis, vai indivīds, kuram piemīt radošas personības īpašības.
Lietojot jēdzienu „radošs potenciāls” indivīda līmenī, ir skaidrs, ka jēdziens norāda uz
indivīda īpašību kopumu, kas lielākā vai mazākā mērā nosaka indivīda noslieci radīt
jaunas lietas. Šī jēdziena saturs tiešā veidā izriet no radošuma definīcijas. Radošuma
definīciju ir simtiem, kuras variē pēc satura atkarībā no radošuma jomas, līmeņa,
priekšmeta un specifikācijas pakāpes (Glăveanu, 2013; Kaufman, Beghetto, Baer &
Ivcevic, 2010), tomēr lielākai daļai šo definīciju ir pāris vienojošu elementu –
oriģinalitāte un lietderīgums (Plucker, Beghetto & Dow, 2004; Sternberg & Lubart,
1999). Vienojoša radošuma definīcija ir iespējama tikai tad, ja tā vērsta uz produktu, jo
tas ir vienīgais acīmredzamais radošuma rādītājs neatkarīgi no radošuma jomas un
līmeņa. Definējot radošu produktu kā oriģinālu un lietderīgu, var izsecināt citas ar
radošumu saistītu jēdzienu definīcijas. Ņemot vērā iepriekš teikto, radošu potenciālu
12
indivīda līmenī var definēt kā īpašību kopumu, kas nepieciešams, lai pie noteiktiem
apstākļiem tiktu radīts oriģināls un lietderīgs produkts. Salīdzinoši īsajā radošuma
pētniecības vēsturē ir radītas vairākas radošuma teorijas, kuru autori centušies aprakstīt
indivīda īpašību kopumu radoša potenciāla kontekstā, izdalot atsevišķas komponentes.
Starp šīm teorijām ir atrodams arī vācu autora Klausa Urbana radošuma
komponentu modelis (Urban, 2007), kas raksturo teorētisko pamatu, uz kuras bāzes
savulaik tika definētas prasības instrumentam „Tests radošai domāšanai – attēlu
veidošana” (Urban & Jellen, 1985; 1986; 2010) radoša potenciāla novērtēšanai. Kā
norāda viens no instrumenta autoriem (Urban, 2004), visaptveroša radoša potenciāla
novērtēšanas instrumentu trūkums bija galvenais iemesls, lai uzsāktu darbu pie šāda
instrumenta izstrādes. Atšķirībā no citām pieejām radoša potenciāla novērtēšanai, Klauss
Urbans un Hans Jellens īpašu uzmanību pievērsa ne tikai svarīgāko radoša potenciāla
komponentu identificēšanai, bet arī to savstarpējo funkcionālās mijiedarbības lomai
geštaltpsiholoģijas kontekstā. Rezultātā tapa unikāls, uz integrētas teorētiskās bāzes
radīts un procesa orientēts instruments radoša potenciāla novērtēšanai, kurš pakāpeniski
iekaro kreativitātes pētnieku simpātijas visā pasaulē (Lubart, Pacteau, Jacquet & Caroff,
2010; Dollinger, Urban & James, 2004; Cropley & Cropley, 2000, u.c.). Instrumenta
teorētiskā pamatotība atrisina teorētiskas problēmas, kas saistās ar citiem populāriem
radoša potenciāla novērtēšanas instrumentiem, tomēr metodoloģiskie jautājumi attiecībā
uz instrumenta pielietošanas iespējām pētniecībā vēl nav pietiekami izpētīti (Kālis, Roķe
& Krūmiņa, 2013, 2014; Kālis, Vorobjovs & Roķe-Reimate, 2014; Kālis, Vorobjovs,
Roķe-Reimate & Krūmiņa, 2015).
13
1.2. Radoša potenciāla novērtēšana kreativitātes pētniecībā Latvijā.
Kaut arī radošuma pētniecības iedīgļi Latvijā atrodami jau pirmās neatkarības
laikā, šobrīd tās lomu Latvijā lielā mērā turpina noteikt profesores Dr. psych. Ritas
Bebres mūža ieguldījums. R. Bebres vadībā pakāpeniski tika sagatavota auglīga vide
kreativitātes pētniecībai (Bebre, 2011, 2008, 2007, 2004), kuru īpaši veicināja viņas
daiļrades psiholoģijai veltītā doktora disertācija, studiju kursu daiļrades un kreativitātes
psiholoģijas izstrāde un lasīšana, ikgadējo kreativitātes konferenču organizēšana un
sistemātisko zinātnisko rakstu krājumu „Radoša Personība” izdošana, kā arī
Kreativitātes zinātniskā institūta (KZI) dibināšana un Norvēģijas valdības divpusējā
finanšu instrumenta līdzfinansētā individuālā projekta LV0088 „Atbalsta sistēma
kreativitātes izpētei un paaugstināšanai cilvēkresursu attīstībā Latvijā” realizācija. Šo un
vēl daudzu citu R. Bebres vadībā realizēto aktivitāšu rezultātā veikti vairāki pētījumi
kreativitātes jomā, no kuriem daļa saistīti ar radoša potenciāla novērtēšanu.
Pirmais nopietnais pētījums radoša potenciāla novērtēšanas jomā Latvijā ir
saistāms ar KZI pētnieces Līgas Roķes „Torensa radošās domāšanas testa” adaptācijas
uzsākšanu Latvijā (Kālis & Roķe, 2010). Nedaudz vēlāk tika adaptēta testa saīsinātā
versija (Krūmiņa & Kālis, 2014). Adaptācijas gaitā atklājās, ka testam piemīt nopietnas
metodoloģiskas un praktiskas problēmas, kas saistās ar testa iekšējo konstrukta
validitāti, mērījuma ticamību un stabilitāti (Kālis, 2010), kā arī ar testa sarežģīto
pielietošanu – tests ir komerciāls, un tā administrēšana un novērtēšana ir ārkārtīgi
laikietilpīga. Līdzīga pieredze ar šo testu tika novērota citviet pasaulē (Baer, 2011).
Daļēji šīs problēmas var atrisināt lietojot Silvia et al. (2008) ierosināto metodi
diverģentās domāšanas novērtēšanai, kura arī tika adaptēta Latvijā (Kālis & Vorobjovs,
2012b). Alternatīvās metodes adaptācija norisēja veiksmīgi, un tās pielietošana
uzskatāma par salīdzinoši vienkāršu, lai tā tiktu izmantota pētniecībā. Tomēr šī metode
saistās ar citām metodoloģiskām problēmām, kas sašaurina tās pielietošanas iespējas
(Kālis & Vorobjovs, 2012b). Turklāt galvenā diverģentās domāšanas orientēto testu
problēma ir tā, ka šie testi mēra tikai vienu radoša potenciāla daļu (Runco, 2008).
Otrais lielais piegājiens radoša potenciāla novērtēšanas bāzes veidošanā Latvijā
ir saistāms ar „Kreatīvas funkcionēšanas testa” (Smith & Carlsson, 2000) adaptāciju
Latvijā (Kālis & Roķe, 2011b). Pētījuma rezultāti liecināja, ka tests, neskatoties uz
sarežģīto adaptācijas procedūru, veiksmīgi tika adaptēts Latvijā un pirmais validitātes
pētījums bija daudzsološs, jo uzrādīja gaidītās saistības ar citiem kreativitātes
14
mērījumiem (Kālis, 2011). Diemžēl otrais validitātes pētījums vairs nesniedza tik
daudzsološus rezultātus, norādot uz metodes nekonsekvenci un pārāk lielo jūtīgumu pret
apstākļiem un personības ietekmi (Kālis & Roķe, 2012a).
Neskatoties uz šiem
pretrunīgiem rezultātiem, testa validitātes un pielietojamības jautājums vēl nav līdz
galam atrisināts. Šeit nepieciešams vēl vismaz viens pētījums, kas izvēlas citus
validitātes kritērijus, kā arī apkopo un verificē iepriekšējo pētījumu rezultātus. Metodes
īpatnība, ka tā var sniegt jaunas atklāsmes par radoša potenciāla saturu, bet tās
pielietojamība konvencionālos pētījumos ir apgrūtinoša, jo testēšanas procedūra vienai
personai aizņem apmēram vienu astronomisko stundu.
Paralēli šo testu adaptācijai Latvijā vēl tika adaptēti un izstrādāti vairāki
pašnovērtējuma instrumenti, kas saistīti ar radoša potenciāla vai to atsevišķu
komponentu novērtēšanu: Radoša potenciāla novērtēšanas aptauja (Kālis & Vorobjovs,
2013), Pretošanās pārmaiņām skala (Oreg, 2003; Kālis & Roķe, 2012c), Kaufmaņa
radošo jomu skala (Kaufman, 2012; Roķe & Kālis, 2013), Neiecietības pret neskaidrību
skala (Freeston, Rhéaume, Letarte, Dugas & Ladouceur, 1994; Kālis & Roķe, 2012b),
Ranko ideju radīšanas skala (Runco, Plucker, & Lim, 2000–2001; Kālis & Roķe,
2011a), Radošas uzvedības biogrāfiskās aptauja (Batey, 2007; Kālis & Roķe, 2013),
Kreatīvas identitātes verifikācijas skala (Kālis & Vorobjovs, 2012a), Radošu
sasniegumu aptauja (Carson, Peterson & Higgins, 2005; Krūmiņa, 2012), Kreativitātes
stilu aptauja (Kumar, Kemmler & Holman, 1997; Roze, 2012). Tāpat nesen tika
izstrādāta latviešu versija (Kālis & Perepjolkina, 2013) Attālināto asociāciju testam
(Mednick, 1968). Vairāki testi vēl atrodas izstrādes stadijā: Radošas uztveres tests (Kālis
& Vorobjovs, 2015), Objektu radīšanas tests (Kālis, 2013) un Radošas domāšanas
uzdevumi (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2011).
Neskatoties uz lielo un plaši pārstāvēto adaptēto un izstrādāto metožu skaitu,
neviena no šīm metodēm nesniedz iespēju visaptveroši novērtēt radošu potenciālu daļēji
to šaurā mērījuma dēļ un daļēji metodoloģisko problēmu dēļ, kas ieskicētas šī darba
iepriekšējā nodaļā. Tādēļ mērķtiecīgas meklēšanas rezultātā tika atrasts instruments
„Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana” (TRD-AV), kura adaptācija varētu atrisināt
visaptveroša radoša potenciāla novērtēšanas problemātiku Latvijā. Šim instrumentam
piemīt labs teorētiskais pamatojums, vienkārša un ne laikietilpīga pielietošana, labas
atsauksmes no dažādu kultūru pārstāvētiem pētniekiem un labi validitātes rādītāji.
Neskatoties uz uzskaitītajām labām īpašībām, testa adaptācija Latvijā negarantē pilnībā
apmierināt kreativitātes pētnieku prasības, jo nav pieejamu padziļinātu pētījumu par šī
15
instrumenta mērījuma iekšējo validitāti, ticamību un stabilitāti. Tādējādi šo jautājumu
padziļināta izpēte ir promocijas darba galvenais mērķis.
16
1.3. Pētījuma mērķi.
Promocijas darba galvenais mērķis ir sagatavot instrumentu vispārīga radoša
potenciāla novērtēšanai Latvijas populācijā, ar kura palīdzību var iegūt ticamu, valīdu un
stabilu mērījumu. Jāuzsver, ka metodoloģiski mērījuma stabilitāte ir obligāts
priekšnosacījums pētījuma grupu korektai salīdzināšanai attiecībā uz mērāmo
konstruktu.
Mērķa sasniegšanai tiek definēti 4 pētnieciski un 3 praktiski apakšmērķi:
(1)
novērtēt „Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana” (TRD-AV) psihometriskās
īpašības un izstrādāt kopējā rezultāta mērījuma modeli, un pārbaudīt tā mērījuma
stabilitāti;
(2)
paaugstināt TRD-AV mērījuma kvalitāti ar problemātisko kritēriju vērtēšanas
prakses uzlabošanu un jaunu kritēriju ieviešanu;
(3)
noskaidrot piemērotu robežvērtību stereotipisku reakciju (atbilžu) identificēšanai
un izstrādāt mērījuma modeli oriģinalitātes novērtēšanai uz TRD-AV bāzes, un
pārbaudīt tā ticamību, validitāti un mērījuma stabilitāti;
(4)
izpētīt TRD-AV faktoru struktūru kritēriju orientētu mērījuma modeļu izstrādei
un pārbaudīt modeļu validitāti un mērījuma stabilitāti;
(5)
veikt
instrumenta
kopējā
rezultāta
standartizācijas
pētījumu
Latvijas
vispārizglītojošo skolu 5. klašu skolēniem;
(6)
veikt instrumenta kopējā rezultāta standartizācijas pētījumu Latvijas studentu
izlasē;
(7)
izstrādāt paplašinātu TRD-AV lietošanas rokasgrāmatu latviešu valodā.
17
2. METODES
Šajā nodaļā detalizēti aprakstītas galvenās metodes, kas parādās viscaur
promocijas darba pētījumos. Skatīt sadaļu methods publikācijās (Raksts I – Raksts IV),
lai iepazītos ar visām pielietotām metodēm katrā no pētījumiem.
2.1. Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana
„Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana” saīsinājumā „TRD-AV” (Kālis,
Roķe & Krūmiņa, 2012a; 2012b; 2014), kura oriģinālais nosaukums vācu valodā „Test
zum schöpferischen Denken - Zeichnerisch” saīsinājumā „TSD-Z” (Urban & Jellen,
1985), bet angļu valodā „Test for creative thinking – drawing production” saīsinājumā
„TCT-DP” (Urban & Jellen, 1986) tika izstrādāts, jo testa autori konstatēja vispārēja
radoša potenciāla novērtēšanas instrumentu trūkumu, kas būtu balstīti uz holistisku
pieeju (Urban & Jellen, 2010; Urban, 2007). Testa autors uzsver, ka kognitīvās
psiholoģijas vai personības psiholoģijas vai kādas citas pieejas vienas pašas nav spējīgas
izskaidrot radošuma fenomenu. Tā vietā, lai apskatītu radošumu no kādas konkrētas
pieejas, autors mēģināja identificēt visus būtiskākos faktorus, kas piedalās radošā
procesā no radoša problēmu risinātāja perspektīvas, uztverot tos kā interaktīvas
komponentes, kas strādā kā funkcionāla sistēma. Lai šīs identificētās komponentes
novērtētu radošuma aspektā, nepieciešams ņemt vērā visu radošo procesu, kas sākas ar
problēmas identificēšanu un beidzas ar radoša produkta izveidi (geštalta izveidi,
kompozīciju vai jēgas piešķiršanu). Papildus šai instrumenta prasībai autori, izvirza vēl
šādas (Urban & Jellen, 2010): (a) testam jābūt pielietojamam plaša vecuma amplitūdā,
(b) tam jākalpo kā skrīninga instrumentam, lai spētu identificēt izteikti augstu un zemu
radošu potenciālu, (c) instrumentam jābūt vienkāršam un ekonomiskam lietošanas,
vadīšanas, apstrādes, interpretācijas, laika un materiāla ziņā, (d) testam jābūt kultūrbrīvam. Šādu prasību apmierināšana autorus noveda pie testa formas, kas sastāv no
vienas papīra lapas, uz kuras uzzīmēts liels rāmis un seši dažādi stimuli ar šādām
kvalitātēm (Urban & Jellen, 2010): (a) dažādi pēc dizaina, (b) ģeometriski un
neģeometriski, (c) apļveidīgi un taisni, (d) neparasti un kompozicionāli, (e) pārtraukti un
nepārtraukti, (f) dotā rāmja iekšpusē un ārpusē, (g) novietoti neregulāri un (h)
nepabeigti. Šāda vizuāla informācija kopā ar pārdomātu testa administrēšanas instrukciju
18
simulē reālu radoša procesa situāciju, kurā indivīds tiek konfrontēts ar problēmu – kaut
ko neskaidru, nepabeigtu, ko „prasās” sakārtot. Testa administrēšanas instrukcija
(testējamās personas tiek aicinātas pabeigt nepabeigtu zīmējumu, kuru kāds ir iesācis,
bet nav pabeidzis; turklāt to var darīt jebkādā veidā, jebkas ir atļauts un pareizs) paredz
zināmu testējamās personas brīvību, tādējādi vēl vairāk pastiprinot testa ekoloģisko
validitāte. Tieši šīs testa īpatnības dēļ lielā mērā parādās atšķirības starp radoši
orientētiem un nepārāk radoši orientētiem indivīdiem, piemēram, divi darbinieki
sastopoties ar vienu un to pašu darba problēmu, izvēlas to risināt dažādos veidos – viens
no tiem to atrisina ierastā, konvencionālā jeb formālā un visvieglākā veidā, kamēr otram
nāk prātā dažādas oriģinālas idejas, kuras arī realizē, risinot problēmu. Ar šo testa
kvalitāti netiešā veidā vērtēšanā tiek iesaistītas radošas personības īpašības un
motivācijas aspekti. Radošo produktu jeb zīmējumu novērtē pēc 14 vērtēšanas
kritērijiem:
(1) Izmantojumi, saīsinājums 1Cn (no angļu valodas continuations). Par katru
izmantoto stimulu var piešķirt vienu punktu tādējādi minimālais punktu skaits ir
0, bet maksimālais 6. Šajā kategorijā ietilpst jebkāds doto sešu stimulu
izmantojums – turpināšana jeb paplašinājums, izmantojums citas figūras
kontekstā, atkārtošana un savienošana ar pārējiem stimuliem.
(2) Pilnveidojumi, saīsinājums 2Cm (no angļu valodas completion).
Pilnveidojumu kritērijā atšķirībā no Izmantojumiem, uzmanība tiek vērsta uz to,
kā ir pilnveidoti, papildināti un izstrādāti stimulu izmantojumi, kas saņēmuši
punktu 1Cn kritērijā. Maksimālais punktu skaits ir 6, bet minimālais 0.
(3) Jaunas vienības, saīsinājums 3Ne (no angļu valodas new elements). Jaunu
vienību kritērijs raksturo respondenta noslieci pievienot jaunus, samērā
neatkarīgus papildu elementus jau izmantotajām un/vai pilnveidotajām vienībām.
Par katru jaunu elementu tiek piešķirts punkts, bet kopā piešķirto punktu skaits
nedrīkst pārsniegt 6.
(4) Savienojumi ar līnijām, saīsinājums 4Cl (no angļu valodas connections
made with a line). Šajā kritērijā tiek vērtēta respondenta tendence apvienot dotos
stimulus vienotā tēlā ar dažāda veida līnijām, vai veidot kompozīcijas, kurās doto
stimulu Izmantojumi, Pilnveidojumi un/vai Jaunās vienības jelkādā veidā
savstarpēji saskaras. Par katru novēroto pazīmi tiek piešķirts 1 punkts, bet
kopējais piešķirto punktu skaits nedrīkst pārsniegt 6.
19
(5) Savienojumi, lai radītu tēmu, saīsinājums 5Cth (no angļu valodas
connections made to produce a theme). Šajā kritērijā tiek vērtēta respondenta
tendence apvienot stimulus kopīgā tēmā vai kompozīcijā. Punktus piešķir pēc
vērtēšanas principiem gradācijā no 0 līdz 6.
(6) Stimula nosacīta robežu pārkāpšana, saīsinājums 6Bfd (no angļu valodas
boundary breaking that is fragment dependent). Šajā kritērijā tiek vērtēts, vai
zīmējuma autors ir ievērojis mazo kvadrātu ārpus rāmja un kaut kādā veidā to
izmantojis savā zīmējumā. Piešķirto punktu skaits var būt 0, 3 vai 6.
(7) Stimula neatkarīga robežu pārkāpšana, saīsinājums 7Bfi (no angļu
valodas boundary breaking that is fragment independent). Šajā kritērijā tiek
novērtēts, vai autors zīmējumu ir izvērsis arī ārpus lielā rāmja (neņem vērā
darbības ar mazo atvērto kvadrātu). Piešķirto punktu skaits var būt 0, 3 vai 6.
(8) Perspektīva, saīsinājums 8Pe (no angļu valodas perspective). Šajā kritērijā
tiek novērtēta autora spēja zīmējumā atkāpties no divām dimensijām un attēlot
figūras un elementus trīs dimensijās (3D). Par katru novēroto pazīmi piešķir 1
punktu robežās, iegūstot vērtējumu robežās no 0 līdz 6.
(9) Humors / emocijas / ekspresija, saīsinājums 9Hu (no angļu valodas
Humour). Punkti tiek piešķirti, ja testa izpildītājs pasniedz savu zīmējumu
humoristiskā, ekspresīvā vai izteikti emocionālā veidā. Punktus piešķir robežās
no 0 līdz 6.
(10)
Netradicionalitāte
A,
saīsinājums
10Uca
(no
angļu
valodas
unconventionality A). Trīs punkti tiek piešķirti par neparastu manipulāciju ar
lapu, kā arī par atsevišķas vienības rotāciju. Iespējamais rezultāts ir 0 vai 3
punkti.
(11)
Netradicionalitāte
B,
saīsinājums
10Ucb
(no
angļu
valodas
unconventionality B). Punkti tiek piešķirti, ja autors ir izmantojis simbolismu,
kas atklāj un nes zīmējuma dziļāku jēgu, sirreālismu, kas stilizē uzzīmēto vai
atspoguļojis kaut ko nereālu, izdomātu vai mītisku. Ja novērojama kāda no šīm
pazīmēm, tad piešķir 3 punktus.
(12)
Netradicionalitāte
C,
saīsinājums
10Ucc
(no
angļu
valodas
unconventionality C). Šajā kategorijā tiek vērtēta autora tendence savā darbā
izmantot zīmes, vārdus, skaitļus un karikatūrām līdzīgus elementus, kas papildina
zīmējumu. Pazīmes gadījumā tiek piešķirti 3 punkti.
(13)
Netradicionalitāte
D,
saīsinājums
10Ucd
20
(no
angļu
valodas
unconventionality D). Šajā kategorijā tiek vērtēta autora tendence izrādīt
netipisku un nestereotipisku reakciju uz doto stimulu. Iespējamais rezultāts ir
robežās no 0 līdz 3. Par katru stereotipisku stimula izmantojumu tiek atņemts 1
punkts no 3 kredītpunktiem.
(14) Ātrums, saīsinājums 14Sp (no angļu valodas speed). Ar šo kritēriju
novērtē testa veicēja uzdevuma izpildes ātrumu, ja summētais punktu skaits visos
citos kritērijos pārsniedz 25. Punktus piešķir robežās no 0 līdz 6.
Kad katrs no kritērijiem ir novērtēts, punkti tiek summēti, lai iegūtu testa kopējo
balli. Ja tiek lietotas abas formas, tad summē abu formu kopējo balli un izdala ar divi.
Iegūto rezultātu var salīdzināt, izmantojot tabulas ar normētām testa ballēm.
21
2.2. Mērījumu modeļi strukturālo vienādojumu modelēšanas metodoloģijā
2.2.1. Metodoloģijas vispārējie principi
Strukturālo vienādojumu modelēšana, no angļu valodas Structural equation
modelling, saīsinājumā SEM, ir statistiska metodoloģija, kuru lieto dažādos zinātnes
virzienos dēļ vairākām šīs metodoloģijas priekšrocībām. Pirmkārt, šī pieeja sniedz
pateicīgu ietvaru teoriju pārbaudei, jo SEM ir veids, ar kura palīdzību viegli var modelēt
sarežģītas mainīgo kombinācijas atbilstoši teorētiskajiem pieņēmumiem. Otrkārt, SEM
izmantošana sniedz iespēju operēt ar latentajiem mainīgiem, t.i., mainīgajiem, kuri tiešā
veidā dabā nav novērojami, bet ir pieejami šī mainīgā indikatori jeb izpausmes. Tieši šī
metodoloģijas īpašība ir ārkārtīgi svarīga psiholoģijas zinātnē, jo psiholoģija pārsvarā
operē ar teorētiskiem jeb latentiem mainīgajiem, piemēram, intelekts, operatīvā atmiņa,
personības iezīmes u.tml.
Latento mainīgo nav iespējams novērot tieši, bet par tā esamību liecina dažādi
novērojami fakti, kas ir šī latentā mainīgā izpausmes, piemēram, gravitācija ir latentais
mainīgais, par kura esamību liecina priekšmetu konsekventa uzvedība, ja tiek kontrolēti
apstākļi. Tādējādi latentie mainīgie tradicionāli SEM ietvaros tiek definēti kā cēloņi
novērojamām parādībām, un tā arī shematiski tiek attēloti (ar bultu palīdzību),
piemēram, augsts intelekta līmenis var būt cēlonis indivīda spējai kāda matemātiska
uzdevuma atrisināšanai.
Latento mainīgo lietošana SEM ietvaros vienmēr paredz indikatorus, kas pēc
būtības ir latento mainīgo mērījumi. Mērījums pēc definīcijas ietver mērījuma kļūdu, bet
SEM sniedz iespēju šo kļūdu atdalīt no mērāmās pazīmes un tāpēc ir neatsverams rīks
metodoloģiski korektai pētniecībai. Jāņem vērā, ka mērījuma kļūdas variācija vairums
gadījumu sastāv vismaz no divām lielām daļām – indikatora specifiskās kļūdas un
nejaušās kļūdas. Piemēram, ja mēs cenšamies iegūt intelekta mērījumu, lietojot
matemātikas, atmiņas, informācijas apstrādes ātruma un valodas uzdevumus, tad
matemātikas uzdevuma izpildi varam izskaidrot ar vispārējo intelektu (latentais
mainīgais), ar spēju risināt konkrētus matemātiskus uzdevumus (indikatora specifiskā
kļūda) un nejaušiem apstākļiem (mērījuma nejaušā kļūda). Līdzīgi ir ar atmiņas,
informācijas apstrādes ātruma un latviešu valodas uzdevumu.
22
SEM darbības pamatprincipi ir saistīti ar novērojamo mainīgo koveriāciju
matricas izmantošanu un teorētiskā modeļa piemērošanu. Citiem vārdiem, balstoties uz
teorētiskiem pieņēmumiem, tiek izstrādāts modelis, kas izskaidro n-tās korelācijas starp
mainīgajiem taupīgākā veidā. Ar SEM procedūru palīdzību tiek aprēķināti piemērojamā
modeļa parametri, kas parasti pēc skaita ir mazāk nekā izejas kovariācijas matricas
parametri. Izmantojot modeļa parametrus, tiek reproducēta sākotnējā izejas koverācijas
matrica. Ja reproducētā koveriācijas matrica būtiski neatšķiras no sākuma koverācijas
matricas, tad var secināt, ka modelis ir spējīgs labi izskaidrot novērotos datus. Šāda
metodoloģija ļauj empīriski pierādīt teorētiskus pieņēmumus.
SEM principi attiecināmi arī uz izpētošo faktoru analīzi, angļu valodā
exploratory factor analysis, saīsinājumā EFA, un apstiprinošo faktoru analīzi
confirmatory factor analysis, saīsinājumā CFA (Brown, 2006). Mērījuma modeļi parasti
tiek aplūkoti apstiprinošās faktoru analīzes ietvaros, kas ir SEM paveids.
2.2.2. Mērījuma modeļa parametru novērtēšanas metode
Modeļa parametru novērtēšana var tikt veikta ar dažādām metodēm. Izvēloties
metodi ļoti svarīgi ņemt vērā, kāda veida mainīgie tiek lietoti. Vispopulārākā modeļa
parametru novērtēšanas metode (ML – maximum likelihood) bieži nav piemērota
pētījumiem psiholoģijā, jo šī metode paredz, ka novērojamie mainīgie ir nepārtrauktie
mainīgie ar normālu sadalījumu (Bernstein & Teng, 1989; Nunnaly & Bernstein, 1994),
taču psiholoģijas pētniecības praksē visbiežāk figurē vai nu dihotomie, vai Likerta skalas
mainīgie. Šādos gadījumos, modeļa parametru novērtēšanai, labāk lietot divpakāpju
novērtēšanu, kur pirmajā pakāpē tiek aprēķināta tetrahorā vai polihorā mainīgo
korelāciju matrica, bet otrajā tiek aprēķināti modeļa parametri (Panter, Swygert,
Dahlstrom & Tanaka, 1997). Viena no salīdzinoši nelaikietilpīgām parametru
aprēķināšanas metodēm šādā gadījumā ir WLSMV (Muthén & Muthén, 1998-2012),
kura uzrādījusi salīdzinoši labu veiktspēju pat mazās izlasēs (Flora & Curran, 2004).
Tādējādi šī darba pētījumos tiek lietota vai nu ML metode, gadījumā, kad jāveic analīze
ar nepārtrauktiem mainīgajiem (piemēram, TRD-AV kopējās balles vai faktoru vērtības)
vai WLSMV metode, kad analīze tiek veikta ar TRD-AV vērtēšanas kritērijiem, kuru
minimālā vērtība ir 0, bet maksimālā 6).
23
2.2.3. Mērījuma modeļa piemērotības novērtēšana
Lai novērtētu vai teorētiskais modelis adekvāti spēj izskaidrot datus, no sākuma,
tiek novērtēti modeļa parametri (skat. iepriekšējo paragrāfu), bet pēc tam modeļa
parametri tiek lietoti, lai aprēķinātu piemērojamā modeļa prognozētu koveriāciju
matricu. Modeļa piemērotību ietekmē divu faktoru attiecības – starpība starp izejas
koveriācijas matricu un piemērojamā modeļa prognozēto matricu un modeļa sarežģītība.
Šo aspektu kvantitatīvai novērtēšanai ir veltīta virkne pētījumu un ierosināti dažādi
modeļa piemērotības indeksi, kurus var iedalīt trijās lielās grupās (Brown, 2006): (a)
absolūtie piemērotības indeksi, (b) taupīguma korekcijas indeksi un (c) salīdzinošie
piemērotības indeksi. Modeļa piemērotības novērtēšanai nepietiek ar viena modeļa
indeksa lietošanu, jo tas nesniedz pietiekami daudz informācijas, lai pieņemtu pareizu
lēmumu. Ir ieteicams lietot vismaz vienu indeksu no katras grupas (Brown, 2006).
Balstoties uz rekomendācijām no padziļinātiem pētījumiem par modeļa piemērotības
indeksu lietošanu (Hu & Bentler, 1999; Yu, 2002; Muthén, 1998-2004), promocijas
darbā papildus Hī kvadrāta testam atkarībā no situācijas tika lietoti šādi modeļa
piemērotības indeksi: (a) SRMR – standardized root mean square residual vai WRMR –
weighted root mean square residual (Muthén, 1998-2004), ja tika lietoti dihotomie vai
Likerta skala tipa mainīgie, (b) RMSEA - root mean square error approximation
(Browne & Cudeck, 1992; Steiger & Lind, 1980), (c) CFI – comparative fit index
(Bentler, 1990) un TLI – Tucker-Lewis index (Tucker & Lewis, 1973) un šādas
robežvērtības piemērota modeļa identificēšanai: CFI, TLI >.95, RMSEA <.06, WRMR
<= 1.
2.2.4. Mērījuma modeļa orientēta ticamības aprēķināšana
Psiholoģijā bieži ir nepieciešamība novērtēt kāda instrumenta iekšējo ticamību
jeb iekšējo saskaņotību. Šādas ticamības aprēķināšana sniedz priekšstatu, kādā mērā
jautājumi, indikatori jeb panti mēra vienu un to pašu latento pazīmi. Viena no visbiežāk
sastopamām iekšējās ticamības noteikšanas metodēm psiholoģijā ir Kronbaha alfas
koeficients (Cronbach, 1951), bet diemžēl daudzi pētnieki ignorē šī koeficienta
24
lietošanas ierobežojumus. Šis koeficients tiek aprēķināts balstoties uz ļoti stingriem
pieņēmumiem, pieņemot, ka pantu kļūdas savstarpēji nekorelē un, ka visi panti vienādi
un izteikti ir saistīti ar mērāmo konstruktu. Šāda situācija praksē, jo īpaši
pašnovērtējumu metožu gadījumā, ir ārkārtīgi reti sastopama un līdz ar to šo pieņēmumu
ignorēšana var novest pie nepareiza ticamības novērtējuma (Raykov & Marcoulides,
2011).
Alternatīva prakse iekšējās ticamības novērtēšanai saistās ar SEM pielietošanu
jeb mērījuma modeļa orientētu ticamību. Šajā gadījumā ticamība acīmredzami izriet no
aprēķinātiem modeļa parametriem – īstā mērījuma variācija pret novērotās variācijas
proporcija (Brown, 2006). Šādas pieejas ietvaros sākotnēji tika izstrādāti divu veidu
ticamības koeficienti (McDonald, 1978, 1999) – ωt vairāku faktoru mērījuma modeļiem
un ωh vispārējā faktora mērījuma modeļiem. Pēc līdzīgiem principiem tika ierosināta
procedūra modeļa orientētas ticamības novērtēšanai ar MPLUS (Muthén & Muthén,
1998-2012) programmu, lietojot MLR metodi modeļu parametru aprēķināšanai, kad tiek
analizēti nepārtrauktie mainīgie (Raykov & Marcoulides, 2011). Gadījumā, kad tiek
lietoti dihotomie vai vairāku kategoriju mainīgie, tiek lietota līdzīga pieeja (Stone, Otten,
Ringlever, & Hiemstra, 2013).
2.2.5. Mērījuma modeļa stabilitāte
Mērījuma stabilitāte ir vēl viens būtisks metodoloģisks jautājums, kas tiek
ignorēts daudzos pat augsta līmeņa pētījumos. Metodoloģiski pieejot, pētījumos, kur tiek
salīdzinātas dažādas grupas vai noteikti dažādi efekti, obligāts priekšnosacījums ir
pierādīt, ka mērījums ir stabils gan strukturāli, gan metriski, pretējā gadījumā rezultātu
var attiecināt uz mērījuma kļūdu (Chan, 1998). Šīs prasības apmierināšana ir tikpat
svarīga kā mērījuma validitāte, jo tiešā veidā ietekmē instrumenta pielietošanas iespējas
pētniecībā.
Lai novērtētu mērījuma stabilitāti, jāveic vairāki analīzes etapi, kur katrs saistās
ar papildus ierobežojumu uzlikšanu piemērojamam modelim. Līdzko pastāv statistiski
nozīmīgas atšķirības starp mazāk un vairāk ierobežotu modeli, tiek secināts, ka mērījums
noteiktā aspektā starp attiecīgām grupām nav stabils. Atšķirību noteikšanai parasti lieto
Hī kvadrāta testu, ja tiek lietota parametriskās statistikas pieeja. Ja modeļu aprēķinos
25
tiek lietota robustā statistika vai modeļu parametru novērtēšanas metode dihatomajiem
vai vairāku kategoriju mainīgajiem, tad tiek lietota alternatīva Hī kvadrāta testa
procedūra (Muthén & Muthén, 1998-2012). Mērījuma modeļa stabilitāte tiek pārbaudīta
šādā secībā (Brown, 2006): (1) katrā grupā veic apstiprinošo faktoru analīzi, (2)
vienlaicīgi visām grupām veic apstiprinošo faktoru analīzi, (3) visām grupām tiek
definēti vienādi faktoru svari katram indikatoram, (4) visām grupām tiek definēti vienādi
robežpunkti (intercepts) (t.i., indikatora vērtība, kad latentā mainīgā vērtībā ir 0) katram
indikatoram, (5) visām grupām tiek definētas vienādas indikatoru atlikušās variācijas
katram indikatoram. Ja starp modeļiem piemērotības ziņā no (1) līdz (4) nav statistiski
nozīmīgas atšķirības, tad var apgalvot, ka mērījums ir stabils, bet ja statistiski nozīmīgas
atšķirības nav novērojamas no (1) līdz (5), tad var apgalvot, ka mērījums ir ne tikai
stabils, bet arī tiek iegūts ar vienādu precizitāti.
2.2.6. Datorprogrammas metodoloģijas pielietošanai
Ir pieejamas vairākas datorprogrammas SEM metodoloģijas pielietošanai, starp
kurām ir sastopamas gan maksas, gan bezmaksas versijas. Šo programmu klāsts ātri
sarūk, ja ir vēlme izmantot ar vienu un to pašu programmu vairākas SEM iespējas.
Viena no iespēju bagātākajām komerciālajām programmām ir MPLUS (Muthén &
Muthén, 1998-2012), bet Latvijas pētniekiem cena par šo programmu var šķist nepārāk
draudzīga, ja vien neizmanto īpašo piedāvājumu studentiem. Ja salīdzina bezmaksas
programmas, tad noteikti ar iespējām bagātākā ir R (R Core Team, 2014), kur pieejamas
vairākas bezmaksas SEM pakotnes (Rosseel, 2012; Fox, Nie & Byrnes, 2013; Epskamp,
2014). R lietošanai ir arī sava ēnas puse – šīs programmas apgūšana ir grūtāka un
laikietilpīgāka salīdzinājumā ar populārām grafiskā interfeisa programmām, tādām, kā
SPSS vai STATA. Tomēr, ja pētniecība ir rutīna, tad R sniegtās iespējas noteikti atsvērs
izlietoto laiku tā apgūšanai. Šī darba ietvaros tiek lietotas abas šeit uzskaitītās
programmas – MPLUS un R.
26
3. REZULTĀTI UN DISKUSIJA
3.1. Raksts (I)
Raksta fokusā ir pētījums par Testa radošai domāšanai – attēla veidošana,
turpmāk, TRD-AV psihometrisko īpašību novērtēšanu un adaptāciju Latvijā. Pētījumā
tiek pielietota strukturālo vienādojumu modelēšanas metodoloģija, sniedzot iespēju
padziļināti izpētīt vērtētāju savstarpējo ticamību, testa mērījumu stabilitāti un dzimuma
atšķirības. Tāpat pētījums iezīmē problemātiskos jautājumus attiecībā uz atsevišķiem
testa kritērijiem un testa iekšējo struktūru.
Testa kopējās balles iegūšanā vērtētāju savstarpējās ticamības analīze uzrādīja
augstu ticamību (ρ = 0.96, 95% ticamības intervālā 0.96 – 0.97). Analizējot vērtētāju
ticamību atsevišķi testa kritērijiem, tika konstatēts, ka divu kritēriju gadījumā (9Hu –
Humors/emocionalitāte/ekspresija
un
11Ucb
–
simbolisms/sirreālisms/fantāzija),
ticamības rādītāji nav pietiekami augsti. Līdzīga problēma tika konstatēta arī
iepriekšējos pētījumos, tādēļ, tika ierosināts, ka šo kritēriju vērtēšana jāveic, sadalot
kritēriju apakš-kritērijos. Šāds risinājums būtiski paaugstināja problemātisko kritēriju
vērtētāju savstarpējo ticamību, tādējādi demonstrējot, ka arī testa atsevišķu kritēriju
novērtēšanā ir iespējama konsekvence. Vērtētāju savstarpējās ticamības apmierinošie
rezultāti attiecībā uz atsevišķiem kritērijiem, paver iespēju izmantot TRD-AV kritērijus
pētniecības nolūkiem, tai skaitā testa struktūras analīzei.
Testa mērījuma stabilitātes analīzei tika izveidots latento mainīgo mērījumu
modelis, kurā divi latentie mainīgie atspoguļo indivīda radošā potenciāla izteiktību
situācijā A (testa forma A) un situācijā B (testa forma B), kas prognozē trīs eksperta
vērtējumus, izmantojot TRD-AV. Pielietojot šo modeli, tika atklāts, ka mērījumi, lietojot
testa A un B formu, ir ekvivalenti gan strukturālā, gan metrikas ziņā. Tātad, lietojot šādu
mērījuma modeli, varam būt pārliecināti, ka iegūtās atšķirības ir patiesas un nav
attiecināmas uz instrumenta nepilnībām. Turpinot analīzi ar šo modeli, tika atklāts
neliels, bet statistiski nozīmīgs metodes secīguma efekts (z = 2.07, p = 0.04), t.i.,
rezultāti otrajā testa formā ir nedaudz augstāki, un neliels, bet statistiski nozīmīgs
dzimuma efekts (z = 2.97, p = 0.004), augstākus rezultātus uzrādot sievietēm.
Pētījumā tika pievērsta arī pastiprināta uzmanība TRD-AV struktūras izpētes
problemātikai, norādot, ka oriģinālā testa kritēriju vērtēšanas instrukcija paredz vairāku
kritēriju mākslīgas savstarpējās sakarības, piemēram, punktu saņemšana 2Cm (izmantoto
27
stimulu pilnveide) kritērijā automātiski paredz punktus 1Cn (stimulu izmantošana)
kritērijā. Šīs problēmas konstatācija liek apšaubīt visu iepriekšējo pētījumu par TRD-AV
struktūru rezultātus, jo nevienā no iepriekšējiem pētījumiem nav pievērsta uzmanība šim
faktoru analīzes rezultātu būtiski ietekmējošam aspektam. Lai arī pētījumā norādīts, ka
faktoru analīzei nepieciešama lielāka un plašāk pārstāvēta izlase, tomēr šī pētījuma
ietvaros tika veikta faktoru analīze, izmēģinot dažādas stratēģijas, kas samazināja
kritēriju mākslīgās savstarpējās sakarības. Sākotnējie rezultāti norādīja uz TRD-AV divu
faktoru struktūru, kuru saturs no vienas puses raksturojams ar kritērijiem, kas saistīti ar
tēmas izveidi, bet no otras puses ar kritērijiem, kuri saistīti ar nekonvencionalitāti un
oriģinalitāti. Struktūras analīzē tika atklāta arī problēma ar 14Sp (testa izpildes ātrums)
kritēriju. Šis kritērijs būtībā visvairāk ir atkarīgs no citiem kritērijiem, jo tā variācija ir
iespējama tikai tad, ja kopējais rezultāts testā pārsniedz 25 punktus. Gadījumā, kad šis
kritērijs tiek aprēķināts neatkarīgi no kopējā rezultāta, tā saistība ar citiem testa
kritērijiem un kopējo testa rezultātu kļūst negatīva. Tādējādi 14Sp kritēriju nav vēlams
izmantot struktūras pētījumā, un jābūt piesardzīgiem tā interpretācijā, ja tas tiek lietots
atsevišķi.
Rakstā arī tiek apkopoti standartizētie testa rezultāti 15 gadus veciem
vispārizglītojošu skolu 9. klašu skolēniem, ļaujot veikt starptautisku salīdzinājumu.
Rezultāti norāda, ka starpkulturālās atšķirības ir niecīgas.
Investigation of Psychometric Properties of the Test for Creative Thinking –
Drawing Production: Evidence from Study in Latvia
Emīls Kālis
Department of Social Psychology, Daugavpils University
Līga Roķe, Indra Krūmiņa
Department of Psychology, Latvia University
Correspondence concerning this article should be addressed to Emīls Kālis,
Department of Social Psychology, Daugavpils University, 1 - 303 Parādes Street, LV5401, Daugavpils, Latvia. E-mail: emils.kalis@gmail.com.
29
Abstract
The Test for Creative Thinking – Drawing Production (TCT-DP) is designed as an effective
drawing based instrument for measuring creative potential. Many studies report adaptation efforts in
other cultures pointing out good psychometric properties of the instrument nonetheless revealing
also some trouble spots. The present study includes adaptation of TCT-DP in Latvia and
investigation of psychometric properties of the instrument such as measurement invariance between
forms, sequence effect, gender differences and factor structure of criteria employing methodology
of structural equation modelling. Two samples were involved in the study - 9th grade students
(n=300) and 15 years old 9th grade students (n=200). Results indicate that trained judges are able to
achieve high reliability in evaluation of TCT-DP total score and all criteria if some criteria are
divided in subcategories. It was also found that TCT-DP has measurement invariance between both
forms but has small effect sizes regarding gender differences and method sequence. Observed
differences of TCT-DP total score between Latvian sample and relevant samples from Germany and
Hong Kong could be considered as trivial. The study also revealed that following original
instructions some test criteria had strong interdependence and therefore strategies in evaluation
process reducing interdependencies between criteria should be considered in future studies on the
structure of TCT-DP.
Keywords: creative potential, assessment, gender differences, factor structure, validity
30
Investigation of Psychometric Properties of the Test for Creative Thinking – Drawing Production:
Evidence from Study in Latvia
Introduction
Creativity is essentially human and relevant to nearly most fields of human activity, one of
the highest forms of being human, giving the chance for self-realisation (Maslow, 1968). Among a
large number of explanatory concepts for creativity, one of them proposes that creativity is the
interplay between ability and process by which an individual or group produces an outcome or
product that is both novel and useful within some social context (Plucker & Beghetto, 2004). In the
recent decade a complex view on creativity is preferred where cognitive and personal components
of creative individual and their mutual interaction with environment during the process of creative
acting is included, for example, as presented in the Investment theory of creativity by Sternberg
(2007) or Componential model of creativity by Amabile (1983). Urban and Jellen have proposed a
components model of creativity including six interactive components which function together for
and in the creative process. They are: divergent thinking, general knowledge and thinking base,
specific knowledge base and area specific skills, focusing and task commitment, motivation, and
openness and tolerance of ambiguity (Urban & Jellen, 2010).
Along with different approaches to defining creativity, there are several approaches to
testing and measuring creativity. A very first test of originality was developed by Chassell in 1916
(as mentioned in Ullmann, 1968).
The expansion of creativity measurement happened after
Guilfordˈs address to the APA in 1950 where he described creativity as the orphan of psychology
and invited his colleagues to pay more attention to research on creativity. In 1954 he developed
Divergent thinking tasks which set a foundation of vast research on divergent thinking and is
continuing to grow till now. Apart from divergent thinking testing which measures fluency and
originality of ideas as well as flexibility and elaboration, there are personality inventories,
behaviour scales, perception tests and product evaluations. There are now no few than 255
creativity measurement instruments in the world (Cropley, 2000). But only few of them are not
based solely on self-report and cover more than one aspect of creative potential. There is an urgent
need for validated objective instruments in the field of creativity measurement as they provide basis
to test theories and investigate the development of creative potential. The one of instruments which
meets many requirements regarding psychometric properties and practical application is the Test for
Creative Thinking – Drawing Production (TCT-DP).
31
TCT-DP: General description
TCT-DP is one of the recently published creativity tests developed for the measurement of creative
thinking abilities and creative potential in general. It should be considered as an alternative method
to widely used Torrance Tests of Creative Thinking elaborated by Torrance (2007) which have
several weaknesses including insufficient validity and complicated measuring procedure (Silvia et
al., 2008; Almeida, Prieto, Ferrando, Oliveira, & Ferrandiz, 2008). TCT-DP was developed by
Jellen and Urban in 1986 in Germany and first published in 1995. It is an image production test
which stimulates test takers to think in unique ways, use their imagination and make new
connections. Usually creativity tests have limitations to transfer complex model of creativity into a
diagnostic instrument, and test authors have set a purpose to consider not only divergent or
quantitative aspects of creativity which are traditionally measured with creativity tests, but also
aspects of quality – content, „gestalt”, composition, mental risk taking, unconventionality, affection
and humour. In designing and constructing the instrument authors wanted some premises to become
realized: the test should be applicable to persons of broad age range; it should work as a useful
screening instrument in order to identify high creative potentials as well as low creative; it should
be simple and economic in application, easy interpretable, economic in time and material, and
finally – it should be highly culture-fair. Because of broad applicability and optimal culture-fairness
authors decided to operationalize their concept by means of drawing production and selected a
compilation of simple stimuli which should function as possible starters for creative process (Urban
& Jellen, 2010). The result of TCT-DP is the total score composed from sub-scores on 14 criteria of
creative potential. TCT-DP can be used with test-takers of 4-95 years age.
The test consists of six figural fragments and big square frame which is also an important
element of the instrument. The subjects are asked to complete the uncompleted drawing, somebody
else has begun but not finished, in whatever way they wish.
The drawings are assessed within 14 criteria: Continuations (1Cn): any use or continuation
of the given figural elements; Completions (2Cm): any additions, completions made to the used or
continued figural fragments; New elements (3Ne): any new figure, symbol or element; Connections
made with a line (4Cl): connections with line between one figural element and another; Connections
made to produce a theme (5Cth): any figure contributing to a compositional theme; Boundary
breaking that is fragment dependent (6Bfd): any use or continuation of the small square outside the
frame; Boundary breaking that is fragment independent (7Bfi): any figures or extensions that break
the boundary or lie outside the large frame; Perspective (8Pe): any breaking away from twodimensionality; Humour and affectivity (9Hu): any drawing which elicits a humorous response,
shows affection, or strong expressive power; Unconventionality A (10Uca): any manipulation of
the material; Unconventionality B (11Ucb): any surrealistic, fictional, or abstract elements;
32
Unconventionality C (12Ucc): any usage of symbols or signs; Unconventionality D (13Ucd): usage
of non-stereotypical, unconventional figures; Speed (14Sp): points given for time spent on the
drawing production beyond a certain score-limit. The total score is calculated as the sum of these
criteria (15Tot). Test has two parallel forms A and B and it is recommended to use both of them
concurrently (Urban & Jellen, 2010) and to use the sum of the total scores of both forms.
Psychometric properties of TCT-DP
Reliability. Test authors report inter-rater reliability .81 - .99 for the total score and higher than .89
for test criteria (Urban & Jellen, 2010). Other studies present inter-rater reliability coefficients for
the total score in the range of .70 to .94 (Rudowicz, 2004; Cropley & Cropley, 2000; Jaarsveld,
Lachmann, & van Leeuwen, 2012; He & Wong, 2011), but do not report on inter-rater agreement
for test criteria. The exception is a study with Hong Kong sample where insufficient inter-rater
reliability was found for the criteria of Humour and affectivity (9Hu) - .62 and Unconventionality B
(surreal and symbolic themes) (11Ucb) - .68 (Rudowicz, 2004). Test-retest reliability reported by
test authors is between .38 and .78 (Urban & Jellen, 2010). Rudowicz (2004) obtained a test-retest
coefficient of .35 (p<.01) for the composite score and much less convincing – for criteria, i.e., for
criterion 9Hu it was below .22, for three criteria – above .30 and none of them exceeded .40. The
criteria of Humour and affectivity and Unconventionality B did not show statistically significant
test-retest coefficients. Possible causes of low test-retest reliability are the role of emotions,
motivation and situational context in creative performance as well as a decrease of interest in
drawing reported by children, in other words, the lack of novelty in the second testing. Another
possible reason of low reliability is due to the use of traditional methodology for correlation
analysis where error variance is not separated from true variance; better estimates of retest
coefficients could be obtained by using SEM methodology. Urban (2004) reports a parallel test
reliability in the range of .62 - .70, as well as high differential reliability in Hungarian sample for
the differentiation between 25% highest and lowest achievers in both test forms where Chi-square
was 33.54 (p<.001).
Validity. According to Urban (2004), there are no other instruments directly comparable to TCTDP. Nevertheless, positive but not high correlations have been found between TCT-DP and other
creativity measures. Results of verbal creativity test Verbaler Kreativitats Test (Schoppe, 1975)
correlated with results of TCT-DP in the range -.03 to .36 (p<.05) for 7-10th grade students (Urban
& Jellen, 2010), whereas TAT stories and photobiographical essays evaluated on creativity and
richness by judges using a Consensual Assessment Technique correlated with TCT-DP positively
but slightly for young adults, respectively .21 (p<.01) and .29 (p<.01) (Dollinger, Urban, & James,
2004). Lubart et al. reported that significant correlation was found only between TCT-DP
33
Adaptiveness factor (found with principal component analysis) and TTCT Parallel lines task
indicators – fluency, originality and flexibility (respectively, .44, .34, .46, p<.01). TCT-DP
correlated with self-rated creativity at the level of .22 (p<.01) for adolescents in Hong-Kong
(Rudowicz, 2004). Self-reported creative accomplishments measured by Creative Behaviour
Inventory (Hocevar, 1979) correlated with TCT-DP significantly only in the scale of visual arts for
students (Dollinger, Urban, & James, 2004), whereas students of creative professions scored much
higher on TCT-DP than public servants and military school students in Poland (Matczak,
Jaworowska, & Stanczak, 2000). Similar results were obtained by Scheliga (1988) who compared
semi-professional musicians-composers and persons of scientific-technical professions. The
correlations ranging from -.15 to .82 were observed between the TCT-DP scores and teachers’
ratings (Urban & Jellen, 2010). It is possible that wide range of results was due to teacher’s
subjective notions on creativity of their students. As for discriminant validity, relationships with
intelligence measures are mostly found slightly positive for inhomogeneous samples – in the range
between .21 and .29 (Urban, 2004; Rudowicz, 2004; Jaarsveld et al., 2012), and nonsignificant or
around zero correlation – for intellectually gifted, consistently with Threshold hypothesis (Urban,
2004; Rudowicz, 2004; Karwowski & Gralewski, 2013; Wolanska & Necka, 1990). There is also
the evidence of increase in the mean creativity scores with age in German sample for ages 4 to 10
years (Urban, 2004) and in Hong Kong sample for ages 12 to 15 years (Rudowicz, 2004). Factor
analysis has been used in a number of studies to verify the construct validity of TCT-DP, but the
results are ambiguous. Test authors found a five factor model in German sample – Direct fragmentdependent usage, Composition, Perspective and time, Unconventionality and humour, and New
elements (Urban & Jellen, 2010). The proposed five factor model did not obtain good fit for the
Hong Kong sample – instead four factors were found explaining 67.6% of variance – Composition
and Novelty, Risk taking, Basic Fragment-dependent Usage, Unconventionality and Humour
(Rudowicz, 2004), but the study did not report fit of alternative model. Lubart et al. presented a two
factor solution – Adaptiveness and Originality - explaining 57% of variance (2010). The interesting
part of the last finding is that it reflects the elements in the definition of creativity, where the criteria
of originality and appropriateness are included. Similar finding was revealed in research on TTCT
factor structure done by Kim (2010) – she reported the innovative and adaptive factor when testing
the 6th grade students.
Although TCT-DP is a promising instrument for creativity research, some questions about
its psychometric properties still require further investigations. Thus along adaptation of TCT-DP in
Latvia we investigated the following psychometric properties using SEM methodology: inter-rater
reliability for composite score and for each criterion, measurement invariance between forms,
equivalence of forms, gender effect, and sequence effect of test forms. The study deals also with the
34
structure of TCT-DP and depicts problems with scoring of criteria what might seriously bias the
results of exploratory factor analysis.
Method
Participants
387 participants (54.3% females) aged between 14 and 18 years (M=15.03 SD=.53)
representing 9th grade students from 21 class group from all regions of Latvia filled both forms of
TCT-DP. Two subsamples of these participants were selected following the principles of stratified
random sample (Angoff, 1984, p.66). The first sample was made from 300 (51.3% females) Latvian
speaking students (aged between 14 and 18 years, M=15.05, SD=.51) of the 9th grade; 24 students
from similar clusters were replaced. The second sample was made from 200 (53% females) Latvian
speaking 15 years old 9th grade students from subsample of 308 15 years old pupils, replacing 9
students from similar clusters. The first sample in this study was used for the analysis of inter-rater
reliability and the structure of criteria of TCT-DP, while the second sample was used for the
analysis of form equivalence and means since it provided more accurate sampling.
Procedure
Administration. Data were collected in class groups. The instruction was read aloud and it
was not included in the written form. Time limit for the completion of each form was 15 minutes,
but researchers did not stress limitations in time in the instruction. Only a small part of students
used the maximum of given time to complete their drawing. When the first student completed the
task researcher announced that students were invited to add the name of their drawing if they
wished and if they found it useful to communicate their idea. Since students working speed was
different and it was essential to determine the task completion time for each student, two
researchers were administering the testing, and the second test form was immediately given to
students with an instruction to continue the work as in the first task. The test administration took
place during regular school hours, mostly in the first part of the day.
Data analysis. For routine statistics, norm tables and data storing the R Statistics (R Core
Team, 2012) was used while other procedures such as analysis of reliability, structure, relations and
means of TCT-DP properties were conducted with MPLUS Version 6.12 (Muthén & Muthén, 19982011).
35
Results
Analysis of Reliability
Three trained judges – psychologists – evaluated each of 13 criteria in both test forms of all
the respondents.
After a few training sessions it was revealed that all but two criteria - 9Hu and 11Ucb had
sufficient inter-rater reliability. These criteria had the lowest reliability also in the study from Hong
Kong (Rudowicz, 2004). It was decided to eliminate the problem by dividing these criteria in
subcategories according to the descriptions of criteria in the test manual. Criterion 9Hu was divided
into categories of Humour (9H), Affectivity/Emotionality (9E) and Expressive power of the
drawing (9P). Criterion 11Ucb was divided into categories of Symbolism/Abstractness (11Sy),
Surrealism (11Su) and Fiction and fantasy (11Fi). Subcategories of criterion 9Hu were assessed on
a scale from 0 to 6 points, but subcategories of criterion 11Ucb - 0 or 3 points. The maximal points
obtained in any of three subcategories were assigned as a final value of the criteria 9Hu and 11Ucb.
Inter-rater reliability of TCT-DP total score and each criteria was estimated applying the
methodology of structural equation modelling (SEM) in which the proportion of true variance to
total observed variance was calculated with the procedure suggested by Raykov & Macoulides
(Raykov & Marcoulides, 2011, pp. 160-168). Results indicate high reliability for the total score and
for all criteria of TCT-DP (Table A1).
Another way to prove reliability involving both testing forms is to build measurement model
of total score (15Tot) where each judge is perceived as an indicator of latent variable or factor that
represents scores of form A and form B (fig.1) and to test whether the model is Tau-equivalent and
(or) has parallel indicators for both forms (Table A2).
Analysis of reliability indicates not only high reliability, but also that each judge has equal
factor loading for both latent variables representing form A and form B. Furthermore, as the model
holds restriction of parallel indicators it can be concluded that each judge assessed creative potential
with the same level of precision (Brown, 2006, pp. 237-239). As the Model A2 had a good fit
statistics, it was employed for evaluation of relationship between both forms, resulting in a bit lower
correlation (r=.62, SE=.046, 95%CI=.529-.709) comparing to Hungarian sample (r=.70) (Urban &
Jellen, 2010).
Analysis of Mean structures for TCT-DP forms
In order to compare means of both forms of TCT-DP, incremental strategy (Brown, 2006,
pp. 252-269) was applied to test the measurement invariance of the model (fig.1 and Table A3)
first. Results suggest that the model has invariant indicator’s intercepts for both forms implying that
besides structural stability judges have shown also the stability of mean structure. Thus difference
36
between means of latent variables could be interpreted as a true difference and not due to
measurement noninvariance (Chan, 1998). Nonsignificant difference test comparing Model B3 and
Model B4 gives evidence (Table A3) that the model is viable if the means of both factors are
specified as equal.
Analysis of gender differences
Analysis of gender differences in TCT-DP total score was done with data from both TCTDP forms employing SEM methodology in multiple-group CFA framework. In order to control
significant sequence effect of forms (see next section) data from both forms were combined thus
providing two times more data units. In this case loadings, intercepts and error variances of
indicators were freely estimated across judges so as to diminish an error due to differences in
assigned scores by raters.
When equal constraints for both groups were specified, no significant decrease was found in
model fit until equal factor means were tested (Table A4). This implies that difference between
groups is the true difference of TCT-DP total scores between genders and is unlikely to be
attributed to other sources. Estimated model parameters suggested that variance of the measure did
not differ significantly for gender while difference between means of the measure (Mean diff. =
2.51, S.E.=.86) was significant (z=2.91, p=.004). Similar results were obtained comparing raw
composite scores with t-test (Mean diff. 2.45, S.E.=.84, t=2.97, p<.001, d=.30) revealing small
effect size (Cohen, 1988) in favour of females.
Similarly to the analysis of gender differences in the total score, each criterion of TCT-DP
was tested for gender differences within multiple-group CFA framework employing WLSMV
estimator for categorical data (Table A5). For all criteria except one the model was specified with
equal factor loadings, equal intercepts and equal factor variances and compared to the nested model
with equal means. Comparison of the same model for criterion 9Hu to similar model but equal
factor variances resulted in statistically significant increase of χ2 difference. It means that variance
of this criterion statistically differs for genders (boys have greater variability). Thus the model
described in table A5 for 9Hu criterion with equal factor loadings and intercepts but unequal factor
variances was compared to the nested model with equal means. Results suggest that 15 years old
female students in Latvian sample showed better results in TCT-DP total score and in five criteria
(2Cm, 5Cth, 7Bfi, 8Pe, 9Hu) than male students, while males overcame females only in 12Ucc
criterion (usage of symbols and signs). A little different results were obtained in the sample from
Hong Kong (9-15 years old (M=11.80, SD=.93)) where females outperformed males in three
criteria (2Cm, 5Cth, 8Pe) while males showed better results in 7Bfi criterion (He & Wong, 2011).
37
Analysis of sequence effect
In testing situation half of the students received form A as the first, but form B - as the
second and the other half of students – in inverse order. In order to test the sequence effect the data
from both occasions was merged together in multiple-group CFA framework thus making two
groups – the first group representing results from the first form, but the second group - from the
second form (Table A6). The data was merged on the basis of measurement equivalence of the form
A and the form B (see table A3). In the second testing situation students had slightly better results
(Mean diff.=1.78, S.E.=.86, z=2.07, p=.04) in comparison with the first testing situation.
Analysis of relationships and structure of criteria
Correlations between criteria of both forms are all positive and significant, however, some
of them are too small (e.g., 7Bdi, 10Uca, 11Ucb, 12Ucd, 13Ucd) to provide sufficient reliability for
criterion itself (Table A7, column 1). Correlations of criteria with the total score are all positive and
significant except criterion of speed – 14Sp (Table A7, column 2). This estimation is done only for
illustrative purposes because it is not the appropriate way to elicit relations with a construct since
the total score is computed from those criteria. A better way to explore the relations of criteria with
the construct is to conduct factor analysis, but there is still no consensus about factor structure in
studies of TCT-DP. For example, authors of TCT-DP reported five factor model (Urban & Jellen,
2010) but did not explain negative correlation between criterion 14Sp and the respective factor. In
the study from Hong Kong authors proposed four factor model (Rudowicz, 2004) where criterion
14Sp has positive and significant relation to factor of 6Bfd and 7Bfi. The model that is more
parsimonious having only two theoretically grounded factors was proposed by Lubart and
colleagues, but criterion 14Sp was not included in this model (Lubart et al., 2010). Another three
factor structure was proposed in a study where one of the test authors was involved but in this study
criterion 14Sp also was not included (Dollinger et al., 2004). Nonetheless, in none of these studies
there was sufficient information about model fit statistics and comparisons with alternative models.
Moreover, none of these studies reported correlations between factors or factor loadings in a second
order factor model thus missing important information about construct validity. In case of
sustaining the original scoring method where the total score is calculated as the sum of all criteria,
only two types of models are possible to confirm the construct validity. The first type of model
assumes that all criteria have positive correlation with one general factor which assesses creative
potential. The second type of model assumes that there are several factors having positive factor
loadings for corresponding criteria and positive loadings for the second order factor.
In this study we also carried out the exploratory factor analysis using WLSMV estimator for
categorical variables with GEOMIN rotation. The Scree plot provided unambiguous information
38
which suggested that two factors were the best option for describing relations between all criteria in
a parsimonious way. The first factor had significant factor loadings for criteria 6Bfd, 1Cn, 7Bfi,
2Cm, 12Ucc, 13Ucd, 14Sp and 10Uca (λ = .92, .81, .55, .55, .34, .32, -.24 and .20). The second
factor accounted for criteria 9Hu, 5Cth, 3Ne, 8Pe, 2Cm, 4Cl, 13Ucd, 11Ucb and 14Sp (λ = .94, .82,
.67, .61, .61, .57, .45, .41 and -.25). Results were very similar to the findings reported by Lubart et
al. (2010) where the first factor was interpreted as a component of adaptiveness, while the second
factor - as a component of originality-novelty. Although Dollinger et al. (2004) obtained a different
three factor structure where the first factor was labelled as “overall meaning” (2Cm, 4Cl, 5Cth, 8Pe,
9Hu), the second as “figural information” (1Cn, 2Cm, 6Bfd) and the third - as unconventionality
(7Bfi, 10Uca-13Ucd), we found that all these solutions could contain artificial factor or factors
which emanate from the mutual dependence of criteria. In our two factor solution the first factor
includes criteria which are related to unconventionality, but also criteria which are dependent on
each other. Original scoring principles are designed so that implicitly criterion 6Bfd is heavily
dependent on criterion 1Cn because six points for this criterion always will be associated with three
or six points for criterion 6Bfd. The same but weaker dependence could occur for criteria 2Cm and
13Ucd on criterion 1Cn because maximum value for criterion 2Cm in most of cases is associated
with the number of used stimulus but criterion 13Ucd has penalty function for unused stimulus. For
criteria 4Cl and 5Cth this dependence could be weaker but is still discernible because maximum
value for criterion 4Cl is also related to the number of used stimulus, but in cases where no stimuli
or only one stimulus is used the maximum possible value for criterion 5Cth is only three points.
Criterion 2Cm also has influence at least on two criteria (6Bfd and 13Ucd) though not so strong. In
most of cases value 6 for criterion 2Cm will be associated with 3 or 6 points for criterion 6Bfd but
criterion 13Ucd has penalty function for uncompleted stimulus. These dependencies could heavily
bias whatever findings on structure of the TCT-DP have been made so far.
Taking into consideration the interdependence issues of criteria mentioned above and basing
on the original test scoring principles described in the test manual, we assume that the true
empirically proven structure of TCT-DP is still unknown and it is more appropriate to adhere to one
factor solution (Urban & Jellen, 2010) unless the strategies in evaluation process which allow to
control and decrease the interdependencies of criteria are used.
Estimates of one factor solution are reported in Table A7 (column 3). Findings reveal that
criterion 14Sp in the case when it is decomposed from total score (see next section) has significant
negative factor loading but criterion 10Uca has no significant relation to the general factor at all.
Criteria 1Cn, 6Bdi, 7Bfi and 12Ucc also have surprisingly small factor loadings. It is hard to
generalize these findings because it could be that these results are relevant only in specific group,
namely - for 15 years old Latvian students.
39
Problem with speed criterion
According to the original scoring instructions, a test taker receives points (0-6) in speed
criterion (14Sp) only when the accumulated sum of the first 13 criteria is at least 25 points. This
scoring system makes the criterion of speed heavily dependent on the total score which, in turn,
produces artificial correlation with the factor (λ=.63 vs. λ = -.27). This dependence was tested
empirically by creating a new variable in which any number from 0 to 6 was randomly assigned to
every person who had obtained at least 25 points in the first 13 criteria. The results of factor
analysis using simulated variable showed that it also had high factor loading (λ=.61). Therefore for
factor analytic research we recommend to compute speed criterion regardless of the sum of the rest
of criteria.
Descriptive statistics and norms
Descriptive statistics are provided for average scores from both forms of TCT-DP (Table
A8). The mean of TCT-DP total score for Latvian 15 years old students comparing to the sample of
the same age from Germany and Hong Kong is in the middle having significant difference with the
sample from Hong Kong (t=2.92, p<.01, d=.24) but not significant difference with the sample
from Germany (t=-1.66, p=.01, d=-.25). Norms for Latvian sample of 15 years old students are
summarized in Table A9.
Discussion
The present study aimed to clarify the ambiguous results of previous research on TCT-DP
reliability and validity and to propose alternative explanations and solutions to these issues. The
solution was proposed to problems with inter-rater reliability in criteria of Humour and affectivity
and Unconventionality B identified in previous studies. High inter-rater reliability for the total score
and all criteria indicates that generally the assessment guidelines described in the test manual are
sufficient, but scoring procedure could be improved by separating the assessment of criteria 9Hu
and 11Ucb in three subcategories each. Estimation of correlations between test forms for the total
score and all criteria also gives evidence of reliability and validity.
The analysis of measurement invariance and mean structure for parallel forms showed that
form A and form B can be regarded as equal and hence are replaceable by each other, but test users
should be aware that in case of using both test forms the results on second form are slightly better.
This effect could be due to the warm-up phenomenon which means that more original ideas need
more time to come into mind and they tend to be remote; they come later in the process of thinking
about associations (Torrance, 1969; Runco, 2001). It is also possible that when test takers filled the
second form of TCT-DP their experience resulted in knowledge about how to accomplish this task
40
better. If there is a need to explore the dynamics of TCT-DP score longitudinally, the method effect
for a longer period of time should be investigated first.
Analysis of gender differences indicated a significant effect for the total score and for five
criteria of TCT-DP in favour of females. Findings in regard to gender differences are partly
corresponding with the results from Hong Kong (He & Wong, 2011) where girls outperformed boys
in criteria associated with elaboration of drawing. It is likely that these differences occur due to the
matters of motivation and commitment to the task. Our study did not reveal significant gender
differences in variability of TCT-DP measure like in other studies (He, Wong, Li, & Xu, 2013; He
& Wong, 2011). Greater statistical variability of males was observed only for criterion of humour
and affectivity. Possibly, discrepancies in results from different countries in other criteria regarding
gender could be attributed to different age groups or culture differences.
As the authors of TCT-DP intended (Urban & Jellen, 2010), the present study affirms that
the test could be considered as culture-fair since the differences of the total score between Latvia
and other countries (Germany and Hong-Kong) for the same age group are slight, having small
effect size.
Different models which describe the structure of TCT-DP criteria have been proposed, but it
seems that these models lack firm arguments and empirical evidence to validate the structure.
Moreover, previous studies did not take into account interdependencies between criteria thus having
risk to derive biased results of EFA. It was concluded that only two kinds of models would be
suitable if original scoring method was sustained – one factor model or second order factor model
with general factor. Although our study revealed two factor structure that is similar to the results of
Lubart et al. (2010) as well as to the findings on structure of Torrance Tests of Creative Thinking
(Kim, 2006; 2010) and is consistent with theory on creativity, we recommend to interpret these
results with caution because this study possesses the same shortcomings as previous studies. The
search for a theoretically and empirically proofed model should be done using larger and age nonspecific sample with wide range manifestations of all criteria and also controlling the
interdependencies between criteria. The results of present study facilitate discussion about the role
of speed criterion in the total score of the test, too. Analysis of the structure in one factor model
revealed that criterion 14Sp had negative relation to the general factor. Such results could indicate
that speed category is not an important criterion for the assessment of creative potential or it does
not work properly in the corresponding age group. If similar results are found in different age
groups, exclusion of this criterion from the composite score must be considered seriously. It is also
possible that the variance of this criterion that accounts for creative potential is not measured in one
factor model. Alternatively speed could be coded reversely giving more points for longer
engagement in the task as it implies more space for creative production.
41
Irrespective of identified problems regarding factor structure, TCT-DP has been successfully
adapted in Latvia having evidence of validity: high inter-rater reliability for total score and all
criteria, correlation between forms similar to correlation in the original study, and trivial mean
differences for the same age in comparison to other cultures. Problems identified with criteria and
structure of TCT-DP put limitations to the present and also to previous studies on factorial validity.
Thus the next step for further investigation of psychometric properties of the instrument should be
exploratory factor analysis where strategies for controlling interdependencies of criteria are applied.
References
Almeida, L.S., Prieto, L.P., Ferrando, M., Oliveira, E., & Ferrandiz, C. (2008). Torrance Test of
Creative Thinking: The question of its construct validity. Thinking Skills and Creativity,
3(1), 53-58. DOI: 10.1016/j.tsc.2008.03.003.
Amabile, T.M. (1983). The social psychology of creativity. New York: Springer Verlag.
Angoff, W. H. (1984). Scales, Norms and Equivalent Scores. Princeton, NJ: Educational Testing
Service.
Brown, T. (2006). Confirmatory Factor Analysis for Applied Research. London: The Guilford
Press.
Chan, D. (1998). The conceptualization and analysis of change over time: An integrative approach
incorporating longitudinal and covariance structures analysis (LMACS) and multiple
indicator latent growth modelling (MLGM). Organizational Research Methods, 1, 421–483.
DOI: 10.1177/109442819814004.
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Hillsdale, NJ:
Lawrence Erlbaum Associates.
Cropley, A. (2000). Defining and Measuring Creativity: Are Creativity Tests Worth Using? Roeper
Review, 2, 72-100. DOI:10.1080/02783190009554069.
Cropley, D.H., & Cropley, A.J. (2000). Fostering Creativity in Engineering Undergraduates. High
Ability Studies, 11(2), 207-219. DOI: 10.1080/13598130020001223.
Dollinger, S.J., Urban, K.K., & James T.A. (2004). Creativity and Openness: Further Validation of
Two Creative Product Measures. Creativity Research Journal, 16(1), 35-47.
He, W.J., & Wong, W.C. (2011). Gender differences in creative thinking revisited: Findings from
analysis of variability. Personality and Individual Differences, 51, p. 807-811. DOI:
10.1016/j.paid.2011.06.027.
He, W.J., Wong, W.C., Li, Y. & Xu H., (2013). A study of the greater male variability hypothesis in
creative thinking in Mainland China: Male superiority exists. Personality and Individual
Differences, 55, p. 882-886 http://dx.doi.org/10.1016/j.paid.2013.07.017.
42
Hocevar, D. (1979, April). The development of the Creative Behavior Inventory (CBI). Paper
presented at the annual meeting of the Rocky Mountain Psychological Association (ERIC
Document Reproduction Service No.Ed. 170 350).
Jaarsveld, S., Lachmann, T., & van Leeuwen, C. (2012). Creative reasoning across
developmental levels: Convergence and divergence in problem creation. Intelligence, 40,
172-188.
Karwowski, M., & Gralewski, J. (2013). Threshold hypothesis: Fact or artefact? Thinking Skills and
Creativity, 8, 25-33.
Kim, K.H. (2006). Is Creativity Unidimensional or Multidimensional? Analyses of the Torrance
Tests of Creative Thinking. Creativity Research Journal, 18(3), 251-259.
Kim, K.H. (2010). Measurements, Causes, and Effects of Creativity. Psychology of Aesthetics,
Creativity, and the Arts, 4 (3), 131-135.
Lubart, T., Pacteau, C., Jacquet, A.Y. & Caroff, X. (2010). Children's creative potential: An
empirical study of measurement issues. Learning and Individual Differences, 20, 388 – 392.
DOI: 10.1016/j.lindif.2010.02.006.
Maslow, A. H. (1968). Toward a Psychology of Being. New York: D. Van Nostrand Company.
Matczak, A., Jaworowska, A., & Stanczak, J. (2000). (A drawing test of creative thinking by K.K.
Urban and H.G. Jellen TCT-DP. A manual.) Rysunkowy Test Twórczego My´slenia K.K.
Urbana
i
H.G.
Jellena
TCT-DP.
Podr˛ecznik.
Warsaw:
Pracownia
Testów
Psychologicznych Polskiego Towarzystwa Psychologicznego.
Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998-2011). Mplus User's Guide. Sixth Edition. Los Angeles, CA:
Muthén & Muthén.
Plucker, J.A., Beghetto, R.A. (2004). Why Creativity is Domain General, why it Looks Domain
Specific, and why The Distinction does not Matter. In: Sternberg, R.J., Grigorenko, E.L.,
Singer, J.L. (Eds.), Creativity: From Potential to Realization. Washington: APA, 153-198.
Raykov T. & Marcoulides, G.A. (2011). Introduction to Psychometric Theory. London: Routledge.
R Core Team (2012). R: A language and environment for statistical computing. R Foundation for
Statistical Computing, Vienna, Austria. ISBN 3-900051-07-0, URL http://www.Rproject.org/.
Rudowicz, E. (2004). Applicability of the Test of Creative Thinking-Drawing Production for
Assessing Creative Potential of Hong Kong Adolescents. Gifted Child Quarterly, 48 (3), p.
202-218. doi: 10.1177/001698620404800305.
Runco, M.A. (2001). Flexibility and Originality in Children’s Divergent Thinking. The Journal of
Psychology, 120(4), 345-352.
Scheliga, J. (1988). Musikmachen und die Förderung der Kreativität. Unveröff.
43
Diplomarbeit, Psychol. Institut II, Universität Hamburg.
Schoppe, K..J. (1975). Verbaler Kreativitätstest. Ein Verfahren zur Erfassung verbalproduktiver Kreativitätsmerkmale. Göttingen, Toronto, Zürich: Hogrefe.
Silvia, P. J., Winterstein, B. P., Willse, J. T., Barona, C. M., Cram, J. T., Hess, K. I., Martinez, J. L.,
& Richard, C. A. (2008). Assessing creativity with divergent thinking tasks: Exploring the
reliability and validity of new subjective scoring methods. Psychology of Aesthetics,
Creativity, and the Arts, 2, 68-85.
Sternberg, R. (2007). The Nature of Creativity. Creativity Research Journal, 18, 87-98. DOI:
10.1037/1931-3896.2.2.68.
Torrance, E. P. (1969). Curiosity of gifted children and performances on timed and untimed tests of
creativity. Gifted Child Quarterly, 13, 155-158.
Torrance, E.P. (2007). Torrance Tests of Creative Thinking. Manual. Scholastic Testing Service.
Ullmann, G. (1968). Kreativität. Weinheim: Beltz.
Urban, K.K. (2004). Assessing Creativity: The Test for Creative Thinking – Drawing
Production (TCT-DP). The Concept, Application, Evaluation, and International Studies.
Psychology Science, 46(3), 387-397.
Urban, K.,K., & Jelen, H.G. (2010). Test for Creative Thinking – Drawing production (TCT-DP).
Manual. Frankfurt: Pearson.
Wolanska, R., & Neçka, E. (1990). Psychometric characteristics of Urban and Jellen's Test for
Creative Thinking-Drawing Production (TCT-DP). Poster presented at the 2nd ECHAconference,
Budapest, October 25-28, 1990.
44
Appendix A
Table A1
Interrater reliability for criteria and total score of TCT-DP
Measures
ρ
S.E.
95%CI
1Cn
.979
.004
.970-.987
2Cm
.931
.009
.914-.949
3Ne
.938
.008
.923-.954
4Cl
.966
.003
.959-.972
5Cth
.926
.007
.913-.939
6Bfd
.988
.004
.980-.995
7Bfi
.936
.014
.910-.963
8Pe
.926
.007
.911-.940
9Hu
.904
.007
.890-.919
10Uca
.852
.019
.815-.889
11Ucb
.796
.021
.755-.838
12Ucc
.860
.016
.828-.893
13Ucd
.902
.01
.883-.921
14Sp
15Tot
.964
.003
.958-.970
Note. Calculations of reliability (3 judges) are done with data from both forms simultaneously
(N=600); ρ – estimate of reliability; S.E. – standard error, 95% CI – 95% confidence interval of
estimate; WLSMV estimator was used for models measuring criteria 1Cn-13Sp while MLR estimator
was used for measurement model of 15Tot. All models have good model fit (CFI >.95, RMSEA <.05,
WRMR =<1, SRMR <.05).
45
Table A2
Model fit of congeneric and parallel solution for two forms of TCT-DP measurement model
Model
χ2
df χ2diff
Δdf RMSEA (90% CI)
SRMR
CFI
TLI
A1
5.956
8
.000 (.000-.068)
.009
1.000
1.002
A2
19.995
18 14.039
10
.019 (.000-.066)
.035
.999
.999
Note. N=200; Model A1 – congeneric solution; Model A2 – all indicators for the model are parallel
X1-Z2 (see fig. 1), having equal factor loadings and equal error variances; χ2diff – nested χ2
difference, RMSEA - root mean square error of approximation; 90% CI – 90% confidence interval
for RMSEA; CFI – comparative fit index; TLI –Tucker–Lewis Index. χ2diff and all χ2 values are
nonsignificant (p>.05); MLR estimator.
46
Table A3
Form invariance of measurement model of TCT-DP total scores
Model
χ2
df χ2diff
Δdf RMSEA (90% CI)
SRMR
CFI
TLI
B1
13.209
11
.032 (.000-.084)
.036
.999
.998
B2
16.173
13 2.964
2
.035 (.000-.082)
.033
.998
.998
B3
20.254
18 4.081
5
.025 (.000-.070)
.035
.999
.999
B4
20.364
19 .110
1
.019 (.000-.066)
.035
.999
.999
Note. N=200; Model B1 – all factor loadings X1-Z2 (see fig. 1) are equal. Model B2 – additional
restrictions to B1, specifying equal indicator intercepts. Model B3 – additional restrictions to B2,
specifying all error variances equal and allowing means of latent variables to be freely estimated;
Model B4 – additional restriction to B3, specifying equal means of latent variables for both forms.;
χ2diff – nested χ2 difference, RMSEA - root mean square error of approximation; 90% CI – 90%
confidence interval for RMSEA; CFI – comparative fit index; TLI –Tucker–Lewis Index. All χ2 and
χ2diff values are nonsignificant (p>.05); MLR estimator.
Table A4
Gender differences in measurement model of TCT-DP total scores
Model
χ2
df χ2diff
Δdf RMSEA (90% CI)
SRMR
CFI
TLI
C1
.385
2
.000 (.000-.083)
.004
1.00
1.00
C2
6.325
7
5.336
5
.000 (.000-.082)
.029
1.00
1.00
C3
6.619
8
1.081
1
.000 (.000-.073)
.031
1.00
1.00
C4
12.533
9
8.418
1
.044 (.000-.097)
.090
.997
.998
Note. N=400, females=212; Model C1 – equal intercepts for both groups; Model C2 – additional
restrictions to C1, specifying equal factor loadings and equal error variances of indicators for
both groups; Model C3 – additional restrictions to C2, specifying equal factor variances for both
groups; Model C4 - additional restrictions to C3, specifying equal factor means for both groups;
χ2diff – nested χ2 difference, RMSEA - root mean square error of approximation; 90% CI –
90% confidence interval for RMSEA; CFI – comparative fit index; TLI –Tucker–Lewis Index.
***
p<.001; MLMV estimator.
47
48
Table A5
Gender differences in measurement model of criteria of TCT-DP
Criteria
Descriptive statistics of raw scores
Males
1.Cn
Females
Difference testing within multiple-group
CFA framework with WLSMV estimator
for categorical variables
M
SD
M
SD
2
χ diff
M diff
SE
z
5.04
.48
5.07
.43
.505
.079
.111
.713
.471
.101
4.648**
**
2.Cm
3.85
1.24
4.46
.89
21.913
3.Ne
.85
1.17
1.11
1.32
3.401
.187
.120
1.557
4.Cl
2.02
1.56
2.19
1.59
.678
.085
.103
.824
.263
.107
2.465*
.010
.145
.069
.449
.190
2.364*
5.Cth
2.51
2.08
3.11
1.99
6.Bfd
.99
1.87
1.02
1.93
7.080
**
1.001
**
7.Bfi
.20
.61
.41
1.01
6.918
8.Pe
.82
.99
1.35
1.23
13.471**
.395
.107
3.699**
9.Hu
1.72
1.24
2.28
1.18
20.918**
.407
.090
4.512**
10.Uca
.46
.72
.28
.62
4.771*
-.300
.159
-1.882
11.Ucb
.55
.71
.50
.62
2.345
-.171
.149
-1.148
*
-.285
.145
-1.968*
12.Ucc
.61
.88
.42
.62
3.963
13.Ucd
.93
.71
.78
.69
3.313
-.152
.100
-1.517
14.Sp
2.87
1.23
2.87
1.11
-
-
-
-
15.Tot
23.19
8.48
8.33
-
-
-
-
25.68
**
Note. N=400, females=212; *p<.05, p<.01,
***
p<.001.
49
Table A6
Sequence differences in measurement model of TCT-DP total scores
Model
χ2
df χ2diff
Δdf RMSEA (90% CI)
SRMR
CFI
TLI
D1
5.596
6
.000 (.000-.088)
.030
1.00
1.00
D2
9.860*
7
4.264
1
.045 (.000-.105)
.062
.998
.998
Note. N=200; Model D1 – equal factor loadings for both groups in all indicators and equal
intercepts, equal factor variances for both groups; Model D2 – additional restrictions to D1,
specifying equal factor means for both groups; χ2diff – nested χ2 difference, RMSEA - root mean
square error of approximation; 90% CI – 90% confidence interval for RMSEA; CFI – comparative
fit index; TLI –Tucker–Lewis Index. *p<.05. MLR estimator.
50
Table A7
Relationships of criteria between forms, with total score and latent factor
Correlation between forms
Correlation with total score2
φ
S.E.
95% CI
φ
S.E.
95% CI
1.Cn
.579**
.039
.502
.656
.323**
.044
.237
2.Cm
.471**
.048
.376
.566
.658**
.026
3.Ne
.508**
.057
.397
.619
.681**
4.Cl
.494**
.044
.407
.581
5.Cth
.641**
.043
.557
6.Bfd
.741**
.061
7.Bfi
.360**
8.Pe
Standardized factor loadings2,3
λ
S.E.
95% CI
.409
.134**
.043
.049
.218
.606
.710
.650**
.027
.597
.703
.025
.632
.730
.689**
.029
.632
.745
.616**
.026
.565
.667
.568**
.030
.510
.626
.726
.751**
.018
.716
.787
.835**
.017
.801
.868
.622
.861
.439**
.053
.336
.542
.162**
.048
.068
.257
.121
.123
.597
.397**
.058
.282
.512
.183**
.062
.062
.305
.495**
.053
.391
.600
.552**
.031
.491
.612
.621**
.030
.562
.681
9.Hu
.685**
.036
.615
.755
.821**
.014
.793
.849
.981**
.011
.961
1.00
10.Uca
.442**
.111
.224
.659
.243**
.057
.130
.355
.059
.062
-.06
.179
11.Ucb
.406**
.088
.233
.578
.424**
.047
.332
.515
.403**
.044
.316
.490
12.Ucc
.338**
.093
.156
.521
.327**
.052
.225
.430
.197**
.054
.091
.303
13.Ucd
.282**
.066
.153
.411
.469**
.038
.394
.545
.477**
.037
.405
.550
14.Sp
.419**
.042
.337
.502
-.073
.040
-.15
.007
-.26**
.040
-.34
-.18
Note. 1 (N=300); 2 Calculation was made on data of form A and form B simultaneously (N=600); φ – correlation
between latent variables, λ – factor loading; S.E. – standard error, 95% CI – 95% confidence interval of estimate; 3 All
calculations were made in CFA framework with WLSMV estimator for categorical variables. * p<.05, **p<.01.
51
Table A8
Descriptive statistics for Latvian sample of 15 years old students for average scores of both forms
Measures
1Cn
2Cm
3Ne
4Cl
5Cth
6Bfd
7Bfi
8Pe
9Hu
10Uca
11Ucb
12Ucc
13Ucd
14Sp
15Tot
Note. N=200.
M
5.06
4.18
.99
2.11
2.83
1.01
.31
1.1
2.02
.36
.53
.51
.85
2.87
24.43
SD
.45
1.11
1.26
1.57
2.05
1.9
.85
1.1
1.24
.67
.66
.76
.7
1.17
7.59
Min
3.33
.17
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
8.33
Max
6
6
6
6
6
6
6
5.33
5.67
3
3
3
2.67
5.5
55
52
Table A9
Norm table for Latvian sample of 15 years old students
Intervals
Percentile ranks
T-scale
Form A
A
0-10
<= 37
B
11-25
37-43
C
26-75
44-56
D
76-90
57-63
E
91-97.5
64-70
F
97.5-100
>70
<=13
14-18
19-30
31-35
36-42
43-58
Form B
<=14
15-19
31-36
37-43
44-53
20-30
Average from Form A and Form B
<=15
16-19
30-34
35-39
40-55
20-29
Note. The classification of scores is derived from the manual of TCT-DP (Urban & Jellen, 2010).
1
2
X1
Y1
3
Z1
53
4
5
X2
Y2
Form A
6
Z2
Form B
Note. X1, Y1, Z1 represents scores of form A assessed by three judges but X2, Y2, Z2 correspondingly represents
scores of form B assessed by the same judges.
Figure 1. Measurement model of TCT-DP for two forms.
54
3.2. Raksts (II)
Raksts orientēts uz TRD-AV kritēriju analīzi, akcentējot atsevišķu kritēriju nozīmi precīzu
mērījumu iegūšanā. Šādā kontekstā tiek apskatīti iepriekšējā rakstā identificētie problemātiskie 9Hu
un 11Ucb kritēriji, kā arī 10 jauni ierosināti kritēriji, kuri var tikt izmantoti padziļinātiem
pētījumiem, piemēram, testa satura un struktūras izpētei, kā arī mērījuma kvalitātes uzlabošanai.
Papildus iepriekšējā rakstā norādītam faktam, ka uzlabojas vērtētāju savstarpējā ticamība, ja
kritēriji 9Hu un 11Ucb tiek dalīti apakš-kritērijos, tika atklāts, ka korelācijas starp šo kritēriju
apakš-kritērijiem ir salīdzinoši zemas un tas ir pamatojams teorētiski, jo to saturs ir diezgan
diverģents. Apakš-kritēriju analīze atklāja, ka kritērija 9Hu apakš-kritērijam 92Em un kritērija
11Ucb apakš-kritērijam 111Sy nav statistiski nozīmīgas korelācijas ar TRD-AV kopējo rezultātu.
Turpinot analīzi, tika atklāts, ka apakš-kritērija 92Em korelācija ar TRD-AV kopējo rezultātu strauji
pieaug, ja nevērtē šī kritērija nelielas izpausmes. Apakš-kritērija 111Sy saistības neesamība ar TRDAV kopējo rezultātu tika skaidrota ar šī kritērija reto izpausmi izlasē. Tikai 2% respondentu šajā
kritērijā saņēma punktus un tika pieļauta hipotēze, ka lielākas izlases gadījumā šis kritērijs tomēr
varētu uzrādīt labākus konverģentās validitātes rādītājus.
Raksta centrā tika aplūkoti 10 jauni kritēriji, kuri var tikt uztverti kā radoša potenciāla
indikatori TRD-AV uzdevuma kontekstā: N1Sy (Stimulu sintēze kopīgā tēlā), N2Im (Tēlu
pārtraukšana pie rāmja), N3Ma (Manipulācija ar rāmi), N4Ab (Nosaukuma abstraktums), N5Ag
(Aglutinācija), N6Re (Sajūtas – reālistiski efekti), N7Ri (Iztēles bagātība), N8Ex (Pārspīlēšana),
N9Mo (Kustība), N10Pe (Personifikācija). Visi ierosinātie kritēriji uzrādīja pozitīvu un statistiski
nozīmīgu korelāciju ar TRD-AV kopējo rezultātu (korelācijas koeficienti robežās no 0.23 – 0.68).
Neskatoties uz labiem diskriminācijas rādītājiem, dažu kritēriju (N3Ma, N5Ag un N8Ex) izpausme
tika novērota salīdzinoši reti, norādot uz to pielietošanas atsevišķiem ierobežojumiem.
Jauno kritēriju saistība ar TRD-AV no vienas puses norāda uz ierosināto kritēriju
iekļaušanas iespējamību testā, bet no otras puses, sniedz liecību par TRD-AV testa konverģento
validitāti, jo jaunie kritēriji rakstā tika teorētiski pamatoti kā radoša potenciāla dažādas izpausmes.
Tādējādi raksts ne tikai sniedz praktiskus ieteikumus esošo kritēriju vērtēšanas uzlabošanai,
bet arī piedāvā jaunus kritērijus, kas paplašinātu testa izmantošanas iespējas strukturālo
vienādojumu modelēšanas metodoloģijā.
55
Indicators of Creative Potential in Drawings:
Proposing New Criteria for Assessment of Creative Potential with the Test for Creative
Thinking – Drawing Production
Emīls Kālis
Daugavpils University, Riga Teacher Training and Educational Management Academy
Līga Roķe, Indra Krūmiņa
Latvia University, Riga Teacher Training and Educational Management Academy
Emīls Kālis
Blaumaņa iela 21-8, Rīga, LV-1011, emils.kalis@gmail.com
Līga Roķe
Tallinas iela 45-15, Rīga, LV-1012, liga.roke@gmail.com
Indra Krūmiņa
Stabu 33-25, Rīga, LV-1011, indra.krumina@gmail.com
56
Abstract
The Test for Creative Thinking – Drawing Production (TCT-DP; Urban & Jellen, 2010) is an openended drawing test for measuring creative potential. Original version of the TCT-DP consists of 14
criteria which form the total score of the test. Application of many criteria as indicators of creative
potential makes this test eligible for utilization in Structural Equation Modelling (SEM)
methodology which requires appropriate indicators with good psychometric properties. A number
of studies have confirmed culture fairness, good reliability and validity of TCT-DP. However, there
is no clear evidence of factor validity, and two of the criteria – Humour/Affectivity and
Unconventionality B - previously have shown insufficient inter-rater reliability. The present study
explores the problems of reliability of these two criteria and offers a solution to a problem. It also
proposes 10 new criteria for assessment of creative potential in drawings, and provides empirical
evidence that they can be added to the original criteria. The results were obtained with the TCT-DP
from 316 students, ages 18 to 34 years, 71% females, representing various study programs in higher
education institutions in Latvia. Assessment of test criteria was done by three experts thus providing
possibility to use SEM methodology for precise calculation of reliability and convergent validity of
both improved and new criteria. The results suggest that insufficient reliability of the two
problematic criteria of the TCT-DP can be improved by dividing them in sub-criteria. All of the
proposed new criteria had high inter-rater reliability and good convergent validity making them
valuable for future research.
Keywords: creative potential, indicators of creative potential, assessment, reliability, validity
57
Indicators of Creative Potential in Drawings:
Proposing New Criteria for Assessment of Creative Potential with the Test for Creative Thinking –
Drawing Production.
Introduction
Assessment of creativity in the context of individual differences is one of the most
challenging tasks in psychometric science because a creative person cannot be defined by few
specific traits or abilities. This could be the reason why psychometric approaches that concentrate
solely on specific ability (e.g. divergent thinking) or narrow definition of creative person usually
are accompanied by serious problems in regard to low reliability, unstable estimates and insufficient
validity (Baer, 2011, Silvia et al., 2008). In the context of assessment it is more appropriate to
concentrate on creative potential (Piffer, 2012; Ivcevic, 2009) instead of creative person since
creativity in person is difficult to be localized – it seems ambiguously scattered in personality traits
(Fiest, 1998; Barron & Harrington, 1981), abilities (e.g., Mednick & Mednick, 1967; Guilford,
1959), cognition (e.g., Zabelina & Robinson, 2010; Schmajuk, Aziz & Bates, 2009) and values
(e.g., Kasof, Chen, Himsel & Greenberger, 2007; Runco & Nemiro, 2003) involving different
approaches of psychology. The term creative potential might sound somewhat ambiguous and
obscure, though not new in the field of creativity research, therefore it is necessary to explain its
meaning and use in the context of this research. Runco (2006) describes creative potential as a
creative capacity constituted by traits and abilities of a person and widely distributed in population,
and points out that, by definition, creative potential is not expressed, or it becomes creative
performance. Creative potential can be assessed with different instruments, i.e., divergent thinking
tasks or personality inventories which focus on personality features necessary for creative
production. It is reasonable to distinguish potential and observed actual performance which requires
motivation, ego strength and knowledge base. Moreover, manifestation of creative potential in the
creative product happens almost solely under favourable circumstances thus marking its
dependence on situations (Amabile et al, 1996). The best way to assess creative potential seemingly
is to use many indicators that cover its different aspects. This kind of attempt is embodied in the
Test for Creative Thinking – Drawing Production (TCT-DP) elaborated by Klaus Urban and Hans
Jellen (Urban & Jellen, 2010). Based on a componential model of creativity developed by Urban &
Jellen (2010, p. 8), it contains a series of different qualitative and quantitative indicators of creative
potential measured through the use of a drawing task. The purpose of the test is to provide a culturefair, easily administrable measure applicable to wide range of age. A number of independent studies
have affirmed the proposed qualities of the test, showing evidence of culture-fairness, good validity,
58
high reliability and applicability to various populations (Karwowski & Gralewski, 2012; Dollinger,
Urban & James, 2004; Rudowicz, 2004; Chae, 2003; Cropley & Cropley, 2000; Wolanska &
Necka, 1990). However, some drawbacks pertaining to reliability of some indicators (Rudowicz,
2004) and factorial validity (Kalis, Roke & Krumina, 2013) have been noted. The factor structure of
TCT-DP is described as being ambiguous. The authors of the test have proposed a structure of six
factors that explain relationships between criteria. Nonetheless, other researchers have found
different factor structures (Lubart, Pacteau, Jacquet & Caroff, 2010; Dollinger, Urban & James,
2004; Rudowicz, 2004; Cropley & Cropley, 2000). Thus, further efforts to examine its construct
validity are needed.
The test material consists of a frame drawn on the A4 paper sheet with 5 incomplete stimuli
inside it and one outside it. The first part of instruction directs test taker in intriguing way to
continue the incomplete drawing. Remaining instructions encourage the test taker to be free in form
of action.
Originally, the TCT-DP provided a composite score that drew upon fourteen criteria (Urban
& Jellen, 2010) that were applied to the completed drawing: Continuations (1), Completions (2),
New elements (3), Connections made with a line (4), Connections made to produce a theme (5),
Boundary breaking that is fragment dependent (6), Boundary breaking that is fragment independent
(7), Perspective (8), Humour and affectivity (9), Unconventionality A (10), Unconventionality B
(11), Unconventionality C (12), Unconventionality D (13), Speed (14).
Using the test guidelines proposed by authors, both criteria and total score of the TCT-DP
show high inter-rater reliability in studies from different cultures (Rudowicz, 2004; Chae, 2003;
Cropley & Cropley, 2000; Wolanska & Necka, 1990), with the exception of two criteria (9 and 11).
They have the lowest inter-rater reliability (r=.615 and .675), thus decreasing the reliability for
composite score (Rudowicz, 2004).
The present study examines issues related to the reliability of criteria Humour-Affectivity
(9) and Unconventionality B (11) and proposed solutions, as well as introduces additional criteria
that capture different aspects of creative potential and thus may improve the measurement of the
creative potential.
Problematic Criteria of the TCT-DP
The adaptation of the TCT-DP in Latvia (Kalis, Roke & Krumina, 2013) encountered
problems in reference to the same two criteria (9 and 11) as did a study in Hong Kong (Rudowicz,
2004). Criterion 9 originally was defined as a drawing that elicits a humorous response, shows
affection, emotion, or strong expressive power. Criterion 11 was defined as: “surrealistic, fictional
and/or symbolic elements, themes or drawings” (Urban & Jellen, 2010). We found some similar
59
characteristics for these criteria, for example, both of them have subjective nature (Rudowicz,
2004), and both are defined with more than one feature, thus making them ambiguously perceived
by evaluators, leading to increases in the possibility of error caused by subjective interpretations.
The possible solution of the problem is to separate corresponding criteria into sub-criteria.
It was proposed to separate criterion 9 into three sub-criteria: 9-1 (Humour), 9-2 (Emotions),
and 9-3 (Expressiveness). The test taker receives up to six points in Humour if a drawing or its
separate elements are created in a funny, witty, surprising, paradoxical or ironic way or if the test
taker’s title is unexpected, thus making the drawing laughable, witty, or paradoxical. Zero points are
given if there is no hint of humour in the drawing. Criterion 9-2 relates to emotions and affective
states assigned by test taker to the units. The test taker receives up to six points if the theme of the
drawing is permeated with emotions or if units of the drawing express some emotional state (e.g.,
anger, joy, surprise) one or two points are given when minor sings of this criterion are observed
(e.g., smiling faces). In regard to the sub-criterion Expressiveness, test taker receives points if a
drawing effectively demonstrates a special expressive power and delivers the author’s idea affecting
evaluator’s feelings or thoughts. Zero points are given if the drawing is completely inexpressive.
One or two points are given if some elements become central units of the drawing or if a complete
drawing has a central idea but not sufficiently elaborated to be affected by it. Three to four points
are given if the drawing has a common theme or prominent unit(s) and is elaborated in such way
that affects evaluator’s feelings or thoughts. Five to six points are given when the expressive
features of the drawing are more pronounced and the evaluator can grasp the clear, intense, and
effective message created by the author.
The criterion 11 was separated into three sub-criteria: 11-1 (Symbolism), 11-2 (Surrealism),
and 11-3 (Fiction/fantasy). The test taker receives zero or three points in these sub-criteria. In
Symbolism (11-1), three points are given if the test taker deliberately has utilized a symbolic theme
that helps reveal the deepest meaning of the drawing. In Surrealism (11-2), three points are awarded
if the test taker deliberately depicts units in a surrealistic, odd, and/or stylized way as well as if
portrayed units form a joint theme in an odd and intuitive way. In Fiction/fantasy (11-3), test taker
receives three points if he or she depicts unrealistic themes, things, creatures, as well as images
from fairy tales, myth, or one’s own imagination.
New Criteria for the TCT-DP
The score of the TCT-DP could be interpreted as the sum of the various manifestations of
creative potential expressed by a person engaged in the specific task. Therefore, we assumed that
the inclusion of additional relevant creativity indicators could contribute to the validity and
precision of the instrument, thus leading to a better understanding of creativity construct. The idea
60
of additional criteria originally came as a result of scrutinized analysis of several hundred drawings
of 9th grade students and students of universities, by integrating expert’s observations with
theoretical assumptions from different approaches to creativity. We proposed ten additional criteria
which could be easily adapted for the current test based on the components model of creativity
(Urban & Jellen, 2010) and prior efforts in the assessment of creative potential (e.g., Goff &
Torrance, 2002): synthesis of stimuli (N1), an image interrupted by border (N2), manipulation with
the frame (N3), abstractness of the title (N4), agglutination (N5), realistic effects (N6), richness of
imagination (N7), exaggeration (N8), movement (N9), personification (N10). Following section
includes brief description of each proposed criterion. More information about these criteria and
examples for evaluation can be obtained contacting the authors.
Synthesis of stimuli in one complete gestalt (N1) could be interpreted as an attribute of creative
personality (e.g., Schmajuk, Aziz & Bates, 2009; Baughman & Mumford, 1995; Rothenberg, 1986)
since it embodies a tendency to discern something whole and meaningful in seeming chaos and thus
to make synthesis possible. This tendency is assessed also with the Abbreviated Torrance Tests for
Adults (ATTA; Goff & Torrance, 2002). This criterion also points to the persons tendency to
recognize integral picture instead of concentrating on details (Barron, 1955, 1957). In contrast to
criterion 5 (Connections made to produce a theme) which is similar at some point, this new criterion
deals with connections made to compose one object, not to unite several separate objects or images
in one composition. Indications for evaluation: one point is given for each stimulus that is united in
a joint image. In order to ensure that interval between zero and first category is one, it is
recommended to subtract one point from the total score of each united image. Therefore, the
maximum value for this criterion is five. It is not necessary to connect all stimuli with lines in order
to create a joint image. A test taker may receive five points in this criterion even in cases when none
of stimulus is joint with a line. Points are not given if stimuli are united in one image but the image
is too abstract, incomprehensible or without concrete character (e.g., all stimuli create an abstract
road or river).
An image interrupted by the border (N2) refers to the imagery as an important characteristic of
creative potential (Houtz & Patricola, 1999). It also reflects a tendency to go beyond the border of
the frame, thus releasing space for additional manipulation with stimuli. In this sense the criterion is
somewhat similar to the original criterion 7 and could be treated as its minor expression that
illustrates stimulus freedom (Dacey & Lennon, 1998, pp. 99-102) but without its unconventional
nature.
Indications for evaluation: three points are given if a test taker draws an image that is interrupted by
the frame as if the rest of it continues beyond it or exists in his imagination. Points are awarded only
if the border of the frame interrupts essential part (or more than half) of the image. Points are not
61
given in this category if an interrupted image is too abstract, incomprehensible, or without concrete
character.
Manipulation with the frame (N3) reflects an important quality of creative person, namely,
alternative applications of given elements originally meant for other purposes. This criterion
assumes the use of big frame as stimulus (in addition to given six stimulus). It is associated with
freedom from functional fixedness (Dacey & Lennon, 1998, pp.102-103) and courage to overcome
the traditional use of frame as a line that should not be crossed. Indications for evaluation follow:
the test taker receives three points if he or she employs the frame as a stimulus and makes it a part
of drawing (e.g., creates an image from it or uses it as a part of larger image).
Abstractness of the title (N4) could indicate some clue to an attempt to elaborate on of the theme
and/or a tendency to assign deeper meaning to the drawing. This criterion is adapted from the
ATTA (Goff & Torrance, 2002). Indications for evaluation follow: the test taker receives zero
points if the drawing has no title or is very simple and concrete (e.g., a dog, a house). One point is
given if the title is applied in order to name some attribute of the illustrated object or to describe
what is depicted in the drawing (e.g., charming house; a boy is going to the school). The test taker is
awarded two points if the title is somehow abstract but not enough to be categorized as fully
abstract. Three points are given if the title is abstract and complements and enriches the drawing by
revealing its deepest and covert meaning (e.g., “The time of my life”).
Agglutination (N5) reflects a direct manifestation of imagination that indicates an ability and
tendency to connect completely different things in one united image (Rothenberg, 1999).
Indications for evaluation follow: the test taker receives three points if he or she connects two or
more completely different things in one joint image (e.g., a human being with wings; a dog house
with wheels, running flower). Points are not given for minor manifestation of this criterion (e.g., sun
or flower is depicted with simple human-like face).
Realistic effects (N6) in drawings could be considered as indicator of creative potential since a
tendency to elaborate an image as it is real involves certain aspects of imagery (Houtz & Patricola,
1999). Indications for evaluation follow: the test taker receives up to six points if the drawing
impresses the evaluator by making him or her feel that the depicted things are real because they
touch one’s senses (e.g., taste, smell, eyesight). It could also be described as an ability to revive
things with realistic effects. Zero or one point is given when the drawing is made in a very
schematic or plain way. Two to four points are given when some images have pronounced qualities
of this criterion. Five or six points are given when complete drawing or specific units resemble
things as they are in reality.
Richness of imagination (N7) illustrates significant characteristic of creative potential since it
involves a tendency to change conventional thing into salient one through the effects of vivid
62
elements and odd attributes (Singer, 1999), to create objects and images which are enriched with
unique features. Indications for evaluation follow: the test taker receives up to 6 points if an image
or complete drawing is impressive by its uniqueness, singularity, and vividness. Zero or one point
us given when an image or objects are depicted in a traditional and stereotypical way. Two to four
points characterize drawings with partial manifestation of vividness and uniqueness. Five and six
points are given to drawings that are clearly salient due to pronounced attributes of this criterion. A
high score in this category is possible even if a low score is obtained on the criteria of realistic
effects (N6).
Exaggeration (N8) in drawings is interpreted as an unconventional way of displaying imaginative
expressions or emphasizing some idea, mainly by stressing or highlighting some part of the drawing
or some of its qualities. Indications for evaluation follow: the test taker receives three points if she
or he applies a principle of exaggeration (i.e., deliberately diminishing or increasing some detail of
image or complete image in regard to other parts of the image or other objects). Exaggeration could
be attributed also to other phenomena (e.g., a man screams so loud that dishes broke; a girl’s tears
create a river).
i) Illustration of movement (N9) in drawings is the aspect of elaboration that emphasizes action
and thus makes drawing more expressive, dynamic and alive. Illustration of movement is an
indicator included also in the ATTA (Goff & Torrance, 2004). Indications for evaluation follow:
the test taker receives three points if an illustration of movement is profound (e.g., jumping dog,
falling rocks). One point is given when some minor sign of movement is discerned or some process
is depicted. If more processes are depicted the test taker receives 1 point for each process (e.g.,
raining, snowing, glowing light-bulb or smoking chimney) but no more than three points can be
received.
j) Personification (N10) is an aspect of imagination also related to fantasy and agglutination, yet is
autonomous since it implies a specific viewpoint at things, animals and even nature phenomena
attributing human qualities to them. Indications for evaluation follow: the test taker receives three
points if he or she ascribes qualities of human to things, animals or phenomena, making them
human-like (e.g., the Republic of Latvia is represented in the image of a woman dressed in a
national costume). Points in this criterion are not given for stereotypical depicted faces in the sun,
flower.
The purpose of this study is to examine the inter-rater reliability and convergent validity for
proposed criteria while employing structural equation modelling (SEM). SEM allows one to divide
observed values into true variance and error variance that is essential for accurate calculation of
reliability (Raykov & Marcoulides, 2011) and estimation of correlation between constructs in order
to gain better evidence of their validity.
63
Method
Participants
Three hundred sixteen students, ages 18 – 34 (M=20.87, SD=1.96), 71% female from 25 subgroups
representing various study programs and high schools of Latvia participated in the study. In order to
involve students in the research we contacted heads of study programmes and asked them to
organize some time before or after lectures for addressing students about participation in the study
and testing.
Measures
Test for Creative Thinking – Drawing Production (Urban & Jellen, 2010). Test has two
forms (A and B) but only one form was used in the study. In the test adaptation study in Latvia a
very high interrater reliability was found (ρ=.972, 99% confidence interval .963-.980, lowest
factorial weight (WLSMV method) was .949) as well as very high stability of obtained scores
(Friedman χ2 (2, N=212) =2.197, p=.333) in the total result of test (Table 2). Interrater reliability
was suitably high also in the separate criteria: ρ= .830-.986 (Kālis, Krūmiņa, Roķe, 2012).
Procedure
Short instruction was told before testing: “Today you will have an opportunity to participate
in the study of adaptation of a psychological test. Please work individually – it is very important for
us to have your individual work”. After this introduction every participant received a blank of form
A of the TCT-DP and instruction was read aloud.
Three trained researchers in the field of creativity evaluated each criterion of TCT-DP for
316 cases. Criteria Humour/Affectivity (9) and Unconventionality B (11) were calculated from 3
sub-criteria representing relevant features of each criterion. In order to adhere to the original
computation of total score of the test, the score in corresponding criteria was obtained as a
maximum value of its sub-criteria. We assumed that this strategy that employs maximum value
gives similar results as original evaluation since points in these criteria are given if any of its
features are apparent. The same number of cases as in the reliability study was used to establish
convergent validity of sub-criteria of 9 and 11 and new criteria by correlating them with total score
of the TCT-DP.
Strategy for analyses
Reliability usually is defined as a proportion of true variance to observed variance of
measurement, thus indicating precision of an instrument (Brown, 2006, pp.337). Cronbach’s
coefficient alpha (Cronbach, 1951) is often used as the estimate of reliability irrespective of strong
64
assumptions supposing that errors of items are uncorrelated as well as that all items are uniformly
and highly related to the construct. If these assumptions are not met, then Cronbach’s alpha can
markedly underestimate composite reliability (Raykov & Marcoulides, 2011). An alternative way
to estimate reliability is to base calculations on estimates of factor model. This approach was
initiated by McDonald (1978, 1999) who proposed two kinds of omega (ω) coefficients as estimates
of reliability in case of several factors (ωt) and in case of general factor (ωh). Raykov &
Marcoulides (2011) offer indications for calculation of reliability employing (MLR) estimation
procedure in Mplus. The approach suggested by them is appropriate when variables are continuous.
When variables are categorical the most effective approach for calculation of estimates is to use
robust weighted least squares estimator using diagonal weight matrix (WLSMV) that operates with
tetrachoric or polychoric correlation matrixes (Flora & Curran, 2004). As squared factor loadings
calculated with WLSMV estimator in completely standardized solution represent proportion of
variance explained by factor, these can be used for calculation of reliability. The reliability was
calculated with WLSMV estimator, following the procedure suggested by Stone, Otten, Ringlever
& Hiemstra (2013). Three estimates of reliability are provided in this study for illustration purposes,
but only coefficient ω calculated with WLSMV is considered to be the most appropriate estimate of
reliability since all criteria are evaluated with 2 to 7 categories.
All data were structured according to the measurement model where each evaluator
represents an indicator of latent variable and correlations between errors equal 0 (see figure 1).
Estimation of reliability was done according to Measurement model 1 depicted in Figure 1.
Correlations between sub-criteria of criteria 9 and 11 were estimated according to the Measurement
model 2 illustrated in Figure 1 where latent variable A represents one facet of original criteria 9 or
11, while latent variable B represents other aspect of relevant criteria. Calculation of correlations
between other criteria and the total score of the TCT-DP was accomplished in a similar way
following Model 2 in Figure 1.
[Insert Figure 1]
As correlations are calculated by employing model approach, it is important to evaluate how
well the model fits for observed data since the estimates resulting from model with poor fit could be
implausible. The evaluation of model fit used various fit indices – root mean square error
approximation (RMSEA; Browne & Cudeck, 1992; Steiger & Lind, 1980), comparative fit index
(CFI; Bentler, 1990), tucker-lewis index (TLI; Tucker & Lewis, 1973) and weighted root mean
square residual (WRMR; Muthén, 1998-2004). The WRMR is an alternative to the standardized
root mean square residual (SRMR) and is appropriate for use with categorical data. Hu and Bentler
(1999) proposed following cutoff values minimizing type I and type II errors: for TLI and CFI >.95,
for RMSEA <.06. Simulation studies have shown that the same cutoff values are appropriate for
65
models with categorical variables (Muthén, 1998-2004). For WRMR cutoff value is less or equal
than 1 (Yu, 2002).
All estimates of measurement models were calculated with Mplus version 7 (Muthen &
Muthen, 2012).
Results
Criteria 9 and 11 consist of different aspects that represent one measure. Thus, it is
important to test whether these different aspects are related to each other within relevant categories.
All facets of criteria 9 are significantly related to each other (see Table 1). Nonetheless, correlation
of sub-criterion 9-3 with other two facets could be considered as too small for making a parcel
(Graham & Tatterson, 2000). The same problem but more pronounced was observed for criterion 11
where sub-criterion 11-1 was not significantly related to other two sub-criteria.
[Insert Table 1]
Analysis of reliability (see Table 3) using Cronbach’s alpha and ωh coefficient calculated
with MLR estimator shows that almost all criteria except criterion N8 reach a generally accepted
level of reliability (i.e., .7) (Kline, 2000). When WLSMV estimator for categorical variables is
applied estimates essentially increase indicating high reliability for all criteria.
Table 2 provides information about models fit (Model 2 in Figure 1) where correlations
between criteria and the total score of the TCT-DP are investigated. Data on comparative fit indices
(CFI, TLI) and absolute fit index (WRMR) suggest that all models have good fit. RMSEA index
which incorporates penalty function for poor parsimony (Brown, 2006, pp. 83) suggests that one
model for criteria 9-3 has some problems with fit. Considering the fact that all remaining fit indices
give evidence of good fit and also that we are not interested to evaluate parsimony of model we
assumed that estimates of this model are not substantially biased.
[Insert Table 2]
Correlations between criteria and the total score of the TCT-DP could be considered as an
indicator of convergent validity. Criteria in the context of this test are indicators of one general
measure of creative potential. Thus, correlation coefficients between them should be statistically
significant. Criteria of Emotions (9-2) and Symbolism (11-1) that are sub-criteria of criteria 9 and
11 did not meet these requirements (Table 3).
Deeper investigation of criterion 9-2 revealed that the reason of low correlation with the
TCT-DP could be the shortcoming of indications for evaluation that assign one or two points if the
test taker expresses in a drawing weakly pronounced features of this criterion such as faces with
stereotypical smile. The low correlations led us to look at this criterion more critically, assuming
that such minor sign in regard to emotions was rather related to the stereotypical way of drawing
66
human or animals than to deliberately elaborated signs of emotions in depicted subjects. Therefore,
we recoded the rating categories of this criterion in three ways in order to test the most appropriate
approach. The first modification of this criterion, denoted as emotions2, was done merging the first
two categories 0 and 1 and assigning them the meaning that no sign of criterion is observed. The
remaining two approaches were obtained similarly, merging first three (emotions3) and first four
(emotions4) categories (see the last rows of Table 2 and Table 3). When the first two (emotions2),
three (emotions3) or four (emotions4) categories of criterion were merged, correlations became
greater and statistically significant (see last rows in Table 3), thus providing empirical support that
such distant sings of emotions were inappropriate. All three alternative approaches had significant
correlation with the total score of the TCT-DP, with the highest correlation for criterion emotions4
in which categories 0, 1, 2, 3 were merged into one category with value 0. Both convergent validity
(see Table 3) and frequencies of categories were utilized in order to choose the most appropriate
approach (see Table 4). If the evaluation starting only from category 4 (emotions4) is included in the
analysis, then only 1% of sample receives points in this criterion. Thus, the selection of the category
with value 3 as the starting point for evaluation seems reasonable so as to provide opportunity to get
points for about 3% of sample.
[Insert Table 3]
Counting the frequencies of categories for each criterion provides a way to analyse the
quality of criteria. Frequency in each category of criteria shows how many respondents have the
corresponding value, thus giving approximate information about the difficulty of this category or
criterion itself (see Table 4). We calculated them as rounded average evaluations by all evaluators
in order to gain more reliable frequencies. Sub-criterion 11-1, and new criteria N3 and N5 is
received by less than 5 % of sample.
[Insert Table 4]
Discussion
The results of this study are two-folded. They affirm the convergent validity of the new
criteria. They also provide useful evidence as to the validity of the TCT-DP itself. All new criteria
representing various theoretically based indicators of creative potential had positive and strong
relationships with the TCT-DP total score, thus providing additional information about the
measure’s satisfactory convergent validity.
Analysis of correlations between sub-criteria (Humour, Emotions, Expressions and
Symbolism, Surrealism, Fantasy) suggests that facets of criteria Humour/Affectivity and
Unconventionality B are better evaluated separately as they barely represent one common measure.
Thus, the measurement error can increase due to an obscure evaluation process. This explains why
67
the problem of low reliability of these criteria was met both in our previous research (Kalis, Roke &
Krumina, 2013) and in research of TCT-DP adaptation in Hong Kong (Rudowicz, 2004).
High estimates of reliability indicate that the both sub-divided and new criteria have clear
instructions and are similarly understood by evaluators. With respect to convergent validity, the
insufficient strength of correlations was found between the TCT-DP total score and two sub-criteria
(Emotions and Symbolism).
The profound analysis of sub-criterion Emotions led to the conclusion that correlation with
the TCT-DP total score increases when only very pronounced signs are evaluated. Such findings
suggest that in future studies, a seven categories approach could be substituted with a two categories
approach where only the presence or absence of criterion is evaluated.
No significant correlation was found between sub-criterion Symbolism (11-1) and the TCTDP total score. This finding could be partly explained by the fact that only 2% of sample received
points on this criterion, thus lowering the estimate by chance. If this criterion indeed is an indicator
of creative potential and is evaluated properly, then the variance of one factor model that stems
from original instruction summing all criteria into total score may not account for specific variance
related to this criterion. Possibly criterion 11-1 would have high and relevant factor loading if
relationships between criteria of the TCT-DP are explained better with two or more factor model
than with one factor model.
With respect to frequency analysis, some new criteria (Symbolism, Manipulation with the
frame, Agglutination) occurred very rarely (less than 5%) but this does not necessarily mean that
these criteria do not work since the full information int. al. true level of its difficulty is yet
unknown. Difficulty of these criteria can be fairly estimated in a two parameter factor model.
However, this research requires larger sample size and true factor structure of the TCT-DP to be
found before. If these criteria are found to have high correlation with the factor, they can serve as
valuable information source for the evaluation of individuals with high score on the latent variable.
Hence we suggest retaining of these criteria until the factor structure of the TCT-DP is found, thus
making possible deeper evaluation of psychometric properties of all criteria.
Proposed solution for the evaluation of problematic criteria and newly developed criteria
could be used under the assumption of general factor of TCT in order to obtain more reliable
measure.
The findings from this study can hasten future research on factor structure of criteria of the
TCT-DP. The true factor structure of the TCT-DP will give an opportunity to specify measurement
model of creative potential based on a number of criteria (indicators), thus allowing to separate
error variance from true measurement variance. Such kind of research is topical in the field of
creativity in order to gain more reliable, valid, and objective measurement of creative potential.
68
Acknowledgments
This work has been supported by the European Social Fund within the project
“Support for the implementation of doctoral studies at Daugavpils University, 2nd stage”
Agreement Nr. 2012/0004/1DP/1.1.2.1.2./11/IPIA/VIAA/011
References
Amabile, T. M., Conti, R., Coon, H., Lazenby, J. & Herron, M. (1996). Assessing the Work
Environment for Creativity. Academy of Management Journal, 39 (5), 1154-1184.
Baer, J. (2011). How Divergent Thinking Tests Mislead Us: Are the Torrance Tests Still Relevant
in the 21st Century? The Division 10 Debate. Psychology of Aesthetics, Creativity, and the
Arts, 5 (4), 309-313.
Barron, F. & Harrington, D. (1981). Creativity, intelligence, and personality. Annual Review of
Psychology, 32, 439-476.
Barron, F. 1955. The disposition toward originality. Journal of Abnormal Psychology, 51. 478–85.
Barron, F. 1957. Originality in relation to personality and intellect. Journal of Personality, 25, 730–
42.
Baughman, W.A. & Mumford, M.D. (1995). Process-Analytic Models of Creative Capacities:
Operations Influencing the Combination-and-Reorganization Process. Creativity Research
Journal, 8 (1), 37-62.
Bentler, P. M. (1990). Comparative fit indices in structural models. Psychological Bulletin, 107,
238–246.
Brown, T. (2006). Confirmatory Factor Analysis for Applied Research. London: The Guilford
Press.
Browne, M.W., & Cudeck, R. (1992). Alternative ways of assessing model fit. Sociological
Methods & Research, 21, 230–258.
Chae, S. (2003). Adaptation of a picture-type creativity test for pre-school children. Language
Testing, 20 (2), 178-188.
Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of a test. Psychometrika, 16,
297–334.
Cropley, D. H. & Cropley A. J. (2000). Fostering Creativity in Engineering Undergraduates. High
Ability Studies, 11 (2), 207-219. DOI: 10.1080/13598130020001223.
69
Dacey, S.D. & Lennon, K.H. (1998). Understanding Creativity. The Interplay of Biological,
Psychological, and Social Factors. San Francisco: Jossey-Bass.
Dollinger, S.J., Urban, K.U. & James, T.A. (2004). Creativity and Openness: Further Validation of
Two Creative Product Measures. Creativity Research Journal, 16 (1), 35-47.
Feist, G. J. (1998) A meta-analysis of personality in scientific and artistic creativity. Personality
and Social Psychology Review, 2, 290-309.
Flora, D.B. & Curran P.J. (2004). An empirical evaluation of alternative methods of estimation for
confirmatory factor analysis with ordinal data. Psychological Methods, 9, 466-491.
Goff, K. & Torrance, E.P. (2002). Abbreviated Torrance Test for Adults Manual. Bensenville:
Scholastic Testing Service.
Graham, J.W. & Tatterson, J.W. (2000). Creating Parcels for Multi-Dimension Constructs in
Structural Equation Modeling. The Pennsylvania State University.
Guilford, J.P. (1959). Three Faces of Intellect. American Psychologist, 14, 469-479.
Houtz, J.C. & Patricola, C. (1999). Imagery. Encyclopedia of Creativity. Volume 2 (1-13). London:
Academic Press.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis:
Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6, 1–55.
Ivcevic, Z. (2009). Creativity Map: Toward the Next Generation of Theories of Creativity.
Psychology of Aesthetics, Creativity, and the Arts, 3 (1), 17-21.
Kalis, E., Roke, L. & Krumina, I. (2013). Investigation of Psychometric Properties of the Test for
Creative Thinking – Drawing Production: Evidence from Study in Latvia. Manuscript
submitted for publication.
Karwowski, M., & Gralewski, J. (2012).Threshold hypothesis: Fact or artifact? Thinking Skills and
Creativity (2012), http://dx.doi.org/10.1016/j.tsc.2012.05.003.
Kasof, J., Chen, C., Himsel, A. & Greenberger, E. (2007). Values and Creativity. Creativity
Research Journal, 19 (2-3), 105-122.
Kline, P. (2000). The handbook of psychological testing (2nd ed). London: Routledge.
DOI: 10.1016/j.lindif.2010.02.006.
McDonald, R. P. (1978). Generalizability in factorable domains: "domain validity and
generalizability": 1. Educational and Psychological Measurement, 38 (1), 75-79.
McDonald, R. P. (1999). Test theory: A united treatment. Mahwah, N.J.: L. Erlbaum Associates.
Mednick, S. A., & Mednick, M. T. (1967). Examiner’s manual, Remote Associates Test: College
and adult forms 1 and 2. Boston: Houghton Mifflin.
70
Muthén, B.O. (1998-2004). Mplus Technical Appendices. Los Angeles, CA: Muthén & Muthén.
Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998-2012). Mplus User's Guide. Seventh Edition. Los Angeles,
CA: Muthén & Muthén.
Piffer, D. (2012). Can creativity be measured? An attempt to clarify the notion of creativity and
general directions for future research. Thinking Skills and Creativity, 7, 258-264.
Rothenberg, A. (1986). Artistic Creation As Stimulated By Superimposed Versus CombinedComposite Visual Images. Journal of Personality and Social Psychology, 50 (2), 370-381.
Rothenberg, A. (1999). Janusian Process. Encyclopedia of Creativity. Volume 2 (pp. 103-108)
London: Academic Press.
Rudowicz, E. (2004). Applicability of the Test of Creative Thinking-Drawing Production for
Assessing Creative Potential of Hong Kong Adolescents. Gifted Child Quarterly, 48 (3), p.
202-218. doi: 10.1177/001698620404800305.
Runco, M. A., & Nemiro, J. (2003). Creativity in the Moral Domain: Integration and Implications.
Creativity Research Journal, 15 (1), 91-105.
Runco, M.A., (2006). Everyone has creative potential. Creativity: From Potential to Realization.
Edited by Robert J. Stenberg, Elena L. Grigorenko, and Jerome L. Singer. – 1st ed. Washington,
DC: American Psychological Association.
Schmajuk, N., Aziz, D.R. & Bates, M. (2009). Attentional–Associative Interactions in Creativity.
Creativity Research Journal, 21 (1), 92-103.
reliability and validity of new subjective scoring methods. Psychology of Aesthetics, Creativity,
and the Arts, 2, 68-85.
Singer, J.L. (1999). Imagination. Encyclopedia of Creativity. Volume 2 (pp. 13-25). London:
Academic Press.
Steiger, J. H., & Lind, J. C. (1980, May). Statistically based tests for the number of common factors.
Paper presented at the annual meeting of the Psychometric Society, Iowa City, IA.
Stone, L.L., Otten, R., Ringlever, L., Hiemstra, M., Engels, R.C.M.E., Vermulst, A.A. & Janssens,
J.M.A.M. (2013). The Parent Version of the Strengths and Difficluties Questionnaire. Omega
as an Alternative to Alpha and a Test for Measurement Invariance. European Journal of
Psychological Assessment, 29, 44-50.
Urban, K.,K. & Jelen, H.G. (2010). Test for Creative Thinking – Drawing production (TCT-DP).
71
Wolanska, R. & Necka, E. (1990). Psychometric characteristics of Urban and Jellen's Test for
Creative Thinking - Drawing Production. Poster presented at the 2nd ECHA-conference,
Budapest, October, 25-28, 1990.
Yu, C. Y. (2002). Evaluating cutoff criteria of model fit indices for latent variable models with
binary and continuous outcomes. Unpublished doctoral dissertation, University of California,
Los Angeles. Retrieved December 6, 2012, from
http://www.statmodel.com/download/Yudissertation.pdf.
Zabelina D. L. & Robinson, M. D. (2010). Creativity as Flexible Cognitive Control. Psychology of
Aesthetics, Creativity, and the Arts, 4 (3), 136-143.
72
Note. X1, Y1, Z1 represents indicators of latent variable A (e.g., total score of TCT-DP) which are assessments of
three evaluators but X2, Y2, Z2 correspondingly represents indicators of latent variable B (e.g., criterion humour (9-1))
assessed by the same evaluators.
Figure 1. Measurement model for estimation of correlation between constructs.
73
Table 1. Correlations between sub-criteria.
Humour (9-1) Emotions (9-2) Symbolism (11-1) Surrealism (11-2)
Emotions (9-2)
.83 (.03)***
***
***
Expression (9-3)
.46 (.06)
.26 (.06)
Surrealism (11-2)
-.06 (.08)
Fantasy (11-3)
.28 (.31)
.54 (.12)***
Note. *** p<.001.In parentheses standard error of an estimate is shown.
74
Table 2. Goodness of fit indices.
Categories
Separated criteria:
9-1) humour
9-2) emotions
9-3) expression
11-1) symbolism
11-2) surrealism
11-3) fiction
χ2
df
p
RMSEA
Cfit
CFI
TLI
WRMR
5.58
13.00
29.94
10.59
12.23
14.09
8
8
8
8
8
10
.70
.11
.00
.23
.14
.17
.00
.04
.09
.03
.04
.04
.95
.53
.02
.69
.58
.67
1.00
1.00
.99
.99
.99
.99
1.01
1.00
.98
.99
.98
.99
.24
.41
.45
.46
.50
.55
New criteria:
synthesis of stimuli (N1)
18.11
9
.04
.06
.34 1.00 1.00
.33
image interrupted by border (N2)
6.46
8
.60
.00
.92 1.00 1.00
.25
manipulation with the frame (N3)
13.57
8
.09
.05
.49
.99
.99
.50
abstractness of the title (N4)
13.01
8
.11
.04
.53 1.00 .99
.37
Agglutination (N5)
12.58 10 .25
.03
.76
.99
.99
.48
realistic effects (N6)
9.28
8
.31
.02
.77 1.00 1.00
.24
richness of imagination (N7)
16.90
8
.03
.06
.31
.99
.98
.31
Exaggeration (N8)
4.13
8
.85
.00
.98 1.00 1.02
.16
Movement (N9)
20.45 10 .03
.06
.32
.99
.99
.52
personification (N10)
4.06
8
.85
.00
.98 1.00 1.01
.15
11.08
8
.20
.04
.66 1.00 .99
.44
9-2) emotions2
10.70
8
.22
.03
.68
.99
.99
.46
9-2) emotions3
5.04
8
.75
.00
.96 1.00 1.02
.20
9-2) emotions4
Note. Cfit (Closeness of model fit) is probability that RMSEA is greater than .05; In models with 9
and 10 degree of freedom additional degree of freedom was obtained specifying equal factor loadings
for two or all three evaluators. Additional restriction to the model was done in the case of negative
latent variable covariance matrix due to correlation greater than 1. Restrictions were retained if
problem of negative psi matrix was solved and model had good fit.
75
Table 3. Reliability and convergent validity for sub-criteria and new criteria.
α
N
Separated criteria:
9-1) humour
9-2) emotions
9-3) expression
11-1) symbolism
11-2) surrealism
11-3) fiction/fantasy
New criteria:
synthesis of stimuli (N1)
image interrupted by border (N2)
manipulation with the frame (N3)
abstractness of the title (N4)
agglutination (N5)
realistic effects (N6)
richness of imagination (N7)
exaggeration (N8)
movement (N9)
personification (N10)
9-2) emotions2
9-2) emotions3
9-2) emotions4
Note.
**
ωh MLR ωh WLSMV corr. with TCT-DP
(CI 95%)
(SE)
316
316
316
316
.71
.87
.88
.70
.73
.72
.73
.90
.88
.73
.74
.72
.86 (.81-.90)
.94 (.93-.96)
.90 (.88-.92)
.95 (.89-.99)
.91 (.86-.96)
.90 (.80-.99)
.28*** (.06)
.10 (.06)
.76***(.02)
.09 (.16)
.29***(.09)
.30***(.10)
.93
.87
.79
.87
.75
.83
.78
.66
.83
.80
.76
.63
.65
.93
.87
.79
.87
.76
.85
.79
.67
.85
.80
.83
.67
.66
.99 (.97-.99)
.97 (.95-.99)
.97 (.94-.99)
.95 (.93-.97)
.96 (.90-.99)
.88 (.85-.91)
.87 (.84-.90)
.89 (.83-.96)
.93 (.91-.95)
.98 (.95-.99)
.90 (.86-.95)
.82 (.81-.96)
.91 (.82-.99)
.43***(.06)
.32***(.07)
.50***(.08)
.34***(.07)
.43***(.12)
.56***(.04)
.68***(.04)
.23**(.12)
.38***(.06)
.36**(.09)
.21***(.06)
.34***(.08)
.44***(.10)
p<.05; *** p<.001. CI – confidence interval; SE – standard error.
76
Table 4. Percentage of sample covered by exact category of criteria
Categories
Separated criteria:
9-1) humour
9-2) emotions
9-3) expression
11-1) symbolism
11-2) surrealism
11-3) fiction
New criteria:
a) synthesis of stimuli (N1)
b) image interrupted by border (N2)
c) manipulation with the frame (N3)
d) abstractness of the title (N4)
e) agglutination (N5)
f) realistic effects (N6)
g) richness of imagination (N7)
h) exaggeration (N8)
i) movement (N9)
j) personification (N10)
0
1
2
3
4
5 6 >0
80 8 8 3 2
61 18 17 2 1
14 15 28 21 13
98
- 2
88
- 12
95
- 5
-
0
0
7
-
0
0
1
-
20
39
86
2
12
5
82
83
98
73
99
58
58
95
63
94
0
0
2
1
-
0
0
1
0
-
18
17
2
27
1
42
42
5
37
6
12 2 2
- 17
- 2
11 11 5
- 1
15 11 9
20 14 5
- 5
25 9 3
- 6
2
0
4
2
-
77
3.3. Raksts (III)
Rakstā īpaša uzmanība tiek vērsta uz oriģinalitātes novērtēšanas ar TRD-AV problemātiku
un iespējām. Tests paredz radoša potenciāla oriģinalitātes dimensijas novērtēšanu, izmantojot
13Ucd kritēriju. Šis kritērijs paredz oriģinālu jeb nestereotipisku reakciju uz testā ietvertajiem
vizuālajiem stimuliem novērtēšanu, piešķirot punktus robežās no 0 līdz 3.
Pirmā lielā problēma attiecībā uz oriģinalitātes novērtēšanu, lietojot TRD-AV, ir saistīta ar
hipotēzi, kas paredz, ka indivīdu stereotipiskās reakcijas uz vizuāliem stimuliem atkarībā no
kultūras ir atšķirīgas. Testa oriģinālais apraksts šādu hipotēzi neparedz, tādēļ arī nav ieteikumu, kā
rīkoties gadījumos, kad tests tiek adaptēts citās kultūrvidēs. Šīs problēmas risināšana paredz ne tikai
apkopot visas reakcijas uz vizuālajiem stimuliem testa izpildes kontekstā, lai saprastu, kuras no tām
ir vairāk vai mazāk oriģinālas konkrētajā kultūrā, bet aktualizē vēl globālāku problēmu – kādu
robežvērtību lietot, lai nošķirtu stereotipiskas atbildes no nestereotipiskām?
Otrā problēma ir saistīta ar oriģinālu atbilžu vērtēšanas praksi, kas nosaka, kuros gadījumos
atbildi uzskatīt par derīgu un kuros gadījumos par nederīgu. Līdzīgi pirmās problēmas gadījumam,
arī šīs problēmas risināšana ietekmē mērījuma atbilstību teorētiskajam konstruktam.
Trešā lielā problēma, kas tiek risināta raksta ietvaros, iezīmē TRD-AV pielietošanas iespējas
attiecībā uz oriģinalitātes novērtēšanu ārpus testa konteksta, t.i., alternatīva mērījuma modeļa
izstrāde oriģinalitātes novērtēšanai.
Uzskaitīto problēmu risināšanai, tika izvirzīti vairāki pētījuma jautājumi, no kuriem daļa
saistīti ar oriģinalitātes novērtēšanas prakses uzlabošanu TRD-AV ietvaros, daļa ar fundamentāliem
jautājumiem par oriģinalitātes novērtēšanu, lietojot zīmējumu-orientētus testus, un daļa ar
alternatīva oriģinalitātes mērījuma modeļa izstrādi uz TRD-AV bāzes.
Rakstā iekļautie pētījumi ļauj izdarīt secinājumus par oriģinalitātes novērtēšanu, lietojot
vizuālus stimulus plašākā kontekstā, TRD-AV kontekstā un attiecībā uz jaunizstrādātā oriģinalitātes
mērījuma modeli. Secinājumi, kas attiecas uz vizuālu stimulu orientētiem instrumentiem
oriģinalitātes novērtēšanai: (a) stereotipiskās reakcijas uz vizuāliem stimuliem ir kultūr-atšķirīgas;
(b) stereotipisko atbilžu identificēšanai labāk izmantot vienlaicīgi dažādas vecuma grupas; (c)
abstraktas reakcijas (abstrakti zīmējumi) uz vizuālajiem stimuliem jāuzskata par stereotipiskām; (d)
piemērotas robežvērtības izvēle ir svarīgs jautājums stereotipisko atbilžu identificēšanai, jo tā var
ietekmēt mērījuma validitāti un pielietojamību (robežvērtības lielums var ietekmēt ne tikai
validitāti, bet arī pantu grūtības indeksu psihometrikas kontekstā). Secinājumi, kas īpaši attiecas uz
oriģinalitātes, t.i., 13Ucd kritērija, novērtēšanu testa kontekstā: (a) ja 13Ucd kritērija novērtēšanā
pielieto soda punktu piešķiršanu attiecībā uz oriģinālām atbildēm, kuras nav pilnveidotas, tad tas
paredz šī kritērija mērījuma zināmu novirzi no oriģinalitātes konstrukta un vienlaicīgi tā saplūšanu
78
ar radoša potenciāla vispārējo vērtējumu; (b) vispiemērotākā robežvērtība stereotipisku reakciju
identificēšanai ir 2%, t.i., ja no konkrēta stimula uzzīmētā vienība ir sastopama ne retāk kā 2% no
izlases, tad tā ir uzskatāma par oriģinālu; (c) Latvijas izlasē tika iegūts atšķirīgs no oriģinālās testa
izlases stereotipisko atbilžu saraksts (skat. Table 1 rakstā). Attiecībā uz alternatīvā mērījuma
modeļa izstrādi un pielietošanu tika iegūti šādi secinājumi: (a) oriģinalitātes mērīšanā lietderīgāk
lietot dihotomo mainīgo pieeju pretstatā vairāku kategoriju mainīgo pieejai; (b) nav dzimuma
atšķirības, (c) bet ir vecuma atšķirības oriģinalitātē, kas mērīta ar reakcijām uz vizuāliem stimuliem;
(d) alternatīvais mērījuma modelis ir pielietojams padziļinātiem oriģinalitātes pētījumiem, jo tas
demonstrē labus validitātes un ticamības rādītājus, kā arī mērījuma strukturālo un metrisko
stabilitāti.
79
Assessing Originality with the Test for Creative Thinking – Drawing Production.
Emīls Kālis, Aleksejs Vorobjovs
Daugavpils University
Līga Roķe
University of Latvia
Emīls Kālis
Blaumaņa iela 21-8, Rīga, LV-1011, emils.kalis@gmail.com
Aleksejs Vorobjovs
Parādes iela 1 – 303. aud., Daugavpils, LV-5401, aleksejs.vorobjovs@du.lv
Līga Roķe
Tallinas iela 45-15, Rīga, LV-1012, liga.roke@gmail.com
80
Abstract
Assessment of originality using individuals’ responses to visual stimuli is a component of many
tests of creativity. Most often these tests employ a certain cut-off value in order to distinguish
stereotypical responses from original ones. Although in the literature there are some indications of
the recommended cut-off value for the Torrance Tests of Creative Thinking, no information is
provided for the Test for Creative Thinking – Drawing Production (TCT-DP). This study used
various criteria and employed different approaches to solve this and other problems related to the
assessment of originality with visual stimuli. The analysis was done using four different age
samples: pre-school (n=463), fifth grade (n=308), ninth grade (n=381) and students (n=684). The
results show that stereotypic responses to visual stimuli differ across cultures: the list of
stereotypical responses in the Latvian sample illustrates some deviation from the list in the TCT-DP
manual. Therefore, selection of culture-specific stereotypic responses is recommended whenever
the test is being adapted in other cultures. The results from this study indicated that the cut-off value
of 2% could be applied in the selection of stereotypic responses using the TCT-DP. It was also
found that any abstract drawing made from the stimuli should be treated as stereotypical. Based on
these findings we proposed an alternative measurement model of originality which shows good
model fit and measurement invariance across gender and age groups, hence, being useful for studies
particularly interested in specific aspects of originality. Within this model no gender differences
were found in regard to originality, while a statistically significant increase in originality scores was
observed up until the ninth grade. In this paper we discuss theoretical and practical issues about the
measurement of originality using the TCT-DP.
Keywords: psychometrics, originality, unconventionality, measurement model, gender differences,
age differences.
81
Assessing Originality with the Test for Creative Thinking – Drawing Production.
Introduction
Originality is an essential aspect of creativity (Runco, 2009) and it usually refers to
statistical rarity (Kaufman, Plucker & Baer, 2008). Sometimes creativity is associated solely with
originality although a scientific perspective highlights at least two important aspects of creativity –
originality and appropriateness (Plucker, Beghetto & Dow, 2004; Sternberg & Lubart, 1999).
Moreover, originality without appropriateness is difficult to attribute to creativity (Runco, 2004).
However, in research there is a necessity to measure these aspects of creativity separately as it is the
way in which theories can be verified. In the field of creativity research there have been many
attempts to measure originality. One frequent approach used to assess originality is to present the
test taker with visual stimuli (usually basic or curved lines) and to ask him or her to make an
original drawing from it. Such an approach derives from principles stated by Guilford (Guilford,
1956) and is still encountered in popular instruments which are used for the assessment of creative
potential (Torrance, 2007; Goff & Torrance, 2002; Williams, 1980; Urban & Jellen, 2010). The
measurement of originality refers to a creative product from the "4P's" perspective (Rhodes (1961)
identified four aspects involved in any kind of creativity: Person, Process, Press and Product) and
usually the test taker is invited to create mini products which can be assessed regarding originality
afterwards. If a person creates many original products in following the instructions of the test, we
can say that he or she has high creative potential (for detailed explanation of this term see Lubart,
Zenasni & Barbot (2013) and Runco (2007)), and it is very likely that in a real-life situation the
same person will also be capable of creating something original.
Many practical and theoretical issues about the assessment of originality arise from the
scoring and administration instructions of the specific test. Instruments including divergent thinking
tasks often are criticized for the measure of originality being confounded with fluency (Hocevar,
1979; Silvia et al., 2008) or that minor variations in the administration instruction may influence
task performance (Kaufman, Plucker & Baer, 2008; Runco & Okuda, 1991). Analogous problems
can be found in regard to any instrument. When a researcher tries to investigate the relationships
between various constructs which are supposed to measure creative potential within a particular
test, he or she is confronted with the frame of the test whose borders are determined by theoretical
assumptions and practical convenience. For example, if a researcher is interested in examining the
relationship between originality and fluency, he or she should first deal with the problem of interdependence of these variables, then with reliability and finally with validity. It means that in most
cases we cannot use constructs (i.e., subscales) measured by such a test in a straight-forward
manner to justify the scoring and actual relationships of these constructs. To do so we must go
82
beyond the frame of the test and improve the measure of the specific construct by enhancing its
psychometric properties. When we have precise and detailed information about the measure of the
specific construct, then it is easier to justify its position and role within the test.
Similarly, the Test for Creative Thinking – Drawing Production (TCT-DP; Urban & Jellen,
2010) also incorporates a criterion (Unconventionality D) associated with originality which
according to the scoring instructions is confounded with other criteria of the test (Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2014). In order to use this criterion as a measure of originality or reveal its relatedness to
other criteria, it should be scored in a more sophisticated manner. However, before we apply some
alternative scoring approaches there are some questions which should be answered. For example,
the TCT-DP is defined as being culture fair (Urban, 2004) and empirical evidence for this has been
found (Togrol, 2012; Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014). Nevertheless, the question, “Are stereotypical
responses similar among all cultures?” still needs to be clarified. There are a number of studies
pointing to differences in the perception and interpretation of stimuli in different cultures (Bruner,
1957; Segall, Campbell & Herskovits, 1963; Kastanakis & Voyer, 2014). Thus we propose that
when the test is adapted to other cultures, the list of stereotypical responses should be reassessed as
well (Kim, 2009). If stereotypical responses differ from the original list, then the researcher should
make corresponding adjustments to the list.
Another issue is related to the scoring of originality. Often originality is defined as statistical
rarity (Runco, 1999), and therefore it is necessary to use the most appropriate cut-off value to
identify stereotypical responses. In most creativity tests responses are considered stereotypical if are
encountered in 5 to 10 percent of the cases (Kaufman, Plucker & Baer, 2008; Milgram & Milgram,
1976; Plucker, Runco & Lim, 2006;), but to our knowledge no empirical studies are available which
provide evidence about the most appropriate cut-off value. In the TCT-DP manual no information is
included about the cut-off value for stereotypical responses in situations when the test is adapted
within other cultures. In addition, the TCT-DP manual does not provide any information about how
to evaluate stereotypic responses if a drawing is made in an abstract way. A further issue is about
penalty points which are given if the stimulus is used but is not elaborated (completed). The above
mentioned problems served to define the following research questions which were aimed to
improve and reveal important aspects of the scoring of the criteria, but also to find a way in which
to obtain a reliable and valid measure of originality in using this test:
(1) What is the most appropriate cut-off value for identification of stereotypical responses? (2)
Should selection of stereotypical responses be done based on responses of a specific age group? (3)
Is it reasonable to give a penalty point for responses regardless of originality if the drawing is not
completed (in sense of elaboration)? (4) Should abstract or obscure responses such as abstract
line/figure or geometric shapes be considered as original? (5) Should we control for meaningfulness
83
if we give a penalty point for an abstract response? (6) Do stereotypic responses differ across
cultures? (7) Has the categorical variable approach better psychometric properties than a
dichotomous variable approach using stimuli of the TCT-DP for assessing originality?
Method
Participants
The study used data obtained from four different age samples: a preschool sample (n=463,
females=217), a fifth grade sample (n=308, females=156), a ninth grade sample (n=381,
females=207) and an undergraduate student sample (n=684, females=491).
Measures
Test for Creative Thinking – Drawing Production (TCT-DP).
The TCT-DP was developed by Urban & Jellen (2010) as an integrative measure of creative
potential. It has good psychometric properties and its popularity is growing across many countries
(Urban, 2004). The test consists of two forms, each having a sheet with 6 visual stimuli (semicircle,
dot, corner, curve, dashed line and a square with one side open) and the frame upon the basis of
which the test taker is asked to make a drawing. Each drawing is rated by the researchers according
to 14 criteria which address various creative behaviours made by the test taker while making the
drawing: continuations (1Cn), completion (2Cm), new Elements (3Ne), connections made with a
line (4Cl), connections made to produce a theme (5Cth), boundary breaking that is fragment
dependent (6Bfd), boundary breaking that is fragment independent (7Bfi), perspective (8Pe),
humour and affectivity (9Hu), speed (14Sp), and four criteria of unconventionality
(Unconventionality A (10Uca) – Unconventionality D (13Ucd). The total score of the TCT-DP is
obtained by summing the ratings of the 14 criteria. Recently, an adaptation study of the TCT-DP
was made in Latvia evaluating the psychometric properties of the test and providing evidence about
its culture fairness (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014). In the current study the total score of the TCTDP was obtained by summing the ratings on all of the criteria except the criterion of originality
(Unconventionality D), and criteria which are confounded with the criterion of originality
(Continuations and Completions).
Factor of originality/ unconventionality
Although there are no convincing findings on the structure of the TCT-DP as of yet (Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2014; 2013), the structure of the TCT-DP could at the very least be described as having
two factors – adaptiveness and originality (Lubart, Pacteau, Jacquet & Caroff, 2010). The
Originality factor includes the following criteria: 1Cn, 2Cm, 6Bfd, 7Bfi and the sum of the criteria
of unconventionality. In the present study the two factors from the two-factor solution hold the
84
same general meaning as the factors in the study by Lubart and colleagues, but the factors differ in
content because the interdependencies between the indicators have been controlled (Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2014). Based on the results of a factor analysis (Kālis, Vorobjovs, Roķe & Krūmiņa,
2015), one of the measures of validity for the current study was defined as the sum of all criteria
belonging to the factor of originality / unconventionality (6Bfd, 7Bfi, 10Uca, 11Ucb, 12Ucc, 13Ucd)
except for the criterion Unconventionality D (13Ucd), because it is being explored as a separate
variable in this study.
Scoring of Unconventionality D (13Ucd)
The drawings which the test taker makes upon the basis of five stimuli (semicircle, dot,
corner, curve, dashed line and a square with one side open) are used to distinguish stereotypical
responses from original ones. The sixth stimlulus has different functional meaning – it is placed out
of the frame and serves to assess individual’s mental risk taking. The manual provides a list of
stereotypical responses for each stimulus. For example, if the test taker draws a sun from the
stimulus shaped as semicircle, then he or she receives one penalty point because the sun is on the
list of stereotypical responses for this stimulus. According to the scoring guidelines, the test taker
receives one minus point which is subtracted from 3 if his or her response to the stimulus is on the
list. If three or more of the five stimuli are used in a stereotypical way then the test taker receives 0
points for the criterion Unconventionality D. A penalty point is given also for each stimulus which
was not used and also for a stimulus which was used but the drawing was not completed
(elaborated). In the current study the scoring of originality refers to the scoring of this criterion but
in a modified way in order to answer the research questions (see section Strategy for analysis).
Scale of Unconventionality
A Scale of Unconventionality from a recently developed questionnaire was used (Kālis &
Vorobjovs, 2013). The scale contains 10 items which are assessed on a 5-point Likert scale. The
questionnaire and the particular scale have shown good evidence of convergent validity – they have
approximately .50 correlations with the Biographical Inventory of Creative Behaviours (Batey,
2007) and all of the dimensions of the Kaufman Domains of Creativity Scale (Kaufman, 2012). The
Scale of Unconventionality has shown a positive and significant correlation (r = .30) with the factor
of originality of the TCT-DP and significant but lower correlation (r = .15) with the factor of
adaptiveness.
Creative Perception Test
The Creative Perception Test (CPT) is being developed to measure the cognitive component
of creative potential, namely, flexibility in perception (Kālis & Vorobjovs, 2015). The basis of the
test is a drawing consisting of many chaotic lines containing contours of schematic objects such as a
fork, butterfly, envelope etc. The test taker is asked to find as many hidden objects in the given
85
drawing as possible within 5 minutes and to write them down. The main idea of the CPT is that
individuals who are more flexible in their perception will be more successful in finding objects
because they are able to view one and the same line as a part of multiple objects. Although the test
is still in the process of construction, the results of a preliminary study show good convergent
validity. The CPT has medium correlation (r = .57) with the Remote Association Test (Mednick,
1968; Kālis & Perepjolkina, 2013) and a somewhat higher correlation (r = .63) with the Test for
Creative Thinking – Drawing Production (Kālis, Vorobjovs, Roķe & Krūmiņa, 2015). At the same
time it is important to note that the correlation between the Remote Association Test and TCT-DP
total score was not significant in the Latvian sample (Kālis & Perepjolkina, 2013).
Procedure
Collection of data
For all of the research participants the Test for Creative Thinking – Drawing Production was
administrated as the first instrument. The Scale of Unconventionality was administrated to the
undergraduate students (n=195), while the Creative Perception Test was administrated to the fifth
grade pupils (n=101) after they completed TCT-DP.
The preschool children, fifth and ninth grade pupils received both forms of the TCT-DP
while the undergraduate students received only form A. In the fifth and ninth grades the second
form was administrated immediately after the first form was finished, following the instructions
recommended in the manual (Urban & Jellen, 2010). For the preschool children the administration
of both forms was adapted to the specific bio-psychological characteristics of that age – after the
administration of the first form the researchers offered the children to play a short game in order to
provide them with physical activity and emotional support. After the playing of the game the test
form B was administered.
All of the completed test forms from all of the samples except for the fifth grade sample
were evaluated by three judges who were experts in the evaluation of the TCT-DP responses. The
5th grade sample was evaluated only by one of the judges. As these judges have shown very high
interrater reliability for the total score and also for separate criteria (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014),
we assumed that using the evaluation of responses by only one judge was reliable in regard to the
previously found high interrater reliability. In order to retain the same metric across all of the
samples in this study, evaluation ratings were used only from one judge who had participated in the
rating of all of the samples.
Recording of responses to the visual stimuli in TCT-DP
The judge recorded every response to each of the five stimuli in accordance with two
principles: on the one hand, to provide a precise description of how the stimulus actually was used;
86
on the other hand - not to make the description too detailed. For example, if a corner (one of the
stimuli) was used as the body of a house, it was recorded as "a house", but if the same stimulus was
used to make a roof of a house, it was recorded as "a roof" because these are functionally different
uses of the stimulus. Besides the listing of the responses, the judge also noted which of the
responses were complete responses (see the criterion 2Cm in the manual.). After all of the responses
to all of the stimuli were recorded, we made a table containing the frequencies of the responses. If a
response was recorded at least twice (in the entire sample), a code was assigned for it. When all of
the codes where assigned, we repeated the procedure of counting the number of responses
corresponding to each code, and looked for responses which were identical in meaning but had been
listed differently. This procedure was repeated until there were no similar yet differently coded
responses which could be found. Finally, a list of approximately 90 codes for each stimulus were
developed and were used for further analysis.
After all of the responses to the stimuli were coded, we were able to process them
quantitatively. A script was created using the R program (R Core Team, 2014) in order to do
subsequent analysis and to illustrate the results. Analysis using structural equation modelling was
done with Mplus Version 7 (Muthén & Muthén, 2012).
Strategy for analyses
At first, a baseline model was set up for the assessment of original responses to the stimuli.
The baseline model is an approach used in the scoring of original responses, and it differs from the
instructions in the TCT-DP manual. According to the manual, a test taker is able to receive no more
than 3 points for originality, even if all of the responses to all five stimuli are original. The baseline
model for assessment of original responses included the following principles: (a) a test taker
initially has 5 credit points for originality; 1 point is subtracted for each stereotypic response to the
stimuli – so if all of the responses are stereotypic then the test taker has 0 points for originality; (b)
in contrast to the instruction for coding provided in the manual (Urban & Jellen, 2010), the baseline
model treats an original response as original even if the drawing is not completed (i.e., elaborated);
(c) 1 point is subtracted for each stimulus which is not used; (d) 1 point is subtracted for each
stimulus if it is used in an abstract way – as an abstract line/ shape, some abstract decorative
element or as a geometric figure, in other words, for drawings without particular meaning.
After setting up the baseline model, analysis was done to determine the best cut-off value for
original responses to the stimuli and to test different approaches in order to address the research
questions. Analysis of the frequencies of the original responses and the following steps were taken
to determine the best cut-off value and to compare the approaches. First was an analysis of the
reliability of the forms as measured by the correlation between originality scores (this score is
87
obtained using the baseline or an alternative model) using both forms of the TCT-DP. Next were
taken steps to ensure convergent validity, and correlations were calculated between the originality
scores and the following: (1) the total score of the TCT-DP, excluding the criteria 1Cn, 2Cm and
13Ucd; (2) the sum of the criteria belonging to the factor of originality/ unconventionality (except
criterion 13Ucd); (3) the Creative Perception Test score; (4) the Scale of Unconventionality score.
We predicted that the original responses to the stimuli would be determined by creative perception,
on the one hand, and by unconventionality on the other hand.
The second block of analysis was done to refine the measurement of originality by replacing
and comparing the dichotomous variable approach with a categorical variable approach. This model
has only one difference from the baseline model – three, four or five credit points are given
depending on how many categories are used for each stimulus (e.g., if we use three credit points,
then the minimal score is 0 but maximal is 3 * 5 (for each stimuli) = 15) and points are subtracted
according to whether a response is stereotypic.
The third part of the study reflects a more sophisticated analysis and results of the
performance of the selected model for assessment of original responses.
Results
Figure 1 illustrates the correlations between assessment of originality and five criteria across
various cut-off values that were used for the identification of stereotypic responses. The results
show that the reliability between forms increases if the cut-off value of the original responses
increases. The correlation between the originality score and the total score of the TCT-DP gradually
increases until it reaches the 5% cut-off value and then decreases minimally. The correlation
between the originality score and the factor of originality / unconventionality reaches maximum at
2% cut-off value and then decreases and starts to increase again after the 5% cut-off value.
Investigation of the correlation between the originality score and the Creative Perception Test score
shows that the best result is achieved at a 4% cut-off value. The most obvious decrease of
correlation while increasing the cut-off value is observable for the correlation with the scale of
unconventionality. Moreover, this is the only criterion showing the highest correlation at a 1% cutoff value and constant decrease after the 4% cut-off value.
88
Figure 1. Correlation values between various measures of creativity and the measure of
originality at various cut-off values.
In order to decide which cut-off value is the most appropriate, additional information should
be taken into account. It should be emphasized that the assessment of originality in our case cannot
be completely separated from the context, i.e. from the test. The number of used stimuli should
correlate with the total score of TCT-DP regardless of originality, although the influence of the
number of used stimuli were diminished in our study (i.e., we excluded criterion 1Cn from
analysis). The problem emerges from the fact that the stimuli are the most important component of
the test and thus almost any crietion will have some sort of dependence on use of them and that is
why many indicators of the particular test should correlate with the number of the stimuli used. In
the case of the originality assessment, every stimulus which is not used is treated as a stereotypic
reaction. This explains why reliability grows and the criteria related to the TCT-DP (i.e., factor of
originality / unconventionality and total socre of the TCT-DP) do not change their course
dramatically in sense of correlation while the cut-off value increases (see Figure 1) – possibly a
decrease in the proportion of variance related to originality boosts the role of variance accounting
just for number of responses used. This interpretation is supported by the results of the analyses of
the number of stereotypic responses at increasing levels of cut-off value (Figure 2 and Table 1).
89
Figure 2. Number of stereotypic responses at various cut-off values.
When the cut-off value is 4% and 5% most of the stimuli have only one or two responses which are
regarded as stereotypic, and roughly for most of the stimuli this number of responses does not
change until the cut-off value of 10% (detailed information is provided in Table 1).
Table 1. Percentage of stereotypic responses to stimuli of TCT-DP in Latvian sample.
Semicircle
Dot
Corner
Curved line
Dashed line
A
B
A
B
A
B
A
B
A
B
Se1
26.0
5.8
Do1
2.1
7.4
Co1
23.6
16.8
Cu1
4.5
6.7
Li1 15.1
3.5
Se2
12.6
10.3
Do3
5.1
Co2
2.8
2.2
Cu2
15.7
3.8
Li2 28.4 35.8
Se5
4.1
Do5
21.0
25.2
Co3
2.2
Cu3
7.3
4.8
Li5
8.0
Se6
5.0
Do6
13.0
Co5
30.1
36.6
Cu4
2.7
4.4
Li8
2.9
2.3
Se7
3.4
Do7
5.6
7.5
Co8
2.5
2.5
Cu5
3.3
3.2 Li35
3.6
Se8
22.8
30.4
Do9
4.9
Co9
2.5
Cu8
2.7 Li39
2.8
Se9
4.4
2.2
Do10
2.3
Co10
3.1
4.2
Cu9
2.6
2.1 Li40
3.1
Se13
2.4
Do11
3.8
Cu10 25.4 33.8
Se14
2.4
Cu12
2.4
Se15
2.2
Cu15
4.1
Se26
3.3
Cu36
3.3
Se43
2.2
NU
3.2
5.2
14.8
25.0
4.2
6.1
5.1
8.0
9.4
13.1
OR
23
29.1
27.4
34.9
33.7
26.9
26.9 27.2
36.2 35.8
Note. NU – not used; OR – original responses; A – form A; B – form B;
Se – Semicircle; Se1: sun; Se2: a face (also for animals); Se5: a ball; Se6: a wheel; Se7: an eye; Se8: an abstract figure,
a line, geometric figure and similar, Se9: a mouth; Se13: centre of flower; Se14: mushroom; Se15: sickle moon; Se26:
arch of a door/a door/an entrance of cave or tunnel and similar; Se43: a stone;
Do – Dot; Do1: snow/rain/hail/a flake/a drop; Do3: a bird or contour of a bird; Do5: an abstract figure, a line, geometric
figure and similar; Do6: an eye (also for animals) Do7: centre of a flower; Do9: cloud/sky; Do10: sun/a planet; Do11: a
star/ contour of a star;
Co – Corner; Co1: a house/castle/hut/cage and other house-like buildings; Co2: a box/a gift in the form of a box; Co3:
stairs/ ladder; Co5: an abstract figure, line, geometric figure and similar; Co8: vehicle with wheels (also tractor and
others); Co9: face/head (also for animals); Co10: a window (also for vehicles);
Cu – Curve; Cu1: a snake/a worm; Cu2: stem of flower/ stem of plant/haulm and similar; Cu3: a tree; Cu4: a thread/a
rope/a fishing line and similar; Cu5: a vase; Cu8: a cloud; Cu9: a road/a street/a path; Cu10: an abstract figure, a line,
geometric figure and similar; Cu12: a leg for a being (also for a human); Cu15: body of a person or a contour of human;
Cu36: smoke/steam/vapour
Li – Dashed line; Li1: a road/a street/a path; Li2: an abstract figure, line, geometric figure and similar; Li5: a
surface/ground/floor/baseline for an object; Li8: a house/a hut and similar buildings; Li35: a cloud/sky; Li39: a roof of a
house; Li40: a picture/a frame for a picture/photo/ a poster;
90
It is very unlikely that the identification of stereotypic responses by using a cut-off value
from 5% to 10% will differentiate original responses from unoriginal ones. Thus in order to decide
what is the greatest appropriate cut-off value we decided to put more emphasis on examining other
criteria whose outcome is not related to the number of stimuli used. Examination of the correlations
between the originality score and scores on the Creative Perception Test and the Scale of
Unconventionality indicated that there are two possible appropriate cut-off values – 2% and 4%. As
the correlation between the originality score and the factor of originality / unconventionality has its
maximum at 2%, and the same cut-off value provides more stereotypic responses than in
comparison to the cut-off value of 4% (Table 1), it was more reasonable to prefer the 2% cut-off
value.
Thus for further analysis the baseline model employs a 2% cut-off value. Figure 3 provides
information about the performance of various scoring models of originality as indicated by the
research questions. The model B1 is the previously described baseline model while models B2 - B5
are slightly modified. Model B2 does not include a penalty point for the stimulus which is used as
an abstract object unless the number of responses in that particular category of object (i.e., a
rectangle is made from the corner) is greater than the cut-off value. Model B3 gives a penalty point
whenever the stimulus is not completed (i.e., elaborated) as mentioned in the manual. Model B4
selects original responses based on drawings of a specific age group (stereotypic responses could be
different in specific age groups). Model B5 gives a penalty point for using the stimulus to create an
abstract object only if the result of the criterion “Connections made that contribute to a Theme”
(5Cth) is less than 3 points. Comparing the correlations made according to models B1, B2 and B5
we can conclude that model B1 shows the best results which means that all abstract responses (see
the note in Table 1 for precise definition) should be treated as stereotypic regardless of their type
and meaningfulness. Model B3 outperforms other models in regard to all criteria except for the
scale of unconventionality. Model B4 which incorporates the age-group-specific approach seems to
have the worst evidence of validity as all of the correlations with all of the criteria reach a minimum
value.
91
originality using different approaches.
An additional analysis was made to refine the model for the assessment of originality. The
previous analysis contained issues related to the scoring of originality according to the principles
stated by the TCT-DP manual, while in this section we propose a different approach to assessing
originality with the TCT-DP. Instead of a dichotomous approach regarding original responses to
stimuli, we decided to use a categorical approach similar to the one used by Lubart et al. (2010). In
order to determine the number of possible categories and the distance between them, we used
information about the average number of stereotypic responses at various cut-off values (see Figure
4).
92
Figure 4. Average number of stereotypic responses at various cut-off values.
Seven models for the assessment of originality were defined using three, four and five categories
where categories represent the corresponding cut-off values: (a) 2, 3, 4; (b) 2, 3, 5; (c) 2, 3, 8; (d) 2,
3, 4, 5, (e) 2, 3, 4, 8, (f) 2, 3, 4, 5, 8 and (g) 2, 3, 4, 5, 11 (see Figure 5). Comparison of the results
showed that these models did not vary substantially. In order to select two models for further
analysis, we also took into account the distance between categories relying on a similar decline of
the average number of non-original respnses (see Figure 4).
93
originality using various categories.
The next section of results provides information about the performance of three selected
models using structural equation modelling (SEM). The first model (A1) is defined exactly as the
baseline model (B1) from the analysis identifying the best cut-off value. Models A2 and A3
represent the approach using three and five categories and are defined the same as the models from
the previous section with 2, 3, 4 and 2, 3, 4, 5, 11 cut-off values. All three models were specified in
SEM as measurement models consisting of two latent variables – originality measured by the test
forms A and B. Each latent variable has five indicators corresponding to the stimuli of the TCT-DP
and the test taker’s responses to those stimuli determine a category according to this approach. The
calculation of parameters was done using the WLSMV estimator. The model fit for all three models
was evaluated by CFI, TLI, RMSEA and WRMR indices using the following cut-off values: for
CFI, TLI > .95, for RMSEA < .05 (Hu and Bentler, 1999) and for WRMR <= 1 (Yu, 2002).
Following these guidelines, all three models had good fit. Reliability of originality for each form
was calculated using factor loadings (Raykov & Marcoulides, 2011; Stone, Otten, Ringlever, &
Hiemstra, 2013) of the corresponding indicators (see Table 2). In order to estimate to what degree
the assessment of originality under various conditions is associated with the general factor of TCTDP and the factor of originality / conventionality, criterion 13Ucd was replaced with a
corresponding measure of originality using measurement models (see Table 2). The correlation
between the assessed originality and the Creative Perception Test was estimated as follows:
94
responses to stimuli from both forms of the TCT-DP were used to create two latent variables, but
these latent variables loaded equally on the higher order factor. The correlation between this factor
and the latent variable measuring creative perception with four continuous variables was estimated.
The correlation with the Scale of Unconventionality was estimated using one latent variable
measuring originality with stimuli from form A and the other latent variable measuring
unconventionality with self-report items.
Form A
A1
A2
A3
.74 (.01)
.76 (.01)
.76 (.01)
Table 2. Comparison of three approaches assessing originality.
Reliability
Factor loadings
Correlations
Form B
Correlation
General
Factor of
CPT
Unc.
between forms
factor
originality
.80 (.01)
.62 (.05)
.51 (.02)
.64 (.03)
.64 (.25) .39 (.11)
.83 (.01)
.62 (.04)
.49 (02)
.60 (.02)
.78 (.29) .32 (.10)
.87 (.01)
.70 (.03)
.52 (.02)
.63 (.02)
.64 (.22) .28 (.10)
Note. Standard error of each parameter is shown in parenthesis at the right side. CPT – Creative Perception Test;
Unc. – The scale of unconventionality. A1 – measurement model with dichotomous outcome; A2 –
measurement model with three categories using 2, 3, 4 cut-off values; A3 – measurement model with five
categories using 2, 3, 4, 5, 11 cut-off values. Model fit for all models except for models estimating factor
loadings were good. For general factor model of TCT-DP and two factor model of TCT-DP RMSEA was in
range of .11 but CFI and TLI was is in range of .95 and .94 correspondingly.
The results show that reliability tends to be higher in all aspects when more categories are
used in evaluation of the degree of originality, but at the same time association with
unconventionality decreases. It seems that all models are good enough, nevertheless evaluating all
pros and cons of these three models and taking into consideration the complexity of application,
model A1 seems to be the most useful (see Figure 6).
The last part of this study focuses on the testing of gender and age differences regarding
originality as measured by the proposed procedure (model A1) using form A. The measurement
model was specified according to multiple group design (MIMIC) holding equal loadings and
intercepts of the indicators between the groups. All specified models for testing gender and age
differences had good model fit – in all cases they did not exceed the following cut-off values CFI,
TLI >.95, RMSEA <.05. The estimated means of originality for both genders did not show
significant difference (z = -1.05). Significant differences were found when age groups were
compared: (1) preschool sample; (2) fifth grade sample; (3) ninth grade sample; (4) undergraduate
student sample. When the preschool sample was a reference group, all other groups showed
statistically significant higher results (z = 3.46, z = 5.88, z = 6.36). When 5th grade sample was the
reference group, only student sample showed statistically significant higher results (z = 1.76, z =
2.35). No significant differences were found between the 9th grade sample and the student sample (z
= .68).
95
Note. Form A and Form B represent latent variables of originality assessed by both forms of TCT-DP; Se – Semicirle,
Do – Dot, Co – Corner, Cu – Curve, Li – Dashed line; Abbreviations from model fit evaluation: df –degree fo freedom,
p – p value, RMSEA – Root mean square error approximation, CFI – Comparative fit index, TLI – Tucker-Lewis index,
WRMR – Weighted root mean square residual.
Figure 6. Measurement model with dichotomous outcome (model A1) using both forms.
Discussion
We employed several principles to determine the most appropriate cut-off value. All of the
TCT-DP criteria except for the Scale of Unconventionality had the lowest correlations with the
measure of originality when the cut-off value was set at 1% (Figure 1). In contrast to the other
criteria, the Scale of Unconventionality showed the highest correlation (with the measure of
originality) at this cut-off value and a marked decrease in correlation values when the cut-off value
was greater than 4%. Other independent criteria also showed higher correlations (with the measure
of originality) when the cut-off value was set at 1%. These findings confirm the position that
originality in the context of creativity is a compromise between marginality and usefulness (Stokes,
1999; Dacey & Lennon, 1998). If we go too far to either side we have the risk of dealing solely with
extremity or conventionality.
Our study showed that the most appropriate cut-off value for
identification of original responses with the TCT-DP is 2%. Using this cut-off value one can obtain
good reliability and good evidence of validity.
The study also found better evidence of validity for the approach identifying stereotypic
responses using data from all age groups simultaneously in contrast to an age-group specific
approach (see Figure 3 for model B4 in contrast to others).
96
The comparison of the baseline model and the model allowing an abstract response to be
original (B1 vs B2, see Figure 3) suggests that all responses regarded as abstract should be treated
as stereotypic otherwise the psychometric properties of the measure become less adequate. This
suggestion may seem too strict and it promotes a situation where test takers who are creative have
no chance to receive any points of originality if they make an abstract but personally meaningful
drawing. Indeed, when we tried to control for meaningfulness of the drawing (model B5 in Figure
3) all psychometric properties improved, but nevertheless the model which assigned one penalty
point for each abstract use of the stimulus performed better. In addition to this empirical evidence, it
is rational to treat any abstract response as inappropriate for an assessment of originality because it
is difficult to categorize abstract responses and even more difficult to relate them to functional
fixedness. Thus, whenever one is interested in using the test with a particular purpose to assess
originality, we recommend considering the inclusion of an additional sentence in the instructions
which encourages a test taker to avoid abstract drawings.
In answer to one of the research questions, we tested how reasonable it is to give a penalty
point for responses regardless of their originality if a drawing is not completed. In contrast to our
expectations, the model which assigned a penalty point for uncompleted (not elaborated) responses
showed the highest association with all other criteria, except with the Scale of Unconventionality
(Figure 3). These results would be hard to explain in the context of the assessment of originality
without the presence of the Scale of Unconventionality. As this scale is the only criterion which
shows lower correlations in comparison to the baseline model, we can hypothesize that additional
control over completion of the drawing makes this measure more related to an overall assessment of
creative potential and thus giving the penalty point for uncompleted stimulus in sense of criterion
2Cm is not recommended when originality is the focus of the investigation.
Our results give some evidence supporting the view that stereotypic responses to visual
stimuli differ across cultures (Kim, 2009) and hence a list of stereotypic responses should be
provided whenever the test is adapted to other cultures. It should be noted that this conclusion
would be the same if we had chosen another cut-off value (compare Table 1 and the list of
stereotypic responses in TCT-DP manual).
We expected that the measure of originality will show better psychometric properties if a
dichotomous approach (stereotypic / original) will be replaced by an approach employing several
categories corresponding to the degree of originality (e.g., if we use three categories and following
cut-off values: 2, 3 and 4, then an indivudal whose response to the particular stimulus is observed
less frequent than in 2% of all cases will have 3 points, but an indivudal whose response is observed
less frequent than 3% but more than 2% will have 2 points and so forth). The results showed that
better estimates of reliability could be obtained using the categorical approach while indicators of
97
convergent validity were similar or even worse in comparison to the dichotomous approach. Since
the approach using the categorical outcome is more complex and its superiority associates mainly
with minor improvement of reliability, we recommend the dichotomous approach as it was defined
in the baseline model with the 2% cut-off value.
The results of gender differences in originality were somewhat surprising to us because in a
recent study on the factor structure of the TCT-DP significant gender differences in favour of males
were found for the factor of unconventionality (Kālis, Vorobjovs, Roķe & Krūmiņa, 2015) and in
corresponding subscales in another study (He, Wong, Li & Xu, 2013). It seems that in general males
tend to show higher unconventionality but not originality. We also found significant age differences
in originality. Significant increase was observed till the age of 9th grade pupils, while difference
between 9th grade sample and undergraduate student sample was not significant. These results
illustrate that individuals till the age of 5th and 9th grade tend to react to visual stimuli in more
stereotypic way. Perhaps such finding is related to the process of maturation of personality, i.e., the
qualities influencing individual’s disposition to react originally are in the process of formation from
biopsychosocial perspective (Dacey & Lennon, 1998).
The study provides detailed information about the performance of the model for the
assessment of original responses to visual stimuli and also illustrates the way in which this model
could be employed as a measurement model using SEM. The proposed measurement model has
important characteristics for the use in further studies that focuses particularly on originality – it has
shown evidence of validity, high reliability and also structural and metric invariance across gender
and age groups.
We showed that originality is related to creative perception and unconventionality, but the
data did not allow testing how much variance could be explained by these two constructs
simultaneously. This is one of the issues that future studies could address. Another question that
requires a serious study to be answered is about how the results of this assessment are related to
original solutions in real-life activities.
Readers who are interested to use this approach, should bear in mind that in assessing
originality with the TCT-DP originality cannot be regarded as an ability but rather as one of the
components of creative potential which could be described as a readiness to respond originally to
the requirements of a situation. Such a definition emerges from the test instructions since these
instructions do not specifically invite the test taker to draw something creative or original. Instead
the test taker is introduced to the situation and invited to complete an uncompleted drawing thus
providing more freedom for manifestation of his or her personality. This is one of the strengths of
the test and perhaps the key why it has shown such good evidence of validity both with other
measures of creativity, including self-reports (Kālis, Vorobjovs, Roķe & Krūmiņa, 2015). We also
98
recommend to use both forms of the TCT-DP during the same assessment session because the value
of correlation between the two latent variables (r = .62) measuring the same construct could indicate
that much of the variance is dependent on the situation (e.g. due to warm-up).
One of the limitations of this study is related to the accuracy of the method used for
comparison of approaches. The differences between correlations were small and no statistical
testing was done in order to determine the significance of change. Nevertheless, we believe that the
conclusions drawn from this study are reliable because many units of information and arguments
were used to support the results. The results obtained with precise statistical testing in the last part
of the study confirmed the correctness of the conclusions made in the first part of the study.
Another limitation of this study relates to the possibility of comparing the results with those
of other studies. First, to our knowledge, no study has used the same or a similar measurement
model for the assessment of originality. Second, and of importance, is that originality as measured
by the TCT-DP is hardly comparable with originality measured by the Torrance Tests of Creative
Thinking (TTCT) and those which are similar to it. The TTCT measures originality as a certain
dimension of divergent thinking which is defined as an ability to produce original ideas (Guilford,
1959), whereas the TCT-DP measures originality as a disposition to react originally to demands of
the situation. In the case of the TCT-DP no time limit for completion of the task is stressed and no
direct instructions to be creative or original are given. Thus if one is interested to understand an
individual’s readiness to respond originally to real-life situations, the approach suggested in this
study seems more suitable.
Summing up all the results, the study highlights four important issues about scoring of
original responses to visual stimuli that perhaps could be generalized also to other similar
instruments: (a) stereotypic responses to visual stimuli differ across cultures; (b) selection of
stereotypic responses should be made using various age-groups simultaneously; (c) an abstract
response to stimuli should be treated as stereotypic (therefore we suggest to include an additional
instruction which says to avoid abstract drawings if originality is under investigation); (d) selection
of the most appropriate cut-off value is an important issue for identification of stereotypic responses
as it may influence validity and applicability of the measure (our results show that the selection of
an appropriate cut-off value is important to analyse not only for purposes of validity but also to
specify the difficulty of the task in a psychometric sense). In addition there are some issues
particularly related to the TCT-DP: (a) giving a penalty point regardless of originality for
uncompleted (unelaborated) drawings make this criterion (13Ucd) confounded with other aspects of
creative potential (this is not a problem in the case when the overall assessment of creative potential
is used by summing all criteria according to the manual); (b) the most appropriate cut-off value for
selection of stereotypic responses is 2%; (c) the list of stereotypic responses to stimuli of TCT-DP
99
in the Latvian culture differs from the original (see Table 1). Taking into account these issues we
developed a measure of originality that uses TCT-DP as the base and we found: (a) preference for
the dichotomous approach versus an approach using more categories for level of originality; (b) no
significant gender differences; (c) significant age differences; (d) applicability of the purposed
measure for profound studies as it has evidence of validity, good reliability and properties of
measurement invariance.
Acknowledgments
This work has been supported by the European Social Fund within the project
“Support for the implementation of doctoral studies at Daugavpils University, 2nd stage”
Agreement Nr. 2012/0004/1DP/1.1.2.1.2./11/IPIA/VIAA/011
References
Batey, M. (2007). A psychometric investigation of everyday creativity. Unpublished doctoral
dissertation. University College, London.
Bruner, J.S. (1957). On Perceptual Readiness. Psychological Review, 64 (2), 123 – 152.
Dacey, J. S. & Lennon, K. H. (1998). Understanding Creativity: the interplay of biological,
psychological, and social factors. San Francisco: Jossey-Bass.
Goff, K. & Torrance, E.P. (2002). Abbreviated Torrance Test for Adults Manual. Bensenville:
Guilford, J. P. (1956). The Structure of Intellect. Psychological Bulletin, 53 (4), 267-293.
Guilford, J. P. (1959). Thee Facets of Intellect. American Psychologist, 14, 469-479.
He, W., Wong, W., Li, Y. & Xu, H. (2013). A study of the greater male variability hypothesis in
creative thinking in Mainland China: Male superiority exists. Personality and Individual
Differences, 55, 882-886.
Hocevar, D. (1979). Ideational fluency as a confounding factor in the measurement of originality.
Journal of Educational Psychology, 71, 191–196.
Hu, L. & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis:
Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6, 1–55.
100
Kālis, E & Vorobjovs, A. (2015). Creative Perception Test (CPT): Construction and Validity.
Manuscript in preparation.
Kālis, E. & Perepjolkina, V. (2013, November). Development of a Latvian Version of the Remote
Associations test. Presented at the 17th International Creativity Conference: Creativity and
Innovation in Education.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2013, July). Assessment of Creative Potential: Construction of
Questionnaire under the Assumption of General Factor. Poster presented at the 12th European
Conference on Psychological Assessment, San Sebastian, Spain. (Available on ResearchGate).
Kālis, E., Roķe, L. and Krūmiņa, I. (2014). Investigation of Psychometric Properties of the Test for
Creative Thinking—Drawing Production: Evidence from Study in Latvia. The Journal of
Creative Behavior. doi: 10.1002/jocb.68.
Kālis, E., Roķe, L., & Krūmiņa, I. (2013). Indicators of creative Potential in drawings: Proposing
new criteria for assessment of creative potential with the Test for Creative Thinking – Drawing
Production. Baltic Journal of Psychology, 14 (1, 2), 22-37.
Kālis, E., Vorobjovs, A., Roķe, L. and Krūmiņa, I. (2015). Test for Creative Thinking – Drawing
Production: factor structure, construct validity and measurement models. European Journal of
Psychological Assessment. Manuscript submitted for publication.
Kastanakis, M.N. & Voyer, B.G. (2014). The effect of culture on perception and cognition: A
conceptual framework. Journal of Business Research, 67, 425-433.
Kaufman, J. C., Plucker, J. A. & Baer, J. (2008). Essentials of Creativity Assessment. Hoboken,
New Jersey: John Wiley & Sons.
Kaufman, J.C. (2012). Counting the Muses: Development of the Kaufman Domains of Creativity
Scale (K-DOCS). Psychology of Aesthetics, Creativity, and the Arts, 6 (4), 298-308.
Kim K. H. (2009). Originality. In B. Kerr (Ed.), Encyclopaedia of Giftedness, Creativity, and
Talent. (Vol. 2, pp. 659-660), London: Sage.
Kim, K. H. (2008). Commentary: The Torrance Tests of Creative Thinking Already Overcome
Many of the Perceived Weaknesses That Silvia et al.’s (2008) Methods Are Intended to
Correct, Psychology of Aesthetics, Creativity, and the Arts, 2 (2), 97-99.
DOI: 10.1016/j.lindif.2010.02.006.
Lubart, T., Zenasni, F. & Barbot, B. (2013). Creative Potential and its Measurement. International
Journal for Talent Development and Creativity, 1 (2), 41 – 50.
Mednick, S. A. (1968). The Remote Associates Test. The Journal of Creative Behavior, 2, 213–
214.
101
Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998-2012). Mplus User's Guide. Seventh Edition. Los Angeles,
CA: Muthén & Muthén.
Plucker, J., Runco, M., & Lim, W. (2006). Predicting ideational behavior from divergent thinking
and discretionary time on task. Creativity Research Journal, 18, 55—63.
Plucker, J.A., Beghetto, R.A. and Dow, G.T. (2004). Why isn’t creativity more important to
educational psychologists? Potentials, pitfalls, and future directions in creativity research.
Educational Psychologist, 39, 83–96.
R Core Team (2014). R: A language and environment for statistical computing. R Foundation for
Statistical Computing, Vienna, Austria. URL http://www.R-project.org/.
Rhodes, M. (1961). An analysis of creativity. Phi Delta Kappan, 42, 305-311.
Runco, M. A. (2004). Everyone Has Creative Potential. In R.J. Stenberg, E.L. Grigorenko & J.L.
Singer (Ed.), Creativity, From Potential to Realization. (pp. 21-31) Washington, DC: American
Psychological Association.
Runco, M. A. (2007). Creativity, Theories and Themes: Research, Development, and Practice.
London: Elsevier Academic Press.
Runco, M. A. (2009). Creativity, Definition. In B. Kerr (Ed.), Encyclopaedia of Giftedness,
Creativity, and Talent. (Vol. 1, pp. 200-202), London: Sage.
Runco, M. A., Okuda, S. M. (1991). The Instructional Enhancement of the Flexibility and
Originality Scores of Divergent Thinking Tests. Applied Cognitive Psychology, 5, 435-441.
Runco, M.A. (1999). Divergent Thinking. In M. A. Runco & S.R. Pritzker (Ed.), Encyclopedia of
Creativity. (Vol. 2, pp. 297-304), London: Academic Press.
Segall, M. H., Campbell, D. T., & Herskovits, M. J. (1963). Cultural differences in the perception
of geometric illusions. Science, 139 (3556), 769–771.
reliability and validity of new subjective scoring methods. Psychology of Aesthetics, Creativity,
and the Arts, 2, 68-85.
Sternberg, R. J., & Lubart, T. I. (1999). The concept of creativity: Prospects and paradigms.
Handbook of creativity. In R. J. Sternberg (Ed.) New York: Cambridge University Press.
Stokes, P.D. (1999). Novelty. In M. A. Runco & S.R. Pritzker (Ed.), Encyclopedia of Creativity,
(Vol. 2, pp. 297-304). London: Academic Press.
Stone, L.L., Otten, R., Ringlever, L., Hiemstra, M., Engels, R.C.M.E., Vermulst, A.A. & Janssens,
J.M.A.M. (2013). The Parent Version of the Strengths and Difficluties Questionnaire. Omega
102
as an Alternative to Alpha and a Test for Measurement Invariance. European Journal of
Psychological Assessment, 29, 44-50.
Togrol, A.Y. (2012). Studies of the Turkish form of the Test for Creative Thinking-Drawing
Production. Creative Education, 3 (8), 1326-1331.
Torrance, E.P. (2007). Torrance tests of creative thinking. Manual. Bensenville, IL: Scholastic
Testing Service.
Urban, K.,K. & Jellen, H.G. (2010). Test for Creative Thinking – Drawing production (TCT-DP).
Urban, K.K. (2004). Assessing Creativity: The Test for Creative Thinking - Drawing Production
(TCT-DP) The Concept, Application, Evaluation, and International Studies. Psychology
Science, 46 (3), 387-397.
Williams, F. (1980). Creativity Assessment Packet. Buffalo, NY: DOK Publishers.
Yu, C. Y. (2002). Evaluating cutoff criteria of model fit indices for latent variable models with
binary and continuous outcomes. Unpublished doctoral dissertation, University of California,
Los Angeles. Retrieved December 6, 2012, from
http://www.statmodel.com/download/Yudissertation.pdf.
103
3.4. Raksts (IV)
Raksts apkopo pētījumu rezultātus, kas risina TRD-AV faktoru struktūras, konstrukta
validitātes un mērījuma modeļu problemātiku. Rakstā I tika parādīts, ka TRD-AV kopējās balles
mērījuma modeļi ir atbilstoši plašas pielietošanas prasībām. Tomēr šī pieeja paredz dažus būtiskus
trūkumus: (1) ja lieto tikai vienu testa formu, tad jāpiesaista vairāki vērtētāji, kas reprezentē latentā
mainīgā indikatorus; (2) lietojot vienu testa formu ar vairākiem vērtētājiem, tiek atdalīta tikai
vērtētāju saistītā kļūda, nevis testa mērījuma kļūda; (3) lietojot abas testa formas ar vairākiem
vērtētājiem, ir iespējams atdalīt vērtētāju kļūdu un daļēji mērījuma kļūdu (teorētiski divreiz
pielietojot ekvivalentu testu, ir iespējams atdalīt mērījuma kļūdas variāciju no īstās variācijas, bet šī
testa gadījumā testa balle sastāv no visu indikatoru īsto un kļūdu variāciju summas, tādējādi pastāv
risks, ka atdalītā „īstā variācija”, lietojot abas formas, sevī satur arī kopēju kļūdas variāciju). Šos
trūkumus iespējams novērst, ja radošu potenciālu mēra nevis ar testu, bet ar testa kritērijiem. Taču,
lai izstrādātu mērījuma modeli, kas balstās uz testa kritērijiem, jābūt skaidrai testa struktūrai. Ir
pieejami vairāki pētījumi par TRD-AV faktoru struktūru, bet, kā jau minēts Rakstā I, šo pētījumu
rezultāti uzskatāmi par nederīgiem, jo netika pievērsta uzmanība svarīgam rezultātu ietekmējošam
apstāklim, proti, testa kritēriju savstarpējai mākslīgai mijsakarībai, kas izriet no kritēriju vērtēšanas
vadlīnijām. Tādējādi šī raksta mērķis ir noskaidrot TRD-AV faktoru struktūru, ņemot vērā kritēriju
savstarpējās mākslīgās mijsakarības, un uz rezultātu pamata izstrādāt kritēriju orientētu mērījuma
modeli.
Mērķa sasniegšanai tika izveidotas četras dažāda vecuma, proporcionālas pēc lieluma un
dzimuma izlases, kopā veidojot 1200 novērojumus, un tika pielietotas vairākas pieejas struktūras
izpētē un verifikācijā, kā arī izmantoti trīs dažādi konverģentās validitātes mērījumi konstrukta
pamatošanai.
TRD-AV struktūra tika pētīta vienlaicīgi ar trīs dažādiem kritēriju komplektiem: (a) kritēriji
vērtēti atbilstoši oriģinālajai testa rokasgrāmatai, (b) kritēriji vērtēti atbilstoši oriģinālajai testa
rokasgrāmatai, bet kritēriji 9Hu un 11Uc sadalīti apakš-kritērijos, (c) papildus oriģinālajiem un
sadalītajiem apakš-kritērijiem komplektā tika iekļauti 10 jaunierosinātie kritēriji (Raksts II).
Rezultāti parādīja, ka visu trīs kritēriju komplektu gadījumos, struktūra ar nelielām atkāpēm
ir ļoti līdzīga. Vienīgi četru faktoru risinājuma gadījumā (c) kritēriju komplektam veidojās jauns
faktors, kas netika novērots citos kritēriju komplektos. Neskatoties uz šīm nelielām atšķirībām,
visos kritēriju komplektos tika novēroti vairāk argumentu par labu viena faktora risinājumam TRDAV kritēriju struktūras izskaidrošanai. Šie rezultāti pavēra iespēju izstrādāt mērījuma modeli, lietot
testa kritērijus. Diemžēl mērījuma modelis, izmantojot atsevišķus kritērijus, neuzrāda pietiekami
labu modeļa piemērotību, tādēļ tika izveidoti mērījuma modeļi, kas izmanto TRD-AV kritēriju
104
grupas. Kritēriju grupu lietošana atsevišķu kritēriju vietā sniedz vairākus būtiskus ieguvumus: (1)
mērījuma modelis ir vienkāršs – tas satur tikai četrus indikatorus, (2) mērījuma modelis uzrāda labu
modeļa piemērotību, (3) iegūtais mērījums asociējas ar labu konverģento validitāti, (4) mērījuma
modelis ir stabils dažādās izlasēs gan attiecībā uz struktūru, gan metriku. Modeļa veikums atkarībā
no kritēriju komplekta ir vislabākais gadījumā, kad papildus oriģinālajiem testa kritērijiem tiek
lietoti arī jaunie kritēriji (c). Turklāt, kā jau tika prognozēts Rakstā II, lielākā izlasē vairāki
problemātiskie kritēriji (tai skaitā 92Em un 111Sy) uzrādīja labāku konverģento validitāti.
Lietojot šo mērījuma modeli, tika atklāts, ka sievietēm Latvijas dažāda vecuma izlasēs ir
nedaudz, bet statistiski nozīmīgi izteiktāks radošs potenciāls salīdzinājumā ar vīriešiem. Tāpat tika
atklāts, ka radoša potenciāla vispārējais novērtējums izteikti korelē ar radoša potenciāla kognitīvo
komponenti (r = 0.81), ja tiek atdalīta testa mērījuma kļūda un situācijas mērījuma kļūda no īstās
variācijas.
Rakstā vēl tika izvērsta diskusija par divu un viena faktora risinājumu TRD-AV kritēriju
izskaidrošanai. Tika norādīts, ka, neņemot vērā noteiktus apstākļus, varētu nonākt pie secinājuma
par labu divu faktoru struktūrai. Šādā gadījumā TRD-AV struktūru un radošu potenciālu, kas tiek
novērtēts, izmantojot testa kritērijus, varētu raksturot ar diviem faktoriem – tēmas radīšana un
nekonvencionalitāte/oriģinalitāte. Tomēr no teorētiskā skatupunkta šādu risinājumu būtu grūtāk
pamatot vispārēja radoša potenciāla kontekstā, jo augsti rezultāti vienā un zemi rezultāti otrā
faktorā, neliecinātu par radošu personību.
Tā kā pētījuma rezultāti norāda uz TRD-AV viena faktora struktūru, tad var teikt, ka šis
pētījums empīriski apstiprina pamatojumu skaitīt TRD-AV kritērijus vienā summārā rezultātā, kas
uzskatāms par vispārēju radoša potenciāla novērtējumu.
105
Test for Creative Thinking – Drawing Production: factor structure, construct validity and
measurement models
Emīls Kālis
State Probation Service of Latvia
Aleksejs Vorobjovs
Līga Roķe-Reimate
Scientific Research Institute of Pedagogy and Psychology, Riga Teacher and Educational
Management Academy
Indra Krūmiņa
State Probation Service of Latvia
Abstract
The Test for Creative Thinking – Drawing Production (TCT-DP) becomes more
preferred among researchers to measure general creative potential since recent studies
outline its good performance in many aspects. However, the question about valid
factor structure of TCT-DP still does not have unambiguous answer. The main reason
to question the results of previous studies on factor structure is that they did not
account for artificial inter-dependencies between criteria. Therefore this study
employed strategies to diminish inter-dependencies of criteria, using four different
age samples (n=1200) from Latvia, and different methods to explore a valid factor
structure. Results suggest that one factor structure is the most appropriate for TCTDP, but two factor structure could also be considered in studies with specific
purposes. The study uncovers not only structural validity but gives evidence also of
convergent validity of the test, and offers realistic measurement models holding
measurement invariance for groups and both forms of the test. In contrast to previous
studies, our study found stable but slight gender differences in favour of females. In a
two factor model females showed higher results in the factor of “making a theme”,
while males indicated better performance in the factor of “unconventionality”. Our
results confirm rationale to use the total score of TCT-DP as an overall assessment of
creative potential.
Keywords: creative potential, factor analysis, latent profile analysis, reliability,
measurement model.
107
Test for Creative Thinking – Drawing Production: factor structure, construct validity
and measurement models.
Introduction
In our days interest about creativity supremely grows along with accelerated
evolution of technologies. A number of research devoted to investigation of many
aspects of creativity also increase producing exhaustive theories on creativity and
creative potential (Glăveanu, 2013; Csikszentmihalyi, 1996; Sternberg & Lubart,
1995; Amabile, 1983a; see Kozbelt, 2011 for detailed review). However, an
integrative assessment of creative potential seems neglected as many studies still
make conclusions about creativity based on the assessment of only some dimension
of creative potential (e.g., Tadmor, Chao, Hong & Polzer, 2013; Ye, Ngan & Hui,
2013; Chirila & Feldman, 2012) or try to solve the problem employing many
different measures of creative potential (e.g., Jauk, Benedek & Neubauer, 2014;
Nusbaum & Silvia, 2011). The use of many measures of creative potential also may
endanger the validity of final measure if relationships between used measures are
unknown in regard to overall creative potential. For example, if we use three
measures of creative potential – divergent thinking, ability to make remote
associations and ability to solve insight problems, it is very likely that the content of
latent variable will mostly be determined by latter two measures as they measure the
convergent aspect of creativity in contrast to the former (Lee & Therriault, 2013).
Although assessment of entire creative potential may seem unrealistic in applied
research, an instrument that includes assessment of the most important components of
creative potential is possible. Such instrument was elaborated by Urban and Jellen
who developed the Test for Creative Thinking – Drawing production (TCT-DP)
according to the five component model of creativity (Urban & Jellen, 2010). In
contrast to many other instruments, administration of the test does not include direct
instruction for test taker to be creative and does not put any restrictions including
time limit thus being consistent with substantial works of Amabile (1983b, 1996) on
role of motivation and engagement in creative process. Such administration helps to
simulate real-life situation where an individual encounters a task where its
accomplishment is dependent on personality and abilities. Thus TCT-DP is not
limited to measuring only creative abilities, but it captures also motivation,
perception, creative behaviour, originality and, at the same time, performance or
108
creative product. Limitation of this approach is related to overly degree of freedom of
situation, but the use of the second form of the test might to diminish its impact.
TCT-DP has shown good evidence of validity and reliability across many
countries (Togrol, 2012; Karwowski, 2008; Rudowicz, 2004; Urban, 2004; Chae,
2003) but valid factor structure of test seems still uncovered (Kālis, Roķe & Krūmiņa,
2014) thus hindering the development of accurate measurement models for profound
studies. Several endeavours were made to clarify the factor structure of TCT-DP by
test authors (Urban & Jellen, 2010) and others (Lubart, Pacteau, Jacquet & Caroff,
2010; Dollinger, Urban & James, 2004; Rudowicz, 2004), but the results are
inconsistent and none of these studies includes detailed information about alternative
structures. In addition, Kālis, Roķe, and Krūmiņa (2014) have pointed to the problem
of interdependencies between criteria of TCT-DP which is detrimental to any effort of
factor analysis if not taken into account. They showed that in factor analysis made by
Lubart et al. (2010) and Dollinger et al. (2004) the content of obtained factors is
artificial because criteria 1Cn, 2Cm and 6Bfd are heavily dependent on each other.
Thus the purpose of the current study is to find a valid factor structure of the TCT-DP.
Method
Participants
Data from 1835 respondents who represented groups of four educational
levels were used in this study. The first three groups represented data collected for
norm studies of TCT-DP – 463 (47% females) respondents in preschool sample, 308
respondents (51% females) in 5th grade sample, and 383 respondents (54% females)
in 9th grade sample. The fourth sample consisting of 681 (72% females) respondents
represented data collected from university students with a purpose to validate TCTDP and other instruments of creativity assessment. For the analysis of factor structure
a random sample was made equally representing groups of educational level and
gender. Each group of specific educational level consisted of 300 respondents (50%
females), thus the total sample was 1200 respondents. The same sample was used for
confirmatory factor analysis and for testing hypothesis in structural equation
modelling (SEM) framework. After the development of measurement models all
available data (n=1835) were used to calculate factor scores for every individual
according to proposed models. Obtained factor scores were used to compare their
correlations with criteria of validity across proposed factor models.
109
Measures
Test for Creative Thinking – Drawing Production (TCT-DP).
TCT-DP is an instrument intended to measure creative potential with drawing
task applicable for broad range of age and different cultures (Urban & Jellen, 2010).
Test stimulus consists of six figural fragments and a big square frame which is also
an important element of the instrument. The subjects are asked to complete the
uncompleted drawing begun by somebody else but not finished, in whatever way they
wish. 14 criteria are applied to this drawing in order to assess overall creative
potential: Continuations – the number of given stimuli that are used (1Cn),
Completions – the number of stimuli additionally elaborated (2Cm), new elements –
the number of new elements integrated into the theme (3Ne), Connections made with
lines – the number of connections made between units (4Cl), Connections made that
contribute to theme (5Cth), Boundary-breaking being fragment dependent – the use
of stimulus placed out of the frame (6Bfd), Boundary-breaking being fragment
independent – placing a drawing or part of it outside the given frame (7Bfi),
Perspective – the number of signs of perspective used (8Pe), Humour, affectivity/
emotionality/ expressiveness of the drawing (9Hu), Unconventionality A – any
unconventional manipulation with a single element (e.g., rotation) or whole testing
sheet (10Ua), Unconventionality B – symbolic, abstract or fictional elements or
themes (11Ub), Unconventionality C – use of symbolic means like symbols, signs,
cartoon-like elements, etc. (12Uc), Unconventionality D – non-stereotypic use of
stimuli (13Ud), Speed – reward for the fast performance if the sum of obtained points
for the rest of criteria is greater than 25 (14Sp).
Data from preschool, 5th grade, 9th grade and student samples were evaluated by one
judge who showed very high agreement with evaluations made by other two judges in
preschool, 9th grade and student samples. It was found that inter-rater reliability is
high not only for total score of TCT-DP but also for every criterion the test uses
(Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014; 2013).
In order to minimize inter-dependencies of criteria (see introduction) in the current
study, we used following strategies: (1) we excluded criterion 1Cn from the analysis
because it represented the number of used stimuli and was automatically related to
criteria 2Cm, 4Cl, 5CTh, 6Bfd and 13Ud; (2) whenever six points were observed for
criterion 2Cm, they were replaced with five points thus diminishing relatedness of
110
this criterion to criterion 6Bfd; (3) we excluded criterion 14Sp from analysis because,
on the one hand, it heavily depended on the total score of TCT-DP, and on the other
hand, it indicated significant negative correlation with the total score when used
without the influence of the total score (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014).
Three sets of variables were used in the current study. The first set of variables
represented information obtained adhering to the test manual (Urban & Jellen, 2010)
and using following criteria: 2Cm, 3Ne, 4Cl, 5Cth, 6Bfd, 7Bfi, 8Pe, 9Hu, 10Ua,
11Ub, 12Uc, 13Ud. The second set illustrated some shift from original instruction
dividing two of criteria into three sub-criteria because instruction for evaluation of
these criteria suggests to evaluate three different aspects simultaneously – humour,
emotions and expressiveness in criterion 9Hu, and symbolism, surrealism and fiction
in criterion 11Ub. Previous study has shown that facets included in these criteria are
fairly different and dividing them in sub-criteria increases inter-raters’ reliability
(Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014; 2013). Therefore, in the second set original criteria
9Hu and 11Ub were replaced with subcriteria 91Hu (humor), 92Em (emotions), 93Ex
(expressiveness) and 111Sy (symbolism), 112Su (surrealism), 113Fa (fiction). The
third set of variables included the same sub-divided criteria as the second set but in
addition to them 10 new criteria were included proposed by Kālis, Roķe and Krūmiņa
(2013): synthesis of stimuli in one complete gestalt (N1Sy), an image interrupted by
the border (N2Im), manipulation with the frame – the frame is used as stimulus
(N3Ma), abstractness of the title (N4Ab), agglutination – creation of being or object
with attributes that do not exist in reality (N5Ag), realistic effects – elaboration of
elements or theme with realistic effects (N6Re), richness of imagination (N7Ri),
exaggeration – representation of objects and images in exaggerated manner, e.g., size,
intensity, proportions etc. (N8Ex), illustration of movement (N9Mo), personification –
the attribution of human nature or character to animals, inanimate objects or abstract
notions (N10Pe).
Creative Perception Test.
Creative Perception Test (CPT) is recently developed instrument intended to measure
cognitive component of creative potential, namely, flexibility in perception (Kālis &
Vorobjovs, 2015). CPT uses a drawing consisting of many chaotic lines that hide
shapes of meaningful objects overlapping each other. The test taker is asked to find as
many objects as possible and write them down in 5 minutes. CPT has already shown
some evidence of validity – it was related to the ability to produce remote
111
associations formulated by Mednick (1968) (r = .57, p < .01) (Kālis & Perepjolkina,
2013).
Kaufman Domains of Creativity Scale.
Kaufman Domains of Creativity Scale (K-DOCS) is a self-report questionnaire
consisting of 50 items measuring individual’s creativity level in five different
domains – Self/Everyday, Scholarly, Performance, Mechanical/ Scientific, and
Artistic (Kaufman, 2012). Latvian version of K-DOCS (Roķe & Kālis, 2013) showed
high reliability and similar to original sample for all scales (ω > .80).
Biographical Inventory of Creative Behaviours
Biographical Inventory of Creative Behaviours (BICB) is a 34 item questionnaire
constructed to measure individual’s everyday creative activities (Batey, 2007).
Respondents are asked to mark creative activities that they had been involved during
the period of the past 12 months. BICB was adapted in Latvia by Kālis and Roķe
(2013), and reliability in Latvian sample was even higher than in the original sample
(α = .78).
Procedure
Data collection
TCT-DP was administrated in class groups as the first method. In the samples
of 5th grade and 9th grade both forms of TCT-DP were administrated one after another
according to instruction. In preschool sample, a short break between both forms was
provided where children were engaged in a game proposed by testers in order to
ensure their physical and emotional comfort. In student sample only form A was
administrated; other instruments were administrated after they completed TCT-DP.
Creative Perception Test (n=101) was administrated in 5th grade sample. K-DOCS
(n=156) and BICB (n=196) were administrated in student sample.
Data analysis
Exploratory factor analysis was done in R (R Core Team, 2014) using “psych”
(Revelle, 2014) and “random.polychor.pa” (Presaghi & Desimoni, 2013) packages
while the investigation of content of explored factors, confirmatory factor analysis,
development of measurement models, testing of consequential hypothesis and latent
profile analysis was done with Mplus Version 7 (Muthén & Muthén, 2012).
112
Results
Exploratory factor analysis
Number of factors
Results from TCT-DP form A were used for exploratory factor analysis to
determine the number and content of empirically derived factors. Two criteria were
used to identify the number of factors using polychoric correlation matrices: Very
Simple Structure (VSS) criterion (Revelle & Rocklin, 1979) and improved version of
Velicer MAP criterion (Velicer, 1976) – Velicer MAP 4th power criterion (Velicer,
Eaton & Fava, 2000).
For the first set of variables (original indicators) VSS and Velicer MAP 4th
power criteria tests suggest that one factor solution is the most appropriate. The
second set of variables (with some of original indicators subdivided) could be
explained by one factor (results from VSS) or by three factors as Velicer MAP 4th
power criterion indicates. VSS for the third set of variables (with ten new indicators
included additionally to the second set of variables) indicated one factor structure
while Velicer MAP 4th power criterion indicated four factors.
The content of factors
Before drawing the conclusion about the correct number of factors we
explored content of one to four factor solutions for each set of variables (see Table A1
– Table A3). For the first set of variables one factor solution provided statistically
significant loadings for all indicators except for the criterion 10Ua. Two factor
solution clearly distinguished criteria that measured creation and development of
theme (8Pe, 9Hu, 5Cth, 2Cm, 3Ne, 4Cl) and criteria that were related to thinking out
of box/ unconventionality (7Bfi, 11Ub, 6Bfd, 13Ud, 12Uc, 10Ua). In three factor
solution the first factor generally remained the same, but the second and the third
factor were both related to unconventional behaviour. The third factor seems to
account more specifically for the behaviour related to going out of the box and using
the means that are not directly accessible (6Bfd, 7Bfi, 12Uc), while the second factor
is related to unconventional perception and expression (11Ub, 13Ud, 10Ua). The four
factor solution in regard to the content of factors was very similar to the three factor
solution except that fourth factor was extracted almost solely on the basis of criterion
3Ne. We categorized this solution as useless in the context of assessment of creative
potential because criterion 3Ne loses its value of creative indicator without the
113
context of creation of theme.
For the second set of variables the one factor solution also ensured high factor
loadings almost for all criteria, still retaining the problem with criterion 10Ua.
Moreover, all sub-divided criteria had accordingly high factor loadings. The two
factor model was almost similar to the two factor model of original criteria (the first
set of variables) with some significant nuances – the part of sub-divided criteria
convincingly loaded on the first factor (93Ex, 111Sy), while another part loaded on
the second factor (91Hu, 92Em, 112Su, 113Fa), and criterion 7Bfi loaded similarly on
both factors. The second factor seems to be more saturated with indicators of
unconventional perception and expressiveness (91Hu, 112Su, 113Fa, 13Ud, 92Em,
7Bfi, 12Uc, 10Ua, 6Bfd), rather than indicators related to going out of box that had
comparatively lower loadings. Thus the two factor solution seems to account less for
this aspect of creative potential. Content related to going out of box emerged anew as
a separate factor in three factor solution. The four factor solution leaded again to the
similar new factor as previously doubtfully related to creative potential without the
context of creation of theme.
One factor solution for the third set of variables showed results similar to the
previous two sets, but this time criteria related to unconventionality had higher factor
loadings compared to one factor solution of the first set of variables. All new criteria
had high factor loadings, too, while criterion 10Ua still had critically low loading.
Two factor solution again extracted a factor that was related to creation and
elaboration of theme and a factor that accounted for unconventional perception and
expression. In three factor solution, the first factor remained similar as in two factor
solution, the second factor captured criteria related to unconventional perception and
expression, while the third factor accounted for going out of box and using means
that are not simply accessible. A drawback of this solution is that criteria 6Bfd and
7Bfi had relatively low factor loadings and many indicators had high cross-loadings
for the second and the third factor. Thus, four factor solution provided better model fit
and lesser high cross-loadings comparing to three factor model. The first factor
remained the same as in first three solutions, the second factor seemed to account for
unconventionality (N1, N3, 112Su, 13Ud), the third factor represented going out of
the box while the fourth factor captured criteria related to the pronounced expression
of imagination (N5Agg, 113Fa, N10Pers, N7Rich, 92Em, 91Hu, 10Ua).
114
Confirmatory factor analysis
Measurement factor models were specified according to results of EFA (see bolded
loadings in Tables A1 – A3) without correlated residuals. For the first and the second
set of variables one to three factor models were tested, but for the third set of
indicators one to four factor models were compared. In all sets of variables, models
with more factors showed significantly better model fit according to chi square test
(see Table A4). When focusing on alternative model fit measures (i.e., RMSEA, CFI
and TLI) one can conclude that for the first set of variables two and three factor
models showed relatively low improvement of model fit thus confirming results from
EFA in favour of one factor solution. In the second set of variables, two factor model
had much better fit than one factor model as RMSEA, CFI and TLI on average
increased per .02. The lesser increase of model fit occurred when comparing two and
three factor models. Accordingly it could be that the two factor model is more
appropriate in line with fact that criteria 6Bfd and 7Bfi had much higher factor
loadings in CFA framework, .39 and .58 respectively, than in EFA (see Table A2). For
the third set of variables a similar picture emerged – there was a great model fit
improvement for two factor model and lower for other two. However, when
comparing increase of model fit from two to three and from three to four factor
models, the latter showed better improvement.
Performance of proposed factor models
Before drawing conclusions about the valid number of factors, we explored the
validity demonstrated by these measurement models in regard to other measures of
creativity and gender differences. In order to do this, we prepared one factor
measurement models representing each sub-factor. This strategy improves model fit,
reveals the content of specific factor better, and is more suitable for further analysis.
So each specified measurement model representing separate factor, was used to
estimate correlations between proposed facet of creative potential and other measures
of creativity (see Table A5). The results show the problems related to not positive
definite latent variable covariance matrix occurred in two and three factor models for
the first set of variables, and in three factor model for the second set of variables.
Investigation of correlations with other measures of creativity showed that for all
three sets of variables, the content of the first factor in general remained the same
regardless of number of factors extracted. We also see that construct measured by
115
Biographical Inventory of Creative Behaviour (BICB) positively correlates with all
factors except the factor of going out of the box and using the means that are not
simple accessible. Creative Perception Test (CPT) also had positive correlation with
almost all factors. When the factor of unconventionality was refined up in two and
more factor solution, it lost its relatedness to CPT. Investigation of correlations with
dimensions of Kaufman Domains of Creativity Scale (K-DOCS) and proposed factors
revealed more complex view. We found positive correlations between domain of arts
and each of test factors. For other dimensions of K-DOCS we found positive
correlations depending more on specific content of factors, for example, technical
creativity correlated only with the factor of unconventionality. In general, factor of
unconventionality seems to have better evidence of convergent validity if not taking
into account its relationships with the measure of CPT. In this respect general factor
(one factor solution) performs better. Comparing the performance of factor models in
all three sets of variables we see that the third set of variables in general provides
better results.
Another way to look at the proposed models is to investigate gender differences when
measurement invariance across groups is set. The general factor and the factor of
creation of theme in every subset of variables indicated higher results for females
(Table A6). Contrary, the factor of unconventionality indicated higher results for
males. There were no significant gender differences in the factor of going out of the
box and in the factor of pronounced expression of imagination.
Latent profile analysis
As the four factor solution of the third set of variables had similar but more reliable
information comparing to the three factor solution of the first and the second set of
variables, we used it for latent profile analysis. Four variables representing
corresponding factor scores were used to identify the best number of latent classes.
Results suggest that till four class solution there is an increase for model fit and also
for entropy (see Table A7) meaning that four classes could be enough to explain the
data. Latent classes in two, three and four class solution illustrated simple patterns –
the first class had the lowest means in all four variables, while the second class had
the second lowest means and so on. Through two to four class solutions, the factor of
going out of box was the weakest and the factor of pronounced expression of
imagination was the strongest in ability to differentiate latent classes. Profiles of four
116
latent classes (see Figure A1) show that if we use more than one factor, we have
latent groups related to overall creative potential (higher results in one factor means
higher results in the rest of factors). This finding supports hypothesis that one factor
structure of TCT-DP is valid. Deeper look at five latent class solution outlines more
complex pattern where the main difference lies in different results of creative and
non-creative groups in factor of going out of box.
Development of realistic measurement models
Summing up all the information from data analysis we found more arguments in
favour of one factor model of TCT-DP: (a) evidence from analysis of number of
factors, i.e., results of VSS, (b) almost all criteria of the test have sufficiently high
factor loadings in one factor model, (c) one factor solution gives better evidence of
convergent validity as it correlates with more different kind of measures of creative
potential, (d) one factor solution gives similar results in every sample of various
education level in contrast to more factor solution (e.g., two factor structure seems
suitable for university students while in other samples the content of those factors
changes dramatically), (e) findings from latent profile analysis also supports one
factor solution. So we decided to develop a realistic measurement models for applied
research. In the current and previous studies we observed that with small or specific
samples one can obtain results different from EFA or encounter problems with
estimation of the model due to insufficient variation of some indicators of creative
potential (TCT-DP). Therefore four parcels of indicators (for the content see note
under the Table A8) were created based on the results of analysis of the best
combinations in regard to model fit in various subsamples, reliability, and validity.
Results showed that these measurement models tended to indicate even higher
correlations with TCT-DP criteria (Table A9) still having good model fit even when
measurement invariance was set across gender and age groups (Table A8).
Discussion
Different approaches for validation of factor structure of TCT-DP were
employed in the study with three sets of criteria (original criteria described in the
manual of TCT-DP, modified original criteria, and new criteria added to modified
criteria): strategy to decrease artificial interdependencies between criteria of the test,
Very Simple Structure and Velicer MAP 4th power criteria to determinate the number
117
of factors, exploratory factor analysis to understand meaning and meaningfulness of
factors, confirmatory factor analysis to compare model fit of proposed factor
solutions, estimation of correlations with other related constructs to judge about
validity, latent profile analysis to find additional evidence in favour of one factor
solution and factor structure stability across different age samples. Finally we
concluded that one factor structure was the most appropriate supporting the view of
the test authors of the test that indicators of TCT-DP measure overall creative
potential. At the same time, the study highlights some interesting facts that readers
should take into account. The conclusion in favour of one factor structure over two
factor structure was made relying on information stemming from specific methods
and criteria. Nevertheless, when we consider two factor solution, we obtain two
different contents – creation of theme and unconventionality. Along with empirical
evidence provided in this study, also theoretically unconventionality without
meaningfulness (creation of theme) loses its relatedness to creativity and vice versa.
Thus the study suggests to not rely on unconventionality or originality as the only
measures of creative potential. Another interesting fact regarding two factor structure
of TCT-DP is related to gender differences. If we use one factor measurement model,
females convincingly outperform males, but if we use two factors – creation of theme
and unconventionality, females are better in former but males - in latter. Possibly this
finding could shed some light on pile of contradictory findings on gender differences
in creativity (Baer & Kaufman, 2008) if they are reconsidered taking into account the
content of measure. Regardless of our conclusions, we believe that two factor
structure also is valuable for future studies (e.g., to test theories), although our efforts
trying to develop good fitting and content-similar two factor measurement model in
all age samples with or without parcels (two factor model seems more valid in student
sample) were unsuccessful. Higher results for females in general factor is inconsistent
with previous findings (Togrol, 2012; He & Wong, 2011; Urban & Jellen, 2010;
Rudowicz, 2004). The discrepancy could be explained by culture differences or
method, i.e., in contrast to previous studies, in this study measurement invariance
across gender was hold for comparison of means. We encourage validation studies in
other cultures applying the same methodology.
This study shows that valid factor structure of TCT-DP can be identified if
strategies for diminishing interdependencies between criteria are applied. As a
consequence, some loss of information (criteria 1Cn, 14Sp were excluded and 2Cm
118
slightly modified) occurred, but we believe that it did not impact conclusions. For
example, criterion 1Cn was excluded from analysis, but if we penetrate in the content,
we see that this criterion is directly related to the factor of creation of theme in two,
three or four factor solution – so it is very unlikely to obtain completely different
results if this criterion was used.
As one factor structure of TCT-DP is valid, it gives foundation for deriving
the total score of TCT-DP. However, one factor measurement model does not provide
acceptable model fit without specified correlated residuals and is unstable in small or
specific samples thus hindering the use of it for research designs within SEM. There
are at least three remedies that we propose to avoid these problems: (a) to use the
total scores of both test forms as indicators of latent variable, (b) to use evaluations
done by several judges (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014) as indicators, or (c) to use
parcels. The latter approach was demonstrated in this study and showed good results
in regard to convergent validity, reliability and model applicability. If possible,
approaches (a) and (c) should be combined: applying approach (c) one can separate
item related error variance, while approach (a) allows to separate error variance
related to test-situation. For example, when we used the third set of criteria of TCTDP and correlated the measure with Creative Perception Test (CPT) without SEM, we
obtained correlation no greater than r = .39 (se = .08). When we used SEM and
applied approach (c), we obtained much greater correlation (r = .63 (se = .11)). When
approaches (c) and (a) were applied simultaneously, estimated correlation between
constructs was even higher (r = .81 (se = .12)).
The study showed that the use of additional criteria in TCT-DP for measuring
creative potential not only helps to understand better the construct measured by the
test, but also increases reliability and validity of the measure and is more suitable for
measurement models employing parcels. Regardless of these advantages, the first set
(original criteria) is recommended to use for applied research as it also demonstrated
good performance and gives possibility to compare results across studies. The use of
new criteria is recommended for profound studies and for studies developing existing
or new instruments of creativity assessment. Reader should bear in mind that new
criteria (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2013) used in the article are not a part of original
TCT-DP and when using the test with or without new criteria, test authors (or
holders) should be contacted.
In general TCT-DP demonstrated expected relationships with other creativity
119
related measures. Absence of relationship with the sub-scale of K-DOCS (everyday
creativity) and very high correlation with CPT was unexpected though. Possibly the
content of the K-DOCS scale of everyday creativity in our culture may seem
inappropriate, e.g., in rating how creative I am “maintaining a good balance between
my work and my personal life” or “understanding how to make myself happy”. As a
consequence, this measure could reflect more self-perception (“I am creative
person”) than actual everyday creativity. High correlation with CPT (r = .81)
indicates that creative potential measured by TCT-DP is strongly related to creative
cognition (flexibility in perception, interpretation and thought), and this is concordant
with theories on creativity (e.g. Beaty et al., 2014; Ionescu, 2012; Zabelina &
Robinson, 2010; Smith, 2008) and the framework in which the test was developed
(Urban, 2004). This finding encourages future studies testing theories on creativity
using both aforementioned measures as they are objective, easy administrable and
having good psychometric properties.
References
Amabile, T. M. (1983a). The social psychology of creativity: A componential
conceptualization. Journal of Personality and Social Psychology, 45, 357-377.
Amabile, T. M. (1983b). The social psychology of creativity. New York: Springer
Verlag.
Amabile, T. M. (1996). Creativity in context: Update to the social psychology of
creativity. Boulder, CO: Westview Press.
Baer, J., & Kaufman, J. C. (2008). Gender Differences in Creativity. The Journal of
Creative Behavior, 42, 75–105. doi: 10.1002/j.2162-6057.2008.tb01289.x
Batey, M. (2007). A psychometric investigation of everyday creativity. Unpublished
doctoral dissertation. London: University College.
Beaty, R.E., Benedek, M., Wilkins, R.W., Jauk, E., Fink, A., Silvia, P.J., . . .
Neubauer, A.C. (2014). Creativity and the default network: A functional
connectivity analysis of the creative brain at rest. Neuropsychologia, 64, 92–98.
http://dx.doi.org/10.1016/j.neuropsychologia.2014.09.019
Chae, S. (2003). Adaptation of a picture-type creativity test for pre-school children.
Language Testing, 20(2), 178-188. doi:10.1191/0265532203lt251oa.
Chirila, C. & Feldman, A. (2012). Study of latent inhibition at high-level creative
personality. The link between creativity and psychopathology. Procedia - Social
120
and Behavioral Sciences 33, 353 – 357. doi:10.1016/j.sbspro.2012.01.142.
Csikszentmihalyi, M. (1999). Implications of a Systems Perspective for the Study of
Creativity. In Sternberg, R.J. (Ed.) Handbook of Creativity. New York:
Cambridge University Press, 311-335.
Dollinger, S.J., Urban, K.K., & James, T.A. (2004). Creativity and Openness: Further
Validation of Two Creative Product Measures. Creativity Research Journal,
16(1), 35-47.
Glăveanu, V.P. (2013). Rewriting the Language of Creativity: The Five A's
Framework.
Review
of
General
Psychology,
17
(1),
69-81.
http://dx.doi.org/10.1037/a0029528.
He, W.J., & Wong, W.C. (2011). Gender differences in creative thinking revisited:
Findings from analysis of variability. Personality and Individual Differences,
51, 807-811. doi: 10.1016/j.paid.2011.06.027.
Ionescu, T. (2012). Exploring the nature of cognitive flexibility. New Ideas in
Psychology 30, 190–200. doi: 10.1016/j.newideapsych.2011.11.001.
Jauk, E., Benedek, M., & Neubauer, A. C. (2014). The Road to Creative
Achievement: A Latent Variable Model of Ability and Personality Predictors.
European Journal of Personality, 28, 95-105. doi: 10.1002/per.1941.
Kālis, E., & Perepjolkina, V. (2013, November). Development of a Latvian Version of
the Remote Associations test. Presented at the 17th International Creativity
Conference: Creativity and Innovation in Education.
Kālis, E., & Roķe, L. (2013). Adaptation of Biographical Inventory of Creative
Behaviours in Latvia. Unpublished report.
Kālis, E., Roķe, L., & Krūmiņa, I. (2013). Indicators of creative Potential in
drawings: Proposing new criteria for assessment of creative potential with the
Test for Creative Thinking – Drawing Production. Baltic Journal of
Psychology, 14 (1, 2), 22-37.
Kālis, E., Roķe, L., & Krūmiņa, I. (2014). Investigation of Psychometric Properties
of the Test for Creative Thinking—Drawing Production: Evidence from Study
in Latvia. The Journal of Creative Behavior. doi: 10.1002/jocb.68.
Kālis, E., & Vorobjovs, A. (2015). Creative Perception Test (CPT): Construction and
validity. Manuscript in preparation.
Karwowski, M. (2008). Measuring creativity using the test of creative imagination
(TCI). Part 2. On validity of the TCI. New Educational Review, 15 (2), 216-231.
121
Kaufman, J.C. (2012). Counting the Muses: Development of the Kaufman Domains
of Creativity Scale (K-DOCS). Psychology of Aesthetics, Creativity, and the
Arts, 6 (4), 298-308.
Kozbelt, A. (2011). Theories of Creativity. In M.A. Runco and S. Pritzker (Eds.),
Encyclopedia of Creativity (Vol. 2, 2nd ed., pp. 473-479). San Diego: Academic
Press.
Lee, C.S., & Therriault, D.J. (2013). The cognitive underpinnings of creative thought:
A latent variable analysis exploring the roles of intelligence and working
memory in three creative thinking processes. Intelligence, 41, 306–320.
doi:10.1016/j.intell.2013.04.008.
Lubart, T., Pacteau, C., Jacquet, A.Y., & Caroff, X. (2010). Children's creative
potential: An empirical study of measurement issues. Learning and Individual
Differences, 20, 388 – 392. doi: 10.1016/j.lindif.2010.02.006.
Mednick, S. A. (1968). The Remote Associates Test. The Journal of Creative
Behavior, 2, 213–214.
Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998-2012). Mplus User's Guide. Sixth Edition. Los
Angeles, CA: Muthén & Muthén.
Nusbaum, E. C., & Silvia, P.J. (2011). Are Openness and Intellect distinct aspects of
Openness to Experience? A test of the O/I model. Personality and Individual
Differences, 51, 571–574.
Presaghi, F., & Desimoni, M. (2013). random.polychor.pa: A Parallel Analysis With
Polychoric Correlation Matrices. R package version 1.1.3.6.
R Core Team (2014). R: A language and environment for statistical computing. R
Foundation for Statistical Computing. Vienna, Austria. URL http://www.Rproject.org/.
Raykov T.,
& Marcoulides, G.A. (2011). Introduction to Psychometric Theory.
London: Routledge.
Revelle, W. (2014). psych: Procedures for Personality and Psychological Research,
Northwestern
University,
Evanston,
Illinois,
USA.
http://CRAN.R
project.org/package=psych Version = 1.4.4.
Revelle, W., & Rocklin, T. (1979). Very simple structure: an Alternative Procedure for
Estimating the Optimal Number of Interpretable Factors. Multivariate
Behavioral Research, 14, 403-414.
Roķe, L., & Kālis, E. (2013, April). Adaptation of Kaufman Domains of Creativity
122
Scale (K-DOCS) in Latvia. Presented at the 55th International Scientific
Conference of Daugavpils University.
Rudowicz, E. (2004). Applicability of the Test of Creative Thinking-Drawing
Production for Assessing Creative Potential of Hong Kong Adolescents. Gifted
Child Quarterly, 48 (3), 202-218. doi: 10.1177/001698620404800305.
Smith, G. J. (2008). The Creative Personality in Search of a Theory. Creativity
Research Journal, 20 (4), 383-390. doi: 10.1080/10400410802391645.
Sternberg, R.J., & Lubart, T. (1995). An Investment Approach to Creativity. In:
Smith, S.M., Ward, T.B., Finke, R.A. (Eds.) The Creative Cognitive Approach.
Cambridge: MIT Press, 271-302.
Tadmor, C.T., Chao, M.M., Hong, Y., & Polzer, J.T. (2013). Not Just for Stereotyping
Anymore:
Racial
Essentialism
Reduces
Domain-General
Creativity.
Psychological Science 24 (1), 99-105. doi: 10.1177/0956797612452570.
Togrol, A.Y. (2012). Studies of the Turkish form of the Test for Creative Thinking –
Drawing
Production.
Creative
Education,
3(8),
1326-1331.
http://dx.doi.org/10.4236/ce.2012.38194.
Urban, K.K. (2004). Assessing Creativity: The Test for Creative Thinking - Drawing
Production (TCT-DP). The Concept, Application, Evaluation, and International
Studies. Psychology Science, 46 (3), 387-397.
Urban, K.K., & Jellen, H.G. (2010). Test for Creative Thinking – Drawing production
(TCT-DP). Manual. Frankfurt: Pearson.
Velicer, W. F. (1976). Determining the number of components from the matrix of
partial correlations. Psychometrika, 31, 321-327.
Velicer, W.F., Eaton, C.A., & Fava, J.L. (2000). Construct Explication through Factor
or Component Analysis: A Review and Evaluation of Alternative Procedures for
Determining the Number of Factors or Components. In R.D. Goffin & E.
Helmes (Eds.), Problems And Solutions In Human Assessment: Honoring
Douglas N. Jackson At Seventy (pp. 41-71). Boston: Kluwer.
Ye, S., Ngan, R.Y.L., & Hui, A.N.N. (2013). The State, Not the Trait, of Nostalgia
Increases Creativity. Creativity Research Journal, 25 (3), 317-323. doi:
10.1080/10400419.2013.813797.
Zabelina, D. L., & Robinson, M. D. (2010). Creativity as flexible cognitive control.
Psychology of Aesthetics, Creativity, and the Arts, 4, 136–143.
123
Appendix A
Table A1
Exploratory factor analysis of original criteria
F1
F2 1
F2 2
F3 1
F3 2
F3 3
F4 1
F4 2
F4 3
F4 4
2Cm
.708
.654
.129
.595
-.038
.247
.703
-.195
.140
.337
3Ne
.501
.548
-.076
.508
-.131
.035
.023
1.016
.150
.071
4Cl
.584
.532
.123
.574
.098
-.009
.391
.326
-.220
-.048
5Cth
.909
.842
.162
.929
.197
-.143
.916
.031
-.163
-.130
6Bfd
.295
.036
.508
-.140
.031
.770
-.087
-.027
-.090
.705
7Bfi
.409
.115
.586
-.007
.092
.720
-.073
.131
-.174
.707
8Pe
.736
.877
-.220
.810
-.449
.123
.738
.115
.381
.099
9Hu
.964
.861
.246
.965
.255
-.076
.943
.015
-.193
-.040
10Ua
.020
-.106
.243
-.047
.233
.043
-.105
.064
-.246
.064
11Ub
.412
.150
.535
.287
.585
.051
.352
-.134
-.529
.075
12Uc
.324
.179
.294
.128
.065
.332
.059
.109
-.068
.360
13Ud
.102
-.135
.473
-.062
.367
.183
-.006
-.114
-.426
.169
RMSEA
.097
.090
.084
.067
Note. WLSMV estimator with promax rotation. RMSEA = root mean square error of approximation. F1 = one
factor model, F21 = the first factor of two factor model, F22 = the second factor of two factor model and so forth.
124
Table A2
Exploratory factor analysis of original criteria with two sub-divided criteria
F1
F2 1
F2 2
F3 1
F3 2
F3 3
F4 1
F4 2
F4 3
F4 4
2Cm
.705
.653
.118
.596
.084
.170
.727
-.244
.117
.268
3Ne
.482
.593
-.175
.549
-.175
.072
.374
.368
-.190
.028
4Cl
.567
.603
-.040
.555
-.055
.111
.153
.832
-.129
.070
5Cth
.899
.869
.086
.898
.160
-.120
.762
.243
.168
-.118
6Bfd
.297
.166
.238
-.115
-.045
.758
-.043
-.034
-.033
.737
7Bfi
.408
.270
.257
-.017
-.050
.805
-.023
.141
-.032
.727
8Pe
.713
.872
-.239
.829
-.214
.047
.841
.011
-.219
.078
91Hu
.538
.021
.915
.106
.931
-.052
.183
-.156
.937
-.032
92Em
.379
.079
.490
.172
.531
-.136
.209
-.087
.535
-.119
93Ex
.987
.884
.227
.940
.311
-.134
.833
.183
.321
-.127
10Ua
.041
-.102
.241
-.105
.211
.059
-.134
.056
.213
.042
111Sy
.507
.447
.131
.389
.089
.155
.340
.109
.093
.153
112Su
.387
.014
.599
.018
.547
.109
.004
.027
.556
.103
113Fa
.360
.047
.505
.086
.493
.004
.023
.121
.503
-.030
12Uc
.345
.204
.257
.108
.157
.287
.163
-.060
.167
.283
13Ud
.136
-.113
.437
-.175
.344
.238
-.268
.172
.350
.224
RMSEA
.090
.069
.063
.054
125
Table A3
Exploratory factor analysis of original and new criteria
F1
F2 1
F2 2
F3 1
F3 2
F3 3
F4 1
F4 2
F4 3
F4 4
2Cm
.690
.627
.151
.651
-.228
-.008
.600
-.247
.332
-.088
3Ne
.469
.632
-.174
.407
.538
.564
.420
.583
.069
.355
4Cl
.554
.586
.017
.489
.059
.222
.511
.096
.018
.168
5Cth
.900
.763
.268
.815
-.351
-.026
.893
-.301
-.164
.072
6Bfd
.247
.174
.128
.122
-.050
.172
-.009
-.092
.678
-.089
7Bfi
.408
.262
.244
.174
-.098
.308
.070
-.094
.622
.080
8Pe
.133
-.078
.842
.088
.206
-.221
-.407
.121
.556
.705
.919
-.260
.885
91Hu
.602
.037
.783
.013
-.558
.424
.027
92Em
.442
.026
.572
-.084
-.289
.510
-.067
-.140
.061
.596
93Ex
.985
.814
.333
.803
-.333
.139
.828
-.249
.021
.196
10Ua
.090
-.081
.234
-.173
-.044
.314
-.182
.026
.094
.312
111Sy
.496
.483
.088
.412
-.016
.191
.458
.044
-.096
.208
112Su
.497
-.054
.719
.006
-.621
.206
-.032
-.527
.266
.306
113Fa
.496
.017
.629
-.123
-.271
.601
-.059
-.104
-.063
.708
12Uc
.322
.272
.109
.139
.081
.349
.081
.126
.319
.218
13Ud
.205
-.107
.441
-.055
-.392
.095
-.077
-.349
.160
.156
N1Syn
.529
.090
.618
.296
-.817
-.205
.377
-.788
-.220
.078
N2Ima
.517
.564
-.009
.578
-.077
-.051
.576
-.075
.045
-.063
N3Man
.538
-.012
.707
.141
-.689
.029
.065
-.727
.540
-.050
N4Abs
.531
.453
.170
.445
-.160
.092
.521
-.091
-.237
.201
N5Agg
.702
.095
.770
-.022
-.420
.602
.055
-.233
-.075
.744
N6Rea
.706
.856
-.182
.870
.023
-.142
.827
-.022
.183
-.241
N7Rich
.731
.319
.626
.197
-.326
.584
.219
-.167
.118
.640
N8Exag
.519
-.135
.804
-.112
-.620
.334
-.085
-.467
.013
.534
N9Mov
.552
.526
.104
.378
.085
.387
.375
.153
.137
.302
N10Pers
.427
.150
.402
-.075
.030
.703
-.006
.211
-.125
.757
RMSEA
.079
.059
.054
.049
126
Table A4
Comparison of model fit of the developed models.
Model
χ2
df
χ2diff
Δdf
pdiff
RMSEA(90%CI)
WRMR
CFI
TLI
A1
708.199
54
-
-
-
.100 (.094-.107)
2.220
.954
.944
A2
616.970
53
60.414
1
.000
.094 (.088-.101)
2.062
.961
.951
A3
564.554
51
40.643
2
.000
.092 (.085-.098)
1.957
.964
.954
B1
1191.624
104
-
-
-
.093 (.089-.098)
2.464
.935
.924
B2
788.596
103
182.656
1
.000
.074 (.070-.079)
2.010
.959
.952
B3
662.420
101
73.363
2
.000
.068 (.063-.073)
1.822
.966
.960
C1
2529.148
299
-
-
-
.079 (.076-.082)
2.643
.889
.880
C2
1748.299
298
273.267
1
.000
.064 (.061-.067)
2.175
.928
.922
C3
1684.350
296
49.449
2
.000
.063 (.060-.065)
2.122
.931
.924
C4
1600.657
292
70.215
4
.000
.061 (.058-.064)
2.039
.935
.928
2
2
Note. df = degrees of freedom; χ diff = nested χ difference; RMSEA = root mean square error of approximation;
90% CI =90% confidence interval for RMSEA; CFI = comparative fit index; TLI = Tucker-Lewis index;
WLSMV estimator used for calculation of parameters. A = the first set of criteria, B = the second set of criteria, C
= the third set of criteria. A1 = one factor model of the first set of variables, A2 = two factor model of the first set
of variables and so forth.
127
Table A5
Correlations with other measures of creativity
Model
F1
F21
F31
F41
F22
F32
F42
F33
BICB .19(.07)* .17(.06)* .17(.06)*
.25(.11)*
.20(12)
EC
-.02(.09) -.01(.09) -.01(.09)
-.26(.13)* -.20(.14)
SC
.16(.09)
PC
.21(.08)* .19(.08)* .19(.08)*
TC
.12(.08)
.11(.09)
.30(.11)*N .30(.13)*N
N
AC
.24(.08)* .22(.08)* .22(.08)*
.36(.11)** .28(.12)*
N
F43
F44
A
**
.15(.09)
.11(.09)
.62(.09)
**
.15(.09)
.62(.09)
**
N
-.17(.16)N
.18(.13)
.26(.19)
.07(.13)N
.21(.12)
.09(.14)
.16(.12)
.22(.17)
N
.41(.20)*N
CPT
.60(.10)
TCT
.97(.01)** .94(.01)** .94(.01)**
.93(.02)** .76(.03)**
.80(.03)**
BICB .19(.07)* .17(.07)* .17(.07)*
.27(.10)* .26(.10)*
N
EC
.07(.10)
.03(.11)
-.17(.16)N
*
.29(.13)
*
.07(.13)N
.07(.12)
B
.03(.09) -.02(.09) -.02(.09)
SC
.13(.08)
PC
.21(.08)* .20(.08)* .20(.08)*
.10(.11)
TC
.11(.08)
.11(.08)
.22(.11)* .24(.11)*
N
AC
.24(.08)* .23(.08)* .23(.08)*
.30(.10)* .31(.10)*
N
**
.15(.09)
.11(.08)
.66(.09)
**
.15(.09)
.66(.09)
.28(.12)
**
CPT
.60(.10)
TCT
.96(.01)** .94(.01)** .94(.01)**
.16(.12)
-.01(.18)
.41(.20)*N
.82(.02)** .66(.03)**
.80(.03)**
.02(.18)
C
BICB .24(.07)** .17(.07)* .17(.07)* .17(.07)* .30(.09)** .29(.09)* .27(.10)* .33(.10)** .20(.13) .31(.10) *
EC
-.01(.08) -.02(.09) -.02(.09) -.02(.09)
-.02(.10)
SC
.21(.08)* .17(.09)
.30(.11)* .34(.12)* .33(.13)* .26(.11)* .33(.14)* .30(.12)*
PC
.32(.08)** .21(.08)* .21(.08)* .21(.08)* .19(.09)* .28(.10)* .38(.10)** .09(.11)
TC
AC
CPT
TCT
.17(.09)
.15(.08) .11(.08)
.29(.07)
**
.64(.10)
**
.11(.08)
.24(.08)
.68(.09)
*
**
.11(.08)
.24(.08)
.68(.09)
17(.09)
*
**
.24(.08)
.68(.09)
*
**
.21(.10)
.35(.09)
*
**
.38(.16)
*
.10(.11)
.25(.11)
.43(.10)
*
**
.17(.15)
.07(.11)
.23(.11)
.47(.10)
*
**
-.04(.10) -.15(.12) -.01(.10)
.25(.11)* .09(.11)
.12(.11)
.06(.12)
.19(.10)
.31(.14)
*
.25(.11)*
.53(.24)
*
.48(.15)*
.09(.18) .55(.16)
**
19(.11)
.91(.01) .91(.01)** .91(.01)** .91(.01)** .72(.02)** .63(.03)** .66(.03)** .75(.02)** .79(.05)** .56(.02)**
Note. * p <.05, ** p <.001. BICB = Biographical Inventory of Creative Behaviours; EC = Everyday creativity, SC =
Scholarly creativity, PC = Performance creativity, TC = Technical creativity, AC = Artistic creativity; CPT =
Creative Perception Test, TCT = Test for Creative Thinking. N = the latent variable covariance matrix is not
positive definite. A = model of the first set of indicators, B = model of the second set of indicators, C = model of
the third set of indicators. F1 = one factor model, F21 = the first factor of two factor model, F22 = the second
factor of two factor model and so forth.
128
Table A6
Gender differences illustrated with z values.
Model
F1
***
F2
F3
F4
A1
4.92
-
-
-
A2
5.28***
-3.34**
-
-
A3
5.28
***
**
-1.77
-
B1
4.61***
-
-
B2
5.41
***
B3
5.41***
C1
***
C2
C3
5.65
***
C4
5.65***
*
**
-3.31
-
-
-
-3.50***
-1.77
-
4.09
-
-
-
5.63***
-2.58*
-
-
-.46
-
-1.69
-.56
***
-3.54
**
-4.03
***
-3.89***
Note. p <.05, p <.01,
p <.001. A = the first set of criteria, B = the second set of criteria, C = the third set of
criteria. A1 = one factor model of the first set of variables, A2 = two factor model of the first set of variables and
so forth. F1 = the first factor, F2 = the second factor and so on.
129
Table A7
Results of latent profile analysis and proportions of latent classes
Model
Entropy
AIC
BIC
SBIC
LC1
LC2
LC3
LC4
LC5
2 classes
.853
9429.3
9495.5
9454.2
74%
26%
3 classes
.971
8789.8
8881.5
8824.3
58%
31%
11%
4 classes
.978
8153.3
8270.3
8197.3
58%
23%
14%
5%
5 classes
.921
8234.5
8377.0
8288.1
56%
14%
20%
5%
5%
Note. AIC = Akaike information criterion; BIC = Bayesian information criterion; SBIC = Sample-Size Adjusted
BIC; LC1 = the first latent class, LC2 = the second latent class and so forth.
130
Table A8
Performance of measurement models using parcels
Model
χ2
df
p
RMSEA
pclose
CFI
TLI
SRMR
Rel./ z value
A0
3.1
2
.216
.021
.829
.999
.997
.007
.817(.008)
AG1
1.7
2
.436
.000
.654
1.000
1.004
.014
.770(.025)
AG2
4.1
2
.132
.058
.328
.993
.979
.021
.803(.017)
AG3
1.2
2
.543
.000
.736
1.000
1.012
.011
.761(.024)
AG4
1.9
2
.386
.000
.613
1.000
1.001
.014
.764(.022)
APF
25.6
23
.322
.010
1.000
.999
.999
.020
.757(.021)P
AS
32.3
10
.000
.061
.196
.981
.977
.039
.3.66***Z
AMG
7.5
26
.000
.076
.024
.955
.958
.063
-
B0
6.5
2
.039
.043
.543
.997
.991
.009
.845(.007)
BG1
2.9
2
.231
.039
.458
.997
.991
.016
.772(.025)
BG2
2.1
2
.345
.014
.578
1.000
.999
.012
.846(.013)
BG3
6
2
.050
.082
.178
.989
.967
.019
.796(.020)
BG4
1.1
2
.592
.000
.770
1.000
1.009
.008
.800(.018)
BPF
47.9
23
.002
.034
.966
.990
.988
.027
.742(.024)P
26
10
.004
.052
.417
.990
.988
.026
3.62***Z
54.1
26
.001
.060
.216
.979
.981
.049
-
C0
5.8
2
.055
.040
.600
.997
.991
.010
.859(.006)
CG1
3.4
2
.184
.048
.401
.992
.977
.017
.776(.024)
CG2
3
2
.221
.041
.446
.997
.991
.014
.866(.011)
CG3
3
2
.220
.041
.445
.996
.987
.016
.828(.017)
CG4
.8
2
.684
.000
.830
1.000
1.012
.007
.823(.018)
CPF
35.1
23
.051
.024
.998
.995
.993
.034
.727(.024)P
CS
13.3
10
.208
.023
.924
.997
.997
.023
3.58***Z
BS
BMG
CMG
43.1
26
.019
.047
.555
.983
.985
.049 ***
Note.
p < .001; n=1200; ( ) = in parenthesis standard error of an estimate; df = degrees of freedom; χ 2diff =
nested χ2 difference; RMSEA = root mean square error of approximation; 90%; pclose = probability that
RMSEA <= .05; CFI = comparative fit index; TLI = Tucker-Lewis index; MLMV estimator used for calculation
of parameters; Rel. = reliability calculated using model parameters according Raykov & Marcoulides (2011); P =
correlation between both forms. Z = gender differences illustrated by z value.
A = model with parcels made from the first set of criteria as follows: X1 – 11Ub, 13Ud; X2 – 2Cm, 3Ne, 6Bfd;
X3 – 4Cl, 8Pe, 9Hu; X4 – 12Uc, 5Cth, 7Bfi.
B – model with parcels made from the first set of criteria as follows: X1 – 5Cth, 6Bfd, 92Em; X2 – 2Cm, 3Ne,
91Hu, 12Uc; X3 – 4Cl, 111Sy, 112Si, 13Ud; X4 – 7Bfi, 8Pe, 113Fa, 93Ex.
C – model with parcels made from the third set of criteria as follows: X1 – 2Cm, 3Ne, 6Bfd, 7Bfi, 91Hu, 93Ex,
111Sy; X2 – 4Cl, 5Cth, 13Ud, N1, N6, N8; X3 – 8Pe, 113Fa, 12Uc, N3, N4, N7; X4 – 92Em, 112Si, N2,
N5,N9,N10.
Model A0 – simple measurement model with 4 uncorrelated parcels as observed variables. Model AG1, AG2,
AG3, AG4 – simple measurement model in pre-school sample, 5th grade sample, 9th grade sample and student
sample; Model APF – measurement model for both test forms specified as follows: equal factor loadings, equal
intercepts and equal variances of latent variables (test forms); correlations between the same indicators across
forms are freely estimated. Model AS – multiple group measurement model with covariates (MIMIC) holding
equal factor loadings and intercepts for males and females. Model AMG – multiple group measurement model
with covariates holding equal factor loadings and intercepts across four age groups.
131
Table A9
Correlations of the developed measurement models with criteria
BICB
EC
SC
PC
TC
AC
CPT
TCT
A
.23(.10)*
-.06(.10)
.18(.11)
.22(.09)*
.13(.09)
25.(.09)**
.60(.11)***
.97(.00)***
B
.23(.09)*
-06(.10)
.21(.10)*
.21(.09)*
16(.09)
.28(.08)***
.62(.11)***
.96(.00)***
**
**
**
*
***
***
C
.27(.10)
-.04(.09)
24(.09)
.24(.08)
.17(.08)
.30(.08)
.63(.11)
.94(.00)***
Note. * - p<.05, ** - p<.01, *** - p <.001; BICB - Biographical Inventory of Creative Behaviours; EC – Everyday
creativity, SC – Scholarly creativity, PC – Performance creativity, TC – Technical creativity, Artistic AC –
creativity; CPT – Creative Perception Test, TCT – Test for Creative Thinking; A,B,C – models for the first,
second and third set of criteria (see note under the Table A8).
.
2.1
2
132
Class 1, 57.9%
1.9
1.8
Class 2, 22.6%
Class 3, 14.2%
1.7
1.6
1.5
Class 4, 5.3%
1.4
1.3
1.2
1.1
1
0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
0
-0.1
-0.2
-0.3
-0.4
-0.5
-0.6
F1
F2
F3
F4
Note. F1 = Creation of theme, F2 = Unconventionality, F3 = Going out of box, F4 =
Imagination.
Figure A1. Latent profiles with four classes.
133
3.5. Ziņojums (I)
Ziņojumā apkopoti pētījuma rezultāti par TRD-AV baļļu standartizāciju
Latvijas latviešu plūsmas vispārizglītojošo skolu 5. klašu skolēniem. Ziņojumā
aprakstīts, kā tika veidota standartizācijas izlase pēc sistemātiski nejaušiem izlases
veidošanas principiem un kādi trūkumi tika novēroti. Tāpat ziņojums sniedz
detalizētu informāciju par katra testa kritērija aprakstošo statistiku un novērojuma
biežuma analīzi, kā arī atspoguļo standartizācijas rezultātus dzimuma un kopējās
izlases šķērsgriezumos. Ziņojums tiek pabeigts ar paragrāfu, kurā apkopoti
norādījumi pētījuma rezultātu interpretācijai un lietošanai.
134
Testa radošai domāšanai – attēlu veidošana (TRDAV) standartizācijas pētījums Latvijas
vispārizglītojošo skolu 5. klašu skolēniem
Norm study of the Test for Creative Thinking –
Drawing Production (TCT-DP) for Latvian 5th
grade pupils of general education.
Ziņojums
Report
Emīls Kālis & Līga Roķe-Reimate
2015
135
Saturs
Content
Datu ievākšanas un sākotnējās izlases apraksts ................................................................................. 136
Description of initial sample and collection of data ......................................................................... 136
Standartizācijas izlases veidošana ..................................................................................................... 138
Formation of standardization sample ............................................................................................... 138
Rezultāti............................................................................................................................................. 139
Results ............................................................................................................................................... 139
Izlases kopējie rezultāti ................................................................................................................. 139
Results of total sample ................................................................................................................... 139
Vīriešu apakšizlases rezultāti .................................................................................................... 141
Results of subsample for males ................................................................................................. 141
Sieviešu apakšizlases rezultāti ................................................................................................... 143
Results of subsample for females .............................................................................................. 143
Standartizācijas rezultātu kopsavilkums ........................................................................................ 145
Summary of results of standardization .......................................................................................... 145
Norādījumi rezultātu interpretācijai un lietošanai ......................................................................... 146
Indications for interpretation and use of results ........................................................................... 146
Testa kritēriju saīsinātie nosaukumi .............................................................................................. 147
Abbreviated names for criteria of the Test .................................................................................... 147
Atsauces......................................................................................................................................... 148
References ..................................................................................................................................... 148
136
Datu ievākšanas un sākotnējās izlases apraksts
Description of initial sample and collection of data
Vispārizglītojošo skolu 5. klašu TRD rezultātu standartizācijas pētījuma
plānotā izlase tika aprēķināta 2013. gada 21. jūnijā, stratificējot izlasi pēc
apdzīvotības un Latvijas Republikas reģioniem (Skat. Tabulu 1). Ierobežotu resursu
dēļ tika paredzēts, ka no katra reģiona par katru apdzīvotības līmeni tiks nejauši
atlasīta vienas skolas viena 5. klase. Bet no Rīgas tika paredzēts nejauši atlasīt 6 skolu
5. klases, kur katra pārstāv kādu no 6 Rīgas rajoniem. Atlasītajām klasēm tika
paredzēts administrēt testu vienlaicīgi visiem skolēniem atbilstoši šī testa instrukcijai
(Urban & Jellen, 2010). Ierobežotu resursu un dažādu sarežģījumu dēļ ievāktie dati
nedaudz atšķīrās no plānotajiem (Skat. Tabulu 2).
Tabula 1
Plānotā izlase pēc apdzīvotības un Latvijas Republikas reģioniem
Table 1
Designed sample according to density of population and regions of Republic of
Latvia
Reģions
(Region)
% īpatsvars
populācijā
(proportion in
population)*
Aprēķinātais
Pilsēta
Mazpilsēta
Pagasti
skolēnu skaits
(City) 35%
(Provincial
(Small rural
izlasē
town)
district)
(calculated
32%
33%
number of
participants)
14% (2597)
28
10
9
9
Kurzeme
14,6%(2679)
29
10
9
10
Latgale
10,8%(1983)
22
8
7
7
Vidzeme
12,5%(2287)
25
9
8
8
Zemgale
30,6%(5605)
Rīga
61
17,2% (3142)
35
12
11
12
Rīgas reģ.
Kopā (Total)
100%
200
49
44
46
Piezīme. (Note.) *- saskaņā ar IZM mājas lapā pieejamiem datiem par 5. klasēm 2012./2013.m.g.
(according to data about 5th grade pupils in 2012/2013 year provided by The Ministry of Education
and Science.)
137
Tabula 2
Ievāktie dati pēc apdzīvotības un Latvijas Republikas reģioniem
Table 2
Collected data by density of population and regions of Republic of Latvia
Kurzemes
Reģions (Region)
Zemgales Latgales Vidzemes
Rīgas
reģ.
9 (1)
Rīga
Kopā
(Total):
112 (6)
Pilsēta:
42 (2)
24 (1)
20 (1)
17 (1)
(City)
Mazpilsēta:
21 (1)
22 (1)
18 (1)
0 (0)
20 (1)
81 (4)
(Provincial
town)
Pagasti:
16 (1)
10 (1)
11 (1)
19 (1)
11 (1)
67 (5)
(Small rural
district)
Rīga:
48 (3)
48 (3)
(Riga City)
Kopā (Total): 79 (4)
56 (3)
49 (3)
36 (2)
40 (3)
48 (3)
308 (18)
Piezīme. (Note.) Iekavās norādīts no cik klasēm ievākti dati (In parenthesis is shown how many class
groups were used).
138
Standartizācijas izlases veidošana
Formation of standardization sample
Lai mazinātu standartizācijas rezultātu kļūdu, kas radusies dēļ plānotās un
aktuālās izlases atšķirībām, pētījuma dalībnieku ievāktie dati tika pārdalīti pēc
nejaušības principa starp līdzīgiem stratiem pēc šādām prioritātēm: (a) saglabāt
pareizu proporciju starp apdzīvotības līmeņiem, (b) saglabāt vienādu dzimuma
proporciju pēc apdzīvotības līmeņiem, (c) saglabāt pareizu proporciju starp
reģioniem. Gala izlases raksturojums pret plānotās izlases raksturojumu redzams 3.
tabulā.
Tabula 3
Plānotās un faktiskās izlases raksturojums
Table 3
Designed and actual characterization of the sample
Kurzemes
Reģions/Region
Zemgales Latgales Vidzemes
Rīgas
reģ.
12 (9)
Rīga
Kopā (Total):
Pilsēta:
10 (15)
9 (13)
10 (13)
8 (12)
49 (62)
(City):
Mazpilsēta
9 (11)
8 (10)
9 (11)
7 (0)
11 (12)
44 (44)
(Provincial
town) :
Pagasti:
9 (10)
8 (8)
10 (10)
7 (7)
12 (11)
46 (46)
(Small
rural
district)
Rīga:
61 (48)
61 (48)
(Riga City)
Kopā (Total):
29 (36)
25 (31)
29 (34)
22 (19)
35 (32)
61 (48)
200 (200)
Piezīme. (Note.) Iekavās norādīts faktiskais dalībnieku skaits (In parenthesis actual number of
participants).
139
Rezultāti
Results
Izlases kopējie rezultāti
Results of total sample
Tabula 4
Aprakstošā statistika un kategoriju biežumi TRD kritērijiem
Table 4
Descriptive statistics and frequencies for categories of criteria of TCT
Aprakstošā statistika
(Descriptive statistics)
Mean
SD
SE
0
A1
5.08
0.51
0.04
0
A2
4
1.55
0.11
4
A3
1.22
1.73
0.12
52.5
A4
2.06
1.92
0.14
33
A5
2.93
2.54
0.18
35
A6
0.87
2.01
0.14
83
A7
0.16
0.69
0.05
94.5
A8
0.69
1.16
0.08
65
A9
2.59
1.92
0.14
14
A10
0.26
0.84
0.06
91.5
A11
0.58
1.19
0.08
80.5
A12
0.31
0.91
0.06
89.5
A13
0.8
1.01
0.07
54
A14
1.12
1.72
0.12
65
A91
0.53
1.19
0.08
79
A92
0.3
0.88
0.06
86
A93
2.56
1.91
0.14
14
A111
0.03
0.3
0.02
99
A112
0.3
0.9
0.06
90
A113
0.34
0.96
0.07
88.5
AO13
0.32
0.65
0.05
77.5
AN1
0.32
0.9
0.06
83.5
AN2
0.26
0.84
0.06
91.5
AN3
0.02
0.21
0.02
99.5
AN4
0.84
1.14
0.08
58
AN5
0.12
0.59
0.04
96
AN6
0.46
1.05
0.07
78.5
AN7
0.82
1.3
0.09
63.5
AN8
0.15
0.66
0.05
95
AN9
0.36
0.77
0.05
76
AN10
0.2
0.74
0.05
93.5
A151
22.66
10.98
0.78
A_T
5.36
2.74
0.19
Piezīme. (Note.) n=200; A forma (Form A).
Kategoriju biežumi procentos
(Frequencies of categories in percentages)
1
2
3
4
5
0
0
0
9.5
73.5
7
6.5
9.5
21.5
43.5
17
12.5
4.5
5.5
3.5
15.5
10.5
13
11.5
15
3.5
5.5
14.5
3
8
5
5.5
14.5
13
3.5
2.5
1
22.5
18
13.5
10
12
8.5
19.5
10.5
21.5
15.5
9
4
7.5
7
11.5
3.5
5.5
4.5
8
1.5
0.5
5.5
5
2
0
1
23.5
18
12.5
10
12.5
1
10
11.5
15
6
1.5
9
3
1
3
0.5
8.5
0.5
15.5
10.5
16
4
8
7
4
1
1
11
13
8.5
1
2.5
5
17
1.5
5.5
6.5
-
6
17
8
4.5
1.5
30.5
12
0
0.5
10
1.5
1
0.5
9.5
0.5
0.5
-
Tabula 5
Standartizācijas rezultāti kopējai izlasei
Table 5
Standardization results for general sample
TRD rezultāts
T-Skala IQ-Skala Procentile
Total score of TCT T-scale IQ-Scale Percentile
4
33
75
0
5
34
76
1
6
35
77
2
7
36
79
4
8
37
80
6
9
38
81
8
10
38
83
9
11
39
84
13
12
40
85
17
13
41
87
19
14
42
88
22
15
43
90
27
16
44
91
31
17
45
92
35
18
46
94
42
19
47
95
47
20
48
96
50
21
48
98
52
22
49
99
55
23
50
100
60
24
51
102
63
27
54
106
64
28
55
107
65
29
56
109
68
30
57
110
72
31
58
111
75
32
58
113
78
33
59
114
81
34
60
115
81
35
61
117
83
36
62
118
86
37
63
120
88
38
64
121
89
39
65
122
90
40
66
124
94
41
67
125
95
42
68
126
96
43
69
128
97
46
71
132
98
47
72
133
99
50
75
137
99
51
76
139
100
z-vērtība
z-value
-1.7
-1.61
-1.52
-1.43
-1.34
-1.24
-1.15
-1.06
-0.97
-0.88
-0.79
-0.7
-0.61
-0.52
-0.42
-0.33
-0.24
-0.15
-0.06
0.03
0.12
0.39
0.49
0.58
0.67
0.76
0.85
0.94
1.03
1.12
1.21
1.3
1.4
1.49
1.58
1.67
1.76
1.85
2.12
2.22
2.49
2.58
140
141
Vīriešu apakšizlases rezultāti
Results of subsample for males
Tabula 6
Aprakstošā statistika un kategoriju biežumi TRD kritērijiem vīriešiem
Table 6
Descriptive statistics and frequencies for categories of criteria of TCT for males
Mean
SD
SE
0
A1
5.05
0.54
0.05
0
A2
3.65
1.65
0.17
5
A3
0.85
1.42
0.14
62
A4
1.98
1.96
0.2
38
A5
2.51
2.57
0.26
44
A6
0.84
1.96
0.2
83
A7
0.15
0.66
0.07
95
A8
0.26
0.65
0.06
83
A9
2.14
1.85
0.18
19
A10
0.33
0.94
0.09
89
A11
0.66
1.25
0.12
78
A12
0.33
0.94
0.09
89
A13
0.83
1.02
0.1
52
A14
0.98
1.78
0.18
74
A91
0.65
1.37
0.14
76
A92
0.33
0.92
0.09
84
A93
2.1
1.83
0.18
19
A111
0
100
A112
0.42
1.05
0.1
86
A113
0.36
0.98
0.1
88
AO13
0.27
0.6
0.06
80
AN1
0.37
1
0.1
84
AN2
0.21
0.77
0.08
93
AN3
0
100
AN4
0.62
1.04
0.1
68
AN5
0.15
0.66
0.07
95
AN6
0.16
0.56
0.06
90
AN7
0.77
1.29
0.13
68
AN8
0.18
0.72
0.07
94
AN9
0.35
0.77
0.08
78
AN10
0.09
0.51
0.05
97
A151
20.56
10.71
1.07
A_T
5.03
2.79
0.28
1
2
3
4
5
0
0
0
12
71
11
9
10
25
34
16
10
5
3
2
15
4
13
15
14
3
5
13
2
7
6
5
10
5
2
0
0
30
15
13
7
9
11
22
11
22
17
9
1
4
2
15
1
7
3
9
2
1
7
5
2
0
2
31
16
11
7
10
0
14
12
14
5
1
6
4
2
3
1
0
0
7
0
14
6
12
5
6
3
0
1
0
6
14
8
1
3
6
14
3
5
3
-
6
17
6
2
1
26
11
0
0
7
3
2
6
0
0
-
Tabula 7
Standartizācijas rezultāti vīriešiem
Table7
Standardization results for males
TRD rezultāts
5
35
78
0
6
36
80
2
7
37
81
4
8
38
82
9
9
39
84
10
10
40
85
11
11
41
87
16
12
42
88
23
13
43
89
26
14
44
91
28
15
45
92
34
16
46
94
40
17
47
95
45
18
48
96
52
19
49
98
58
20
49
99
61
21
50
101
63
22
51
102
65
23
52
103
69
24
53
105
72
28
57
110
74
29
58
112
77
30
59
113
79
32
61
116
81
33
62
117
84
35
63
120
86
36
64
122
90
37
65
123
92
38
66
124
93
39
67
126
94
40
68
127
96
41
69
129
97
46
74
136
98
47
75
137
99
51
78
143
100
z-vērtība
z-value
-1.45
-1.36
-1.27
-1.17
-1.08
-0.99
-0.89
-0.8
-0.71
-0.61
-0.52
-0.43
-0.33
-0.24
-0.15
-0.05
0.04
0.13
0.23
0.32
0.69
0.79
0.88
1.07
1.16
1.35
1.44
1.53
1.63
1.72
1.81
1.91
2.37
2.47
2.84
142
143
Sieviešu apakšizlases rezultāti
Results of subsample for females
Tabula 8
Aprakstošā statistika un kategoriju biežumi TRD kritērijiem sievietēm
Table 8
Descriptive statistics and frequencies for categories of criteria of TCT for females
Mean
SD
SE
0
1
2
3
4
5
A1
5.1
0.48
0.05
0
0
0
0
7
76
A2
4.35
1.35
0.14
3
3
4
9
18
53
A3
1.59
1.92
0.19
43
18
15
4
8
5
A4
2.13
1.87
0.19
28
16
17
13
8
16
A5
3.35
2.46
0.25
26
4
6
16
4
9
A6
0.9
2.07
0.21
83
4
A7
0.18
0.72
0.07
94
6
A8
1.12
1.38
0.14
47
19
21
5
5
2
A9
3.04
1.89
0.19
9
15
21
14
13
15
A10
0.18
0.72
0.07
94
6
A11
0.51
1.13
0.11
83
17
A12
0.29
0.88
0.09
90
10
A13
0.76
1.01
0.1
56
21
14
9
A14
1.27
1.67
0.17
56
7
11
12
8
6
A91
0.41
0.95
0.1
82
4
6
7
1
0
A92
0.26
0.85
0.08
88
4
5
2
0
0
A93
3.03
1.89
0.19
9
16
20
14
13
15
A111
0.06
0.42
0.04
98
2
A112
0.18
0.72
0.07
94
6
A113
0.33
0.94
0.09
89
11
AO13 0.36
0.7
0.07
75
16
7
2
AN1
0.28
0.78
0.08
83
12
2
0
3
AN2
0.3
0.9
0.09
90
10
AN3
0.03
0.3
0.03
99
1
AN4
1.07
1.2
0.12
48
17
15
20
AN5
0.09
0.51
0.05
97
3
AN6
0.76
1.31
0.13
67
10
11
8
1
2
AN7
0.87
1.32
0.13
59
16
12
9
1
2
AN8
0.12
0.59
0.06
96
4
AN9
0.38
0.78
0.08
74
20
0
6
AN10
0.3
0.9
0.09
90
10
A151 24.77
10.9
1.09
A_T
5.68
2.66
0.27
6
17
10
7
2
35
13
0
1
13
0
0
1
13
1
1
-
-
Tabula 9
Standartizācijas rezultāti sievietēm
Tabula 9
Standardization results for females
TRD rezultāts
4
31
71
0
6
33
74
1
8
35
77
3
9
36
78
5
10
36
80
7
12
38
82
11
13
39
84
13
14
40
85
16
15
41
87
21
17
43
89
25
18
44
91
32
19
45
92
37
20
46
93
39
21
47
95
41
22
47
96
45
23
48
98
52
24
49
99
55
27
52
103
56
28
53
104
57
29
54
106
59
30
55
107
65
31
56
109
70
32
57
110
75
33
58
111
78
34
58
113
79
35
59
114
80
36
60
115
82
37
61
117
84
38
62
118
86
39
63
120
87
40
64
121
92
41
65
122
93
42
66
124
95
43
67
125
97
46
69
129
99
50
73
135
100
z-vērtība
z-value
-1.91
-1.72
-1.54
-1.45
-1.36
-1.17
-1.08
-0.99
-0.9
-0.71
-0.62
-0.53
-0.44
-0.35
-0.25
-0.16
-0.07
0.2
0.3
0.39
0.48
0.57
0.66
0.76
0.85
0.94
1.03
1.12
1.21
1.31
1.4
1.49
1.58
1.67
1.95
2.31
144
145
Standartizācijas rezultātu kopsavilkums
Summary of results of standardization
Tabula 10
Standartizācijas rezultāti skrīninga klasifikācijai
Table 10
Results of norm study for screening classification
A forma (Form A)
Intervāls
pēc
T
vērtības
(classification based
on T-value)
A
T <= 37
B
38-43
C
44-56
D
57-63
E
64-70
F
T > 70
G
n=200
<= 8
9-15
30-37
38-44
45-51
> 51
16-29
♂ n=100
<= 7
8-13
30-35
36-42
43-51
> 51
14-29
♀ n=100
<= 11
12-17
32-39
40-47
48–50
> 50
18-31
Piezīme. (Note.) A = Krietni zem vidējā (Far below average); B = Zem vidējā (Below average); C =
Vidējais (Average);D = Virs vidējā (Above average); E = Krietni virs vidējā (Far above average); F =
Ārkārtīgi augstu virs vidējā (Extremely high above average); G = Fenomenāls (Phenomenal).
146
Norādījumi rezultātu interpretācijai un lietošanai
Indications for interpretation and use of results
Šis pētījums ilustrē aptuvenu „Testa radošai domāšanai – Attēlu veidošana”
rezultātu sadalījumu Latvijas Republikas vispārizglītojošo latviešu plūsmas skolu 5.
klašu skolēniem. Rezultātu interpretācijā jāņem vērā, ka izlases veidošanā tika
pieļautas divas atkāpes no pareizas standartizācijas izlases veidošanas principiem: (a)
nejauši tika atlasītas klases grupas, nevis dažādu klašu dažādi skolēni; (b) ir pieļauta
neliela atšķirība starp plānotās un faktiskās izlases raksturojumu (skat. Tabulu 3).
Ja šo rezultātu izmantošanas mērķis ir salīdzināt grupas, tad jāizmanto
informācija no 4., 6. un 8. tabulas. Ja mērķis ir noteikt, cik izteikts radošais potenciāls
piemīt konkrētam indivīdam attiecībā pret 5. klašu skolēniem, tad jāizmanto
informācija no 5., 7. un 9. tabulas. Ja mērķis ir klasificēt indivīdu pēc radoša
potenciāla izteiktības attiecība pret 5. klašu skolēniem, tad jāizmanto informācija no
10. tabulas.
147
Testa kritēriju saīsinātie nosaukumi
Abbreviated names for criteria of the Test
Tabula 11
Table 11
Saīsinājums
Abbreviation
A1-A14
Oriģinālais saīsinājums
Original abbreviation
1Cn, 2Cm, 3Ne, 4Cl, 5Cth,
6Bfd, 7Bfi, 8Pe, 9Hu, 10Ua,
11Ub, 12Uc, 13Ud, 14Sp
A91-A93
91H, 92Em, 93Ex
A111-A113
111Sy, 112Su, 113Fa
AO13
-
AN1-AN10
N1-N10
A151
-
A_T
-
Atsauce
Reference
Paskaidrojums
Explanation
Urban & Jellen,
2010
Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2013
Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2013
Kālis, Vorobjovs
& Roķe-Reimate,
2014
Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2013
Urban & Jellen,
2010
-
A13 kritērijs pielāgots Latvijas
populācijai
(Criterion A13 adjusted for
Latvian population)
Kopējā testa balle (Total score)
Veltītais laiks testa izpildei
(Devoted time for
accomplishment of the test)
148
Atsauces
References
Kālis, E., Roķe, L. and Krūmiņa, I. (2013). Indicators of Creative Potential in
Psychology, 14 (1, 2), 22–37.
Kālis, E., Vorobjovs, A. and Roķe, L. (2014). Assessing Originality in Drawings: An
Empirical Study Identifying the Best Approach for Selecting Original
Responses to Visual Stimuli Using the Test for Creative Thinking – Drawing
Production. Baltic Journal of Psychology, submitted for publication.
Urban, K.,K., & Jelen, H.G. (2010). Test for Creative Thinking – Drawing production
149
3.6. Ziņojums (II)
Ziņojums atspoguļo pētījuma rezultātus par TRD-AV kopējo baļļu
standartizāciju Latvijas latviešu plūsmas augstākās izglītības iestādes studentiem.
Ziņojumā izklāstīta standartizācijas izlases veidošanas metodoloģija un detalizēta
informācija par pārstāvēto respondentu skaitu dažādās augstākās izglītības iestādēs un
studiju jomās. TRD-AV kopējo baļļu standartizācijas, kritēriju aprakstošās statistikas
un biežumu analīzes rezultāti ir apkopoti vairākām apakšgrupām – vispārējai studentu
izlasei, vispārējai studentu izlasei pēc dzimuma, jomu specifiskām izlasēm un jomu
specifiskām izlasēm pēc dzimuma. Ziņojums tiek noslēgts ar paragrāfu, kurā norādīti
pētījuma rezultātu ierobežojumi un pielietošanas iespējas.
150
Testa radošai domāšanai – attēlu veidošana (TRDAV) standartizācijas pētījums Latvijas studentu
izlasē
Norm study of the Test for Creative Thinking –
Drawing Production (TCT-DP) for Latvian
students’ sample
Ziņojums
Report
Emīls Kālis
2015
151
Saturs
Content
Datu ievākšanas un sākotnējās izlases apraksts .................................................................... 153
Description of initial sample and collection of data ............................................................ 153
Standartizācijas izlašu veidošana ......................................................................................... 154
Formation of standardization sample .................................................................................. 154
Rezultāti................................................................................................................................ 155
Results .................................................................................................................................. 155
Latvijas studentu reprezentatīvās izlases rezultāti ............................................................ 155
Results of representative sample of Latvian students ....................................................... 155
Izlases kopējie rezultāti ................................................................................................ 155
Results of total sample .................................................................................................. 155
Vīriešu apakšizlases rezultāti ....................................................................................... 157
Results of subsample for males .................................................................................... 157
Sieviešu apakšizlases rezultāti ...................................................................................... 159
Results of subsample for females ................................................................................. 159
Latvijas studentu studiju virzienu reprezentatīvās izlases rezultāti .................................. 161
Results of representative sample for Latvian students by fields of study.......................... 161
Visas izlases kopējie rezultāti ....................................................................................... 161
Results of total sample.................................................................................................. 161
Vīriešu apakšizlases rezultāti ....................................................................................... 163
Results of subsample for males .................................................................................... 163
Sieviešu apakšizlases rezultāti ...................................................................................... 165
Results of subsample for females ................................................................................. 165
Izglītības studiju virziena apakšizlases rezultāti ........................................................... 167
Results of subsample of educational sciences .............................................................. 167
Humanitārā studiju virziena apakšizlases rezultāti ....................................................... 169
Results of subsample of humanities ............................................................................. 169
Sociālo zinātņu studiju virziena apakšizlases rezultāti ................................................. 171
Results of subsample of social sciences ....................................................................... 171
Dabas zinātņu studiju virziena apakšizlases rezultāti ................................................... 173
Results of subsample of natural science ....................................................................... 173
152
Inženierzinātņu studiju virziena apakšizlases rezultāti ................................................. 175
Results of subsample of engineering ............................................................................ 175
Lauksaimniecības zinātņu studiju virziena apakšizlases rezultāti ................................ 177
Results of subsample of agricultural science ................................................................ 177
Standartizācijas rezultātu kopsavilkums ........................................................................... 179
Summary of results of standardization ............................................................................. 179
Norādījumi rezultātu interpretācijai un lietošanai ............................................................ 180
Indications for interpretation and use of results .............................................................. 180
Testa kritēriju saīsinātie nosaukumi ................................................................................. 181
Abbreviated names for criteria of the Test ....................................................................... 181
Atsauces............................................................................................................................ 182
References ........................................................................................................................ 182
153
Datu ievākšanas un sākotnējās izlases apraksts
Description of initial sample and collection of data
Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana (TRD) tika administrēts 6 dažādās
Latvijas augstākās izglītības iestādēs kopā 37 dažādām studentu grupām laika posmā
no 2012. gada oktobra līdz 2013. gada jūlijam. Kopā tika ievākti valīdi dati no 684
studentiem.
Tabula 1
Izlases apjoma raksturojums pēc augstākās izglītības iestādes
Table 1
Size of samples characterized by institution of higher education
DU
LLU
LU
RPIVA
RISEBA
RTU
n
182
120
58
124
63
137
sievietes (females)
154
61
47
120
44
65
Piezīme. (Note.) DU – Daugavpils Universitāte; LLU – Latvijas Lauksaimniecības universitāte; LU –
Latvijas Universitāte; RPIVA – Rīgas Pedagoģijas un izglītības vadības akadēmija; RISEBA - Rīgas
Starptautiskā ekonomikas un biznesa administrācijas augstskola; RTU – Rīgas Tehniskā universitāte.
Tabula 2
Izlases apjoma raksturojums pēc studiju virziena
Table 2
Size of samples characterized by fields of study
DAB
HUM
INZE
IZGL
LAUK
PAK
SOC
n
89
94
111
164
40
10
176
Sievietes (females)
35
77
54
152
21
10
142
Iekļauto apakšgrupu
6
6
7
9
4
1
14
skaits
(number of included
groups)
Piezīme. (Note.) Klasifikācija pēc Saskaņā ar UNESCO apstiprināto Starptautiskās standartizētās
izglītības klasifikāciju ISCED-97. Classification after International Standard Classification of
Education ISCED-97 confirmed by UNESCO. DAB – Dabas zinātnes, matemātika un informācijas
tehnoloģijas (Science); HUM – Humanitārās zinātnes un māksla (Humanities and Arts); INZE –
Inženierzinātnes, ražošana un būvniecība (Engineering, manufacturing and construction); IZGL –
Izglītība (Education); LAUK – Lauksaimniecība (Agriculture); PAK – pakalpojumi (Services); SOC –
sociālās zinātnes, komerczinības un tiesības (Social sciences, business and law).
154
Standartizācijas izlašu veidošana
Formation of standardization sample
Izejot pēc sākotnējās izlases apjoma un pārstāvētiem studiju virzieniem, tika
izveidota izlase, kura reprezentē ar nelielu atkāpi vispārēji Latvijas studentus un 6
izlases, kuras reprezentē studentus attiecīgajos studiju virzienos. Visos gadījumos
respondenti tika atlasīti pēc nejaušības principa, ievērojot dzimuma un pārstāvētā
studiju virziena proporcijas populācijā.
Tabula 3
Studentu sadalījums pēc studiju virzieniem populācijā un standartizācijas izlasēs
Table 3
Distribution of students by field of study in population and in the norm sample
A%
Afem%
B%
DAB
7.2
31.2
9
HUM
9
74.4
11.3
INZE
15.5
21.7
19.5
IZGL
6.3
88.3
7.9
LAUK
1.8
41.8
2.2
PAK
8.1
49.4
-
SOC
40
63.1
50.1
VES
12
80.2
-
C%
Cn
Cfem%
9
17
31.2
11.3
21
74.4
19.4
36
22.4
7.9
15
88.3
2.2
4
49.1
-
50
92
63.1
-
D%
19.2
16.1
17.7
16.7
8.0
22.4
Dn
79
66
73
69
33
92
Dfem%
31.6
74.4
21.9
88.3
42.2
63.1
Piezīme. (Note.) A% - Latvijas studentu proporcionālais sadalījums pa studiju virzieniem pēc LR
Centrālās statistiskas pārvaldes datiem par 2013./2014. gadu. (Proportional distribution of Latvian
students by field of study after the Central Statistical Bureau of Republic of Latvia about year
2013/2014); %fem – sieviešu īpatsvars attiecīgajā studiju virzienā (proportion of females in
corresponding field of study); B% - Latvijas studentu proporcionālais sadalījums pa studiju virzieniem
pēc LR Centrālās statistiskas pārvaldes datiem par 2013./2014. gadu, ja ignorē PAK un VES studiju
virzienus. (Proportional distribution of Latvian students by field of study after the Central Statistical
Bureau of Republic of Latvia about year 2013/2014 if ignore following fields of study: PAK and VES);
C – Pētījumā izveidota izlase, lai reprezentētu Latvijas studentus (sample made by this study to
represent Latvian students). C% - pētījuma izveidotās izlases faktiskais sadalījums proporcionāli
studiju virzieniem (actual distribution of the sample by fields of study).; Cn - pētījuma izveidotās
izlases apjoms pa studiju virzieniem (actual size of sample by fields study); D – Pētījumā izveidotās
izlases, lai reprezentētu Latvijas studentus pa studiju virzieniem (sub-samples made to represent
students by fields of study); DAB – Dabas zinātnes, matemātika un informācijas tehnoloģijas (Science);
HUM – Humanitārās zinātnes un māksla (Humanities and Arts); INZE – Inženierzinātnes, ražošana un
būvniecība (Engineering, manufacturing and construction); IZGL – Izglītība (Education); LAUK –
Lauksaimniecība (Agriculture); PAK – pakalpojumi (Services); SOC – sociālās zinātnes,
komerczinības un tiesības (Social sciences, business and law); VES – Veselības aprūpe un sociālā
labklājība (Health and welfare).
155
Rezultāti
Results
Latvijas studentu reprezentatīvās izlases rezultāti
Results of representative sample of Latvian students
Izlases kopējie rezultāti
Tabula 4
Table 4
Mean
SD
SE
A1
5.19
0.6
0.04
A2
4.72
1.09
0.08
A3
2.33
2.27
0.17
A4
2.84
1.96
0.14
A5
4.22
2.33
0.17
A6
1.65
2.65
0.19
A7
0.88
1.83
0.13
A8
1.73
1.69
0.12
A9
3.32
1.4
0.1
A10
0.28
0.87
0.06
A11
0.84
1.35
0.1
A12
0.47
1.09
0.08
A13
1.01
1.06
0.08
A14
0.99
1.39
0.1
A91
0.75
1.59
0.12
A92
0.54
0.85
0.06
A93
3.27
1.38
0.1
A111
0.26
0.85
0.06
A112
0.44
1.06
0.08
A113
0.31
0.91
0.07
AO13
0.37
0.72
0.05
AN1
0.27
0.8
0.06
AN2
0.63
1.23
0.09
AN3
0.13
0.61
0.04
AN4
0.78
1.19
0.09
AN5
0.06
0.44
0.03
AN6
1.09
1.51
0.11
AN7
0.75
1.42
0.1
AN8
0.18
0.71
0.05
AN9
0.71
1.01
0.07
AN10
0.21
0.77
0.06
A151
30.47
11.44
0.84
A_T
9.65
4.15
0.31
Piezīme. (Note.) n=185.
0
0
0.54
31.35
17.3
17.84
71.35
78.92
31.35
1.08
90.81
71.89
84.32
43.24
60.54
77.84
62.16
1.62
91.35
85.41
89.73
74.59
84.86
78.92
95.68
66.49
97.84
52.97
70.81
94.05
57.3
92.97
-
1
2
3
4
5
0
0
1.62
5.41
65.41
1.08
3.78
4.86
20
49.19
17.3
12.43
7.57
5.95
8.11
12.97
15.14
12.97
14.05
20
1.08
2.16
15.14
2.16
7.03
2.16
12.97
22.16
16.76
12.97
9.73
2.7
10.81
15.68
26.49
24.32
16.76
9.19
28.11
15.68
24.32
20.54
11.89
6.49
14.59
11.35
6.49
0
2.7
4.86
4.32
3.24
5.41
26.49
8.65
1.08
1.08
0.54
10.27
16.76
25.41
26.49
15.68
8.65
14.59
10.27
16.76
5.95
2.7
9.19
2.7
1.62
0.54
1.08
21.08
4.32
5.95
10.27
17.3
2.16
16.76
15.14
4.32
5.95
3.78
8.11
8.65
5.41
3.78
1.08
5.95
26.49
4.32
11.89
7.03
-
6
27.57
20.54
17.3
7.57
54.59
26.49
8.11
4.32
4.86
0.54
1.62
0
3.78
1.08
2.16
-
Tabula 5
Table 5
TRD rezultāts
T-Skala
Total score of TCT T-scale
6
29
10
32
12
34
13
35
14
36
15
36
16
37
17
38
18
39
19
40
20
41
21
42
22
43
23
43
24
44
25
45
26
46
27
47
28
48
29
49
30
50
31
50
32
51
33
52
34
53
35
54
36
55
37
56
38
57
39
57
40
58
41
59
42
60
43
61
44
62
45
63
46
64
47
64
48
65
49
66
51
68
52
69
54
71
56
72
59
75
64
79
IQ-Skala
IQ-Scale
68
73
76
77
78
80
81
82
84
85
86
88
89
90
92
93
94
95
97
98
99
101
102
103
105
106
107
109
110
111
112
114
115
116
118
119
120
122
123
124
127
128
131
133
137
144
Procentile
Percentile
0
1
2
5
6
7
10
12
15
17
21
24
27
30
32
35
36
37
39
43
46
49
56
61
63
67
71
74
76
80
82
84
85
87
89
90
90
92
92
93
96
97
98
99
99
100
z-vērtība
z-value
-2.14
-1.79
-1.61
-1.53
-1.44
-1.35
-1.26
-1.18
-1.09
-1
-0.92
-0.83
-0.74
-0.65
-0.57
-0.48
-0.39
-0.3
-0.22
-0.13
-0.04
0.05
0.13
0.22
0.31
0.4
0.48
0.57
0.66
0.75
0.83
0.92
1.01
1.1
1.18
1.27
1.36
1.44
1.53
1.62
1.79
1.88
2.06
2.23
2.49
2.93
156
157
Tabula 6
Aprakstošā statistika un kategoriju biežumi TRD kritērijiem vīriešiem
Table 6
Descriptive statistics and frequencies for categories of criteria of TCT for males
Mean
SD
SE
A1
5.18
0.73
0.08
A2
4.55
1.28
0.14
A3
1.76
2.1
0.23
A4
2.44
1.97
0.21
A5
3.67
2.48
0.27
A6
1.79
2.68
0.29
A7
1
1.88
0.21
A8
1.44
1.67
0.18
A9
3.04
1.52
0.17
A10
0.39
1.02
0.11
A11
1
1.42
0.16
A12
0.5
1.12
0.12
A13
1.27
1.12
0.12
A14
0.71
1.37
0.15
A91
0.95
1.63
0.18
A92
0.56
0.84
0.09
A93
2.98
1.51
0.17
A111
0.14
0.64
0.07
A112
0.64
1.24
0.14
A113
0.39
1.02
0.11
AO13
0.45
0.78
0.09
AN1
0.29
0.9
0.1
AN2
0.61
1.21
0.13
AN3
0.21
0.78
0.08
AN4
0.52
1.05
0.11
AN5
0.07
0.46
0.05
AN6
0.74
1.38
0.15
AN7
0.9
1.56
0.17
AN8
0.25
0.83
0.09
AN9
0.63
0.98
0.11
AN10
0.07
0.46
0.05
A151
28.74
11.93
1.3
A_T
10.02
4.48
0.49
Piezīme.(Note.) n=84.
0
1.19
40.48
21.43
23.81
67.86
75
38.1
2.38
86.9
66.67
83.33
34.52
73.81
69.05
59.52
3.57
95.24
78.57
86.9
69.05
85.71
79.76
92.86
77.38
97.62
66.67
67.86
91.67
61.9
97.62
1
2
3
4
5
3.57
8.33
54.76
2.38
4.76
5.95
26.19
36.9
21.43
9.52
7.14
4.76
4.76
17.86
16.67
11.9
10.71
14.29
2.38
3.57
17.86
2.38
5.95
0
0
4.76
0
0
0
0
16.67
0
0
26.19
14.29
7.14
8.33
1.19
16.67
16.67
29.76
13.1
16.67
0
0
13.1
0
0
33.33
0
0
16.67
21.43
26.19
17.86
4.76
7.14
7.14
5.95
0
3.57
9.52
7.14
3.57
5.95
29.76
8.33
0
2.38
0
15.48
19.05
27.38
14.29
16.67
0
0
4.76
0
0
21.43
0
0
13.1
20.24
7.14
3.57
8.33
2.38
1.19
0
2.38
0
0
20.24
0
0
7.14
4.76
5.95
11.9
0
0
2.38
16.67
5.95
3.57
2.38
3.57
7.14
7.14
8.33
5.95
1.19
0
0
8.33
23.81
3.57
10.71
0
0
2.38
6
33.33
22.62
11.9
7.14
44.05
27.38
8.33
4.76
4.76
1.19
1.19
0
3.57
1.19
2.38
Tabula 7
Table7
TRD rezultāts
T-Skala
6
31
12
36
14
38
15
38
16
39
17
40
18
41
19
42
20
43
21
44
22
44
23
45
24
46
25
47
27
49
28
49
31
52
32
53
33
54
34
54
35
55
36
56
39
59
41
60
42
61
43
62
44
63
46
64
47
65
49
67
51
69
54
71
59
75
Piezīme.(Note.) n=84.
IQ-Skala
IQ-Scale
71
79
81
83
84
85
86
88
89
90
92
93
94
95
98
99
103
104
105
107
108
109
113
115
117
118
119
122
123
125
128
132
138
Procentile
Percentile
0
2
5
6
10
14
17
22
29
34
38
44
47
49
51
52
56
60
61
64
69
75
79
81
82
87
90
92
93
95
98
99
100
z-vērtība
z-value
-1.91
-1.4
-1.24
-1.15
-1.07
-0.98
-0.9
-0.82
-0.73
-0.65
-0.57
-0.48
-0.4
-0.31
-0.15
-0.06
0.19
0.27
0.36
0.44
0.53
0.61
0.86
1.03
1.11
1.2
1.28
1.45
1.53
1.7
1.87
2.12
2.54
158
159
Tabula 8
Aprakstošā statistika un kategoriju biežumi TRD kritērijiem sievietēm
Table 8
Descriptive statistics and frequencies for categories of criteria of TCT for females
Mean
SD
SE
A1
5.2
0.47
0.05
A2
4.87
0.87
0.09
A3
2.8
2.31
0.23
A4
3.17
1.9
0.19
A5
4.68
2.1
0.21
A6
1.54
2.64
0.26
A7
0.77
1.78
0.18
A8
1.97
1.69
0.17
A9
3.55
1.24
0.12
A10
0.18
0.71
0.07
A11
0.71
1.28
0.13
A12
0.45
1.07
0.11
A13
0.79
0.95
0.09
A14
1.22
1.38
0.14
A91
0.58
1.53
0.15
A92
0.52
0.87
0.09
A93
3.51
1.21
0.12
A111
0.36
0.98
0.1
A112
0.27
0.86
0.09
A113
0.24
0.81
0.08
AO13
0.3
0.66
0.07
AN1
0.26
0.7
0.07
AN2
0.65
1.24
0.12
AN3
0.06
0.42
0.04
AN4
1
1.26
0.13
AN5
0.06
0.42
0.04
AN6
1.39
1.55
0.15
AN7
0.62
1.29
0.13
AN8
0.12
0.59
0.06
AN9
0.77
1.03
0.1
AN10
0.33
0.94
0.09
A151
31.91
10.87 1.08
A_T
9.34
3.85
0.38
Piezīme. (Note) n=101
0
23.76
13.86
12.87
74.26
82.18
25.74
94.06
76.24
85.15
50.5
49.5
85.15
64.36
88.12
91.09
92.08
79.21
84.16
78.22
98.02
57.43
98.02
41.58
73.27
96.04
53.47
89.11
1
2
3
4
5
2.97
74.26
2.97
3.96
14.85
59.41
13.86
14.85
7.92
6.93
10.89
8.91
13.86
13.86
16.83
24.75
0
0.99
12.87
1.98
7.92
0
0
0
0
0
0
0
9.9
0
0
18.81
18.81
17.82
10.89
3.96
5.94
14.85
23.76
33.66
16.83
0
0
5.94
0
0
23.76
0
0
14.85
26.73
15.84
6.93
7.92
20.79
14.85
6.93
0
1.98
0.99
1.98
2.97
4.95
23.76
8.91
1.98
0
0.99
5.94
14.85
23.76
36.63
14.85
0
0
11.88
0
0
8.91
0
0
7.92
13.86
4.95
1.98
9.9
2.97
1.98
0.99
0
0
21.78
0
0
1.98
6.93
13.86
21.78
0
0
1.98
16.83
22.77
4.95
8.91
3.96
8.91
9.9
2.97
1.98
0.99
0
0
3.96
28.71
4.95
12.87
0
0
10.89
6
22.77
18.81
21.78
7.92
63.37
25.74
7.92
3.96
4.95
0
1.98
3.96
0.99
1.98
Tabula 9
Tabula 9
TRD rezultāts
T-Skala
10
30
12
32
13
33
14
34
15
34
17
36
18
37
20
39
21
40
22
41
23
42
24
43
25
44
26
45
27
45
28
46
29
47
30
48
31
49
32
50
33
51
35
53
36
54
37
55
38
56
39
57
40
57
41
58
45
62
47
64
48
65
51
68
52
68
54
70
56
72
64
80
Piezīme. (Note) n=101
IQ-Skala
IQ-Scale
70
73
74
75
77
79
81
84
85
86
88
89
90
92
93
95
96
97
99
100
102
104
106
107
108
110
111
113
118
121
122
126
128
130
133
144
Procentile
Percentile
0
1
6
7
8
10
13
14
15
17
19
20
23
24
25
27
33
39
43
53
61
65
68
71
76
81
85
87
89
91
92
94
96
98
99
100
z-vērtība
z-value
-2.02
-1.83
-1.74
-1.65
-1.56
-1.37
-1.28
-1.1
-1
-0.91
-0.82
-0.73
-0.64
-0.54
-0.45
-0.36
-0.27
-0.18
-0.08
0.01
0.1
0.28
0.38
0.47
0.56
0.65
0.74
0.84
1.2
1.39
1.48
1.76
1.85
2.03
2.22
2.95
160
161
Latvijas studentu studiju virzienu reprezentatīvās izlases rezultāti
Results of representative sample for Latvian students by fields of study
Visas izlases kopējie rezultāti
Tabula 10
Table 10
Mean
SD
SE
0
1
2
3
4
5
A1
5.18
0.68
0.03
0.24
0
0.49
1.21
5.58
63.83
A2
4.75
1.05
0.05
0.49
0.97
2.67
6.31
18.93
50
A3
2.11
2.15
0.11
36.17
14.08
11.16
11.65
8.74
4.61
A4
2.82
2.04
0.1
19.17
14.56
11.65
13.35
10.19
23.06
A5
4.23
2.22
0.11
14.81
1.21
5.1
16.02
2.67
8.74
A6
1.67
2.65
0.13
71.12
0
0
2.18
0
0
A7
0.71
1.64
0.08
82.28
0
0
11.89
0
0
A8
1.72
1.73
0.09
30.83
25.24
15.53
11.89
8.25
2.67
A9
3.31
1.4
0.07
1.21
8.98
18.2
30.1
18.69
16.75
A10
0.22
0.78
0.04
92.72
0
0
7.28
A11
0.78
1.32
0.06
74.03
0
0
25.97
A12
0.55
1.16
0.06
81.8
0
0
18.2
A13
1.06
1.07
0.05
42.23
21.12
24.76
11.89
A14
0.95
1.34
0.07
59.95
9.47
12.38
12.86
4.61
0.49
A91
0.68
1.4
0.07
75.97
4.61
7.28
4.85
2.91
3.64
A92
0.56
0.86
0.04
61.41
26.7
8.74
1.46
1.46
0.24
A93
3.28
1.39
0.07
1.46
8.74
18.93
29.61
19.17
16.75
A111
0.21
0.77
0.04
92.96
0
0
7.04
A112
0.42
1.04
0.05
85.92
0
0
14.08
A113
0.3
0.9
0.04
90.05
0
0
9.95
AO13
0.47
0.8
0.04
69.17
18.93
8.01
3.88
AN1
0.33
0.82
0.04
80.58
12.38
3.64
1.21
1.7
0.49
AN2
0.56
1.17
0.06
81.31
0
0
18.69
AN3
0.15
0.65
0.03
95.15
0
0
4.85
AN4
0.83
1.21
0.06
64.56
6.55
10.44
18.45
AN5
0.07
0.44
0.02
97.82
0
0
2.18
AN6
1.14
1.63
0.08
54.85
15.05
12.14
6.55
4.85
3.88
AN7
0.89
1.47
0.07
63.83
12.14
9.95
5.83
3.88
2.67
AN8
0.18
0.72
0.04
93.93
0
0
6.07
AN9
0.7
1.01
0.05
58.74
24.03
5.83
11.41
AN10
0.17
0.7
0.03
94.17
0
0
5.83
A151
30.04
10.96
0.54
A_T
9.39
3.93
0.19
Piezīme.(Note.) n=412; sievietes (females)=223.
6
28.64
20.63
13.59
8.01
51.46
26.7
5.83
5.58
6.07
0.24
0.73
5.34
2.67
1.7
Tabula 11
Table 11
TRD rezultāts
Total score of TCT
T-Skala
T-scale
IQ-Skala
IQ-Scale
Procentile
Percentile
6
28
67
0
9
31
71
0
10
32
73
1
11
33
74
1
12
34
75
1
13
34
77
3
14
35
78
4
15
36
79
7
16
37
81
9
17
38
82
12
18
39
84
16
19
40
85
19
20
41
86
22
21
42
88
25
22
43
89
28
23
44
90
31
24
44
92
34
25
45
93
37
26
46
94
38
27
47
96
39
28
48
97
41
29
49
99
45
30
50
100
48
31
51
101
51
32
52
103
55
33
53
104
59
34
54
105
62
35
55
107
66
36
55
108
71
37
56
110
74
38
57
111
77
39
58
112
81
40
59
114
83
41
60
115
85
42
61
116
87
43
62
118
89
44
63
119
91
45
64
120
92
46
65
122
93
47
65
123
94
48
66
125
95
49
67
126
96
50
68
127
96
51
69
129
97
52
70
130
98
54
72
133
98
55
73
134
98
56
74
136
99
57
75
137
99
58
76
138
99
59
76
140
100
64
81
146
100
Piezīme.(Note.) n=412; sievietes (females)=223.
z-vērtība
z-value
-2.19
-1.92
-1.83
-1.74
-1.65
-1.55
-1.46
-1.37
-1.28
-1.19
-1.1
-1.01
-0.92
-0.82
-0.73
-0.64
-0.55
-0.46
-0.37
-0.28
-0.19
-0.09
0
0.09
0.18
0.27
0.36
0.45
0.54
0.64
0.73
0.82
0.91
1
1.09
1.18
1.27
1.36
1.46
1.55
1.64
1.73
1.82
1.91
2
2.19
2.28
2.37
2.46
2.55
2.64
3.1
162
163
Tabula 12
Table 12
Mean
SD
SE
A1
5.17
0.74
0.05
A2
4.6
1.17
0.09
A3
1.75
2.09
0.15
A4
2.78
2.08
0.15
A5
3.98
2.37
0.17
A6
1.81
2.69
0.2
A7
0.78
1.7
0.12
A8
1.61
1.74
0.13
A9
3.18
1.49
0.11
A10
0.32
0.93
0.07
A11
0.89
1.37
0.1
A12
0.57
1.18
0.09
A13
1.2
1.15
0.08
A14
0.87
1.42
0.1
A91
0.83
1.53
0.11
A92
0.49
0.8
0.06
A93
3.14
1.48
0.11
A111
0.11
0.57
0.04
A112
0.56
1.17
0.08
A113
0.38
1
0.07
AO13
0.52
0.85
0.06
AN1
0.38
0.99
0.07
AN2
0.59
1.19
0.09
AN3
0.24
0.81
0.06
AN4
0.6
1.08
0.08
AN5
0.06
0.43
0.03
AN6
0.83
1.42
0.1
AN7
0.86
1.52
0.11
AN8
0.24
0.81
0.06
AN9
0.63
0.99
0.07
AN10
0.08
0.48
0.04
A151
29.51
11.3
0.82
A_T
9.63
4.12
0.3
0
0.53
43.92
19.58
18.52
67.72
80.42
34.39
2.12
89.42
70.37
80.95
40.21
66.67
71.96
64.55
2.65
182
81.48
87.3
66.14
81.48
80.42
92.06
73.02
97.88
64.02
66.67
92.06
62.96
97.35
1
2
3
4
5
0.53
2.65
8.99
55.03
1.59
4.23
7.94
23.28
41.27
15.87
10.05
6.88
8.47
4.23
16.4
13.23
8.99
9.52
23.81
2.12
5.29
16.93
1.59
5.29
0
0
4.23
0
0
0
0
13.23
0
0
24.34
16.4
8.99
7.94
2.12
11.11
20.63
29.1
12.7
18.52
0
0
10.58
0
0
29.63
0
0
19.05
17.99
23.81
17.99
7.94
6.88
10.58
6.35
1.06
3.7
9.52
5.82
2.65
5.82
26.46
6.35
1.06
1.59
10.58
21.69
28.57
13.76
17.46
0
0
7
0
0
18.52
0
0
12.7
20.63
7.94
5.29
10.05
2.65
1.59
3.17
1.06
0
0
19.58
0
0
7.94
6.35
7.94
12.7
0
0
2.12
14.81
9.52
3.7
3.17
3.7
11.64
6.35
5.82
5.29
2.12
0
0
7.94
21.16
5.29
10.58
0
0
2.65
6
32.8
21.16
10.58
8.47
50.26
28.04
6.35
5.82
5.82
0.53
0.53
5.29
1.06
2.12
Tabula 13
Table 13
TRD rezultāts
T-Skala
6
29
11
34
12
35
13
35
14
36
15
37
16
38
17
39
18
40
19
41
20
42
21
42
22
43
23
44
24
45
25
46
26
47
27
48
28
49
29
50
30
50
31
51
32
52
33
53
34
54
35
55
36
56
37
57
38
58
39
58
40
59
41
60
42
61
43
62
44
63
46
65
47
65
48
66
49
67
50
68
51
69
52
70
54
72
55
73
59
76
IQ-Skala
IQ-Scale
69
75
77
78
79
81
82
83
85
86
87
89
90
91
93
94
95
97
98
99
101
102
103
105
106
107
109
110
111
113
114
115
117
118
119
122
123
125
126
127
129
130
133
134
139
Procentile
Percentile
0
1
2
4
5
7
11
14
18
21
25
30
33
36
39
41
42
43
45
47
49
51
56
59
62
67
72
74
76
81
82
83
85
88
91
92
94
94
96
96
98
98
99
99
100
z-vērtība
z-value
-2.08
-1.64
-1.55
-1.46
-1.37
-1.28
-1.2
-1.11
-1.02
-0.93
-0.84
-0.75
-0.66
-0.58
-0.49
-0.4
-0.31
-0.22
-0.13
-0.04
0.04
0.13
0.22
0.31
0.4
0.49
0.57
0.66
0.75
0.84
0.93
1.02
1.11
1.19
1.28
1.46
1.55
1.64
1.72
1.81
1.9
1.99
2.17
2.26
2.61
164
165
Tabula 14
Table 14
Mean
SD
SE
A1
5.19
0.63
0.04
A2
4.87
0.92
0.06
A3
2.41
2.17
0.15
A4
2.86
2
0.13
A5
4.43
2.07
0.14
A6
1.55
2.62
0.18
A7
0.65
1.58
0.11
A8
1.81
1.73
0.12
A9
3.41
1.32
0.09
A10
0.13
0.62
0.04
A11
0.69
1.26
0.08
A12
0.52
1.14
0.08
A13
0.95
0.98
0.07
A14
1.02
1.26
0.08
A91
0.55
1.27
0.08
A92
0.61
0.9
0.06
A93
3.4
1.31
0.09
A111
0.3
0.9
0.06
A112
0.31
0.91
0.06
A113
0.23
0.8
0.05
AO13
0.42
0.75
0.05
AN1
0.28
0.63
0.04
AN2
0.54
1.15
0.08
AN3
0.07
0.45
0.03
AN4
1.02
1.28
0.09
AN5
0.07
0.45
0.03
AN6
1.4
1.74
0.12
AN7
0.91
1.43
0.1
AN8
0.13
0.62
0.04
AN9
0.75
1.02
0.07
AN10
0.26
0.84
0.06
A151
30.49
10.67
0.71
A_T
9.19
3.76
0.25
0
0.45
0.45
29.6
18.83
11.66
73.99
83.86
27.8
0.45
95.52
77.13
82.51
43.95
54.26
79.37
58.74
0.45
90.13
89.69
92.38
71.75
79.82
82.06
97.76
57.4
97.76
47.09
61.43
95.52
55.16
91.48
1
2
3
4
5
0
0.45
0
2.69
71.3
0.45
1.35
4.93
15.25
57.4
12.56
12.11
15.7
8.97
4.93
13
10.31
17.04
10.76
22.42
0.45
4.93
15.25
3.59
11.66
0
0
0.45
0
0
0
0
10.76
0
0
26.01
14.8
14.35
8.52
3.14
7.17
16.14
30.94
23.77
15.25
0
0
4.48
0
0
22.87
0
0
17.49
23.77
25.56
6.73
10.76
17.04
14.8
3.14
5.38
5.38
4.04
3.14
1.79
26.91
10.76
1.79
1.35
0.45
7.17
16.59
30.49
23.77
16.14
0
0
9.87
0
0
10.31
0
0
7.62
17.49
8.07
2.69
14.35
4.48
0.9
0.45
0
0
17.94
0
0
2.24
6.73
12.56
23.32
0
0
2.24
15.25
14.35
8.97
6.28
4.04
12.56
13
5.83
2.69
3.14
0
0
4.48
26.46
6.28
12.11
0
0
8.52
6
25.11
20.18
16.14
7.62
52.47
25.56
5.38
5.38
6.28
0.9
5.38
4.04
1.35
Tabula 15
Table 15
TRD rezultāts
T-Skala
9
30
10
31
12
33
13
34
14
35
15
35
16
36
17
37
18
38
19
39
20
40
21
41
22
42
23
43
24
44
26
46
27
47
28
48
29
49
30
50
31
50
32
51
33
52
34
53
35
54
36
55
37
56
38
57
39
58
40
59
41
60
42
61
43
62
44
63
45
64
46
65
47
65
48
66
49
67
51
69
52
70
56
74
57
75
58
76
59
77
64
81
IQ-Skala
IQ-Scale
70
71
74
75
77
78
80
81
82
84
85
87
88
89
91
94
95
97
98
99
101
102
104
105
106
108
109
111
112
113
115
116
118
119
120
122
123
125
126
129
130
136
137
139
140
147
Procentile
Percentile
0
1
1
3
4
6
7
10
14
18
19
21
24
27
31
34
35
38
43
47
50
55
59
62
66
70
74
78
81
84
86
89
90
91
93
94
95
95
96
96
97
98
99
99
100
100
z-vērtība
z-value
-2.01
-1.92
-1.73
-1.64
-1.55
-1.45
-1.36
-1.26
-1.17
-1.08
-0.98
-0.89
-0.8
-0.7
-0.61
-0.42
-0.33
-0.23
-0.14
-0.05
0.05
0.14
0.24
0.33
0.42
0.52
0.61
0.7
0.8
0.89
0.99
1.08
1.17
1.27
1.36
1.45
1.55
1.64
1.73
1.92
2.02
2.39
2.48
2.58
2.67
3.14
166
167
Izglītības studiju virziena apakšizlases rezultāti
Results of subsample of educational sciences
Tabula 16
Table 16
Mean
SD
SE
0
A1
5.29
0.49
0.06
A2
4.8
0.99
0.12
A3
2.13
2.01
0.24
33.33
A4
2.78
1.92
0.23
15.94
A5
4.7
1.97
0.24
10.14
A6
1.91
2.82
0.34
68.12
A7
0.74
1.58
0.19
79.71
A8
1.71
1.57
0.19
23.19
A9
3.12
1.09
0.13
A10
0.17
0.71
0.09
94.2
A11
0.74
1.3
0.16
75.36
A12
0.35
0.97
0.12
88.41
A13
0.84
0.95
0.11
49.28
A14
1.19
1.48
0.18
55.07
A91
0.65
1.3
0.16
72.46
A92
0.54
0.8
0.1
65.22
A93
3.1
1.06
0.13
A111
0.48
1.11
0.13
84.06
A112
0.17
0.71
0.09
94.2
A113
0.09
0.51
0.06
97.1
AO13
0.36
0.69
0.08
72.46
AN1
0.38
0.86
0.1
75.36
AN2
0.57
1.18
0.14
81.16
AN3
0.04
0.36
0.04
98.55
AN4
1.1
1.31
0.16
53.62
AN5
0.04
0.36
0.04
98.55
AN6
0.83
1.39
0.17
62.32
AN7
0.84
1.44
0.17
65.22
AN8
0.09
0.51
0.06
97.1
AN9
0.83
0.94
0.11
44.93
AN10
0.3
0.91
0.11
89.86
A151
30.46
10.67
1.28
A_T
8.2
4.43
0.53
Piezīme. (Note.) n=69; sievietes (females)=61.
1
2
3
4
5
1.45
68.12
1.45
2.9
4.35
15.94
56.52
11.59
11.59
20.29
8.7
4.35
17.39
8.7
20.29
11.59
20.29
0
2.9
13.04
2.9
13.04
0
0
0
0
0
0
0
15.94
0
0
31.88
20.29
10.14
8.7
1.45
5.8
20.29
43.48
20.29
7.25
0
0
5.8
0
0
24.64
0
0
11.59
21.74
24.64
4.35
7.25
10.14
18.84
8.7
8.7
10.14
2.9
2.9
1.45
15.94
18.84
5.8
20.29
43.48
20.29
8.7
0
0
15.94
0
0
5.8
0
0
2.9
21.74
2.9
2.9
18.84
1.45
2.9
0
1.45
0
0
18.84
0
0
1.45
8.7
11.59
26.09
0
0
1.45
15.94
10.14
5.8
2.9
0
11.59
10.14
5.8
2.9
2.9
0
0
2.9
36.23
10.14
8.7
0
0
10.14
6
30.43
18.84
10.14
5.8
57.97
31.88
4.35
4.35
2.9
1.45
1.45
2.9
1.45
Tabula 17
Table 17
TRD rezultāts
13
34
75
0
14
35
77
1
15
36
78
3
16
36
80
6
17
37
81
8
18
38
82
15
19
39
84
20
20
40
85
24
21
41
87
26
24
44
91
29
26
46
94
34
27
47
95
35
28
48
97
38
29
49
98
43
30
50
99
48
31
51
101
52
32
51
102
57
33
52
104
60
34
53
105
62
35
54
106
65
36
55
108
71
37
56
109
76
38
57
111
79
39
58
112
82
40
59
113
84
41
60
115
85
42
61
116
87
43
62
118
88
44
63
119
91
47
65
123
93
48
66
125
94
49
67
126
96
51
69
129
97
54
72
133
99
59
77
140
100
Piezīme. (Note.) n=69; sievietes (females)=61.
z-vērtība
z-value
-1.64
-1.54
-1.45
-1.36
-1.26
-1.17
-1.07
-0.98
-0.89
-0.61
-0.42
-0.32
-0.23
-0.14
-0.04
0.05
0.14
0.24
0.33
0.43
0.52
0.61
0.71
0.8
0.89
0.99
1.08
1.17
1.27
1.55
1.64
1.74
1.92
2.21
2.67
168
169
Humanitārā studiju virziena apakšizlases rezultāti
Results of subsample of humanities
Tabula 18
Table 18
Mean
SD
SE
0
A1
5.02
0.95
5.02
1.52
A2
4.82
1.05
4.82
1.52
A3
1.56
1.9
1.56
46.97
A4
2.3
2.04
2.3
28.79
A5
4.02
2.34
4.02
18.18
A6
1.27
2.47
1.27
78.79
A7
0.68
1.65
0.68
83.33
A8
1.79
1.57
1.79
24.24
A9
3.44
1.58
3.44
0
A10
0.23
0.8
0.23
92.42
A11
0.77
1.32
0.77
74.24
A12
0.73
1.3
0.73
75.76
A13
1.3
1.18
1.3
37.88
A14
0.59
0.99
0.59
71.21
A91
0.82
1.62
0.82
75.76
A92
0.59
0.94
0.59
62.12
A93
3.39
1.55
3.39
0
A111
0.14
0.63
0.14
95.45
A112
0.45
1.08
0.45
84.85
A113
0.36
0.99
0.36
87.88
AO13
0.52
0.85
0.52
66.67
AN1
0.33
0.71
0.33
78.79
AN2
0.5
1.13
0.5
83.33
AN3
0.14
0.63
0.14
95.45
AN4
0.85
1.29
0.85
68.18
AN5
0
0
0
0
AN6
1.55
1.88
1.55
42.42
AN7
1.38
1.8
1.38
53.03
AN8
0.32
0.93
0.32
89.39
AN9
0.61
0.97
0.61
63.64
AN10
0.18
0.72
0.18
93.94
A151
28.52
12.26
28.52
A_T
10.42
3.41
10.42
Piezīme. (Note.) n=66; sievietes (females)=49
1
2
3
4
5
0
3.03
0
3.03
71.21
0
3.03
3.03
15.15
57.58
13.64
7.58
16.67
4.55
4.55
15.15
15.15
6.06
10.61
21.21
0
10.61
9.09
4.55
10.61
0
0
0
0
0
0
0
10.61
0
0
25.76
22.73
9.09
13.64
1.52
10.61
21.21
25.76
12.12
16.67
0
0
7.58
0
0
25.76
0
0
24.24
13.64
28.79
19.7
4.55
18.18
6.06
0
0
1.52
6.06
6.06
6.06
1.52
24.24
9.09
1.52
3.03
10.61
22.73
24.24
12.12
19.7
0
0
4.55
0
0
15.15
0
0
12.12
19.7
9.09
4.55
10.61
9.09
1.52
0
0
16.67
0
0
4.55
1.52
7.58
22.73
0
21.21
12.12
6.06
4.55
9.09
10.61
10.61
7.58
9.09
7.58
0
0
10.61
22.73
3.03
10.61
0
0
6.06
6
21.21
19.7
6.06
3.03
46.97
21.21
6.06
3.03
13.64
0
3.03
10.61
4.55
1.52
Tabula 19
Table 19
TRD rezultāts
9
34
76
0
11
36
79
2
12
37
80
3
13
37
81
6
14
38
82
10
16
40
85
17
17
41
86
20
18
41
87
24
21
44
91
30
22
45
92
34
23
46
93
38
24
46
94
42
27
49
98
46
28
50
99
49
29
50
101
55
31
52
103
59
32
53
104
62
34
54
107
66
35
55
108
70
36
56
109
75
37
57
110
77
38
58
112
78
39
59
113
83
40
59
114
86
42
61
116
88
44
63
119
89
45
63
120
91
46
64
121
92
49
67
125
94
51
68
128
95
52
69
129
97
55
72
132
98
64
79
143
100
z-vērtība
z-value
-1.59
-1.43
-1.35
-1.27
-1.18
-1.02
-0.94
-0.86
-0.61
-0.53
-0.45
-0.37
-0.12
-0.04
0.04
0.2
0.28
0.45
0.53
0.61
0.69
0.77
0.85
0.94
1.1
1.26
1.34
1.43
1.67
1.83
1.91
2.16
2.89
170
171
Sociālo zinātņu studiju virziena apakšizlases rezultāti
Results of subsample of social sciences
Tabula 20
Table 20
Mean
SD
SE
0
A1
5.09
0.59
0.06
A2
4.63
1.11
0.12
1.09
A3
2.37
2.19
0.23
29.35
A4
2.61
2.04
0.21
25
A5
3.66
2.45
0.26
23.91
A6
1.17
2.39
0.25
80.43
A7
0.59
1.49
0.16
84.78
A8
1.61
1.65
0.17
31.52
A9
3
1.45
0.15
3.26
A10
0.2
0.74
0.08
93.48
A11
0.88
1.37
0.14
70.65
A12
0.62
1.22
0.13
79.35
A13
0.95
0.89
0.09
38.04
A14
0.98
1.37
0.14
58.7
A91
0.51
1.24
0.13
81.52
A92
0.58
0.87
0.09
57.61
A93
2.96
1.47
0.15
4.35
A111
0.26
0.85
0.09
91.3
A112
0.39
1.02
0.11
86.96
A113
0.42
1.05
0.11
85.87
AO13
0.34
0.68
0.07
77.17
AN1
0.16
0.4
0.04
84.78
AN2
0.46
1.08
0.11
84.78
AN3
0.1
0.54
0.06
96.74
AN4
0.77
1.24
0.13
69.57
AN5
0.07
0.44
0.05
97.83
AN6
1.14
1.63
0.17
55.43
AN7
0.73
1.34
0.14
68.48
AN8
0.1
0.54
0.06
96.74
AN9
0.58
0.96
0.1
66.3
AN10
0.13
0.62
0.06
95.65
A151
28.35
11.18
1.17
A_T
9.72
4.74
0.49
1
2
3
4
5
3.26
3.26
75
1.09
3.26
6.52
19.57
53.26
16.3
10.87
11.96
9.78
6.52
10.87
10.87
17.39
9.78
19.57
1.09
3.26
20.65
1.09
7.61
0
0
0
0
0
0
0
10.87
0
0
28.26
11.96
15.22
6.52
2.17
15.22
16.3
28.26
20.65
13.04
0
0
6.52
0
0
29.35
0
0
20.65
33.7
23.91
4.35
8.7
16.3
10.87
4.35
0
4.35
4.35
4.35
2.17
3.26
32.61
7.61
0
1.09
1.09
14.13
18.48
26.09
21.74
11.96
0
0
8.7
0
0
13.04
0
0
14.13
13.04
8.7
1.09
14.13
1.09
0
0
15.22
0
0
3.26
4.35
5.43
20.65
0
0
2.17
14.13
11.96
6.52
5.43
4.35
10.87
9.78
6.52
1.09
1.09
0
0
3.26
19.57
4.35
9.78
0
0
4.35
6
18.48
15.22
15.22
6.52
42.39
19.57
4.35
4.35
3.26
1.09
3.26
2.17
2.17
Tabula 21
Table 21
TRD rezultāts
6
30
70
0
9
33
74
2
10
34
75
3
12
35
78
4
14
37
81
7
15
38
82
8
16
39
83
11
17
40
85
15
18
41
86
20
19
42
87
22
20
43
89
26
21
43
90
28
22
44
91
30
23
45
93
34
24
46
94
39
27
49
98
43
28
50
100
46
29
51
101
49
30
51
102
53
31
52
104
58
32
53
105
63
33
54
106
67
34
55
108
72
35
56
109
78
36
57
110
80
37
58
112
81
38
59
113
88
39
60
114
90
41
61
117
91
43
63
120
93
45
65
122
95
52
71
132
96
56
75
137
98
58
77
140
99
59
77
141
100
z-vērtība
z-value
-2
-1.73
-1.64
-1.46
-1.28
-1.19
-1.1
-1.02
-0.93
-0.84
-0.75
-0.66
-0.57
-0.48
-0.39
-0.12
-0.03
0.06
0.15
0.24
0.33
0.42
0.51
0.6
0.68
0.77
0.86
0.95
1.13
1.31
1.49
2.12
2.47
2.65
2.74
172
173
Dabas zinātņu studiju virziena apakšizlases rezultāti
Results of subsample of natural science
Tabula 22
Table 22
Mean
SD
SE
0
A1
5.22
0.71
0.08
A2
4.76
1.08
0.12
A3
1.87
2.08
0.23
40.51
A4
3
2.06
0.23
16.46
A5
4.22
2.22
0.25
12.66
A6
1.97
2.75
0.31
64.56
A7
0.8
1.71
0.19
79.75
A8
1.67
1.8
0.2
36.71
A9
3.49
1.35
0.15
2.53
A10
0.19
0.74
0.08
93.67
A11
0.8
1.33
0.15
73.42
A12
0.38
1
0.11
87.34
A13
1.28
1.12
0.13
35.44
A14
1.28
1.51
0.17
50.63
A91
0.92
1.56
0.18
68.35
A92
0.61
0.88
0.1
58.23
A93
3.46
1.33
0.15
2.53
A111
0.08
0.47
0.05
97.47
A112
0.61
1.21
0.14
79.75
A113
0.34
0.96
0.11
88.61
AO13
0.59
0.87
0.1
60.76
AN1
0.48
1.04
0.12
74.68
AN2
0.49
1.12
0.13
83.54
AN3
0.23
0.8
0.09
92.41
AN4
0.61
1.06
0.12
70.89
AN5
0.11
0.58
0.06
96.2
AN6
1.23
1.52
0.17
46.84
AN7
0.95
1.51
0.17
60.76
AN8
0.3
0.91
0.1
89.87
AN9
0.8
1.11
0.13
58.23
AN10
0.11
0.58
0.06
96.2
A151
30.92
9.79
1.1
A_T
8.95
3.23
0.36
1
2
3
4
5
2.53
8.86
53.16
1.27
1.27
10.13
21.52
39.24
15.19
10.13
8.86
12.66
1.27
15.19
10.13
12.66
12.66
21.52
3.8
6.33
15.19
2.53
7.59
0
0
5.06
0
0
0
0
13.92
0
0
18.99
16.46
11.39
6.33
5.06
3.8
16.46
26.58
24.05
22.78
0
0
6.33
0
0
26.58
0
0
12.66
17.72
30.38
16.46
11.39
7.59
21.52
7.59
1.27
5.06
7.59
10.13
2.53
6.33
29.11
7.59
3.8
1.27
3.8
16.46
27.85
25.32
20.25
0
0
2.53
0
0
20.25
0
0
11.39
24.05
10.13
5.06
15.19
2.53
2.53
5.06
0
0
16.46
0
0
7.59
8.86
8.86
11.39
0
0
3.8
17.72
16.46
10.13
5.06
1.27
13.92
10.13
6.33
5.06
1.27
0
0
10.13
18.99
7.59
15.19
0
0
3.8
6
35.44
26.58
11.39
11.39
51.9
30.38
6.33
5.06
3.8
0
3.8
2.53
2.53
Tabula 23
Table 23
TRD rezultāts
12
31
71
0
14
33
74
4
15
34
76
5
17
36
79
8
18
37
80
9
19
38
82
12
20
39
83
13
21
40
85
19
23
42
88
23
24
43
89
26
25
44
91
29
26
45
92
31
27
46
94
33
28
47
96
37
30
49
99
41
31
50
100
45
32
51
102
52
33
52
103
59
34
53
105
62
35
54
106
66
36
55
108
69
37
56
109
73
38
57
111
76
39
58
112
80
40
59
114
83
41
60
115
85
42
61
117
89
43
62
119
91
44
63
120
92
45
64
122
94
46
65
123
96
48
67
126
97
50
69
129
99
57
77
140
100
z-vērtība
z-value
-1.93
-1.73
-1.63
-1.42
-1.32
-1.22
-1.12
-1.01
-0.81
-0.71
-0.61
-0.5
-0.4
-0.3
-0.09
0.01
0.11
0.21
0.31
0.42
0.52
0.62
0.72
0.82
0.93
1.03
1.13
1.23
1.34
1.44
1.54
1.74
1.95
2.66
174
175
Inženierzinātņu studiju virziena apakšizlases rezultāti
Results of subsample of engineering
Tabula 24
Table 24
Mean
SD
SE
0
A1
5.33
0.65
0.08
A2
4.82
1.08
0.13
A3
2.58
2.43
0.28
31.51
A4
3.44
2.06
0.24
9.59
A5
4.7
2.03
0.24
9.59
A6
2.3
2.85
0.33
58.9
A7
0.86
1.9
0.22
80.82
A8
2.05
2.03
0.24
30.14
A9
3.63
1.46
0.17
A10
0.33
0.94
0.11
89.04
A11
0.86
1.37
0.16
71.23
A12
0.7
1.28
0.15
76.71
A13
1.25
1.19
0.14
39.73
A14
0.58
0.9
0.1
64.38
A91
0.64
1.4
0.16
78.08
A92
0.51
0.88
0.1
65.75
A93
3.63
1.46
0.17
A111
0.16
0.69
0.08
94.52
A112
0.58
1.19
0.14
80.82
A113
0.29
0.89
0.1
90.41
AO13
0.68
0.97
0.11
58.9
AN1
0.3
0.95
0.11
87.67
AN2
0.86
1.37
0.16
71.23
AN3
0.29
0.89
0.1
90.41
AN4
0.95
1.15
0.13
54.79
AN5
0.12
0.6
0.07
95.89
AN6
1
1.63
0.19
63.01
AN7
0.81
1.37
0.16
64.38
AN8
0.16
0.69
0.08
94.52
AN9
0.7
1.08
0.13
63.01
AN10
0.12
0.6
0.07
95.89
A151
33.42
10.9
1.28
A_T
10.68
2.56
0.3
Piezīme. (Note) n=73; sievietes (females)=16
1
2
3
4
5
9.59
47.95
1.37
1.37
8.22
21.92
36.99
13.7
13.7
1.37
9.59
6.85
16.44
12.33
6.85
6.85
32.88
1.37
4.11
12.33
4.11
4.11
0
0
5.48
0
0
0
0
9.59
0
0
21.92
10.96
12.33
9.59
4.11
10.96
10.96
23.29
21.92
24.66
0
0
10.96
0
0
28.77
0
0
23.29
16.44
23.29
20.55
17.81
15.07
1.37
1.37
2.74
9.59
1.37
2.74
5.48
24.66
5.48
1.37
2.74
10.96
10.96
23.29
21.92
24.66
0
0
5.48
0
0
19.18
0
0
9.59
21.92
10.96
8.22
4.11
4.11
0
2.74
1.37
0
0
28.77
0
0
9.59
9.59
21.92
13.7
0
0
4.11
9.59
12.33
4.11
4.11
4.11
13.7
9.59
5.48
4.11
1.37
0
0
5.48
17.81
5.48
13.7
0
0
4.11
6
42.47
30.14
23.29
15.07
64.38
35.62
9.59
10.96
8.22
8.22
2.74
1.37
Tabula 25
Table 25
TRD rezultāts
13
31
72
0
15
33
75
3
16
34
76
4
17
35
77
6
18
36
79
7
19
37
80
13
20
38
82
16
21
39
83
19
22
40
84
22
23
40
86
27
27
44
91
30
28
45
93
32
29
46
94
34
32
49
98
38
33
50
99
41
34
51
101
46
35
51
102
49
36
52
104
54
37
53
105
57
38
54
106
59
39
55
108
62
40
56
109
67
41
57
110
70
42
58
112
75
43
59
113
81
44
60
115
85
45
61
116
86
46
62
117
89
47
62
119
92
49
64
121
96
51
66
124
99
52
67
126
100
Piezīme. (Note) n=73; sievietes (females)=16
z-vērtība
z-value
-1.87
-1.69
-1.6
-1.51
-1.41
-1.32
-1.23
-1.14
-1.05
-0.96
-0.59
-0.5
-0.41
-0.13
-0.04
0.05
0.14
0.24
0.33
0.42
0.51
0.6
0.69
0.79
0.88
0.97
1.06
1.15
1.25
1.43
1.61
1.7
176
177
Lauksaimniecības zinātņu studiju virziena apakšizlases rezultāti
Results of subsample of agricultural science
Tabula 26
Table 26
Mean
SD
SE
0
A1
5.12
0.55
0.09
A2
4.64
0.9
0.16
A3
1.97
2.19
0.38
39.39
A4
2.73
1.91
0.33
18.18
A5
4.21
1.95
0.34
9.09
A6
1.18
2.36
0.41
78.79
A7
0.45
1.33
0.23
87.88
A8
1.27
1.68
0.29
45.45
A9
3.12
1.29
0.23
A10
0.18
0.73
0.13
93.94
A11
0.36
0.99
0.17
87.88
A12
0.45
1.09
0.19
84.85
A13
0.45
0.79
0.14
69.7
A14
1.15
1.64
0.29
63.64
A91
0.42
1.09
0.19
81.82
A92
0.45
0.67
0.12
60.61
A93
3.12
1.29
0.23
A111
0.09
0.52
0.09
96.97
A112
0.18
0.73
0.13
93.94
A113
0.18
0.73
0.13
93.94
AO13
0.15
0.44
0.08
87.88
AN1
0.33
0.85
0.15
81.82
AN2
0.45
1.09
0.19
84.85
AN3
0
0
0
0
AN4
0.64
1.14
0.2
72.73
AN5
0
0
0
0
AN6
1.06
1.68
0.29
63.64
AN7
0.45
1.03
0.18
75.76
AN8
0.09
0.52
0.09
96.97
AN9
0.73
0.91
0.16
48.48
AN10
0.27
0.88
0.15
90.91
A151
27.3
9.5
1.65
A_T
7.09
3.69
0.64
1
2
3
4
5
9.09
69.7
6.06
3.03
18.18
66.67
12.12
15.15
12.12
3.03
3.03
12.12
15.15
18.18
9.09
24.24
0
3.03
33.33
0
12.12
0
0
3.03
0
0
0
0
9.09
0
0
24.24
9.09
12.12
3.03
0
3.03
33.33
39.39
3.03
15.15
0
0
6.06
0
0
12.12
0
0
15.15
18.18
9.09
3.03
3.03
0
24.24
6.06
3.03
6.06
6.06
3.03
0
3.03
36.36
0
3.03
3.03
33.33
39.39
3.03
15.15
0
0
3.03
0
0
6.06
0
0
6.06
9.09
3.03
87.88
9.09
6.06
0
3.03
0
0
15.15
84.85
0
6.06
6.06
15.15
0
9.09
6.06
6.06
9.09
6.06
12.12
9.09
0
0
3.03
0
0
3.03
39.39
3.03
9.09
0
0
9.09
6
21.21
6.06
15.15
3.03
42.42
18.18
3.03
6.06
6.06
6.06
Tabula 27
Table 27
TRD rezultāts
14
36
79
0
15
37
81
3
16
38
82
10
17
39
84
16
18
40
85
22
19
41
87
25
20
42
88
28
21
43
90
33
22
44
92
41
23
45
93
45
24
47
95
50
30
53
104
53
31
54
106
60
35
58
112
68
36
59
114
79
37
60
115
84
38
61
117
88
39
62
118
91
41
64
122
97
46
70
130
100
z-vērtība
z-value
-1.4
-1.29
-1.19
-1.08
-0.98
-0.87
-0.77
-0.66
-0.56
-0.45
-0.35
0.28
0.39
0.81
0.92
1.02
1.13
1.23
1.44
1.97
178
179
Standartizācijas rezultātu kopsavilkums
Summary of results of standardization
Tabula 28
Standartizācijas rezultāti skrīninga klasifikācijai
Table 28
Results of norm study for screening classification
A forma (Form A)
Intervāls
pēc
T
vērtības
(classification based
on T-value)
C izlase (sample C)
n=185
♂ n=84
♀ n=101
A
T <= 37
B
38-43
C
44-56
D
57-63
E
64-70
F
T > 70
G
<=16
<=13
<=18
17-22
14-20
19-24
23-37
21-36
25-38
38-45
37-44
39-46
46-52
45-52
47-54
53-59
53-59
55-56
> 59
> 59
> 56
D izlase (sample D)
n=412
<=16
17-22
38-44
45-52
53-59
> 59
23-37
♂ n=189
<=15
16-22
37-44
45-52
53-59
>59
23-36
♀ n=223
<=17
18-23
38-44
45-52
53-59
>59
24-37
IZGL, n=69
<=17
18-23
38-44
45-52
53-59
> 59
24-37
HUM, n=66
<=13
14-21
37-45
46-53
54-64
> 69
22-36
SOC, n=92
<=14
15-21
36-43
44-51
52-59
> 59
22-35
DAB, n=79
<=18
19-24
38-44
45-51
52-57
> 57
25-37
INZE, n=73
<=19
20-26
41-48
49-52
> 53
27-40
LAUK, n=33
<=15
16-21
34-40
41-46
> 46
22-33
Piezīme. (Note.) C izlase (sample C) – Pētījumā izveidota izlase, lai reprezentētu Latvijas studentus
(sample made by this study to represent Latvian students); D izlase (sample D) – Pētījumā izveidotās
izlases, lai reprezentētu Latvijas studentus pa studiju virzieniem (sample made to represent students by
fields of study); DAB – Dabas zinātnes, matemātika un informācijas tehnoloģijas (Science); HUM –
Humanitārās zinātnes un māksla (Humanities and Arts); INZE – Inženierzinātnes, ražošana un
būvniecība (Engineering, manufacturing and construction); IZGL – Izglītība (Education); LAUK –
Lauksaimniecība (Agriculture); SOC – sociālās zinātnes, komerczinības un tiesības (Social sciences,
business and law). A = Krietni zem vidējā (Far below average); B = Zem vidējā (Below average); C =
Vidējais (Average);D = Virs vidējā (Above average); E = Krietni virs vidējā (Far above average); F =
Ārkārtīgi augstu virs vidējā (Extremely high above average); G = Fenomenāls (Phenomenal);
180
Norādījumi rezultātu interpretācijai un lietošanai
Indications for interpretation and use of results
Ierobežotu resursu dēļ datu vākšana šim standartizācijas pētījumam nenorisēja
atbilstoši pareizas stratificētas izlases datu ievākšanas procedūrai. Tika pārkāpti divi
nosacījumi: a) dati tika ievākti no visas studentu grupas, nevis no nejauši atlasītiem
indivīdiem, b) izlasē iekļautās grupas netika atlasītas nejauši – atlasi noteica
pieejamības princips. Tādēļ iegūto rezultātu interpretācijā un pielietošanā jāievēro
piesardzība. No izlases veidošanas viedokļa visprecīzāk Latvijas studentu populācijas
veikumu testā atspoguļo C izlases kopējie dati (skat. tabulas 4 - 5), jo šī izlase tika
veidota, nejauši atlasot respondentus, ievērojot dzimuma un studiju virziena
proporcijas populācijā. Tā kā ievāktie dati nodrošina vairākas apakšgrupas katrā
studiju virziena grupā, tad pētījums paver iespēju veikt rezultātu standartizāciju arī
katrai studiju virziena grupai. Arī šeit tika nejauši atlasīti respondenti, saglabājot
attiecīgo dzimuma proporciju populācijā, bet pie interpretācijas jāņem vērā, cik
grupas tika iekļautas attiecīgajā studiju virzienā (skat tabulu 2), kas attiecīgi var
palielināt vai samazināt izlases kļūdu.
Ja mērķis ir analizēt dzimuma atšķirības, tad vislabāk skatīt D apakšizlašu
vīriešu un sieviešu rezultātus (skat. tab. 12 – 15). Šie rezultāti neatspoguļo Latvijas
vispārīgo studentu vīriešu un sieviešu populācijas veikumu testā (ja interesē šis
jautājums, tad skatīt tabulas 6 – 9), bet gan sieviešu un vīriešu veikumu attiecīgajos
studiju virzienos vai, citiem vārdiem, šīs izlases var tikt izmantotas, lai pētītu
dzimumatšķirības, jo tiek kontrolēta studiju virziena ietekme.
181
Tabula 29
Table 29
Saīsinājums
Abbreviation
Oriģinālais saīsinājums
Original abbreviation
Atsauce
Reference
A1-A14
1Cn, 2Cm, 3Ne, 4Cl, 5Cth,
6Bfd, 7Bfi, 8Pe, 9Hu, 10Ua,
11Ub, 12Uc, 13Ud, 14Sp
Urban & Jellen,
2010
A91-A93
91H, 92Em, 93Ex
Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2013
A111-A113
111Sy, 112Su, 113Fa
Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2013
AO13
-
Kālis, Vorobjovs
& Roķe-Reimate,
2014
AN1-AN10
N1-N10
Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2013
A151
-
Urban & Jellen,
2010
Kopējā testa balle (Total score)
A_T
-
-
Veltītais laiks testa izpildei
(Devoted time for
accomplishment of the test)
Paskaidrojums
Explanation
A13 kritērijs pielāgots Latvijas
populācijai
(Criterion A13 adjusted for
Latvian population)
182
Atsauces
References
Kālis, E., Roķe, L. and Krūmiņa, I. (2013). Indicators of Creative Potential in
Psychology, 14 (1, 2), 22–37.
Kālis, E., Vorobjovs, A. and Roķe, L. (2014). Assessing Originality in Drawings: An
Empirical Study Identifying the Best Approach for Selecting Original
Responses to Visual Stimuli Using the Test for Creative Thinking – Drawing
Production. Baltic Journal of Psychology, submitted for publication.
183
3.7. Rokasgrāmata
Līdz ar testa adaptācijas uzsākšanu Latvijā tika uzsākta arī oriģinālās
rokasgrāmatas tulkošana. Tulkošana notika paralēli pirmo rezultātu vērtēšanai, kuru
veica trīs pētnieki vairākās sesijās. Vērtēšanas un tulkošanas gaitā tika atklāts, ka
oriģinālā rokasgrāmata nenodrošina vienādu izpratnes veidošanos iesaistītajiem
vērtētājiem, tādēļ tika pieņemts lēmums padziļināti izpētīt TRD-AV teorētisko bāzi
un kritēriju vērtēšanas principus, lai veidotu latviešu versijas rokasgrāmatu, kura būtu
izvērstāka un ietvertu vairāk atsauces uz konkrētiem piemēriem. Latviešu versijas
rokasgrāmatas radīšana norisēja vienlaicīgi ar pētījumu par jaunu kritēriju
izmantošanu ar TRD-AV radoša potenciāla novērtēšanai, tāpēc šī rokasgrāmata satur
arī detalizētus norādījumus par jauno kritēriju novērtēšanu. Ņemot vērā šos apstākļus,
TRD-AV
latviešu
versijas
rokasgrāmata
tiek
nosaukta
par
„Paplašināto
rokasgrāmatu”, lai tiktu nošķirta no oriģinālās rokasgrāmatas.
Paplašinātajā rokasgrāmatā ir atrodama informācija par testa adaptācijas
kontekstu un par norādījumiem rokasgrāmatas lietošanai. Tur izklāstīts, kā vienoties
par testa lietošanu ar autoru, kādus kritērijus vērtēt atkarībā no pētījuma specifikas, kā
arī, kā summēt kritērijus, lai iegūtu pielīdzināmu rezultātu testa oriģinālajai versijai.
Kopumā rokasgrāmata sastāv no divām daļām, kur pirmā daļa sniedz
detalizētus norādījumus kritēriju vērtēšanai un interpretācijai, bet otrā daļa sastāv no
piemēriem, uz kuriem ir atsauces pirmajā daļā.
Saistībā ar atklājumiem Rakstā III par oriģinalitātes un kritērija 13Ucd
novērtēšanu, rokasgrāmatā ir ievietots papildus saraksts ar stereotipiskām atbildēm
Latvijas kultūrvidē.
Izstrādātā rokasgrāmata jau sniegusi nelielu liecību par tās kvalitāti. Divas
psiholoģijas studentes, Anete Porozova un Linda Dimante, savos bakalaura darbos
(Porozova, 2014; Dimante, 2014) lietoja TRD-AV un vērtēšanai izmantoja šo
rokasgrāmatu. Studentes pašmācības ceļā apguva metodi un novērtēja savu pētījumu
dalībnieku veikumus TRD-AV kontekstā. Pēc nejaušības principa viens no izstrādātās
rokasgrāmatas autoriem atlasīja 16 respondentus no katra pētījuma un novērtēja viņu
veikumu testā. Šie vērtējumi deva iespēju aprēķināt vērtēšanas ticamību, kura tika
konstatēta ļoti augsta (ICC=0.96 pirmās studentes un ICC=0.96 otrās studentes
gadījumā).
184
TESTS RADOŠAI DOMĀŠANAI – ATTĒLU
VEIDOŠANA (TRD-AV)
PAPLSAŠINĀTĀ ROKASGRĀMATA
Latviešu versija
Test for Creative Thinking – Drawing
Production (TCT-DP)
EXTENDED MANUAL
Latvian version
Urban & Jellen
Kālis, Roķe-Reimate, Krūmiņa & Kāle
2015
185
Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana (TRD-AV). Paplašinātā rokasgrāmata.
Latviešu versija.
Testa autori: Klauss K. Urban & Hans G, Jellen
Testa adaptācijas Latvijā un rokasgrāmatas paplašināšanas autori: Emīls Kālis, Līga
Roķe, Indra Krūmiņa, Dace Kāle.
Paplašinātā rokasgrāmata izstrādāta Emīla Kāļa promocijas darba ietvaros.
Test for Creative Thinking – Drawing production (TCT-DP). Extended manual.
Latvian version.
Authors of the test: Klauss K. Urban & Hans G, Jellen
Authors of the adaption of the test in Latvia and extended manual: Emīls Kālis, Līga
Roķe, Indra Krūmiņa, Dace Kāle.
The extended manual elaborated within doctoral thesis by Emīls Kālis.
Šī materiāla jebkāda veida kopēšana vai izplatīšana bez testa autora un šīs
rokasgrāmatas autora atļaujām ir stingri aizliegta.
Any copy or distribution of this material without permissions of the authors of the test
and the authors of the manual is strictly forbidden.
Rokasgrāmatas lietošana ir atļauta tikai pēc tam, kad saņemta rakstiska vai
elektroniska atļauja no testa autora (vai autortiesību turētāja) par testa izmantošanu.
The use of the manual is allowed only after receiving permission in written or digital
form by the author (or holders of the test) about the use of the test.
Kālis, E., Roķe-Reimate, L., Krūmiņa, I. & Kāle, D. (2015). Tests radošai domāšanai
– attēlu veidošana (TRD-AV). Paplašinātā rokasgrāmata. Latviešu versija.
186
Saturs
IEVADS ............................................................................................................................ 188
NORĀDĪJUMI ROKASGRĀMATAS LIETOŠANAI ..................................................... 189
TESTA ADMINISTRĒŠANA .......................................................................................... 191
KRITĒRIJU VĒRTĒŠANA .............................................................................................. 193
1Cn: IZMANTOJUMI................................................................................................... 193
2Cm: PILNVEIDOJUMI............................................................................................... 195
3Ne: JAUNAS VIENĪBAS ........................................................................................... 198
4Cl: SAVIENOJUMI AR LĪNIJĀM ............................................................................. 200
5Cth: SAVIENOJUMI, LAI RADĪTU TĒMU ............................................................. 202
6Bfd: STIMULA NOSACĪTA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA.......................................... 205
7Bfd: STIMULA NEATKARĪGA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA .................................... 207
8Pe: PERSPEKTĪVA .................................................................................................... 209
91Hu: HUMORS ........................................................................................................... 211
92Em: EMOCIJAS ........................................................................................................ 212
93Ex: EKSPRESIJA ...................................................................................................... 213
10Uca: NETRADICIONALITĀTE (A) – NEPARASTA MANIPULĀCIJA .............. 214
111Sy: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIMBOLISMS ............................................ 215
112Su: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIREĀLISMS ............................................. 217
113Fi: NETRADICIONALITĀTE (B) – FANTĀZIJA ................................................ 219
12Ucc: NETRADICIONALITĀTE (C) – ZĪMES, VĀRDI, KARIKATŪRISMS ....... 221
13Ucd: NETRADICIONALITĀTE (D) – ORIĢINALITĀTE ..................................... 223
14Sp: ĀTRUMS ............................................................................................................ 227
N1Sy: STIMULU SINTĒZE KOPĪGĀ TĒLĀ .............................................................. 228
N2Im: TĒLU PĀTRAUKŠANA PIE RĀMJA MALAS .............................................. 229
N3Ma: MANIPULĀCIJA AR RĀMI ........................................................................... 231
N4Ab: NOSAUKUMA ABSTRAKTUMS................................................................... 232
N5Ag: AGLUTINĀCIJA .............................................................................................. 234
N6Re: SAJŪTAS - REĀLISTISKIE EFEKTI .............................................................. 235
N7Ri: IZTĒLES BAGĀTĪBA ....................................................................................... 236
N8Ex: PĀRSPĪLĒŠANA .............................................................................................. 238
N9Mo: KUSTĪBA ......................................................................................................... 239
N10P: PERSONIFIKĀCIJA ......................................................................................... 240
TESTA NORMAS SKRĪNINGA KLASIFIKĀCIJAI ...................................................... 241
187
ATSAUCES ...................................................................................................................... 242
PIEMĒRI ........................................................................................................................... 244
1Cn: IZMANTOJUMI................................................................................................... 246
2Cm: PILNVEIDOJUMI............................................................................................... 249
3Ne: JAUNI ELEMENTI .............................................................................................. 253
4Cl: SAVIENOJUMI AR LĪNIJĀM ............................................................................. 257
5Cth: SAVIENOJUMI, LAI RADĪTU TĒMU ............................................................. 260
6Bfd: STIMULA NOSACĪTA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA.......................................... 270
7Bfd: STIMULA NEATKARĪGA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA.................................... 273
8Pe: PERSPEKTĪVA .................................................................................................... 276
91Hu: HUMORS ........................................................................................................... 281
92Em: EMOCIJAS ........................................................................................................ 284
93Ex: EKSPRESIJA ...................................................................................................... 287
10Uca: NETRADICIONALITĀTE (A) – NEPARASTA MANIPULĀCIJA .............. 290
111Sy: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIMBOLISMS ............................................ 292
112Su: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIREĀLISMS ............................................. 295
113Fi: NETRADICIONALITĀTE (B) – FANTĀZIJA ................................................ 301
12Ucc: NETRADICIONALITĀTE (C) – ZĪMES, VĀRDI, KARIKATŪRISMS ....... 305
13Ucd: NETRADICIONALITĀTE (D) – ORIĢINALITĀTE ..................................... 307
N1Sy: STIMULU SINTĒZE KOPĪGĀ TĒLĀ .............................................................. 308
N2Im: TĒLU PĀTRAUKŠANA PIE RĀMJA MALAS .............................................. 311
N3Ma: MANIPULĀCIJA AR RĀMI ........................................................................... 313
N4Ab: NOSAUKUMA ABSTRAKTUMS................................................................... 315
N5Ag: AGLUTINĀCIJA .............................................................................................. 320
N7Ri: IZTĒLES BAGĀTĪBA ....................................................................................... 324
N8Ex: PĀRSPĪLĒŠANA .............................................................................................. 326
N9Mo: KUSTĪBA ......................................................................................................... 327
N10P: PERSONIFIKĀCIJA ......................................................................................... 328
188
IEVADS
Testu radošai domāšanai – attēlu veidošana izstrādāja vācu autori Klaus
Urbans un Hans Jellens (Urban & Jellen, 1985) vispārēja radoša potenciāla
novērtēšanai. Tests izstrādāts tā, lai tas būtu pielietojams dažādās kultūrās un dažādos
vecumposmos (no 6 līdz 95 g. v.). Testa popularitāte pēdējos gados strauji aug līdz ar
vairākiem pētījumiem, kas turpina uzrādīt testa labo veiktspēju gan validitātes,
ticamības, gan pielietošanas ziņā (Kālis, Vorobjovs, Roķe & Krūmiņa, 2015; Kālis,
Vorobjovs & Roķe, 2014; Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014; Kālis, Roķe & Krūmiņa,
2013a; Togrol, 2012; Karkowski, 2008; Rudowicz, 2004; Urban 2004; Chae, 2003).
Testa adaptācija Latvijā tika uzsākta 2011. gadā RPIVA Kreativitātes
zinātniskajā institūtā Norvēģijas Granta projektā LV0088 „Atbalsta sistēma
kreativitātes izpētei un paaugstināšanai cilvēkresursu attīstībā Latvijā”, kuru vadīja
profesore Rita Bebre. Pēc projekta beigām, RPIVA Kreativitātes pētījuma centrs
turpināja ieguldīt resursus šī testa adaptācijai Latvijā, veicot testa rezultātu
standartizācijas pētījumus Latvijas 9. klašu latviešu plūsmas skolēniem, Latvijas
pirmskolu sešgadīgu latviešu plūsmas bērniem un Latvijas 5. klašu latviešu plūsmas
skolēniem. Šie pētījumi veicināja vairāku E. Kāļa promocijas darbā iekļauto pētījumu
rašanos, kā arī šīs rokasgrāmatas attīstību.
Uzsākot testa adaptāciju, mūsu mērķis bija pārtulkot testa oriģinālo
rokasgrāmatu latviešu valodā. Tomēr testa adaptācijas gaitā, lietojot testa oriģinālo
rokasgrāmatu, saskārāmies ar daudzām neskaidrībām, kuras nebija iespējams atrisināt
izmantojot tikai un vienīgi šīs grāmatas saturu. Tas pamudināja mūs padziļināti
izzināt testa principus un atrast dažādus piemērus, lai izveidotu latviešu versijas
rokasgrāmatu pēc iespējas saprotamāku lietotājam. Mūsu iedziļināšanās rezultātā tika
veikti papildus pētījumi un izstrādāta latviešu versijas paplašinātā rokasgrāmata.
Tādējādi rokasgrāmata, no vienas puses, satur sevī precīzus norādījumus, lai
novērtētu testa veicēju sniegumu atbilstoši oriģinālajai rokasgrāmatai, bet no otras
puses, tā satur norādījumus alternatīvu un jaunu kritēriju vērtēšanai.
189
NORĀDĪJUMI ROKASGRĀMATAS LIETOŠANAI
Lai lietotu rokasgrāmatu, izmantojot Testu radošai domāšana – attēlu
veidošana, jāseko šeit izklāstītajiem norādījumiem.
Rekomendējamā procedūra:





Sazināties ar testa autoru vai testa turētāju un saņemt atļauju par testa
lietošanu.
Pieņemt lēmumu, vai tests tiks lietots, vadoties pēc oriģinālās rokasgrāmatas
norādījumiem, vai arī tas tiks lietos ar alternatīviem kritērijiem padziļinātai
instrumenta vai radoša potenciāla pētniecībai.
Iepazīties ar kritēriju novērtēšanas principiem un piemēriem.
Veikt izmēģinājuma vērtēšanu, iesaistot kādu pieredzējušu vērtētāju.
Uzsākt pamat-vērtēšanu tikai tad, kad konstatēti ticami vērtēšanas rezultāti.
Testa kritēriju izmantošana un kopējā rezultāta aprēķināšana:
A. Testa lietošana saskaņā ar oriģinālo rokasgrāmatu (Urban & Jellen,
2010).
 Novērtē testa veicēja sniegumu, izmantojot šeit aprakstītos kritērijus no 1Cn –
14Sp.
 Aprēķina testa kopējo rezultātu pēc šāda principa (Kālis, Roķe & Krūmiņa,
2014):
Testa kopējais rezultāts=(1Cn + 2Cm + 3Ne + 4Cl + 5Cth + 6Bfd + 7Bfi +
8Pe + 9Hu + 10Uca + 11Ucb + 12Ucc + 13Ucd + 14Sp),

kur 9Hu = maksimālais punktu skaits kādā no šiem kritērijiem – 91Hu,
92Em, 93Ex. Piemēram, ja 91Hu=0, 92Em=4, 93Ex=2, tad 9Hu=4.
 kur 11Ucb = maksimālais punktu skaits kādā no šiem kritērijiem – 111Sy,
112Su, 113Fi. Piemēram, ja 111Sy=0, 112Su=0, 113Fi=3, tad 11Ucb=3.
 Ja lieto vienlaicīgi A un B testa formas, tad var izmantot aritmētisko vidējo no
abu testa kopējā rezultāta. Ja lieto strukturālo vienādojumu modelēšanas
metodoloģiju, tad A un B formu kopējos rezultātus var lietot kā atsevišķus
indikatorus jeb novērojamos mainīgos vispārējā radošā potenciāla (latentais
mainīgais) mērīšanai.
190
B. Alternatīva testa lietošana (Kālis, Vorobjovs, Roķe-Reimate & Krūmiņa,
2015; Kālis, Vorobjovs & Roķe-Reimate, 2014; Kālis, Roķe & Krūmiņa,
2013a).
Alternatīva testa izmantošana paredz, ka papildus oriģināliem testa
kritērijiem lieto arī jaunos (alternatīvos) kritērijus (N1-N10). Pētījuma
rezultāti uzrāda, ka, lietojot jaunieviestos kritērijus, joprojām saglabājas
valīda viena faktora kritēriju struktūra, kas ir pamats visu kritēriju
summēšanai, lai iegūtu kopējo rezultātu. Tomēr šādi iegūts rezultāts nav
salīdzināms un izmantojams šī testa rezultātu kontekstā, kas iegūts, vadoties
pēc oriģinālas punktu skaitīšanas pieejas.
Šī pieeja būtu piemērota pētījumiem, kuri pēta radoša potenciāla
dažādas izpausmes (t.i., kritēriji) un to atšķirības grupās vai to saistības ar
citiem mainīgajiem.
Ja pētījuma mērķis ir pētīt vispārēja radoša potenciāla atšķirības vai
dinamiku, tad šī pieeja būtu piemērota pie nosacījuma, kad gala mērījums tiek
iegūts un lietots strukturālo vienādojumu modelēšanas metodoloģijas ietvaros
pēc Kāļa, Vorobjova, Roķes-Reimates un Krūmiņas (2015) norādījumiem.
Ja pētījuma mērķis ir pētīt padziļināti oriģinalitātes aspektus, tad
jāseko Kāļa, Vorobjova, un Roķes-Reimates (2014) norādījumiem.
191
TESTA ADMINISTRĒŠANA
Testu var administrēt individuāli vai nelielās grupās līdz 15 cilvēkiem. Ja
grupa ir lielāka par 15 cilvēkiem, tad nepieciešams palielināt testa administratoru
skaitu, lai palīdzētu izdalīt testa otru formu un piefiksēt testa beigšanas laiku.
Ja lieto divas testa formas (A un B), tad līdzko testa veicējs izpildījis pirmo
testa formu, viņam iedod otru testa formu un lūdz to pildīt pēc tāda paša principa, kā
pirmo. Ja testa veicēji ir gados jauni, piemēram, pirmskolas vecuma bērni, tad starp
abām formām var paredzēt nelielu starpbrīdi ar fizisku aktivitāti un iespēju apmeklēt
labierīcības.
Testēšanai jānotiek brīvā un ērtā gaisotnē. Jānovērš iespējamais laika
spiediens, sasprindzinājums, uzmanības novēršanas un traucējumu draudi. Visiem
jānodrošina pietiekami daudz vietas zīmēšanai. Katram dalībniekam jāstrādā
patstāvīgi; to var garantēt, nepieciešamības gadījumā izsēdinot viņus atsevišķi (pirms
sākas testēšana!).
Procedūra:
1. Visiem dalībniekiem nepieciešams TCT-DP testa lapas A formas eksemplārs,
kas ir lapa zīmēšanai un parastais zīmulis (vēlams mīksts) vai marķieris (ne
pārāk biezs) ieteicams bez dzēšgumijas, lai zīmējumu producēšanā nenotiktu
izmaiņas, un bez lineāla. Ja nepieciešams, testējamajiem var palūgt testa lapas
augšējā malā uzrakstīt vārdu, uzvārda iniciāli, vecumu, dzimumu un klasi
(jebko, kas nepieciešams).
2. Līdzko visi skolēni ir gatavi, testētājs skaidri un lēni nolasa/izstāsta šādus
norādījumus:
„Jūsu priekšā ir nepabeigts zīmējums.
Mākslinieks, kurš to iesāka, tika pārtraukts, pirms vēl zināja, kas
tajā tiks attēlots.
Lūdzu turpiniet šo iesākto zīmējumu.
Jūs varat zīmēt, ko vien vēlaties!
Jūs nevarat uzzīmēt neko nepareizi.
Viss, ko Jūs zīmēsiet, ir pareizi.
Kad pabeigsiet zīmējumu, paceliet roku, lai varu to paņemt (un
iedot otru – un šo otru uzdevumu jūs pildīsiet tāpat kā pirmo).”
Testētājs var vēlreiz atkārtot:
„Jūs varat zīmēt, kā vēlaties”.
192
vai
„Lūdzu, jautājumus vairāk neuzdodiet, katrs var zīmēt, kā vēlas!”
3. Testētājs piefiksē sākuma laiku (piemēram, „9:15”).
4. Uz testēšanas laikā uzdotajiem jautājumiem jāatbild šādi:
„Jūs drīkstat zīmēt visu, ko vien vēlaties!” vai
„Viss būs pareizi; Jūs nevarat pieļaut nekādas kļūdas!”
Ja testējamais uzstāj, piemēram, uzdodot jautājumus par fragmentiem
ārpus lielākā kvadrāta rāmja, jāatkārto minētie apgalvojumi. Nesniedziet
paskaidrojumus par saturu, formu vai metodēm!
Izvairieties arī no tiešas atsaukšanās uz to, cik daudz laika ir pieejams,
lai pabeigtu zīmējumu. Testētājam vajadzētu teikt:
„Vienkārši sāciet zīmēt un neuztraucieties par laiku” Un pēc tam
piebilst: „Taču mēs nevaram veltīt visu stundu šim zīmējumam”
5. Kad pirmais testējamais ir pabeidzis zīmējumu, pasakiet visiem dalībniekiem:
„Ja Jums prātā ir kāds zīmējuma nosaukums, virsraksts vai tēma,
lūdzu, uzrakstiet to virs zīmējuma” (Palīdziet pirmskolniekiem!)
Ja zīmējumu producēšana beigusies ātrāk nekā 12 minūtēs, testētājam
jāpiefiksē pabeigto un nodoto zīmējumu laiks, pierakstot minūti augšējā
labajā stūrī (piem., „22”), un nekavējoties jāiedod testējamajiem B
formas lapa. Var pierakstīt jauno sākumlaiku arī otrās testa lapas augšējā
labajā stūrī, taču parasti pietiek vien piefiksēt nodošanas laikus, jo laika
intervālu var aprēķināt (A lapas nodošanas laiks = B lapas sākuma
laiks).
6. Pēc 15 minūtēm visi, kuri strādā pie A formas, pabeidz darbu. Testētājs var
atgādināt, ka kompozīcijai jāuzraksta nosaukums, bet tas nav obligāti! Tas
jādara īsi un klusi, lai netraucētu tos, kuri vēl strādā. Iedodiet viņiem B formu;
pierakstiet laiku.
7. Savācot B formas lapas, pārliecinieties, ka lapas augšā uzrakstīts vārds un
uzvārda iniciālis (ja tas lūgts), palūdziet uzrakstīt nosaukumu, ja tāda nav un
autors vēlas, un pierakstiet lapas nodošanas laiku, vēlreiz piefiksējot minūtes.
193
KRITĒRIJU VĒRTĒŠANA
1Cn: IZMANTOJUMI
1Cn (Continuations)
Punkti:
0 - 6 punkti
Katram no dotajiem sešiem stimuliem var piešķirt 0 vai 1, kopējais
maksimālais punktu skaits – 6.
Šajā kategorijā ietilpst jebkāds doto sešu stimulu izmantojums –
Mērījums: turpināšana jeb paplašinājums, izmantojums citas figūras kontekstā,
atkārtošana un savienošana ar pārējiem stimuliem.
Kritērija pazīmes:
A) Doto stimulu jebkāda veida turpinājums, paplašinājums
 Izmantojumi visbiežāk izpaužas kā līniju pievienošana dotajam
stimulam, to pagarinot, noslēdzot vai papildinot.
 Parasti veiktie turpinājumi un paplašinājumi ir samērā vienkārši un to
rezultātā tiek izveidota vienības pamatforma.
 1Cn-1-piemērā stimuls „svītriņas” tiek turpināts uz leju,
„stūris” tiek papildināts, izveidojot kvadrātu, „līnija” tiek
turpināta, izveidojot vāzi, savukārt „loks” tiek noslēgts,
izveidojot apli. Katrs no šiem stimuliem A apakškategorijā
iegūst 1 punktu.
B) Jebkāds stimula izmantojums, nesaistīts ar turpināšanu
 Šādu kritērija pazīmi raksturo dotā stimula izmantojums jaunas figūras
kontekstā. Stimulam tiešā veidā netiek pievienotas līnijas vai cita
veida grafiski elementi, tomēr tas iegūst jēgu attiecībā pret citām
izmantotajām vai jaunpievienotajām vienībām, tiek izmantots kā
konteksta elements, kā jēgpilna kopējās vienības detaļa. Piemēram,
vienība „punkts” kļūst par putna aci vai „svītriņas” – par ceļu.
 Ja vienība ir telpiskās attiecībās ar citām vienībām vai elementiem, bet
kontekstā tā nepiedod nekādu jēgu, punktus tā nesaņem. Piemēram, ja
punktam apkārt zīmēts mākonis nedodot punktam noteiktu, saskatāmu
jēgu tēla kontekstā, tas nesaņem punktu šajā kritērijā (1Cn-2-piemērs).
Vērtētājam jābūt uzmanīgam stimula apkārtējā konteksta noteikšanā.
No vienas puses – esot pietiekami objektīvam un kritiskam, no otras –
194
esot atvērtam tādiem stimulu izmantošanas veidiem kontekstā, kurus
no pirmā acu uzmetiena varētu nepamanīt.
 Punkts kļūst par čūskas medījumu (skat. 1Cn-1-piemēru), par
zaķa aci (1Cn-3-piemērs), un saņem punktu šajā kritērijā.
 Punkts atrodas plaknē, kuru ietver aplis, tomēr nerod jēgu dotā
tēla ietvaros. Punkts netiek piešķirts (skat. 1Cn-2-piemēru).
 Punkts kļūst par daļu no ēnojuma (1Cn-9-piemērs) un saņem
punktu šajā kritērijā.
 Punkts kļūst par dzimumzīmi uzzīmētajā sejā (1Cn-7-piemērs)
un saņem punktu šajā kritērijā
 Stimuls „svītriņas”, lai arī atrodas kopējā tēla telpā, praktiski
nav izmantotas (1Cn-6-piemērs).
C) Arī dotā stimula atkārtojums tiek uzskatīts par tā izmantojumu
 Uzzīmēti identiski vai līdzīgi izliekumi līdzās „līnijai” un
atkārtots „stūris” (1Cn-4-piemērs).
 Punktam līdzās citi punkti (skat. 1Cn-8-piemēru).
D) Vienkāršas un/vai tiešas saistības starp nemainītajiem stimuliem ietilpst
šajā kritērijā
 Visi dotie stimuli var tikt savienoti ar līnijām, izveidojot vienu lielu
figūru, vai 2, 3 vai 4 stimuli savienoti vienā formā. Tādējādi dotie
stimuli tiek turpināti un kļūst par daļu no jaunās, apvienotās figūras.
 Visi rāmja iekšpusē dotie stimuli ar līnijām savienoti vienā
figūrā (1Cn-5-piemērs) un tiek piešķirti 5 punkti (pat ja attēlā
nevar identificēt konkrētu objektu).
Pievērst uzmanību!
 Pārbaudiet, vai esat izvērtējuši ārpus rāmja esošā mazā kvadrāta
izmantojumu.
 Pārliecinieties, vai stimuli, kas izmantoti bez tiešas grafiskas
turpināšanas (B pazīme), ir saņēmuši punktu kā izmantoti, vai varbūt
tieši otrādi – tiem citu stimulu vai vienību kontekstā nav jēgpilnas
nozīmes, tomēr ir piešķirts punkts šajā kritērijā!
195
2Cm: PILNVEIDOJUMI
2Cm (Completions)
Punkti:
0 - 6 punkti
Katram no dotajiem sešiem stimuliem var piešķirt 0 vai 1 punktu,
kopējais maksimālais punktu skaits – 6.
Pilnveidojuma kritērijā atšķirībā no Izmantojumiem uzmanība tiek
vērsta uz to, kā ir pilnveidoti, papildināti un izstrādāti stimulu
izmantojumi, kas saņēmuši punktu 1Cn kritērijā.
Šajā kategorijā ietilpst papildpunktu, līniju un/vai faktūras, tajā skaitā
Mērījums:
krāsojumu un ēnojumu, izmantošana; nemainītā stimula atkārtošana
vismaz divreiz; stimula izmantojuma atkārtošana vismaz vienreiz;
„svītriņu”
turpināšana
pilnveidošanas
veidu
vairāk
nekā
identificēšana
15
cm
apvienoto
garumā;
dažādo
stimulu
figūrā;
vairākkārtēju savienojumu izmantošana starp vienkārši izmantotām
vienībām.
A) Papildpunktu, papildlīniju, un/vai faktūras, tajā skaitā krāsojumu un
ēnojumu, izmantošana, lai izstrādātu izmantotās vienības detaļas
 Pilnveidojumu vērtēšanā (gan atsevišķām vienībām, gan apvienotu
stimulu gadījumos) var palīdzēt pieeja, kad sākotnēji tiek noteikts
geštalts jeb vienības pamatforma (to var saukt arī par tēla minimālajām
sastāvdaļām/formām, kas nepieciešamas, lai atpazītu, kas attēlots).
Izejot no tās, tiek noteiktas detaļas, kas uzskatāmas par
Pilnveidojumiem.
 Vienkāršas figūras, kas veidotas ar vienu nepārtrauktu liektu līniju,
piemēram, mākonis, vāze, ovāla figūra u.tml., neiegūst punktus
Pilnveides kritērijā, izņemot gadījumus, ja no „svītriņām” veidotās
vienības perimetrs pārsniedz 15 cm (tas attiecināms uz D
apakškritēriju (skatīt tālāk)).
 Gadījumos, kad stimuls „punkts” kļūst par vienkāršas puķes,
zvaigznes vai tml. figūras vidu, vai ja caur to novilktas vairākas
vienādas vienkāršas līnijas vai taisnes, tas nesaņem punktu Pilnveides
kritērijā.
196
 Ir gadījumi, kad arī vienkāršām, maz detalizētām vienībām tiek
piešķirti punkti pilnveidē. Tas prasa īpašu vērtētāja uzmanību
identificēt stimula izmantojumu (1Cn) un tam papildu veiktos,
kaut nelielos pilnveidojumus, kuri pēc to veida ir atšķirīgi no
1Cn. Piemēram, 2Cm-13-piemērā ir sešu veidu smaidi, kuros
izmantoto detaļu skaits ir vienāds, tomēr trim no tiem punkti
pilnveidē netiek piešķirti, savukārt pārējie trīs saņem punktus.
 Punkts, kas kļūst par spirāles sākumu jeb centru, nesaņem
punktu Pilnveidē (2Cm-1-piemērs).
 0 punktus par pilnveidošanu saņem gan ola, gan trijstūris,
savukārt „tārps” saņem 1 punktu, jo pamatformai piezīmēta acs
(2Cn-2-piemērs).
 2Cm-11-piemērā un 2Cm-12-piemērā no „punkta” ir izveidotas
puķītes. Šajos gadījumos punkti pilnveidē netiek piešķirti, jo
„punkta” izmantojums iegūst jēgu ar ziedlapiņām, kas ir
pamatforma (geštalts).
B) Dotā nemainītā stimula atkārtošana vismaz divas reizes (atšķirībā no C
kritērija)
 2Cm-3-piemērā rāmja iekšpusē tiek vairākkārt atkārtots
nemainīts mazais kvadrāts ārpus rāmja, tādējādi Pilnveidē
saņemot 1 punktu.
 2Cm-4-piemērā vairākkārt tiek atkārtota līnija, veidojot matus
cilvēka galvas tēlā un tādējādi Pilnveidē saņem 1 punktu.
C) Stimula izmantojums tiek vismaz vienreiz atkārtots
 Šajā apakškategorijā tiek ieskaitīti gadījumi, kad stimula izmantojums
(figūra, tēls, elements, kas no tā izveidots) tiek atkārtots vismaz vienu
reizi.
 Šādi atkārtojumi netiek uzskatīti par jaunām vienībām (3Ne), kas ir
nākamais 3. kritērijs.
 2Cm-5-piemērā vairākkārt tiek atkārtots putns, kas ir stimula
svītriņas izmantojums, kā arī peles, kas ir stimula „punkts”
izmantojums.
D) Ja „svītriņas” izmantojums kļūst garāks par 15 cm, vai nu pārtrauktā
un/vai nepārtrauktā veidā, jāapsver viens punkts par Pilnveidi
 Kā kritērijs punkta piešķiršanai gadījumā, kad no svītriņām tiek
izveidota līnija rāmja platumā, var būt tas, vai līnija ir vienkārši taisna
vai gandrīz taisna, vai arī tai ir pietiekami izteikti izliekumi, kas to
veido garāku par 15 cm. Punkts dodams otrajā gadījumā (skat. 2Cm-6piemēru salīdzinājumā ar 2Cm-7-piemēru).
 2Cm-4-piemērā līnija, kas veidota no svītriņām, iegūstot mutes
formu kopējā tēlā, ir garāka par 15 cm un saņem punktu
pilnveidē.
197
E) Par identiskiem pilnveidojumiem diviem dažādiem stimuliem, kas ar
Pilnveidojumu apvienoti vienā formā, tiek dots tikai viens punkts
 Skatīt „stūra” un „svītriņu” izmantojumu 2Cm-1-piemērā.
F) Ja vairāki stimuli tiek izmantoti, apvienojot tos ar līnijām, lai izveidotu
vienu lielu figūru, par Pilnveidi var piešķirt tikai tik daudz punktu, cik
redzamu skaidru un atpazīstamu dažādu detaļu, lai pilnveidotu lielo
figūru, bet nekad vairāk par kombinēto stimulu/vienību skaitu.
 Ja izmantotie stimuli ar līnijām ir apvienoti vienā, konkrētā tēlā, vērtē
kopējā tēla detaļas, sākotnēji definējot geštaltu/ pamatformu, un, tad
skaitot papildu detaļas.
 Vienkāršiem abstraktiem apvienotiem zīmējumiem efektīvākā
stratēģija ir identificēt stimula izmantojumu un izvērtēt pārējos
pilnveidojumu dažādos veidus, piemēram, taisna līnija, liekta līnija
u.c.
 Apvienota konkrēta tēla gadījumā, kurā savienoti pieci stimuli, lai
iegūtu piecus punktus par Pilnveidi, jābūt acīmredzamiem pieciem
dažādiem Pilnveides veidiem.
 2Cm-9-piemērā veidots abstrakts zīmējums, kur stimuli
savstarpēji apvienoti. Līdzās vienkāršai savienošanai ar līnijām
vienā formā, pat ja tā ir abstrakta un nestrukturēta (bez ārēji
nosakāmas nozīmes), ir pievienotas papildus līnijas.
 Skatīt 2Cm-11-piemēru, kur līnija, svītriņa un stūris apvienoti
vienradža kontūrā, kurā savukārt ir atrodami vairā, nekā trīs
neatkarīgi pilnveidojumi, tāpēc katrs no šiem izmantotajiem
stimuliem saņem Pilnveidē punktu.
G) Par ļoti detalizētiem Pilnveidojumiem, kuros redzami gandrīz seši dažādi
pilnveidošanas elementi, jāpiešķir divi punkti
 Maksimālais Pilnveides piešķirtais punktu skaits ir 6.
 2Cm-8-piemērā ļoti detalizēti izstrādāts meitenes tēls, kurā
apvienots loks un līnija, un abi no tiem var saņemt 2 punktus
par pilnveidošanu, jo kopējā meitenes tēlā var noteikt gandrīz
12 dažādas detaļas (gan sejas detaļās, gan kleitas detaļās).
Neskatoties uz to, ka stimuls „svītriņas” nav izmantotas, visam
attēlam par Pilnveidi tiek piešķirti 6 punkti.
H) Par vairākkārtēju vairāk vai mazāk taisnu savienojuma līniju
izmantošanu starp vienkārši pilnveidotām vienībām/fragmentiem
jāpiešķir viens punkts
 Skatīt 2Cm-9-piemēru.
198
3Ne: JAUNAS VIENĪBAS
3Ne (New elements)
Punkti:
0 - 6 punkti
Jaunu vienību kritērijs raksturo respondenta noslieci pievienot jaunus,
Mērījums: samērā neatkarīgus papildu elementus jau izmantotajām un/vai
pilnveidotajām vienībām.
A) Esošajiem Izmantojumiem un Pilnveidojumiem tiek pievienoti jauni vai
papildu elementi vai vienības
 Vērtētājam darba gaitā bieži var nākties atbildēt uz jautājumu, kuras
no pievienotajām vienībām uzskatāmas par jaunām, kuras – par
Izmantoto vienību dažādiem Pilnveidojumiem. Viena no stratēģijām,
kā atrisināt šo jautājumu, ir noteikt, cik autonoms un neatkarīgs no
Pilnveidotās vienības ir tai pievienotais elements.
 Jaunas vienības vai elementa neatkarību no pilnveidotās vienības var
palīdzēt noteikt to telpiskā nošķirtība (skat. pulksteni 3Ne-12-piemērā)
vai salīdzinošais retums, kādā tās parasti saistītas reālajā dzīvē. Jaunai
vienībai jāienes tēlā kaut kas jauns idejiskā ziņā. Arī tādas vienības kā
horizonts vai ceļš uzskatāmas par Jaunu vienību, ja tās tieši neizriet
jau no Pilnveidotām vienībām, piemēram, ceļa, kas tieši pievienots
mājai.
 Specifiski gadījumi ir jaunu vienību identificēšana abstraktos (t.sk.
apvienotos) zīmējumos, kad jānovērtē, vai kāds elements ir jauna
vienība, vai arī - vienību pilnveidojums vai kopējā tēla Pilnveides
veids. Abstraktos zīmējumos Jaunas vienības visbiežāk ir tie elementi,
kas ir nesaistīti ar dotajiem stimuliem, bet ir saistīti kopējā tēla
kontekstā. Jebkurā gadījumā šeit nozīmīga loma ir eksperta
interpretācijai par abstraktā zīmējuma jēgu un tam piederošām
vienībām.
 Reizēm pievienotās vienības var šķist kā Jauna vienība, lai gan bez
tām nebūtu izprotama pilnveidotās vienības nozīme, piemēram, 3Ne10-piemērā šķēres drīzāk ir svītriņu Pilnveidojums, jo piedod
199
Izmantotai vienībai papīra – lapas nozīmi jeb palīdz izprast, kas
attēlots.
 3Ne-1-piemērā par jaunām vienībām uzskatāma puķe un
neparastais zvērs lapas labajā pusē pa vidu.
 3Ne-7-piemērā horizonti/kalni ir kā Jaunas vienības un saņem
2 punktus (skat. B).
 3Ne-13-piemēra abstraktajā zīmējumā nelielie apļi uzskatīti par
Jaunu vienību un saņem 2 punktus (skat. B).
B) Ja šīs jaunās vienības un papildinājumi tiek atkārtoti tādā pašā vai ļoti
līdzīgā veidā, maksimālais piešķiramais punktu skaits būs 2
 Gadījumos, kas attiecas uz lietu vai sniegu, kas uzskatāmi par tādu
tikai vairākkārtīgu punktu gadījumā (t.i., viena sniegpārsla punkta
veidā neviedo sniegu), par tiem piešķir 1 punktu (par izņēmumu var
uzskatīt gadījumus, kad mazās vienības (lāses, sniegpārslas) ir īpaši
izstrādātas
 Par no vairākiem kokiem veidotu mežu tiek doti tikai divi punkti; tas
pats attiecas uz zīmējumiem ar vairākiem putniem, kalniem un/vai
puķēm. Ja jaunās vienības, pat būdamas no vienas priekšmetu
kategorijas, ir ar kādām unikālām iezīmēm, atšķiroties no pārējām, var
izskatīt iespēju uzskatīt tās par cita veida jaunām vienībām.
 3Ne-11-piemērā pa 2 punktiem saņem viļņi (attēla augšpusē),
pudeles (uz viļņiem), cilvēka figūras, kas ir divas, kā arī viļņi
attēla apakšpusē. Neskatoties uz jauno elementu kopsummu,
kopējais punktus skaits tomēr nevar būt augstāks par 6.
C) Pilnveidojumu atkārtojumi netiek uzskatīti par jaunām vienībām
 3Ne-8-piemērā otra dāvana un Ne-9-piemērā otrs koks tiek
uzskatīts par Pilnveidojumu atkārtojumu nevis Jaunām
vienībām.
D) „Runas burbuļi” vai vārdi (galvenokārt ārpus figūrām vai pievienoti
tām) tiek uzskatīti par jaunām vienībām
 Uz šo apakškritēriju neattiecas vārdi, kas uzrakstīti kā uzzīmētās
figūras nosaukums.
200
4Cl: SAVIENOJUMI AR LĪNIJĀM
4Cl (Connections made with lines)
Punkti:
0 - 6 punkti
Šajā kritērijā tiek vērtēta respondenta tendence apvienot dotos stimulus
Mērījums:
vienotā tēlā ar dažāda veida līnijām, vai veidot kompozīcijas, kurās doto
stimulu Izmantojumi, Pilnveidojumi un/vai Jaunās vienības jebkādā
veidā savstarpēji saskaras.
A) Par katru uzzīmēto savienojumu starp divām izmantotām vienībām
un/vai jaunām vienībām tiek dots viens punkts
 Uz savienojumiem attiecināma arī vienību Izmantojumu vai
Pilnveidojumu savienošana vai saskaršanās. Piemēram, ja vienība ir
tikusi pilnveidota, atkārtojot tās Izmantojumu, šī atkārtojuma
saskaršanās ar citu vienību (pilnveidotu vai jaunu) uzskatāma par
savienojumu. Piemēram, 4Cl-8-piemēra gadījumā otrs logs kā loka
Pilnveidojums saskaras ar cilvēku kā punkta Pilnveidojumu.
 Jāskaita nevis savienotās vienības, bet gan starp tiem uzzīmēto
savienojumu skaits. Bet nevar piešķirt vairāk punktu par savienoto
vienību skaitu. Piemēram, ja vienā tēlā savienotas 3 vienības, šajā
kritērijā var piešķirt ne vairāk kā 3 punktus.
 Tiek skaitīti arī savienojumi starp Izmantotajām vai Pilnveidotajām
vienībām un jaunām vienībām.
 Ja savienojumu skaits ir lielāks par 6 (gadījumos, kad ir Jaunas
vienības, kas savienotas savstarpēji vai ar dotajām vienībām),
maksimālais piešķirto punktu skaits nevar būt lielāks par 6.
 4Cl-1-piemērā ar līnijām vienā tēlā apvienoti 4 stimuli (stūris,
svītriņas, līnija, loks), t.i., varam konstatēt 4 savienojumus, un
par to tiek piešķirti 4 punkti.
 4Cl-5-piemērā par savienojumu starp svītriņas Pilnveidojumu
un stūra Pilnveidojumu tiek dots 1 punkts, jo savienojumu
skaits ir 1, kaut arī savienotas divas vienības.
201
 4Cl-6-piemērā konstatējami savienojumi gan starp dotajām
Pilnveidotajām vienībām (līnija - loks, 1 punks, līnija – stūris,
1 punkts), gan jaunajām vienībām (zāle –puķe, 1 punkts).
B) Par grafisku savienojumu tiek uzskatīts arī pārtraukto līniju (piem.,
saules stari) vai citu faktūru (piem., ēnu) izmantojums
 4Cl-9-piemērā saules staru savienošanās ar kokiem un
mākoņiem nopelna 2 punktus.
C) Par savienojumu tiek uzskatīta arī vienību vai elementu savstarpēja
„pieskaršanās”
 Šajā apakškategorijā ietilpst arī tie gadījumi, kad raustīta līnija gandrīz
pieskaras kādai citai vienībai (pieņemot, ka attālums līdz saskaršanai ir
ne lielāks kā regulārais attālums starp strīpiņām vai punktiem),
piemēram, 4Cl-10-piemēra gadījumā, kur punktotā un svītrotā līnija
izriet viena no otras, tieši nesaskardamās.
 4Cl-4-piemērā var uzskatīt, ka svītriņu Pilnveidojums saskaras
ar līnijas Pilnveidoto ceļu, kaut arī starp tiem ir neliela atstarpe.
 4Cl-7-piemērā saskaras līnijas Pilnveidojums (mākonis) ar loka
Pilnveidojumu (lietussargs), līnijas Pilnveidojums (mākonis) ar
jaunu vienību (sauli), kā arī stūra Pilnveidojumu (trīsstūris) ar
punkta Pilnveidojumu (egle), iegūstot 3 punktus.
D) Uz savienojumu ar līnijām attiecas arī gadījumi, kad vienības/elementi
ārpus „lielā kvadrāta rāmja” ir savstarpēji saistīti vai saistīti ar rāmi
 Par rāmja iekšpusē esošas vienības saskaršanos ar pašu rāmi netiek
doti punkti, bet punkti tiek doti, ja rāmis tiek izmantots kā papildus
stimuls.
 Skatīt 4Cl-2-piemēru.
202
5Cth: SAVIENOJUMI, LAI RADĪTU TĒMU
5Cth (Connections made that contribute to theme)
Punkti:
Mērījums:
0 - 6 punkti
Šajā kritērijā tiek vērtēta respondenta tendence apvienot stimulus kopīgā
tēmā vai kompozīcijā.
A) Par katru izmantotu stimulu vienību, kas „savienoti”, lai radītu tēmu,
piešķir 1 punktu
 Šajā kritērijā „savienojums” nenozīmē tiešu savienojumu ar līnijām.
Punkti tiek doti neatkarīgi no 4Cl kritērija punktiem.
 Par zīmējumiem, kuros attēlotas atsevišķas figūras bez jebkādas
saistības, punktus nepiešķir (5Cth-3-piemērs, 5Cth-4-piemērs).
 Zīmējumos bez nosaukuma par savienotiem izmantojumiem, kas
neiegūst viennozīmīgu jēgu, punktus nepiešķir (5Cth-36-piemērs).
 Kopīga tēma ir arī tad, ja vienības veido kopīgu noskaņu, vienotu
emocionālo ekspresiju, bet tajā pašā laikā nav viennozīmīgi saistītas.
Šādos gadījumos piešķir 3 punktus, pat, ja nav nosaukums (5Cth-5piemērs, 5Cth-6-piemērs).
 Par holisku zīmējumu, kurā attēlotās figūras veido vienotu veselumu,
piešķir 6 punktus, neskatoties uz to, ka nav nosaukums, kā arī tad, ja
viens vai divi stimuli tajā nav izmantoti un arī tad, ja nav pievienota
neviena jauna vienība (5Cth-7-piemērs, 5Cth-8-piemērs, 5Cth-31piemērs).
 Bet 3 punktus piešķir, ja vienību savstarpējais izvietojums rada
nepārliecinošu iespaidu, bet tomēr teorētiski iespējams konkrētajā
situācijā (šajā gadījumā jābūt izmantotiem 3 vai vairāk stimuliem)
(5Cth-38-piemērs, 5Cth-39-piemērs).
 Ja zīmējumā var saskatīt vairākas tēmas, tad punktus piešķir par to
tēmu, kurā apvienoti visvairāk stimulu, plus 1 papildpunkts par katru
jaunu tēmu (5Cth-9-piemērs).
203
 Par katru izmantotu stimulu vienību, kas savienoti, lai radītu
tēmu, piešķir 1 punktu. Skat. 5Cth-1-piemēru un 5Cth-2piemēru.
 5Cth-32-piemērā zīmējumam ir piešķirts nosaukums, kas ir
pārāk vispārīgs un tāpēc punktus nevajadzētu piešķirt. Tomēr
šeit ir atrodama vēl viena tēma - cilvēks uz virves (divi stimuli
tiek apvienoti vienā tēmā).
 5Cth-31-piemērā tiek piešķirti 6 punkti, jo izmantoti vismaz 3
stimuli un papildināti ar daudzām jaunām vienībām. Loks
izmantots kā kalns un pilnveidots ar cilvēku, punkts izmantots,
kā pamatlīnija, kas pilnveidota ar mašīnu, bet stūris izmantots
kā pamats, uz kura stāv cilvēks.
 5Cth-37-piemērā piešķir 3 punktus, jo nepārprotami ar tēmu
izmantots tikai 1 stimuls (pamatlīnija), bet no pārējiem ir
uztaisīts rāmis, kas tiešā veidā neatbilst attēlotajai tēmai.
B) Par katru izmantotu vienību, kas tematiski atbilst nosaukumam, piešķir
1 punktu
 Ja zīmējuma nosaukums neparāda reālu tematisku saistību ar attēlotām
figūrām, punktus nepiešķir (5Cth-10-piemērs, 5Cth-11-piemērs)
 Pārlieku vispārīgiem, nespecifiskiem nosaukumiem, piemēram, lietas,
attēls, viss kaut kas, viss iespējams, ikdiena, daudzveidība u.tml. tādiem, kurus varētu attiecināt gandrīz uz jebkuru citu zīmējumu,
punktus nepiešķir (5Cth-12-piemērs, 5Cth-13-piemērs, 5Cth-14piemērs, 5Cth-15-piemērs)
 Ja zīmējumā katrai vienībai pierakstīts klāt savs atsevišķs nosaukums,
punktus nepiešķir (5Cth-16-piemērs)
 Ja zīmējuma nosaukumam atbilst viena figūra, tad vienu punktu par to
piešķir tad, ja minētā vienība ir, vai nu detalizēti izstrādāta, vai arī
kompozicionāli izveidota par centrālo figūru (sal. 5Cth-17-piemēru ar
5Cth-33-piemēru un 5Cth-34-piemēru piemēru).
 Par holisku zīmējumu, kuram ir atbilstošs nosaukums, piešķir 6
punktus, pat tad, ja zīmējumā viens vai divi stimuli nav izmantoti
(5Cth-20-piemērs, 5Cth-21-piemērs), bet par zīmējumiem, kuri nerada
pilnīgu holiska zīmējuma iespaidu, piešķir tik punktus, cik izmantoto
stimulu tiešā vai netiešā veidā atbilst nosaukumam (5Cth-18-piemērs,
5Cth-19-piemērs).
 5Cth-35-piemērā tiek piešķirti 2 punkti, jo nosaukumam
(„celiņš”) atbilst divi izmantojumi, bet pārējie divi ir pārāk
abstrakti, tāpēc nevar novērtēt to atbilstību nosaukumam vai
kopējai tēmai.
204
C) Abstraktiem zīmējumiem punktus piešķir, novērtējot attēla kompozīciju
 Kompozīcija ir tad, ja visas attēlotās figūras pastāv noteiktās attiecībās
(jēga, krāsa, izvietojums, stils, izteiksmes veids u.c.). Tādējādi
kompozīcija veido abstraktu tēmu.
 Ja zīmējumā nav novērojuma kompozicionāla tendence, punktus
nepiešķir (5Cth-22-piemērs) vai arī tā ir nepārliecinoša vai
neizstrādāta (5Cth-23-piemērs).
 Ja zīmējums rada vienkāršu, maz strukturētu, rakstam līdzīgu un
parastu kompozīciju, piešķir 3 punktus (5Cth-24-piemērs).
 Ja zīmējums veido detalizētu, kompozicionālu veselumu jeb holisku
kompozīciju, piešķir 6 punktus, bet ar nosacījumu, ka par
Pilnveidojumu (2Cm) ir saņemti vismaz 4 punkti (5Cth-25-piemērs,
5Cth-26-piemērs).
 Par detalizētu, kompozicionālu veselumu 6 punktus piešķir arī tad, ja
viens vai divi stimuli tajā netiek izmantoti (5Cth-27-piemērs, 5Cth-28piemērs).
D) Par jaunu vienību apvienošanu kopīgā tēmā piešķir 3 punktus
 Zīmējumos ar nosaukumu, kuros izmantotai vienībai tematiskā vai
kompozicionālā ziņā atbilst vismaz 2 jaunas vienības, piešķir 3
punktus (5Cth-29-piemērs)
 Zīmējumos bez nosaukuma punktus piešķir, ja vismaz 4 jaunām
vienībām tematiskā vai kompozicionālā ziņā ir kaut kas kopīgs (5Cth30-piemērs)
205
6Bfd: STIMULA NOSACĪTA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA
6Bfd (Boundary-breaking being Fragment-dependent)
Punkti:
Mērījums:
0, 3 vai 6 punkti
Šajā kritērijā tiek vērtēts, vai zīmējuma autors ir ievērojis mazo kvadrātu
ārpus rāmja un kaut kādā veidā to izmantojis savā zīmējumā.
A) Ja mazais atvērtais kvadrāts zīmējumā nav izmantots, punktus nepiešķir
 6Bfd-1-piemērā un 6Bfd-2-piemērā mazais atvērtais kvadrāts
netiek izmantots (6Bfd=0p).
B) Ja mazais atvērtais kvadrāts ir tikai aizvērts ar taisnu līniju, piešķir 3
punktus
 6Bfd-3-piemērā mazais atvērtais kvadrāts ir aizvērts
(6Bfd=3p.).
 6Bfd-4-piemērā mazais atvērtais kvadrāts ir aizvērts, bet
aizvēruma līnija ir dažus milimetrus garāka par kvadrāta
malām. Tas tiek uzskatīts par motorisku neveiklību un
novērtēts kā vienkārša kvadrāta aizvēršana (6Bfd =3p.).
C) Par jebkuru cita veida mazā atvērtā kvadrāta izmantojumu piešķir 6
punktus
 Šī kritērija vērtējums nav saistīts ar pilnveidošanas (2Cm) kritēriju.
Piemēram, ja mazais atvērtais kvadrāts tiek aizkrāsots, ja mazais
atvērtais kvadrāts tiek papildināts ar garāku taisnu līniju vai lauztu
līniju, tad 6Bfd =6, bet 2Cm = 0 (6Bfd-5-piemērs un 6Bfd-6-piemērs).
 6Bfd-7-piemērā mazais atvērtais kvadrāts ir pilnveidots un
kļuvis par traktoru (6Bfd=6p.).
 6Bfd-8-piemērā mazais atvērtais kvadrāts ir aizvērts un
vairākas reizes atkārtots (6Bfd =6p.).
 Izņēmums: 6Bfd-9-piemērā mazais atvērtais kvadrāts ir
atkārtots rāmja iekšpusē. Šī uzvedība novērojama salīdzinoši
reti – no vienas puses tā norāda, ka ārpusē ir pamanīts stimuls
206
un izmantots, bet no otras puses, tā izmantojums neiziet ārpus
rāmja, tādēļ to labāk novērtēt ar trim punktiem (6Bfd=3p.).
207
7Bfd: STIMULA NEATKARĪGA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA
7Bfi (Boundary-breaking being Fragment-independent)
Punkti:
Mērījums:
0, 3 vai 6 punkti
Šajā kritērijā tiek novērtēts, vai autors zīmējumu ir izvērsis arī ārpus
lielā rāmja (neņem vērā darbības ar mazo atvērto kvadrātu)
A) Punktus piešķir par vienībām ārpus rāmja, bet ja viss zīmējums ir
attēlots lielā rāmja iekšpusē, punktus nepiešķir
 Neņem vērā darbības ar mazo atvērto kvadrātu (7Bfi-2-piemērs, 7Bfi3-piemērs).
 Punkti netiek piešķirti arī gadījumos, ja ārpus rāmja attēlotās līnijas,
krāsojums u.c. elementi ir radušies motoriskas neveiklības dēļ, nejauši
vai netīšām (7Bfi-4-piemērs, 7Bfi-5-piemērs)
 7Bfi-1-piemērā viss zīmējums ir attēlots lielā rāmja iekšpusē
(7Bfi=0p.).
 7Bfi-2-piemēra un 7Bfi-3-piemēra zīmējums ir izvērsts ārpus
lielā rāmja, taču tas saistīts ar mazā atvērtā kvadrāta
pilnveidošanu (7Bfi =0).
 7Bfi-4-piemērā ārpus lielā rāmja iziet koka zariņi, bet tas radies
motoriskas neveiklības dēļ. Zariņi nav apzināti vilkti lielā
rāmja ārpusē (7Bfi =0p.).
 7Bfi-5-piemērā ārpus lielā rāmja redzams krāsojums, bet tas
radies netīšam. Krāsojums nav apzināti veikts lielā rāmja
ārpusē (7Bfi =0p.).
B) Ja lielā rāmja ārpusē attēlota maza kādas lielākas figūras daļa, piešķir 3
punktus
 Par mazu daļu tiek uzskatīta mazāk kā puse no attēlotās figūras.
 Ja ārpus lielā rāmja attēlota apmēram puse figūras, vērtē iespaidu –
kurā lielā rāmja pusē attēlotā figūra atrodas, „dzīvo”. Ja rodas iespaids,
ka figūra pamatā atrodas rāmja iekšpusē, piešķir 3 punktus.
 Ja vairākas nelielas vienas figūras detaļas attēlotas ārpus lielā rāmja,
piešķir 3 punktus (7Bfi-8-piemērs).

208
Ja vairākām figūrām lielā rāmja ārpusē attēlota maza daļa, piešķir 3
punktus (7Bfi-9-piemērs).
 7Bfi-6-piemērā lielā rāmja ārpusē atrodas maza koka lapotnes
daļa. (7Bfi =3p.).
 7Bfi-7-piemērā lielā rāmja ārpusē attēlota lūpas apakšējā daļa
(7Bfi =3p.).
 7Bfi-8-piemērā lielā rāmja ārpusē uzzīmētas divas meitenes
pēdas (7Bfi =3p.).
 7Bfi-9-piemērā ārpus lielā rāmja atrodas puķes ziedlapu un
lapas mazas daļas (7Bfi=3p.).
C) Par jebkuru figūru vai vienību, kas attēlota lielā rāmja ārpusē, piešķir 6
punktus
 Ja ārpus lielā rāmja attēlota apmēram puse figūras, vērtē iespaidu kurā lielā rāmja pusē attēlotai figūra atrodas, „dzīvo”. Ja rodas
iespaids, ka figūra pamatā atrodas, „dzīvo” lielā rāmja ārpusē vai tieši
uz tā robežas, piešķir 6 punktus (7Bfi-10-piemērs, 7Bfi-11-piemērs)
 Ja ārpus lielā rāmja attēlotas vairākas vienības, piešķir 6 punktus
(7Bfi-12-piemērs)
 7Bfi-10-piemērā uz lielā rāmja robežas attēlota sirreāla būtne,
bet rodas iespaids, ka tā vairāk atrodas rāmja ārpusē. (7Bfi
=6p.).
 7Bfi-11-piemērā lielā rāmja ārpusē uzzīmēts ģitāras kāts un
cilvēka figūra. Lielākā daļa no ģitāras ir it kā rāmja iekšpusē,
bet lielākā daļa cilvēka figūras – rāmja ārpusē. (7Bfi =6p.).
 7Bfi-12-piemērā zīmējums izvērsts ārpus lielā rāmja robežām
(7Bfi =6).
209
8Pe: PERSPEKTĪVA
8Pe (Perspective)
Punkti:
Mērījums:
0 – 6 punkti
Šajā kritērijā tiek novērtēta autora spēja zīmējumā atkāpties no divām
dimensijām un attēlot figūras un elementus trīs dimensijās (3D).
A) Par katru acīmredzamu perspektīvas pazīmi piešķir 1 punktu
 Perspektīvas pazīmei jābūt acīmredzamai un tādai, ko var nodefinēt
atbilstoši rasēšanas likumiem par perspektīvas attēlošanu.
 Perspektīvas pazīmes ir:
 mājas, kastes u.c. ar diviem sāniem (8Pe-1-piemērs un 8Pe-2piemērs);
 kvadrāta forma attēlota kā paralelograms, apļa forma kā elipse
u.tml. (8Pe-3-piemērs);
 ceļš, upe u.c. tālumā sašaurinās (8Pe-4-piemērs);
 tālumā attēloti mazāki objekti, bet priekšplānā – lielāki (8Pe-5piemērs);
 horizonta līnija, kas it kā lauž divdimensiju plakni (8Pe-6piemērs);
 figūra nav attēlota tieši uz pamata „svītras” (8Pe-7-piemērs),
bet figūra attēlota pamatam priekšā (8Pe-8-piemērs);
 ēnojums, kas rada perspektīvas dziļumu (8Pe-9-piemērs);
 figūras attēlotas viena aiz otra tā, ka redzams telpiskais
dziļums, tālākās figūras zīmēšana pārtraukta, lai zīmētu tuvāko
(8Pe-10-piemērs un 8Pe-11-piemērs);
 figūru var ietilpināt 3x60° vektoros u.c.
 Neskaidri vai neprasmīgi attēlotas zīmējuma detaļas netiek uzskatītas
par perspektīvas pazīmēm (8Pe-12-piemērs)
 Zīmējumiem, kuros kāda figūras daļa ir it kā paslēpusies aiz lielā
rāmja, punktus piešķir, ja attēla zīmēšana ir pārtraukta, bet kāda no tā
daļām tiek turpināta, piemēram, redzama galva, un nelielā attālumā arī



210
rokas un aste (8Pe-13-piemērs). Šeit neskaitās tie gadījumi, kur
zīmējums vienkārši pārtraukts pie lielā rāmja malas (8Pe-14-piemērs).
Brilles uz acīm, saule aiz mākoņa, rokai ķermeņa priekšā netiek
piešķirti punkti, ja vien tie nav attēloti ar acīmredzamu perspektīvas
dziļumu.
Figūras, kas attēlotas uz ceļa, upes u.c., saņem punktu par perspektīvu,
ja figūras augšējā daļa aizklāj/pārtrauc ceļa augšējo līniju vai
viduslīniju (8Pe-15-piemērs)
Abstraktas figūras tiek vērtētas pēc tādiem pašiem kritērijiem kā
konkrētas figūras.
B) Ja zīmējumā 2 un vairāk figūrām vai elementiem ir attēlotas identiskas
perspektīvas pazīmes, piešķir 2 punktus
 Ja pirms horizonta attēlotas 2 un vairāk figūras, piešķir 2 punktus.
 Ja tālumā ir attēloti 2 un vairāk mazi dažādi objekti, salīdzinājumā ar
lielu priekšplāna figūru, piešķir 2 punktus.
 Ja vienā figūrā attēlotas vairākas veida perspektīvas pazīmes, piešķir
vienu punktu, piemēram, māja, skurstenis un jumts ar 2 sāniem (8Pe16-piemērs).
 Figūras samazinājums tālumā un ceļa sašaurinājums tiek uzskatīts par
divām atšķirīgām perspektīvas pazīmēm.
 Par 2 un vairāk horizonta līnijām piešķir 1 punktu – par horizonta
ideju (8Pe-17-piemērs)
C) Par holisku kompozīciju ar perspektīvu piešķir 6 punktus
 Visām figūrām un elementiem holiskā kompozīcijā ir kopīga, vienota
perspektīva (8Pe-18-piemērs).
 Visu holisko kompozīciju var ietilpināt 3x60° vektoros.
 Holiskā kompozīcijā ar perspektīvas dziļumu var būt arī neizmantoti
un nepilnveidoti stimuli.
211
91Hu: HUMORS
91Hu (Humour)
Punkti:
Mērījums:
0 līdz 6 punkti – jo izteiktāka pazīme, jo vairāk punktu.
Punkti tiek piešķirti, ja testa izpildītājs pasniedz savu zīmējumu
humoristiskā viedā.
A) Zīmējums vai tā atsevišķas vienības ir radītas smieklīgā, asprātīgā,
pārsteidzošā, paradoksālā vai ironiskās veidā
B) Testa izpildītājs piešķīris negaidītu zīmējuma nosaukumu, kas zīmējumu
padara par smieklīgu, asprātīgu vai paradoksālu
 91Hu-5-piemērā autors ir uzzīmējis pastmarku ar augiem un
fotogrāfu, kas pats par sevi nešķiet smieklīgi, bet nosaukuma
„Botāniskā dārza pastmarka” piešķiršana, šo zīmējumu padara
par asprātīgu un smieklīgu.
 91Hu-8-piemērā bez nosaukuma zīmējums ir uzskatāms par
ļoti ikdienišķu, bet nosaukums „Mušu uzbrukums” to padara
par smieklīgu.
 91Hu-10-piemērā nosaukumā „Uz terases” komentārs
„Eļļa/audekls” padara to par smieklīgu, jo ir paradoksāli lietot
šādu apzīmējumu zīmējumam, kurā izmanto tikai papīru un
parasto zīmuli.
C) Punktu piešķiršana
 Punktus piešķir no 0 līdz 6, kur 1 piešķir par nepārliecinošu vai
niecīgu humora pazīmi (91Hu-12-piemērs), bet 6 par pārliecinošu
humora izpausmi – par vairākām humora pazīmēm vai ļoti spilgtu
vienu pazīmi, vai arī par vienotu humoristisku tēmu.
 Vērtēšanā var palīdzēt, ja vērtētājs piešķirot punktus, spēj argumentēt
savu vērtējumu pēc humora pazīmēm un to izteiktības pakāpes. Skatīt
piemērus no 91Hu-1-piemērs - 91Hu-12-piemērs.
212
92Em: EMOCIJAS
92Em (Emotionality/ affectivity)
Punkti:
Mērījums:
Punkti tiek piešķirti, ja zīmējumā novērojami afektīvi procesi, emocijas
vai emocionāla tēma.
A) Zīmējuma tēma tiek pasniegta emocionāli spēcīgi vai arī tajā attēlotajām
vienībām raksturīgi emocionālie stāvokļi, piemēram, dusmas, prieks,
pārsteigums u.tml.
B) Stereotipiski smaidiņi nesaņem punktus šajā kategorijā
 92Em-9-piemērs un 92Em-10-piemērs.
D) Punktu piešķiršana
 Punktus piešķir no 0 līdz 6.
 1-2 piešķir par nepārliecinošu vai niecīgu emociju ilustrāciju (92Em-8piemērs)
 3-4 piešķir, ja atsevišķi tēli ir ilustrēti paužot emocijas vai arī ja tēma
kopumā nes emocionālu vēstījumu, bet nepilnīgi (92Em-4-piemērs –
92Em-7-piemērs).
 5-6 piešķir, ja tēli atspoguļoti ar spilgtām emocijām vai, ja visa
ilustrētā tēma nes emocionālu vēstījumu (92Em-1-piemērs – 92Em-3piemērs).
213
93Ex: EKSPRESIJA
93Ex (Expressive power of the drawing)
Punkti:
Mērījums:
Punkti tiek piešķirti, ja radītais zīmējums nes vēstījumu, ir ekspresīvs un
spēcīgi uzrunā skatītāju.
A) Testa izpildītājs ir radījis zīmējumu, kas efektīvi nodod autora vēstījumu,
„uzrunājot” skatītāja domas un jūtas
 Šajā kategorijā augstus rezultātus var saņemt arī zīmējumi, kuri nav
uzzīmēti precīzi un kārtīgi.
 93Ex-4-piemērs.
 Punktus piešķir neatkarīgi no izmantoto stimulu skaita (1Cn) un tēmas
(5Cth).
B) Punktu piešķiršana
 Punktus piešķir no 0 līdz 6.
 1-2 piešķir par fragmentāru, neizstrādātu vai nepārliecinošu vēstījumu
(93Ex-9-piemērs, 93Ex-10-piemērs)
 3-4 piešķir, ja zīmējums nes kopēju vēstījumu, bet vēstījums caur
zīmējumu nav pienācīgi izstrādāts (93Ex-5-piemērs – 93Ex-8piemērs).
 5-6 piešķir, ja zīmējums nes kopēju un „spēcīgu” vēstījumu, uzrunājot
skatītāja domas un jūtas. Citiem vārdiem sakot, ir pilnībā skaidrs, kādu
domu autors nodod sava darba skatītājam (93Ex-1-piemērs – 93Ex-4piemērs).
214
10Uca: NETRADICIONALITĀTE (A) – NEPARASTA
MANIPULĀCIJA
10Uca (Unconventionality A – Unconventional Manipulation)
Punkti:
Mērījums:
0 vai 3 punkti
Punkti tiek piešķirti par neparastu manipulāciju ar lapu, kā arī par
atsevišķas vienības rotāciju.
A) Jebkāda rotācija attiecībā uz visu zīmējumu, kas lielāka par 45o
 Zīmējums ir rotēts vairāk, kā par 45o (skat. 10Uca-2-piemēru).
Saņem 3 punktus.
B) Jebkāda rotācija attiecībā uz atsevišķu vienību, kas lielāka par 45o
 Par nekonkrētu vai abstraktu vienību rotāciju neliek punktus, t.i.,
gadījumi, kad nevar noteikt objekta tipisko stāvokli, piem. trijstūris,
trapece vai neskaidrs un diezgan abstrakts objekts.
 10Uca-1-piemēru.
 Par vienībām, kurām ir veikta rotācija, bet tās dabiski iederas
kompozīcijā vai arī tas ir šo lietu dabiskais stāvoklis, neliek punktus.
 Neliek punktus, ja vienība tiek rotēta, bet dabiski iederas
kompozīcijā. Šāds gadījums ilustrēts 10Uca-4-piemērā, kur
viena no pelēm attiecībā pret citu peli ir rotēta, bet dabiski
iederas kompozīcijā.
 Neliek punktus, ja vienība tiek rotēta, bet ilustrē dabisko lietu
stāvokli. Šāds gadījums ilustrēts 10Uca-5-piemērā, kur vēja
pūķis uzzīmēts slīpi, jo tādā stāvoklī mēs parasti to redzam
lidojam.
 Neliek punktus, ja vienībai ir rotācijas pazīmes dēļ tās
ilustrācijas trijās dimensijās. Šāds gadījums ilustrēts 10Uca-6piemērā, kur galds ir it kā ieslīpi, bet patiesībā atspoguļo tikai
tā trīsdimensionalitāti.
 Kad rotācija ir pietiekama? – ja tā ir lielāka par 45o vai arī, ja rotācija
ir mazāka, bet ļoti uzkrītoša.
215
111Sy: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIMBOLISMS
111Sy (Unconventionality B – Symbolism)
Punkti:
Mērījums:
0 vai 3 punkti
Punkti tiek piešķirti, ja autors ir izmantojis simbolismu, kas atklāj un nes
zīmējuma dziļāku jēgu.
A) Izmantots simbolisms, kas nes dziļāku jēgu
 Punkti netiek piešķirti par simboliem un zīmēm, kas slēpj sevī
vispārpieņemtu un konkrētu jēgu, piemēram, bultas, smaidiņi [ :) =):>
u.tml. ] vai ceļa zīmes. Tie visi ir simboli ar konkrētu jēgu.
 111Sy-5-piemērā punkti netiek piešķirti par simboliski attēloto
sirdi, jo tai ir vispārpieņemta un konkrēta jēga.
 111Sy-10-piemērā punkti tiek piešķirti, jo šeit izmantotās
zīmes nes dziļāku jēgu, tādējādi atklājot zīmējuma vēstījumu.
 Punkti netiek piešķirti par vienkāršām, abstraktām vienībām, kas nenes
dziļāku jēgu.
 111Sy-4-piemērā punkti netiek piešķirti, jo abstraktā vienība
nenes uzskatāmu simbolisku jēgu.
 Punktus piešķir, ja zīmējumā atspoguļotas vienības, kuras kopā veido
simbolisku tēmu.
 111Sy-3-piemērā tiek apvienotas trīs vienības (čūska, koks un
acs), atgādinot Bībeles tēmu par dzīvības koku.
B) Attēla nosaukums papildina uzzīmētās vienības ar pārnestu vai dziļāku
jēgu (arī metaforisms un literāri epiteti)
 Nejaukt ar stereotipiskiem nosaukumiem vai nosaukumiem, kuri tikpat
labi varētu tikt attiecināti uz vairums zīmējumu. Šajā gadījumā punkti
netiek piešķirti.
 111Sy-5-piemērs.
 111Sy-6-piemērs.
 Zīmējums tiek papildināts ar nosaukumu, kas tam piešķir dziļāku,
psiholoģisku jēgu.


216
 111Sy-1-piemērā „krustceles” var tikt uztvertas kā
psiholoģiska problēma, kad esam izvēles priekšā.
Abstrakts zīmējums tiek papildināts ar nosaukumu, kas pauž abstraktu
ideju un piešķir zīmējumam jēgu.
 111Sy-2-piemērā tiek piešķirti 3 punkti, jo ideja „DIVAS
PASAULES” tiek atspoguļota simboliskā veidā.
Nosaukums uzzīmētajam piešķir metaforisku nozīmi.
 111Sy-8-piemērā un 111Sy-9-piemērā lietoto nosaukumu var
uztvert kā metaforu.
217
112Su: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIREĀLISMS
112Su (Unconventionality B – Surrealism)
Punkti:
Mērījums:
0 vai 3 punkti
Punkti tiek piešķirti, ja autors ir izmantojis sirreālu vai stilizētu
izteiksmes veidu.
A) Ļoti stilizētā veidā tiek atainoti atsevišķi tēli vai priekšmeti
 Jānošķir stilizācija no motoriskas neveiklības vai paviršas un
stereotipiskas (piem., sērkociņcilvēks) zīmēšanas. (skatīt 112Su-1piemēru un 112Su-4-piemēru pretstatā 112Su-2-piemēram, 112Su-3piemēram, 112Su-5-piemēram un 112Su-6-piemēram)
 Novērtēšanai var palīdzēt attēlotās vienības salīdzināšana ar tipisku šīs
vienības attēlošanu.
 Stilizācijas pazīmei jābūt pietiekami uzskatāmai, t.i., uzzīmētajam
priekšmetam vai tēlam jāatspoguļo būtiskas atšķirības salīdzinājumā ar
tradicionāliem šo lietu attēlošanas veidiem (skat. 112Su-22-piemēru).
 112Su-3-piemērā testa izpildītājs punktus šajā kategorijā
nesaņem par uzzīmētajām sejām, bet gan par puķu ziedu
formu, kas ir četrkantīga.
 Seja, kas veidota no abstraktām formām (piemēram, ģeometriskām
figūrām) saņem punktus šajā kategorijā (skat. 112Su-8-piemēru).
 Jācenšas nošķirt vienkārši abstrakti zīmējumi no abstraktiem
zīmējumiem ar sirreālistisku izteiksmi. (skat. 112Su-4-piemēru
pretstatā 112Su-7-piemēram)
 Punktus par stilizāciju nepiešķir, ja stilizācija izriet no viena stimula
izmantošanas. Gadījumā, ja tiek uzzīmēta tipiska cilvēka seja, bet acis
kā četrstūri, tad punktus sirreālismā nepiešķir, jo acis ir vienīgā
stilizācijas pazīme un tā pati izriet no stimula izmantojuma (skat.
112Su-10-piemēru). Bet, ja divi un vairāki stimuli ir kļuvuši par
stilizācijas cēloni atainotajam tēlam vai priekšmetam, tad punkti
jāpiešķir.
218
B) Zīmējumā atainotie tēli vai priekšmeti kopīgi veido tēmu, bet dīvainā un
intuitīvā veidā
 Punktus par sirreālu noskaņu (pretstatā stilizācijai) piešķir tikai tad, ja
attēlotie tēli vai priekšmeti veido kopīgu sirreālu tēmu.
 112Su-3-piemērā testa izpildītājs saņem punktus, jo tiek
ievērots sirreāls izteiksmes stils, dīvainā un intuitīvā veidā,
veidojot kopīgu tēmu – mazgāšanos dušā. Līdzīgi arī 112Su-2piemērā, testa izpildītājs saņem punktus, jo attēlojis spēli
„Cirks” stilizētā veidā.
 112Su-7-piemērā testa izpildītājs saņem punktus, jo tiek
ievērots sirreālistisks izteiksmes stils visā kompozīcijā (skat.
arī 112Su-9-piemēru). Bet nejaukt ar vienkāršiem abstraktiem
zīmējumiem (skat. 112Su-4-piemēru, 112Su-12-piemēru)
C) Nepietiekamas pazīmes
 stilizācijas pazīmes nav pietiekami izteiktas (skat. 112Su-10-piemēru,
112Su-11-piemēru, 112Su-18-piemēru un 112Su-22-piemēru).
 zīmējumā attēlotie objekti ir pārāk abstrakti un neskaidri (skat. 112Su12-piemēru),
 tēli salikti viens uz otra (skat. 112Su-13-piemēru),
 par sērkociņtipa cilvēkiem ar izliektām līnijām (skat. 112Su-14piemēru un 112Su-15-piemēru)
 ir viena stilizācijas pazīme, kas izriet no stimula izmantojuma (skat.
112Su-21-piemēru)
219
113Fi: NETRADICIONALITĀTE (B) – FANTĀZIJA
113Fi (Unconventionality B – Fiction)
Punkti:
Mērījums:
0 vai 3 punkti
Punkti tiek piešķirti, ja autors savā darbā atspoguļojis nereālu, izdomātu,
vai mītisku tēlu vai arī nereālu tēmu.
A) Nereālas būtnes, lietas un parādības, kā arī pasaku, mītu un izdomu tēli
 Punktus nesaņem, ja seja, cilvēks, dzīvnieks tiek uzzīmēts
stereotipiskā veidā, bet tajā pašā laikā ir novērojamas nelielas atkāpes
no šo lietu reālas atspoguļošanas (skat. 113Fi-1-piemēru).
 Punktus saņem, ja noteiktai lietai vai būtnei tiek pišķirtas jaunas
kvalitātes, piemēram, kaķa ausis cilvēkam (skat. 113Fi-5-piemēru).
Bet punktus nesaņem tādas stereotipiskas atbildes, kā smaidoša saule,
puķe u.tml. (skat. 113Fi-2-piemēru un 113Fi-3-piemēru).
 Punktus šajā kritērijā nesaņem arī tie zīmējumi, kuros ir novērojamas
personifikācijas pazīmes – šīs pazīmes novērtē atsevišķi pie
Personifikācijas kritērija (N10P) (skat. 113Fi-13-piemēru). Bet ne
vienmēr! (Var būt situācija, kad zīmējumā ir attēlota nereāla būtne, kā
arī reāla būtne ar personifikācijas pazīmēm, tad piešķirt punktus arī
šajā kritērijā.)
 Punktus šajā kategorijā saņem tikai tās parādības vai tēli, kas neeksistē
vai nevar eksistēt reālos apstākļos. Piemēram, par pūķi, lidojošu zirgu
vai kādu pasaka tēlu saņem 3 punktus, bet punktus nepiešķir par filmu,
seriālu varoņiem, kuru tēls ir pietuvināts realitātei. Piemērs: Misters
Bīns (Si3=0) pretstatā Harijam Poteram (Si3=3).
 113Fi-4-piemērā, 113Fi-5-piemērā un 113Fi-6-piemērā testa
izpildītāji saņem 3 punktus, jo uzzīmētās būtnes būtiski
atšķiras no reāli novērojamām., bet 113Fi-1-piemērā, 113Fi-9piemērā un 113Fi-10-piemērā testa izpildītājs saņem 0
punktus, jo pauž drīzāk stereotipisku būtņu atspoguļojumu.
220
B) Vienības attēlotas nereālā kontekstā
 Punktus saņem tikai tad, ja attēlotās vienības nereālajā kontekstā veido
jēgu vai tēmu.

) 113Fi-11-piemēru un 113Fi-12-piemēru. 113Fi-11piemērā tiek piešķirti punkti, jo astoņkājis atrodas uz zemes un
spēlē kārtis ar cilvēku. Turpretim, 113Fi-12-piemērā punkti
netiek piešķirti par nereālu saules un lietus izvietojumu, jo nav
pārliecinošas pazīmes, ka autors mērķtiecīgi gribējis attēlot
nereālu kontekstu.
221
12Ucc: NETRADICIONALITĀTE (C) – ZĪMES, VĀRDI,
KARIKATŪRISMS
12Ucc (Unconventionality C – Symbol-Figure-Combinations)
Punkti:
0 vai 3 punkti
Šajā kategorijā tiek vērtēta autora tendence savā darbā izmantot zīmes,
Mērījums: vārdus, skaitļus un karikatūrām līdzīgus elementus, kas papildina
zīmējumu.
A) Izmantots jebkāds otrās signālsistēmas elements (burti, vārdi, zīmes), kas
papildina zīmējumu
 Piešķir punktus, ja vārdi, burti, cipari šīs kategorijas izpratnē papildina
uzzīmēto.
 Punkti netiek piešķirti, ja kvadrāta rāmī ir ierakstīts nosaukums, vai
autora vārds.
 Punktus nepiešķir, ja pie uzzīmētajām vienībām uzrakstīti nosaukumi
(skat. 12Ucc-7-piemēru).
B) Izmantoti simboli (zīmes) ar konkrētu un vispārpieņemtu jēgu, kas
papildina zīmējumu
 Jebkāda veida bultas (izņemot ieroča vai loka), jo parasti to uztver kā
virziena vai norādes simbolu. (skat. 12Ucc-1-piemēru)
 Ceļa zīmes un līdzīgi simboli (piem. uzmanies elektrība!, vai toksisks)
ietilpst šajā kategorijā. Tomēr punktus nepiešķir gadījumā, kad ceļa
zīme ir uzzīmēta bez papildinošas nozīmes, t.i., viena pati bez
konteksta. Par ceļa zīmi, kas uzzīmēta kopā ar ceļu piešķir punktus,
bet, ja ceļa zīme uzzīmēta viena pati, tad punktus nepiešķir.
 Punktus nepiešķir par burtiem, smaidiņiem, sirdīm u.tml., ja tie
uzzīmēti bez papildinošas nozīmes (skat. 12Ucc-2-piemēru un 12Ucc4-piemēru).
 Izņēmumi, kad punktus nepiešķir:
 Par pulkstenī iezīmētiem cipariem.
222
C) Izmantots karikatūrisks izteiksmes stils – kā komiksos (ne vienmēr tam
jābūt smieklīgam)
 Jebkādas zīmes, kas norāda uz kustību. Piemēram, svītras pie krītošas
bumbas. (skat. 12Ucc-5-piemēru)
 Jebkādi runas, domu vai emociju burbuļi (skat. 12Ucc-6-piemēru).
223
13Ucd: NETRADICIONALITĀTE (D) – ORIĢINALITĀTE
13Ucd (Unconventionality D – Non-stereotypical reactions)
Punkti:
No 0 līdz 3 punktiem
Šajā kategorijā tiek vērtēta autora tendence izrādīt netipisku un
Mērījums: nestereotipisku reakciju uz doto stimulu. (skatīt ievadu, kā pareizi vērtēt
šo kritēriju).
A) Vērtējumu šajā kategorijā iegūst, atņemot vienu soda punktu par katru
stereotipisko atbildes reakciju uz stimulu no 3 maksimāli iespējamiem
punktiem
 Šeit tiek ņemti vērā tikai 5 stimuli rāmja iekšpusē. Mazo kvadrātu
rāmja ārpusē šajā vērtēšanā ignorē.
 Ja soda punkti ir vairāk par 3, tad vērtējums tāpat ir 0. Tas nekad nav
mazāks par 0 (skat. 13Ucd-2-piemēru).
 Soda punktu saņem par katru stimulu, kurš nav izmantots (1Cn).
 Soda punktu saņem par katru stimulu, kurš pilnveidē (2Cm) nav
saņēmis punktu (skat. skat. 13Ucd-2-piemēru un skat. 13Ucd-4piemēru).
B) Stereotipisku reakciju noteikšanai ir precīzi jāizvērtē stimula
izmantojums, nevis izveidotā vienība
 Jānovērtē precīzs stimula izmantojoums, nevis izveidotā vienība.
Tomēr, lai saprastu stimula precīzu izmantojumu, no sākuma jāsaprot
uzzīmētā vienība
 Abstraktos attēlos, kuros nav skaidra vienības jēga, jāvadās tikai pēc
stimula izmantojuma, piem., aplis, kvadrāts, parasta līnija, punktu
mākonis, stimula atkārtojums u.tml. (skat. 13Ucd-2-piemēru).
Stereotipiskās atbildes (pielāgotas Latvijas izlasei):
A) Loks
 A forma:

224
 1. saule, 2. abstrakta figūra, līnija vai ģeometriska figūra u.tml.,
3. jebkāda sejas, galvas (arī dzīvnieka) forma, 4. mute, 5. acs,
6. puķes centrs (viducis), 7. mēness (arī kā sirpis).
B forma:
 1. abstrakta figūra, līnija vai ģeometriska figūra u.tml., 2.
jebkāda sejas, galvas (arī dzīvnieka) forma, 3. saule, 4. rats
(ritenis, riepa u.tml.), 5. bumba, 6. durvis, arka durvīm/ ieejai/
alai/ tunelim u.tml., 7. sēne, 8. akmens, 9. mute.
B) Punkts
 A forma:
 1. abstrakta figūra, līnija vai ģeometriska figūra u.tml., 2. acs
(arī dzīvniekiem), 3. puķes centrs (viducis), 4. putns vai putna
kontūra, 5. mākonis vai debesis, 6. zvaigzne vai zvaigznes
kontūra, 7. saule, planēta vai mēness, 8. sniegs/lietus/krusa
u.tml.
 B forma:
puķes centrs (viducis), 3. sniegs/lietus/krusa u.tml.
C) Stūris
 A forma:
māja/pils/būda/krātiņš u. tml. mājveidīgas būves, 3. logs (arī
automašīnām), 4. jebkāda kaste (arī dāvana kastes formā), 5.
jebkāds autotransports uz riteņiem.
 B forma:
māja/pils/būda/krātiņš u. tml. mājveidīgas būves, 3. logs (arī
automašīnām), 4. jebkāds autotransports uz riteņiem, 5.
jebkāda sejas, galvas (arī dzīvnieka) forma, 6. jebkāda kaste
(arī dāvana kastes formā), 7. trepes / kāpnes.
D) Līnija
 A forma:
puķes vai cita auga kāts vai stumbrs u.tml., 3. koks, 4.
čūska/tārps u.tml., 5. cilvēka ķermenis/rumpis vai kontūra, 6.
vāze, 7. diegs/virve/makšķeraukla u.tml., 8. ceļš/taka/iela
u.tml., 9. kāja dzīvai būtnei (arī cilvēka).
 B forma:
čūska/tārps u.tml., 3. koks, 4. diegs/virve/makšķeraukla u.tml.,
225
5. puķes vai cita auga kāts vai stumbrs u.tml., 6.
dūmi/tvaiki/garaiņi, 7. vāze, 8. mākonis, 9. ceļš/taka/iela u.tml.
E) Svītriņas
 A forma:
 1 abstrakta figūra, līnija vai ģeometriska figūra u.tml., 2.
ceļš/taka/iela
u.tml.,
3.
kāda
priekšmeta
pamats/grīda/pamatlīnija
(grīdas
izpratnē),
4.
māja/pils/būda/krātiņš u. tml. mājveidīgas būves.
 B forma:
mākonis vai debesis, 3. ceļš/taka/iela u.tml., 4. glezna vai rāmis
gleznai/foto/plakātam, 5. jumts mājai vai līdzīgai celtnei, 6.
māja/pils/būda/krātiņš u. tml. mājveidīgas būves.
Stereotipiskās atbildes (no oriģinālās rokasgrāmatas):
F) Loks
 A forma:
 1.saule, 2.seja, 3.rats, 4.bumba, 5.balons, 6. vienkāršs aplis.
 B forma:
 1.seja, 2.saule, 3.puķe, 4.rats, 5.sēne 6.bumba, 7.balons,
8.aplis.
G) Punkts
 A forma:
 1.sniegs, 2.lietus, 3.putns, 4.putna acs, 5.vienkārši citiem
pievienotiem punktiem.
 B forma:
 1.centrs (puķes, rata vai spirāles), 2.acs, 3.liets/sniegs vai
4.vienkārši „punktu mākonis”.
H) Stūris
 A forma:
 1.māja, 2.kaste, 3.kāpnes/kāpnveidīgs, 4.krēsls, 5. vienkāršs
taisnstūris.
 B forma:
 1.māja, 2.kaste, 3.kāpnes/kāpnveidīgs, 4.krēsls, 5. vienkāršs
taisnstūris.
I) Līnija
 A forma:
 1.čūska, 2.puķe, 3.koks, 4.diegs, 5.virve, 6.vāze, 7.zivs,
8.čūskai, 9.augam, 10.mākonim, 11.ceļam līdzīgu aprisi/līniju.
 B forma:
226
 1.čūska, 2.puķe, 3.koks, 4.diegs, 5.virve, 6.vāze, 7.zivs,
8.čūskai, 9.augam, 10.mākonim, 11.ceļam līdzīgu aprisi/līniju.
J) Svītriņas
 A forma:
 1.ceļš, 2.iela, 3.taka, 4.vienkārša vai dubulta līnija.
 B forma:
 1.ceļš, 2.griestu līnija, 3.vienkārša vai dubulta.
227
14Sp: ĀTRUMS
14Sp (Speed)
Punkti:
Mērījums:
0 – 6 punkti
Ar šo kritēriju novērtē testa veicēja uzdevuma izpildes ātrumu
vienlaikus, kontrolējot uzdevuma izpildes kvalitāti.
Kritērija vērtēšana:
A) Aprēķina visu iepriekšējo 13 kritēriju summu:
 Summa=(1Cn + 2Cm + 3Ne + 4Cl + 5Cth + 6Bfd + 7Bfi + 8Pe + 9Hu
+ 10Uca + 11Ucb + 12Ucc + 13Ucd).
 kur 9Hu = maksimālais punktu skaits kādā no šiem kritērijiem – 91Hu,
92Em, 93Ex. Piemēram, ja 91Hu=0, 92Em=4, 93Ex=2, tad 9Hu=4.
 kur 11Ucb = maksimālais punktu skaits kādā no šiem kritērijiem –
111Sy, 112Su, 113Fi. Piemēram, ja 111Sy=0, 112Su=0, 113Fi=3, tad
11Ucb=3
B) Ja summa ir mazāka par 25, tad 14Sp = 0
C) Ja summa ir lielāka vai vienāda par 25, tad 14Sp kritēriju aprēķina pēc
testa izpildes laika:
 mazāk par 2 minūtēm: 6 punkti,
 no 12 līdz 15 minūtēm: 0 punkti.
228
N1Sy: STIMULU SINTĒZE KOPĪGĀ TĒLĀ
N1Sy (Synthesis of stimuli in one complete gestalt)
Punkti:
0 līdz 5 punkti.
Mērījums: Stimulu apvienošana kopīgā, jēgpilnā tēlā.
Kritērija vērtēšana:
A) Par katru stimulu, kas apvienoti kopējā tēlā, piešķir 1 punktu, un no gala
summas atņem 1 punktu
 Radītajam tēlam jābūt nepārprotamam.
 Ja zīmējumā stimuli apvienoti 2 vai vairāk jēgpilnos tēlos, tad
piešķiramos punktus aprēķina sākotnēji katram tēlam atsevišķi, un tad
aprēķina to summu (skat. N1Sy-1-piemēru, N1Sy-2-piemēru, N1Sy-3piemēru un N1Sy-4-piemēru).
 Vienā tēlā apvienotie stimuli var nebūt saistīti ar līnijām (skat. N1Sy5-piemēru un N1Sy-6-piemēru).
B) Punktus nepiešķir gadījumos:
 ja apvienotie stimuli nespēlē jēgpilnu un konkrētu lomu tēla ilustrācijā.
Tie ir gadījumi, kad izveidotais tēls ir pārāk nekonkrēts ar pārāk
nekonkrētām formām. (skat. N1Sy-7-piemēru);
 ja stimuli apvienoti ceļā, upē vai kādā citā ļoti nekonkrētas formas
objektā. (skat. N1Sy-8-piemēru);
 kad jānošķir kopīga tēma no kopēja tēla. (skat. N1Sy-9-piemēru). Šajā
gadījumā punktus piešķir tikai par māju, bet par ceļu nepiešķir, jo tas
ir mājas (tēla) pielikums.
229
N2Im: TĒLU PĀTRAUKŠANA PIE RĀMJA MALAS
N2Im (An image interrupted by the border)
Punkti:
0 vai 3 punkti.
Mērījums: Radīto tēlu pārtraukšana pie rāmja malas
Punktu piešķiršana:
A) Punktus piešķir par vienībām, kurām vajadzētu turpināties ārpus lielā
rāmja, bet rāmis tās nošķeļ
 Punktus piešķir tikai, ja vienības būtisku daļu (vai vairāk par pusi)
aizsedz lielais rāmis no jebkuras malas.
 N2Im-3-piemērā punkti R2 kategorijā netiek piešķirti par rūķa
roku, kuru aizsedz rāmis, jo roka šajā gadījumā nav uzskatāma
par būtisku vienības daļu, ko aizsedz lielais rāmis
 N2Im-5-piemērā punktus piešķir par māju, kurai it kā
vajadzētu turpināties ārpus rāmja.
 N2Im-6-piemērā punktus piešķir, jo meitenes un suņu būdas
būtiskai daļai it kā vajadzētu turpināties ārpus rāmja. Mēs to
neredzam un tāpēc iztēlojamies.
 Punktus šajā kategorijā nepiešķir abstraktām vienībām, kurām nav
skaidra un viennozīmīga forma.
 N2Im-1-piemērā šajā kritērijā punkti netiek piešķirti, jo sēta un
ceļš, ko aizsedz rāmis paredz vienkāršu turpinājumu, kas pēc
būtības neatšķiras no jau uzzīmētā. Šī paša principa dēļ arī
N2Im-2-piemērā par kalnu it kā turpināšanos ārpus rāmja
punktus nepiešķir.
 N2Im-4-piemērā punktus nepiešķir, jo zīmējums sastāv no
abstraktām vienībām, kurām it kā vajadzētu turpināties aiz
rāmja, bet šo vienību abstraktuma dēļ nevar spriest par būtiskas
vai nebūtiskas vienības daļas atrašanos ārpus rāmja.
 Punktus piešķir arī, ja rāmis nošķeļ vismaz divas vienības daļas, t.i.,
gadījums, kad vienas vienības zīmēšana tiek pārtraukta pie rāmja
vismaz divas reizes.
230
 N2Im-7-piemērā attēlotas divas čūskas. Horizontāli attēlotai
čūskai ir redzama aste un pēdas labajā pusē, bet galva kreisajā
pusē. Vertikāli attēlotai čūskai galva ir attēlot lejas daļā, bet
aste augšdaļā.
231
N3Ma: MANIPULĀCIJA AR RĀMI
N3Ma (Manipulation with the frame)
Punkti:
0 vai 3 punkti.
Mērījums: Rāmja iekļaušana zīmējumā, uztverot to kā zīmējuma sastāvdaļu.
A) Rāmis tiek izmantots, kā stimuls
 Punktus neliek, ja rāmī redzama tikai daļa no uzzīmētās vienības,- tas
nenozīmē, ka rāmis izmantots, kā stimuls.
 N3Ma-1-piemērs
 Punktus neliek, ja rāmis vienkārši aizsedz uzzīmētās vienības.
 N3Ma-4-piemērs
 Rāmis pārliecinoši izmantots, kā stimuls.
 Rāmis, kā seja, bet pārējie stimuli, kā mute, acis u.tml. (skat.
N3Ma-6-piemēru) saņem 3 punktus. Bet punktus nesaņem, ja
nav pārliecinošas pazīmes, ka rāmis izmantots kā sejas kontūra
(skat. N3Ma-2-piemēru pretstatā N3Ma-6-piemēram).
 Nesaņem punktus, ja mājas siena vai abas sienas daļēji sakrīt ar
rāmja līnijām (skat. N3Ma-3-piemēru).
 Rāmis, kā kontūra dzīvai būtnei (skat. N3Ma-5-piemēru).
Saņem 3 punktus.
 Rāmis, kā gleznas rāmis saņem 3 punktus, ja autors ir devis
atbilstošu nosaukumu vai jēga ir skaidri redzama (N3Ma-7piemērā rāmis izmantots kā TV ekrāna malas).
232
N4Ab: NOSAUKUMA ABSTRAKTUMS
N4Ab (Abstractness of the title)
Punkti:
Mērījums:
0 līdz 3 punkti.
Tendence izstrādāt tēmu piešķirot tam nosaukumu, lai atklātu vēstījuma
dziļāku jēgu.
A) 0 punkti tiek piešķirti, tad, ja
 zīmējumam nav nosaukuma,
 (skat. N4Ab-1-piemēru)
 nosaukums ir pārāk izplūdis un neataino uzzīmēto,
 nosaukums ir neatbilstošs,
 nosaukums acīmredzami un konkrēti atspoguļo uzzīmēto.
 (skat. N4Ab-4-piemēru, N4Ab-5-piemēru, N4Ab-6-piemēru un
N4Ab-8-piemēru)
 nosaukumi pierakstīti pie vienībām.
B) 1 punkts tiek piešķirts, ja nosaukums izmantots, lai papildinātu,
 izceļot kādu īpašību., piemēram, lietvārds papildināts ar īpašības vārdu
(Burvīgā māja),
 (skat. N4Ab-9-piemēru, N4Ab-10-piemēru un N4Ab-11piemēru)
 precizējot atspoguļoto priekšmetu vai darbību, piemēram, „Jānis iet uz
skolu”.
 (skat. N4Ab-12-piemēru un N4Ab-13-piemēru)
C) 2 punkti tiek piešķirti gadījumā, kad nosaukums nav pilnībā vispārināts,
bet ir sarežģītāks, nekā papildinoši aprakstošs. Šajā kategorijā varētu
iekļaut:
 nosaukumus, kas atklāj uzzīmētā jēgu, ko bez tā nevarētu uztvert,


233
 N4Ab-14-piemērā nosaukums vienkāršo zīmējumu padara par
humoristisku.
nosaukumus, kas izteikts veselā teikumā, bet vispārīgāk par
papildinošo nozīmi,
nosaukums, kas atspoguļo kontekstu, piem., vasara, ziema u.tml.
 (skat. N4Ab-16-piemēru, N4Ab-17-piemēru un N4Ab-18piemēru)
D) 3 punktus piešķir, ja nosaukums ir abstrakts, ar pārnestu nozīmi vai tas
ir metaforisks un tam piemīt augsta vispārinājuma pakāpe. Šāds
nosaukums dod iespēju uztvert to, kas nav acīmredzams
 Piemēram, nosaukums „Dzīves līkloči” var saņemt trīs
punktus, ja to pavada atbilstošs abstrakts zīmējums, tomēr
uzmanīgi jāizvērtē, vai zīmējumā tiešām ir kāda norāde uz
atbilstošo nosaukumu! Nedrīkst piešķirt punktus par
nosaukumu, kas nekādā veidā neasociējas ar abstrakto
zīmējumu.
 (skat. N4Ab-19-piemēru un N4Ab-20-piemēru).
234
N5Ag: AGLUTINĀCIJA
N5Ag (Agglutination)
Punkti:
Mērījums:
0 vai 3 punkti.
Tendence radīt jaunus, neeksistējošus tēlus, savienojot dažādus
elementus tādā veidā, kādā ikdienā to nevar novērot.
A) Punkti tiek piešķirti par uzskatāmu divu un vairāku lietu (elementu)
apvienošanu vienā tēlā (priekšmetā)
 Piemēram, cilvēks ar spārniem, suņa būda uz riteņiem u.tml..
 (skat. N5Ag-1-piemēru un N5Ag-2-piemēru)
 Punktus nepiešķir par šī kritērija nepilnīgu, stereotipisku izpausmi,
piemēram, saule vai puķe, kurai iezīmēta seja.
 (skat. N5Ag-3-piemēru)
235
N6Re: SAJŪTAS - REĀLISTISKIE EFEKTI
N6Re (Realistic effects)
Punkti:
Mērījums:
0 līdz 6 punkti.
Tendence izstrādāt zīmējumu tā, ka tas uzrunā skatītāja sajūtas, radot
iespaidu, ka uzzīmētās lietas ir dzīvas (reālas).
A) Vispārējie principi
 Punkti tiek piešķirti par zīmējumiem, kuru izstrāde mākslas darba
uztvērējam izraisa izjūtu, ka atspoguļotās lietas ir dzīvas, jo uzrunā
sajūtas – tausti, garšu, ožu, redzi. Šeit punktus liek par mākslinieka
spēju atdzīvināt zīmējumu, nevis ar spilgtumu, bet ar reālistiskiem
efektiem.
 Punktus piešķir pēc gradācijas, - kādā mērā zīmējumā ir
novērojama vērtējamā pazīme.
 Jāņem vērā, ka šī pazīme var parādītes salīdzinoši reti un
vairākums šajā kategorijā var saņemt 0 punktus.
 Punktus var piešķirt arī par atsevišķu vienību zīmējumā, ja tā
pietiekami atbilst vērtēšanas kategorijai.
 Vērtēšana jāveic pēc šablona principa, kur maksimālo punktu
saņem visizcilākie darbi, neatkarīgi no autora vecuma un
prasmēm.
B) 0-1 punktus piešķir, ja zīmējums veikts ļoti shematiskā vai paviršā veidā
 (skat. N6Re-1-piemēru, N6Re-2-piemēru un N6Re-3-piemēru)
C) 2-4 punktus piešķir, ja zīmējumā daļēji parādās šī kritērija pazīmes
 (skat. N6Re-4-piemēru, N6Re-5-piemēru, N6Re-6-piemēru un
N6Re-7-piemēru)
D) 5-6 punktus piešķir, ja viss zīmējums vai konkrēta vienība ir uzzīmēta
reālistiskā veidā, radot fotogrāfijas iespaidu.
 (skat. N6Re-8-piemēru, N6Re-9-piemēru, N6Re-10-piemēru un
N6Re-11-piemēru)
236
N7Ri: IZTĒLES BAGĀTĪBA
N7Ri (Richness of imagination)
Punkti:
Mērījums:
0 līdz 6 punkti.
Tendence izstrādāt zīmējumu, tēlus, priekšmetus, piešķirot tiem unikālas
un spilgtas īpašības, tādējādi padarot tos neparastus un „uzkrītošus”.
A) Vispārējie principi
 Punkti tiek piešķirti par zīmējumiem, kuros izstrādāti spilgti, iespaidīgi
tēli vai priekšmeti. Šeit punktus piešķir par autora spilgtās iztēles
izpausmi uzzīmētajās vienībās, kas atspoguļojas tēla vai priekšmeta
unikalitātē, iespaidīgumā un neatkārtojamībā.
 Punktus piešķir pēc gradācijas - kādā mērā zīmējumā ir
novērojama vērtējamā pazīme.
 Punktus var piešķirt arī par atsevišķu vienību zīmējumā, ja tā
pietiekami atbilst vērtēšanas kategorijai.
 Vērtēšana jāveic pēc šablona principa, kur maksimālo punktu
skaitu saņem visizcilākie darbi, neatkarīgi no autora vecuma un
prasmēm.
 Gadījumos, kad nav uzskatāmu iztēles bagātības pazīmju, bet
ekspertam rodas intuitīva izjūta par spilgtuma/iztēles bagātības
esamību, tad var piešķirt 1 punktu.
 Iztēles bagātība var attiekties ne tikai uz konkrētu tēlu, bet arī
uz visu vēstījumu kopumā, kad priekšmetu/tēlu savstarpējās
attiecības ir spilgtas un neatkārtojamas (skat. N7Ri-5-piemēru).
B) 0-1 punkti tiek piešķirti, ja atspoguļotās lietas ilustrētas stereotipiskā vai
tradicionālā veidā.
 (skat. N7Ri-1-piemēru un N7Ri-2-piemēru)
C) 2-4 punkti tiek piešķirti, ja tēlos vai zīmējumā daļēji parādās unikalitātes
un spilgtuma pazīmes
 (skat. N7Ri-3-piemēru un N7Ri-4-piemēru)
237
D) 5-6 punktus piešķir par nepārprotamām šī kritērija izpausmēm – spilgti
un unikāli tēli ar individuālām īpašībām
 Augstus rezultātus var saņemt arī zīmējumi, kuriem nav punktu N6Re
kritērijā.
 (skat. N7Ri-5-piemēru, N7Ri-6-piemēru, N7Ri-7-piemēru un
N7Ri-8-piemēru).
238
N8Ex: PĀRSPĪLĒŠANA
N8Ex (Exaggeration)
Punkti:
Mērījums:
0 vai 3 punkti.
Tendence attēlot priekšmetus vai tēlus, pārspīlējot un izceļot kādu
pazīmi vai īpašību.
A) Pārspīlēšanas pazīmes
 konkrētas vienības izteiktā palielināšanā vai samazināšanā attiecībā
pret citiem priekšmetiem. (skat. N8Ex-1-piemēru)
 vienas vienības dažādu detaļu vai pazīmju akcentēšanā – palielinot,
samazinot vai pārspīlējot, piemēram:
 1) vīrs ar ļoti lielu degunu,
 2) vīrs, kas, bļaudams, ar savu spēcīgo balsi saplēš traukus,
 3) sieviete, no kuras raudāšanas izveidojas upe vai ezers u.tml.
 (skat. N8Ex-2-piemēru un N8Ex-3-piemēru).
B) Vērtēšanas principi
 Ja novēro pārspīlēšanas pazīmi, tad piešķir 3 punktus.
 Svarīgi nošķirt tīšu no netīšas proporciju modelēšanas!
 Punktus piešķir tikai par nepārprotamu šīs pazīmes izpausmi! (skat.
N8Ex-4-piemēru)
239
N9Mo: KUSTĪBA
N9Mo (illustration of movement)
Punkti:
Mērījums:
0 līdz 3 punkti.
Tendence īpaši izcelt priekšmetu, būtņu kustību vai apkārtesošos
procesus.
A) Kustības pazīmes
 process (dūmi, garaiņi, līst asaras, lietus, sniegs, spīd lampa u.tml., bet
ne stereotipiski attēlota saule).
 kustība, kas ir acīmredzama un nepārprotama (piem., krīt vāze, met
akmeni, lec, skrien vai krīt cilvēks u.tml.) Skat. N9Mo-1-piemēru.
B) Vērtēšana
 par katru procesu piešķir 1 punktu, bet ne vairāk par 3.
 Ja ir divi vai vairāki vienādi procesi, tad piešķir tikai 1 punktu (piem.,
divas mājas ar kūpošiem skursteņiem). Skat. N9Mo-3-piemēru
 Par acīmredzamu un nepārprotamu kustību piešķir 3 punktus.
240
N10P: PERSONIFIKĀCIJA
N10P (Personification)
Punkti:
0 vai 3 punkti.
Mērījums: Tendence tēliem, priekšmetiem piešķirt cilvēka vai citu būtņu īpašības.
A) Personifikācijas pazīmes
 Ja novēro personifikācijas pazīmi, tad piešķir 3 punktus.
 Ja personifikācijas pazīme manifestējas caur nosaukumu, piem.,
„Noskumusī māja”, tad arī var piešķirt 3 punktus.
 Punktus nepiešķir par stereotipiski iezīmētām sejām (saulei, puķei vai
dzīvniekiem), skat. N10P-4-piemēru.
241
TESTA NORMAS SKRĪNINGA KLASIFIKĀCIJAI
Šeit norādītas testa normas skrīninga klasifikācijai. Ja nepieciešami precīzi
rezultāti, apakšgrupu rezultāti vai standartizācijas pētījuma apraksts, jāiepazīstas ar
attiecīgajām publikācijām vai ziņojumiem (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2012; Kālis,
Roķe & Krūmiņa, 2013b; Kālis & Roķe-Reimate, 2015; Kālis, 2015).
1. tabula
Testa normas skrīninga klasifikācija dažādās izlasēs
Izlase
5 g.v. (N=178)
6 g.v. (N=200)
5. klase (N=200)
9. klase (N=300)
15 g.v. (N=200)
Studenti (N=185)
Forma
(A+B)/2
(A+B)/2
A
(A+B)/2
(A+B)/2
A
A
<=4
<=5
<= 8
<= 15
<= 15
<=16
B
5-8
6-10
9-15
16-19
16-19
17-22
C
9-15
11-20
16-29
20-28
20-29
23-37
D
16-20
20-25
30-37
29-33
30-34
38-45
E
21-24
26-30
38-44
34-38
35-39
46-52
F
25-31
31-41
45-51
39-44
40-55
53-59
G
>31
>41
> 51
>44
>55
>59
Klasifikācija pēc testa rokasgrāmatas (Urban & Jellen, 2010). A = Krietni zem vidējā (Far below
average); B = Zem vidējā (Below average); C = Vidējais (Average);D = Virs vidējā (Above average);
E = Krietni virs vidējā (Far above average); F = Ārkārtīgi augstu virs vidējā (Extremely high above
average); G = Fenomenāls (Phenomenal).
242
ATSAUCES
Chae, S. (2003). Adaptation of a picture-type creativity test for pre-school children.
Language Testing., 20, (2), 178-188. 10.1191/0265532203lt251oa.
Kālis, E. & Roķe-Reimate, L. (2015). Testa radošai domāšanai standartizācijas
pētījums Latvijas vispārizglītojošo skolu 5. klašu skolēniem. Ziņojums. Publicēts
E. Kāļa promocijas darba ietvaros.
Kālis, E. (2015). Testa radošai domāšanai standartizācijas pētījums Latvijas studentu
izlasē. Ziņojums. Publicēts E. Kāļa promocijas darba ietvaros.
Kālis, E., Roķe L., Krūmiņa, I. (2012). Tests radošai domāšanai –attēlu veidošana
(TRD): standartizācija Latvijas vispārizglītojošo skolu 9. klašu un 9. klašu 15
gadu veciem
skolēniem. Starptautiski recenzēts zinātnisko rakstu krājums
„Radoša Personība” 10. sējums, RPIVA, 10-26.
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2013a). Indicators of Creative Potential in
Drawings: Proposing New Criteria for Assessment of Creative Potential with the
Test for Creative Thinking – Drawing Production. Baltic Journal of Psychology,
14 (1, 2), 22–37.
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2013b). Tests radošai domāšanai – attēlu
veidošana (TRD): standartizācijas rezultāti 5 un 6 gadus veciem bērniem.
Starptautiski recenzēts zinātnisko rakstu krājums „Radoša Personība” 11.
sējums, RPIVA.
Kālis, E., Roķe, L. and Krūmiņa, I. (2014). Investigation of Psychometric Properties
of the Test for Creative Thinking—Drawing Production: Evidence from Study in
Latvia. The Journal of Creative Behavior. doi: 10.1002/jocb.68.
Kālis, E., Vorobjovs, A., Roķe-Reimate, L. and Krūmiņa, I. (2015). Test for Creative
Thinking – Drawing Production: factor structure, construct validity and
243
measurement models. European Journal of Psychological Assessment.
Manuscript submitted for publication.
Kālis, E., Vorobjovs, and A., Roķe-Reimate, L. (2014). Assessing Originality in
Drawings. Baltic Journal of Psychology, Manuscript accepted for publication.
Karkowski, M. (2008). Measuring creativity using the test of creative imagination
(TCI). Part 2. On validity of the TCI. New Educational Review, 15 (2), 216-231.
Rudowicz, E. (2004). Applicability of the Test of Creative Thinking-Drawing
Production for Assessing Creative Potential of Hong Kong Adolescents. Gifted
Child Quarterly, 48 (3), p. 202-218. doi: 10.1177/001698620404800305.
Togrol, A.Y. (2012). Studies of the Turkish form of the Test for Creative Thinking –
Drawing
Production.
Creative
Education,
3(8),
1326-1331.
http://dx.doi.org/10.4236/ce.2012.38194.
Production (TCT-DP) The Concept, Application, Evaluation, and International
Urban, K.K., & Jellen, H.G. (1985). Der TSD-Z: Test zum schöpferischen Denken zeichnerisch. Universität Hannover, Arbeitsstelle HEFE, Paper 6.
244
TESTS RADOŠAI DOMĀŠANAI – ATTĒLU
VEIDOŠANA
Paplašinātā rokasgrāmata
PIEMĒRI
245
Saturs
PIEMĒRI .................................................................................................................................244
1Cn: IZMANTOJUMI....................................................................................................... 246
2Cm: PILNVEIDOJUMI................................................................................................... 249
3Ne: JAUNI ELEMENTI .................................................................................................. 253
4Cl: SAVIENOJUMI AR LĪNIJĀM ................................................................................. 257
5Cth: SAVIENOJUMI, LAI RADĪTU TĒMU ................................................................. 260
6Bfd: STIMULA NOSACĪTA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA.............................................. 270
7Bfd: STIMULA NEATKARĪGA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA ........................................ 273
8Pe: PERSPEKTĪVA ........................................................................................................ 276
91Hu: HUMORS ............................................................................................................... 281
92Em: EMOCIJAS ............................................................................................................ 284
93Ex: EKSPRESIJA .......................................................................................................... 287
10Uca: NETRADICIONALITĀTE (A) – NEPARASTA MANIPULĀCIJA .................. 290
111Sy: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIMBOLISMS ................................................ 292
112Su: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIREĀLISMS ................................................. 295
113Fi: NETRADICIONALITĀTE (B) – FANTĀZIJA .................................................... 301
12Ucc: NETRADICIONALITĀTE (C) – ZĪMES, VĀRDI, KARIKATŪRISMS ........... 305
13Ucd: NETRADICIONALITĀTE (D) – ORIĢINALITĀTE ......................................... 307
N1Sy: STIMULU SINTĒZE KOPĪGĀ TĒLĀ .................................................................. 308
N2Im: TĒLU PĀTRAUKŠANA PIE RĀMJA MALAS .................................................. 311
N3Ma: MANIPULĀCIJA AR RĀMI ............................................................................... 313
N4Ab: NOSAUKUMA ABSTRAKTUMS....................................................................... 315
N5Ag: AGLUTINĀCIJA .................................................................................................. 320
N6Re: SAJŪTAS - REĀLISTISKIE EFEKTI .................................................................. 321
N7Ri: IZTĒLES BAGĀTĪBA ........................................................................................... 324
N8Ex: PĀRSPĪLĒŠANA .................................................................................................. 326
N9Mo: KUSTĪBA ............................................................................................................. 327
N10P: PERSONIFIKĀCIJA ............................................................................................. 328
246
1Cn: IZMANTOJUMI
1
CN-1-PIEMĒRS
1
1Cn = 6
1
CN-3-PIEMĒRS
1Cn = 5
Nosaukums: Daba
CN-2-PIEMĒRS
1Cn = 4
1
CN-4-PIEMĒRS
1Cn = 5
1
CN-5-PIEMĒRS
1
1Cn = 5
1
CN-7-PIEMĒRS
1Cn = 5
247
CN-6-PIEMĒRS
1Cn = 4
1
CN-8-PIEMĒRS
1Cn = 6
1
CN-9-PIEMĒRS
1Cn = 5
248
249
2Cm: PILNVEIDOJUMI
2
CM-1-PIEMĒRS
2
2Cm = 3
2
CM-3-PIEMĒRS
2Cm = 6
CM-2-PIEMĒRS
2Cm = 3
2
CM-4-PIEMĒRS
2Cm = 5
2
CM-5-PIEMĒRS
2
2Cm = 5
2
CM-7-PIEMĒRS
2Cm = 4
250
CM-6-PIEMĒRS
2Cm = 5
2
CM-8-PIEMĒRS
2Cm = 6
2
CM-9-PIEMĒRS
2
2Cm = 1
2
CM-11-PIEMĒRS
2Cm = 4
251
CM-10-PIEMĒRS
2Cm = 1
2
CM-12-PIEMĒRS
2Cm = 4
2
CM-13-PIEMĒRS
2Cm = 3
„Lokam”, „stūrim” un ārējam „kvadrātam” pievienoti divi
viena veida elementi – acis, kas piedod kontekstu mutei,
savukārt „punktam” sākotnēji pievienots otrs punkts (kā
1Cn) un tad tam pievienota cita veida detaļa – mute.
252
253
3Ne: JAUNI ELEMENTI
3
NE-1-PIEMĒRS
3
3Ne = 2
3
NE-3-PIEMĒRS
3Ne = 6
NE-2-PIEMĒRS
3Ne = 1
3
NE-4-PIEMĒRS
3Ne = 2
3
NE-5-PIEMĒRS
3Ne = 5
2 punkti par taisnstūra daudzajiem apzīmējumiem (A, B,
10, 18...); 1 punkts par robotu centrā; 1 punkts par
cilvēciņu ar šauteni, kuru teorētiski var atdalīt no tās; 1
punkts par bultu, no kuras nolaižas čūska.
3
NE-7-PIEMĒRS
1Cn=4; 2Cm=4; 3Ne = 6
2 punkti par putniem; 1 punkts par mākoni; 2 punkti par
kalniem un 1 punkts par poniju.
3
254
NE-6-PIEMĒRS
3Ne = 3
2 punkti par zāles kušķīšiem; 1 punkts par horizonta līniju
aiz būdas.
3
NE-8-PIEMĒRS
3Ne = 3
1 punkts par trauciņu blakus kaķim; 2 punkti par lāsītēm,
kas lido no ugunskura.
3
NE-9-PIEMĒRS
3
3Ne = 0
3
NE-11-PIEMĒRS
3Ne = 6
255
NE-10-PIEMĒRS
3Ne = 1
3
NE-12-PIEMĒRS
3Ne = 4
No „svītriņām” ir izveidota glezna. Gleznā attēlotas 4
vienības. Vienu no šīm vienībām, var uzskatīt par
neatņemamu sastāvdaļu, lai saprastu, ka attēlotais ir
glezna, kamēr pārējās 3 var uzskatīt par jaunām vienībām.
3
NE-13-PIEMĒRS
3Ne = 2
256
257
4Cl: SAVIENOJUMI AR LĪNIJĀM
4
CL-1-PIEMĒRS
4Cl = 4
4
CL-3-PIEMĒRS
4Cl = 6
4
CL-2-PIEMĒRS
4Cl = 6
Ausis ar rāmi – 1, mati ar rāmi – 1, mati ar dzimumzīmīti
– 1, glāze ar rāmi – 1, salmiņš ar glāzi – 1, salmiņš ar pašu
tēlu – 1 punkts.
4
CL-4-PIEMĒRS
4Cl = 5
4
CL-5-PIEMĒRS
4
4Cl = 1
4
CL-7-PIEMĒRS
1Cn=5; 2Cm=4; 3Ne=1; 4Cl = 3
258
CL-6-PIEMĒRS
4Cl = 3
4
CL-8-PIEMĒRS
4Cl = 3
4
CL-9-PIEMĒRS
4Cl = 6
4
259
CL-10-PIEMĒRS
Nosaukums: „Vortex”
4Cl = 5
260
5Cth: SAVIENOJUMI, LAI RADĪTU TĒMU
5
CTH-1-PIEMĒRS
5
CTH-2-PIEMĒRS
`
5Cth = 5
5
CTH-3-PIEMĒRS
5Cth = 0
5Cth = 5
5
CTH-4-PIEMĒRS
5Cth = 0
5
CTH-5-PIEMĒRS
5
5Cth = 3
5
CTH-7-PIEMĒRS
5Cth = 6
261
CTH-6-PIEMĒRS
5Cth = 3
5
CTH-8-PIEMĒRS
5Cth = 6
5
CTH-9-PIEMĒRS
5
CTH-10-PIEMĒRS
5Cth = 4 (3+1)
5
CTH-11-PIEMĒRS
5Cth = 3
Nosaukums: „Putkrējums”. Izejot no nosaukuma, punkti
netiek piešķirti. Bet, ja ignorē nosaukumu, tad var ielikt 3
punktus par nepārliecinošu tēmu vai arī pēc principa 2(briesmonis)+1(māja, papildus tēma) =3.
262
5Cth = 0
5
CTH-12-PIEMĒRS
Nosaukums: „Figūras”
5Cth = 0
5
CTH-13-PIEMĒRS
5
5Cth = 0
5
CTH-15-PIEMĒRS
5Cth = 0
263
CTH-14-PIEMĒRS
5Cth = 0
5
CTH-16-PIEMĒRS
5Cth = 0
5
CTH-17-PIEMĒRS
5
5Cth = 1
5
CTH-19-PIEMĒRS
5Cth = 5
Nosaukums: „Robota pastaiga”
264
CTH-18-PIEMĒRS
5Cth = 5
5
CTH-20-PIEMĒRS
5Cth = 6
Nosaukums: „Murīša dzimšanas diena!”
5
CTH-21-PIEMĒRS
5
5Cth = 6
5
CTH-23-PIEMĒRS
5Cth = 0
265
CTH-22-PIEMĒRS
5Cth = 0
5
CTH-24-PIEMĒRS
5Cth = 3
5
CTH-25-PIEMĒRS
5Cth = 6
5
CTH-27-PIEMĒRS
5Cth = 6
5
266
CTH-26-PIEMĒRS
5Cth = 6
Nosaukums: „Divas pasaules”
5
CTH-28-PIEMĒRS
5Cth = 6
5
CTH-29-PIEMĒRS
5
5Cth = 3
CTH-31-PIEMĒRS
5Cth = 6
CTH-30-PIEMĒRS
5Cth = 3
Nosaukums: „Tere-Tere-TRAKTORS” (fragments no
dziesmas)
5
267
5
CTH-32-PIEMĒRS
5Cth = 2
5
CTH-33-PIEMĒRS
5Cth = 0
Nosaukums: „Iegrauzta oliņa”
5
CTH-35-PIEMĒRS
5Cth = 2
5
CTH-34-PIEMĒRS
Nosaukums: „Saulīte”
5
268
5Cth = 0
CTH-36-PIEMĒRS
5Cth = 0
5
CTH-37-PIEMĒRS
5Cth = 3
5
CTH-39-PIEMĒRS
5Cth = 3
5
269
CTH-38-PIEMĒRS
5Cth = 3
270
6Bfd: STIMULA NOSACĪTA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA
6
BFD-1-PIEMĒRS
6
6Bfd = 0
6
BFD-3-PIEMĒRS
6Bfd = 3
BFD-2-PIEMĒRS
6Bfd = 0
6
BFD-4-PIEMĒRS
6Bfd = 3
6
BFD-5-PIEMĒRS
6
6Bfd = 6
6
BFD-7-PIEMĒRS
6Bfd = 6
271
BFD-6-PIEMĒRS
6Bfd = 6
6
BFD-8-PIEMĒRS
6Bfd = 6
6
BFD-9-PIEMĒRS
6Bfd = 3
272
273
7Bfd: STIMULA NEATKARĪGA ROBEŽU PĀRKĀPŠANA
7
BFI-1-PIEMĒRS
7
7Bfi = 0
7
BFI-3-PIEMĒRS
7Bfi = 0
BFI-2-PIEMĒRS
7Bfi = 0
7
BFI-4-PIEMĒRS
7Bfi = 0
7
BFI-5-PIEMĒRS
7
7Bfi = 0
7
BFI-7-PIEMĒRS
7Bfi = 3
274
BFI-6-PIEMĒRS
7Bfi = 3
7
BFI-8-PIEMĒRS
7Bfi = 3
7
BFI-9-PIEMĒRS
7
7Bfi = 3
7
BFI-11-PIEMĒRS
7Bfi = 6
275
BFI-10-PIEMĒRS
7Bfi = 6
7
BFI-12-PIEMĒRS
7Bfi = 6
276
8Pe: PERSPEKTĪVA
8
PE-1-PIEMĒRS
8
8Pe = 2
8Pe = 1
3D māja – 1p; puķes lapiņas slēpjas viena aiz otras – 1p.
8
PE-3-PIEMĒRS
8Pe = 3
Vāzes kakls kā elipse – 1p; 3D galds – 1p; telpas dziļums
pēc cilvēka un galda attiecībām – 1p.
PE-2-PIEMĒRS
8
PE-4-PIEMĒRS
8Pe = 1
8
PE-5-PIEMĒRS
8
8Pe = 4
PE-7-PIEMĒRS
8Pe = 2
Māja atrodas uz horizonta – 0 punkti; koks atrodas pirms
horizonta – 1p; bruņurupucis aizsedz koku – 1p;
PE-6-PIEMĒRS
8Pe = 1
Bumbas, mājas1, mājas2 un koka attiecības norāda uz
telpas dziļumu – 2 p; priekšplāna māja aizsedz kalna līniju
– 1p; bumba ir uz virsmas, kas ieēnota, papildus atklājot
telpu – 1p.
8
277
8
PE-8-PIEMĒRS
8Pe = 1
8
PE-9-PIEMĒRS
8Pe = 2
Ēnoti burti – 1p; horizonta līnija, kas ir saprotama
kontekstā ar aizklātu sauli – 1p.
8
PE-11-PIEMĒRS
8Pe = 2
Tilts aizsedz upi – 1p; upe sašaurinās – 1p.
8
278
PE-10-PIEMĒRS
8Pe = 4
Akmeņi aiz akmeņiem – 1p; koki aiz kokiem – 1p; 3D
māja – 1p; peles un akmeņu lielums pret māju un kokiem,
rada iespaidu, ka ir tuvāk skatītājam (telpas dziļums) – 1p.
8
PE-12-PIEMĒRS
8Pe = 0
8
PE-13-PIEMĒRS
8
8Pe = 6
PE-15-PIEMĒRS
8Pe = 2
3D māja ārpus rāmja – 1p; mašīna aizsedz ceļa līniju – 1p.
PE-14-PIEMĒRS
8Pe = 0
Paslēpies lācis aiz rāmja – 1p; 3D krēsli – 1p; 3D vāze –
1p; lācis aizsedz krēslu, puķe aizsedz lāci – 2p; lāča mute
iezīmēta ar dziļumu – 1p;
8
279
8
PE-16-PIEMĒRS
8Pe = 2
3D māja – 1p; koks aizsedz ceļu – 1p;
8
PE-17-PIEMĒRS
8Pe = 3
2 horizonta līnijas – 1p; mājas ar 2 sienām – 1p; ceļa
sašaurinājums – 1p.
8
280
PE-18-PIEMĒRS
8Pe = 6
281
91Hu: HUMORS
91
HU-1-PIEMĒRS
91Hu = 6
Humora pazīmes: cilvēka seja attēlota smieklīgā veidā
vienlaikus iesaistot vairākus stimulus šīs smieklīgās tēmas
radīšanā.
91
HU-3-PIEMĒRS
91Hu = 6
Nosaukums: „Mazā dārza mīlestība un zilonis”
Humora pazīmes: Paradoksāls fakts (tārps iemīlējies
gliemezī) un asprātīgs nosaukums.
91
HU-2-PIEMĒRS
91Hu = 6
Nosaukums:
„Citplanētiešu
super
džentelmenis
atvaļinājumā”.
Humora pazīmes: paradoksāls nosaukums, paradoksāla
tēma un attēlota smieklīgā veidā.
91
HU-4-PIEMĒRS
91Hu = 6
Nosaukums: „Deformējies zvirbulis”
Humora pazīmes: smieklīgā veidā attēlots zvirbulis un
piešķirts asprātīgs nosaukums.
91
HU-5-PIEMĒRS
91Hu = 5
Nosaukums: „Botāniskā dārza pastmarka”
Humora pazīme: Asprātīgs nosaukums, kas raksturo visu
tēmu.
91
HU-7-PIEMĒRS
91Hu = 5
Nosaukums: „Tiekšanās pēc saules”
Humora pazīmes: nosaukums un attēlotais veido
holistisku humoristisku tēmu – puķu tiekšanās pēc saules
tiek attēlota burtiski.
91
282
HU-6-PIEMĒRS
91Hu = 5
Nosaukums: „Aizved mani uz Zoo!”
Humora pazīmes: Nosaukums kontekstā ar tēmu – milzu
neparasts dzīvnieks pie tramvaja pieturas, kurš pēc
nosaukuma spriežot vēlas nokļūt zoo dārzā.
91
HU-8-PIEMĒRS
91Hu = 4
Nosaukums: „Mušu uzbrukums”
Humora pazīmes: pārsteidzošs, asprātīgs nosaukums. Šis
zīmējums saņemtu vairāk punktu humorā, ja papildus,
piemēram, tiktu attēloti bēgoši dzīvnieki vai cilvēki”.
91
HU-9-PIEMĒRS
91Hu = 3
Humora pazīmes: spilgti izteikta atsevišķa humoristiska
vienība (robots ārpus rāmja).
91
HU-11-PIEMĒRS
91Hu = 3
Humora pazīmes: a) humoristiska atsevišķa vienība (lācis,
kas paslēpies aiz rāmja un māj) un b) paradoksāls fakts
(peles samestas kaudzē zem krēsla)
91
283
HU-10-PIEMĒRS
91Hu = 3
Nosaukums: „Uz terases. eļļa/audekls.
Humora pazīmes: spilgti izteikta humora pazīme –
pārsteidzošs, negaidīts un asprātīgs nosaukums (zīmuļa
zīmējumā norāda, ka tas ir no eļļas krāsām uz audekla.).
91
HU-12-PIEMĒRS
91Hu = 2
Nosaukums: „Puķes, meitene un puisis”
Humora pazīmes: Humoristiska atsevišķa vienība (puiša
ilustrācija ārpus rāmja)
284
92Em: EMOCIJAS
92
EM-1-PIEMĒRS
92Em = 6
92
EM-3-PIEMĒRS
92Em = 5
92
EM-2-PIEMĒRS
92Em = 6
Nosaukums: „Piedzīvot-pārdīvot-izdzīvot”
92
EM-4-PIEMĒRS
92Em = 4
92
EM-5-PIEMĒRS
92
92Em = 4
92
EM-7-PIEMĒRS
92Em = 3
Nosaukums: „Dodoties ciemos”
285
EM-6-PIEMĒRS
92Em = 3
92
EM-8-PIEMĒRS
92Em = 2
92
EM-9-PIEMĒRS
92Em = 0
92
286
EM-10-PIEMĒRS
92Em = 0
Nosaukums: „Interesantā pasaule”
287
93Ex: EKSPRESIJA
93
EX-1-PIEMĒRS
93Ex = 6
Nosaukums: „Nakts piepilsētā”
93
EX-3-PIEMĒRS
93Ex = 5
Nosaukums: „Bērnības laiks”
93
EX-2-PIEMĒRS
93Ex = 6
Nosaukums: „Nepiepildītais sapnis”
93
EX-4-PIEMĒRS
93Ex = 5
Nosaukums: „Ticket to paradise”
93
EX-5-PIEMĒRS
93Ex = 4
Nosaukums: „Brīvdienas atpūta mājās”
Zīmējums nes kopēju vēstījumu, bet tas nav pārliecinošs
un pārāk ikdienišķs.
93
EX-7-PIEMĒRS
93Ex = 3
Nosaukums: „Saulainā māja”
93
288
EX-6-PIEMĒRS
93Ex = 3
Nosaukums: „Elektrības mašīna”
93
EX-8-PIEMĒRS
Nosaukums: „Ziema”
93Ex = 3
93
EX-9-PIEMĒRS
93Ex = 2
Ekspresijas pazīmes: fragmentārs un nepārliecinošs
vēstījums
93
EX-11-PIEMĒRS
93Ex = 0
Ekspresijas pazīmes: Nav iespējams saprasts, saskatīt
autora vēstījumu
93
289
EX-10-PIEMĒRS
93Ex = 2
Nosaukums: „Viss ir vienkārši, viss vienkāršais – ģeniāls”
Ekspresijas pazīmes: nepārliecinošs vai neizstrādāts
vēstījums
93
EX-12-PIEMĒRS
93Ex = 0
Ekspresijas pazīmes: Nav iespējams saprasts, saskatīt
autora vēstījumu
290
10Uca: NETRADICIONALITĀTE (A) – NEPARASTA MANIPULĀCIJA
10
UCA-1-PIEMĒRS
10
10Uca = 0
10
UCA-3-PIEMĒRS
10Uca = 3
UCA-2-PIEMĒRS
10Uca = 3
10
UCA-4-PIEMĒRS
10Uca = 0
10
UCA-5-PIEMĒRS
10Uca = 0
10
291
UCA-6-PIEMĒRS
10Uca = 0
292
111Sy: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIMBOLISMS
111 SY-1-PIEMĒRS
0
111Sy = 3
111
0
SY-2-PIEMĒRS
111Sy = 3
Nosaukums: „Krustceles”
Nosaukums: „Divas pasaules”
111 SY-3-PIEMĒRS
0
111
0
SY-4-PIEMĒRS
111Sy = 3
Nosaukums: nav
111Sy = 0
Nosaukums: nav
111 SY-5-PIEMĒRS
0
111Sy = 0
111
0
293
SY-6-PIEMĒRS
111Sy = 0
Nosaukums: „Nav vārdu”
Nosaukums: „Kādu dienu”
111 SY-7-PIEMĒRS
0
111
0
111Sy = 3 (0)
Nosaukums: nav
SY-8-PIEMĒRS
111Sy = 3
Nosaukums: „Smagā angļu valoda”
111 SY-9-PIEMĒRS
0
111
0
SY-10-PIEMĒRS
111Sy = 3
Nosaukums: „Dzīvības ūdens”
294
111Sy = 3
Nosaukums: nav
295
112Su: NETRADICIONALITĀTE (B) – SIREĀLISMS
112 SU-1-PIEMĒRS
0
112
0
112Su = 0
112 SU-3-PIEMĒRS
0
112Su = 3
SU-2-PIEMĒRS
112Su = 3
112
0
SU-4-PIEMĒRS
112Su = 0
112 SU-5-PIEMĒRS
0
112
0
112Su = 3
112 SU-7-PIEMĒRS
0
112Su = 3
296
SU-6-PIEMĒRS
112Su = 3
112
0
SU-8-PIEMĒRS
112Su = 3
112 SU-9-PIEMĒRS
0
112
0
112Su = 3
112 SU-11-PIEMĒRS
0
112Su = 0
297
SU-10-PIEMĒRS
112Su = 0
112
0
SU-12-PIEMĒRS
112Su = 0
112 SU-13-PIEMĒRS
0
112
0
112Su = 0
112 SU-15-PIEMĒRS
0
112Su = 0
298
SU-14-PIEMĒRS
112Su = 0
112
0
SU-16-PIEMĒRS
112Su = 3
112 SU-17-PIEMĒRS
0
112
0
112Su = 3
112 SU-19-PIEMĒRS
0
112Su = 3
299
SU-18-PIEMĒRS
112Su = 0
112
0
SU-20-PIEMĒRS
112Su = 3
112 SU-21-PIEMĒRS
0
112Su = 0
112
0
300
SU-22-PIEMĒRS
112Su = 0
301
113Fi: NETRADICIONALITĀTE (B) – FANTĀZIJA
113 FI-1-PIEMĒRS
0
113
0
113Fi = 0
113 FI-3-PIEMĒRS
0
113Fi = 0
FI-2-PIEMĒRS
113Fi = 0
113
0
FI-4-PIEMĒRS
113Fi = 3
113 FI-5-PIEMĒRS
0
113
0
113Fi = 3
113 FI-7-PIEMĒRS
0
113Fi = 0
302
FI-6-PIEMĒRS
113Fi = 3
113
0
FI-8-PIEMĒRS
113Fi = 3
113 FI-9-PIEMĒRS
0
113
0
113Fi = 0
113 FI-11-PIEMĒRS
0
113Fi = 3
303
FI-10-PIEMĒRS
113Fi = 0
113
0
FI-12-PIEMĒRS
113Fi = 0
113 FI-13-PIEMĒRS
0
113Fi = 0
304
305
12Ucc: NETRADICIONALITĀTE (C) – ZĪMES, VĀRDI, KARIKATŪRISMS
12
UCC-1-PIEMĒRS
12
12Ucc = 3
12
UCC-3-PIEMĒRS
12Ucc = 0
UCC-2-PIEMĒRS
12Ucc = 0
12
UCC-4-PIEMĒRS
12Ucc = 0
12
UCC-5-PIEMĒRS
12
12Ucc = 3
12
UCC-7-PIEMĒRS
12Ucc = 0
306
UCC-6-PIEMĒRS
12Ucc = 3
12
UCC-8-PIEMĒRS
12Ucc = 3
307
13Ucd: NETRADICIONALITĀTE (D) – ORIĢINALITĀTE
13
UCD-1-PIEMĒRS
13Ucd = 0
Forma B, Latvijas izlases stereotipiskās atbildes
3 – 1 (Lo:akmens) – 0 (Pu: peles deguns) – 1 (St: māja) –
1(Li: koks) – 0 ( Sv: putns) = 0; 13Ucd=0
13
UCD-3-PIEMĒRS
13Ucd = ?
Forma A, Latvijas izlases stereotipiskās atbildes
3 – 0 (Lo:dakša) – 1 (Pu:acs) – 0 (St: TV) – 0 (Li: dakša)
– 0 (Sv: dakša?) = 2. 13Ucd=2.
13
UCD-2-PIEMĒRS
13Ucd = 0
3 – 1 (Lo:abstr.fig) – 1 (Pu:abstr.līn.) – 1 (St:ģeom.fig. un
nav pilnv.) – 1 (Li: abstr.līn.) – 1 (Sv: abstr.līn. un nav
pilnv.) = -2; 13Ucd=0
13
UCD-4-PIEMĒRS
13Ucd = 1
3 – 1 (Lo:seja) – 0 (Pu: izsaukuma zīme) – 0 (St: robota
mugura) – 0 (Li: papīra lapa) – 1 (Sv: bulta, jo nav pilnv.)
= 1; 13Ucd=1.
308
N1Sy: STIMULU SINTĒZE KOPĪGĀ TĒLĀ
N1
SY-1-PIEMĒRS
N1
N1Sy = 2
3-1=2
N1
SY-2-PIEMĒRS
N1Sy = 2
3-1=2
SY-3-PIEMĒRS
N1Sy = 3
Lauvas tēls + mājas tēls (3-1)+(2-1)=3
N1
SY-4-PIEMĒRS
N1Sy = ?
Sievietes tēls + spoguļskapja tēls (2-1)+(3-1)=3
N1
SY-5-PIEMĒRS
N1
SY-6-PIEMĒRS
N1Sy = 4
Seja 5-1=4
N1
309
N1Sy = 4
Seja 5-1=4
SY-7-PIEMĒRS
N1Sy = 0
Nosaukums: „Zemūdene”
Zemūdene atainota pārāk abstrakta
N1
SY-8-PIEMĒRS
N1Sy = 0
Nosaukums: „Sena orku kauja”
Stimuli apvienoti virsmā, kas ir pārāk abstrakta vienība.
Šajā gadījumā jēgu savienotajiem stimuliem piešķir orki.
N1
SY-9-PIEMĒRS
Māja 2-1=1
N1Sy = 1
310
311
N2Im: TĒLU PĀTRAUKŠANA PIE RĀMJA MALAS
N2
IM-1-PIEMĒRS
N2
N2Im = 0
N2
IM-3-PIEMĒRS
N2Im = 0
IM-2-PIEMĒRS
N2Im = 0
N2
IM-4-PIEMĒRS
N2Im = 0
N2
IM-5-PIEMĒRS
N2Im = 3
N2
IM-7-PIEMĒRS
N2Im = 3
N2
312
IM-6-PIEMĒRS
N2Im = 3
313
N3Ma: MANIPULĀCIJA AR RĀMI
N3
MA-1-PIEMĒRS
N3
N3Ma = 0
N3
MA-3-PIEMĒRS
N3Ma = 0
MA-2-PIEMĒRS
N3Ma = 0
N3
MA-4-PIEMĒRS
N3Ma = 0
N3
MA-5-PIEMĒRS
N3Ma = 3
N3
MA-7-PIEMĒRS
N3Ma = 3
N3
314
MA-6-PIEMĒRS
N3Ma = 3
315
N4Ab: NOSAUKUMA ABSTRAKTUMS
N4
AB-1-PIEMĒRS
N4Ab = 0
Nosaukums: Nav
N4
AB-3-PIEMĒRS
Nosaukums: „Augļi”
N4Ab = 0
N4
AB-2-PIEMĒRS
N4Ab = 0
Nosaukums: „Pasaule”
N4
AB-4-PIEMĒRS
Nosaukums: „Ponijs”
N4Ab = 0
N4
AB-5-PIEMĒRS
N4Ab = 0
Nosaukums: „Kaķītis un viņa mājiņa!!! :)”
N4
AB-7-PIEMĒRS
N4Ab = 0
Nosaukums: Nav
N4
316
AB-6-PIEMĒRS
N4Ab = 0
Nosaukums: „Vingrotājas”
N4
AB-8-PIEMĒRS
N4Ab = 0
Nosaukums: „Figūras”
N4
AB-9-PIEMĒRS
N4Ab = 1
Nosaukums: „Sīkā sejiņa”
N4
AB-11-PIEMĒRS
N4Ab = 1
Nosaukums: „Kaimiņu Juris”
N4
317
AB-10-PIEMĒRS
N4Ab = 1
Nosaukums: „Gumijas monstrs”
N4
AB-12-PIEMĒRS
N4Ab = 1
Nosaukums: „Mans suns pastaigā”
N4
AB-13-PIEMĒRS
N4Ab = 1
Nosaukums: „Māja upes ielokā”
N4
AB-15-PIEMĒRS
N4Ab = 2
Nosaukums: „Vecenīte savās gaitās”
N4
318
AB-14-PIEMĒRS
N4Ab = 2
Nosaukums: „Pāvests ir dusmīgs par nekārtību istabā”
N4
AB-16-PIEMĒRS
N4Ab = 2
Nosaukums: „Rudens”
N4
AB-17-PIEMĒRS
N4Ab = 2
Nosaukums: „Saulainā sniegavīra diena”
N4
AB-19-PIEMĒRS
N4Ab = 3
Nosaukums: „Dāvanu laiks”
N4
319
AB-18-PIEMĒRS
N4Ab = 2
Nosaukums: „Rīts laukos”
N4
AB-20-PIEMĒRS
N4Ab = 3
Nosaukums: „Iespējas”
320
N5Ag: AGLUTINĀCIJA
N5
AG-1-PIEMĒRS
N5Ag = 3
N5
AG-3-PIEMĒRS
N5Ag = 0
Nosaukums: „Atpūta”
N5
AG-2-PIEMĒRS
N5Ag = 3
321
N6Re: SAJŪTAS - REĀLISTISKIE EFEKTI
N6
RE-1-PIEMĒRS
N6
N6Re = 0
N6
RE-3-PIEMĒRS
N6Re = 1
RE-2-PIEMĒRS
N6Re = 0
N6
RE-4-PIEMĒRS
N6Re = 2
Nosaukums: „Mājīgums”
N6
RE-5-PIEMĒRS
N6
N6Re = 2
RE-7-PIEMĒRS
N6Re = 4
RE-6-PIEMĒRS
N6Re = 3
Nosaukums: „Brīvība”
N6
322
N6
RE-8-PIEMĒRS
N6Re = 5
N6
RE-9-PIEMĒRS
N6Re = 5
N6
RE-11-PIEMĒRS
N6Re = 6
N6
323
RE-10-PIEMĒRS
N6Re = 5
324
N7Ri: IZTĒLES BAGĀTĪBA
N7
RI-1-PIEMĒRS
N7
N7Ri = 0
N7
RI-3-PIEMĒRS
N7Ri = 2
Nosaukums: „Klauns-smaidīgais”
RI-2-PIEMĒRS
N7Ri = 1
N7
RI-4-PIEMĒRS
N7Ri = 3
N7
RI-5-PIEMĒRS
N7Ri = 5
N7
RI-7-PIEMĒRS
N7Ri = 5
Nosaukums: „Apgrieztā pasaule”
N7
325
RI-6-PIEMĒRS
N7Ri = 5
Nosaukums: „Alise brīnumballē”
N7
RI-8-PIEMĒRS
N7Ri = 6
Nosaukums: „Smaidīgais”
326
N8Ex: PĀRSPĪLĒŠANA
N8
EX-1-PIEMĒRS
N8Ex = 3
Nosaukums: „Dzīve ir skaista!”
Pārspīlēšanas pazīme: Milzu puķe attiecībā pret mazajiem
cilvēciņiem
N8
EX-3-PIEMĒRS
N8Ex = 3
Pārspīlēšanas pazīme: kāju tievums attiecībā pret rumpi
un ausu lielums attiecībā pret galvu.
N8
EX-2-PIEMĒRS
N8Ex = 3
Pārspīlēšanas pazīme: garās meitenes rokas
N8
EX-4-PIEMĒRS
N8Ex = 0
Ļoti ticami, ka lielā galva attiecība pret ķermeni radusies
dēļ tā, ka nav pieticis vieta, jo kājas uzzīmētas uz
pamatlīnijas.
327
N9Mo: KUSTĪBA
N9
MO-1-PIEMĒRS
N9
N9Mo = 3
N9
MO-3-PIEMĒRS
N9Mo = 2
Spīd lampas (1. process), kūp dūmi (2. process)
MO-2-PIEMĒRS
N9Mo = 3
N9
MO-4-PIEMĒRS
N9Mo = 1
Putna dziedāšana atspoguļota kā process.
328
N10P: PERSONIFIKĀCIJA
N1
0
P-1-PIEMĒRS
N1
0
N10P = 3
N10P = 3
Nosaukums: „Tiekšanās pēc saules”
N1
0
P-3-PIEMĒRS
N10P = 3
P-2-PIEMĒRS
N1
0
P-4-PIEMĒRS
N10P = 0
329
SECINĀJUMI
Instrumenta „TRD-AV” adaptācija Latvijas kultūrvidei norisēja veiksmīgi
(Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014; Kālis, Vorobjovs & Roķe-Reimate, 2014). Pētījuma
rezultāti uzrādīja augstu testa kopējā rezultāta vērtētāju ticamību (Kālis, Roķe &
Krūmiņa, 2014), kamēr atsevišķu testa kritēriju gadījumā vērtētāju ticamība tika
konstatēta zemāka (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014). Taču, īstenojot darbā ierosinātās
stratēģijas šo kritēriju vērtēšanai (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2013), tika novērots, ka arī
atsevišķi testa kritēriji var tikt novērtēti ar augstu vērtētāju ticamību.
Tika izstrādāti testa kopējā rezultāta mērījuma modeļi un pierādīta to
mērījumu stabilitāte, turklāt ar šo modeļu palīdzību tika konstatēta testa abu formu
ekvivalence, atklāts neliels testa formu secīguma efekts, kā arī konstatētas dzimuma
atšķirības (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014).
Instrumenta mērījuma uzlabošanai tika ierosināti jauni kritēriji, kuri uzrādīja
labus vērtētāju ticamības un konverģentās validitātes rādītājus, un tādējādi paplašina
instrumenta pielietošanas iespējas (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2013; Kālis, Vorobjovs,
Roķe-Reimate & Krūmiņa, 2015).
Tika konstatēta globāla problēma attiecībā uz testa 13Ucd kritēriju, kas tiešā
veidā saistīts ar radoša potenciāla oriģinalitātes dimensijas novērtēšanu, ja
instruments tiek adaptēts jaunā kultūrvidē (Kālis, Vorobjovs & Roķe-Reimate, 2014).
Šīs problēmas izpētei un risināšanai tika veltīti vairāki pētījumi, kuros tika konstatētas
kultūratšķirības stereotipisko atbilžu sarakstā, uzskaitīti priekšlikumi stereotipisko
atbilžu apkopošanai un vērtēšanai, kā arī atklāts, ka piemērotākā robežvērtība
stereotipisko atbilžu identificēšanai TRD-AV gadījumā ir 2%.
Uz veikto pētījuma pamata tika izstrādāts alternatīvs mērījuma modelis
oriģinalitātes novērtēšanai, parādīta izstrādātā modeļa mērījuma stabilitāte un
pielietošanas iespējas. Ar šī modeļa palīdzību tika konstatēts, ka nepastāv vīriešu un
sieviešu atšķirības radoša potenciāla oriģinalitātes dimensijā.
Adaptācijas pētījuma sākumā tika identificētas testa iekšējās struktūras
problēmas saistībā ar testa kritēriju vērtēšanas principiem un piedāvāti risinājumu šo
problēmu mazināšanai (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2014), kas sniedza iespēju
kvalitatīvāk izpētīt instrumenta faktoru struktūru. Faktoru analīzes rezultāti (Kālis,
Vorobjovs, Roķe-Reimate & Krūmiņa, 2015) norādīja uz instrumenta viena faktora
330
struktūru, kas empīriski apstiprina testa teorētisko pamatu kopējās balles iegūšanai.
Apstiprinātā testa faktoru struktūra ļāva izstrādāt kritēriju orientētus mērījuma
modeļus, kas uzrādīja labu validitāti un mērījuma stabilitāti. Lai arī, lietojot
oriģinālos testa kritērijus, ir iespējams iegūt salīdzinoši ticamu mērījumu, papildus
jauno kritēriju izmantošana būtiski uzlabo mērījuma ticamību un instrumenta
pielietošanas iespējas (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2013; Kālis, Vorobjovs, RoķeReimate & Krūmiņa, 2015). Ar izstrādāto mērījumu modeļu palīdzību tika
konstatētas nelielas, bet konsekventas dzimuma atšķirības, sieviešu dzimuma
pārstāvēm uzrādot augstākus rezultātus vispārēja radoša potenciāla novērtējumā
(Kālis, Vorobjovs, Roķe & Krūmiņa, 2015).
Promocijas darba un ārpus šī darba ietvariem tika veikti vairāki TRD-AV
kopējā rezultāta standartizācijas pētījumi dažāda vecuma izlasēs, kā rezultātā iegūtas
normas (a) pirmskolu 5 gadīgu latviešu plūsmas bērniem (Kālis, Roķe & Krūmiņa,
2013b), (b) pirmskolu 6 gadīgu latviešu plūsmas bērniem (Kālis, Roķe & Krūmiņa,
2013b), (c) vispārizglītojošo skolu 5. klašu latviešu plūsmas skolēniem (Kālis &
Roķe-Reimate, 2015), (d) vispārizglītojošo skolu 9. klašu latviešu plūsmas skolēniem
(Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2012b), (e) vispārizglītojošo skolu 9. klašu 15 gadīgiem
latviešu plūsmas skolēniem (Kālis, Roķe & Krūmiņa, 2012b) un (f) augstāko izglītību
iestāžu latviešu plūsmas studentiem (Kālis, 2015).
Instrumenta adaptācijas Latvijā rezultātā tapa paplašināta testa lietošanas
rokasgrāmata (Kālis, Roķe-Reimate, Krūmiņa & Kāle, 2015), kurā izvērsti izskaidroti
katra testa kritērija vērtēšanas principi, kas ilustrēti ar vairākiem piemēriem. Šajā
rokasgrāmatā ir arī jauno kritēriju vērtēšanas detalizēts apraksts. Rokasgrāmata jau
izmantota divos pētījumos, kur pētījuma autori patstāvīgi apguva testa kritēriju
vērtēšanu un viņu vērtējumi uzrādīja augstu vērtētāju ticamību ar šīs rokasgrāmatas
autora vērtējumiem.
331
NOBEIGUMS
Promocijas darba mērķis sasniegts – ir sagatavots instruments vispārēja
radoša potenciāla novērtēšanai, kura mērījuma validitāte, ticamība un stabilitāte ir
pārbaudīta Latvijas populācijā. Promocijas pētījumi sagatavoja instrumentu lietošanai
Latvijas kultūrvidei, izstrādājot vairākām vecumgrupām testa baļļu normas un
paplašinātu testa lietošanas rokasgrāmatu latviešu valodā. Tāpat arī tika risinātas
globālas šī instrumenta metodoloģiskas problēmas, kas attiecas uz mērījuma
kvalitātes uzlabošanu, instrumenta faktoru struktūru un mērījumu modeļu izstrādi,
atklājot instrumenta plašās pielietošanas iespējas padziļinātiem un metodoloģiski
korektiem pētījumiem.
Kopumā promocijas darba ieguldījums kreativitātes pētniecības attīstībā ir
saskatāms vairākos aspektos – (a) konkrētā instrumenta (TRD-AV) struktūras izpētē,
mērījumu modeļu izstrādē un mērījuma kvalitātes uzlabošanā, (b) metodoloģiski
korektas pieejas mērījumu izmantošanai pētniecībā popularizēšanā, (c) oriģinalitātes
novērtēšanas principu izpētē, (d) oriģinalitātes novērtēšanas mērījuma modeļa
izstrādē un (e) dzimumu atšķirību izpētē attiecībā uz radošu potenciālu.
Promocijas darba pētījumi liecina, ka TRD-AV var tikt izmantots radoša
potenciāla novērtēšanai. Tomēr interesentiem jāņem vērā, ka, neskatoties uz
instrumenta labajām kvalitātēm, kas izriet no teorētiskās pamatotības un
empīriskajiem rezultātiem, trūkst informācijas par šī testa prognostisko validitāti.
Tāpat testa lietotājiem jāņem vērā, ka testa specifikas dēļ rezultātus būtiski var
ietekmēt situācija, tādēļ padziļinātiem pētījumiem būtu lietderīgi lietot abas testa
formas atsevišķos testēšanas piegājienos.
332
LITERATŪRAS SARAKSTS
Amabile, T. A. (1982) The Social Psychology of Creativity: A Consensual
Assessment Technique. Journal of Personality and Social Psychology, 43 (5),
997 – 1013.
Amabile, T. A. (1983) The Social Psychology of Creativity: A Componential
Conceptualization. Personality Processes and Individual Differences, 45 (2),
357 – 376.
Amabile, T.M., Conti, R., Coon, H., Lazenby, J., Herron, M. (1996). Assessing the
work environment for creativity. Academy of Management Journal, 39 (5),
1154-1184.
Baer, J. (2011). How divergent thinking tests mislead us: Are the Torrance Tests still
relevant in the 21st century? The Division 10 debate. Psychology of Aesthetics,
Creativity, and the Arts, 5 (4), 309-313.
Barron, F. (1988) Putting Creativity to Work. Sternberg, R.J. (Ed.) The Nature of
Creativity. New-York: Cambridge University Press, 76 – 98.
Batey, M. & Furnham, A. (2006) Creativity, Intelligence, and Personality: A Critical
Review of the Scattered Literature. Genetic, Social, and General Psychology
Monographs, 132 (4), 355-429, DOI: 10.3200/MONO.132.4.355-430.
Batey, M. (2007). A psychometric investigation of everyday creativity. Unpublished
doctoral dissertation. London: University College.
Bebre, R. (2004). Kreativitātes centram – 5. Rīga: RPIVA.
Bebre, R. (2007). Kreativitātes zinātniskais institūts. Rīga: RPIVA Kreativitātes
zinātniskais institūts.
Bebre, R. (2008). Daiļrades psiholoģija Latvijā: zinātnisko rakstu krājums. Sast. un
red. Rita Bebre. Rīga: Valters un Rapa.
Bebre, R. (2011). Kreativitātes psiholoģija. Sast. un red. Rita Bebre. Rīga: RPIVA.
Beghetto, R.A., Kaufman, J.C. (2007). Toward a broader conception of creativity: A
case for "mini-c" creativity. Psychology of Aesthetics, Creativity, and the Arts,
1 (2), 73-79.
Bentler, P. M. (1990). Comparative fit indices in structural models, Psychological
Bulletin, 107, 238–246.
333
Bernstein, I. H. & Teng, G. (1989). Factoring items and factoring scales are different:
Spurious evidence for multidimensionality due to item categorization.
Psychological Bulletin, 105, 467–477.
Brown, T. A. (2006). Confirmatory factor analysis for applied research. London: The
Guilford Press.
Browne, M. W., & Cudeck, R. (1992). Alternative ways of assessing model fit.
Sociological Methods & Research, 21, 230–258.
Carson, S. H., Peterson, J. B., & Higgins, D. M. (2005). Reliability, validity, and
factor structure of the Creative Achievement Questionnaire. Creativity
Research Journal, 17, 37–50.
Chan, D. (1998). The conceptualization and analysis of change over time: An
integrative approach incorporating longitudinal and covariance structures
analysis (LMACS) and multiple indicator latent growth modelling (MLGM).
Organizational
Research
Methods,
1,
421–483;
doi:10.1177/109442819814004.
Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of a test.
Psychometrika, 16, 297–334.
Cropley, D. H., & Cropley, A. J. (2000). Fostering creativity in engineering
undergraduates. High Ability Studies, 11(2), 207−219.
Csikszentmihalyi, M. (1999). Creativity. In R. A. Wilson & F. C. Keil (Eds.) MIT
encyclopedia of the cognitive sciences. Cambridge: MIT Press, 205-206.
Csikszentmihalyi, M. (1996). Creativity : Flow and the Psychology of Discovery and
Invention. New York: Harper Perennial.
Dacey, J. S. & Lennon, K. H. (1998). Understanding Creativity: the interplay of
biological, psychological, and social factors. San Francisco: Jossey-Bass.
Dimante, L. (2014). Kreativitātes atšķirības bilingviem un monolingviem. (Bakalaura
darbs).
Rīgas
Stradiņa
universitāte,
profesionālā
bakalaura
studiju
programma „Psiholoģija”.
Dollinger, S. J., Urban, K. K., & James, T. A. (2004). Creativity and openness:
Further validation of two creative product measures. Creativity Research
Journal, 16 (1), 35−37.
334
Epskamp, S. (2014). semPlot: Path diagrams and visual analysis of various SEM
packages'
output.
R
package
version
1.0.0.
http://CRAN.R-
project.org/package=semPlot.
Fasko, D. (1999). Associative theory. In M. A. Runco & S. Pritzker (Eds.),
Encyclopedia of creativity. Vol. I. San Diego: Academic Press, pp. 135-139.
Flora, D. B. & Curran, P. J. (2004). An empirical evaluation of alternative methods of
estimation for confirmatory factor analysis with ordinal data. Psychological
Methods, 9, 466–491.
Fox, J., Nie, Z. and Byrnes, J. (2013). sem: Structural Equation Models. R package
version 3.1-3. http://CRAN.R-project.org/package=sem.
Freeston, M.H., Rhéaume, J., Letarte, H., Dugas, M.J., & Ladouceur, R. (1994): Why
do people worry? Personality and Individual Differences, 17 (6), 791-802.
Furnham, A. (2015). The Bright and Dark Side Correlates of Creativity:
Demographic, Ability, Personality Traits and Personality Disorders Associated
with Divergent Thinking. Creativity Research Journal, 27 (1), 39-46. DOI:
10.1080/10400419.2015.992676.
Getzels, J. W. (1975). Creativity: Prospects and issues. In I.A. Taylor & J.W. Getzels
(Eds.), Perspective in creativity, Chicago: Aldine, 327-344.
Glăveanu, V.P. (2013). Rewriting the Language of Creativity: The Five A's
Framework. Review
of
General
Psychology,
17
(1),
69-81.
doi:
10.1037/a0029528.
Goff, K., & Torrance, E.P. (2002). Abbreviated Torrance Test for Adults Manual,
Bensenville: Scholastic Testing Service.
Guilford, J. P. (1950). Creativity. American Psychologist, 5, 444-454.
Guilford, J. P. (1956). The Structure of Intellect. Psychological Bulletin, 53 (4), 267293.
Hocevar, D. (1981). Measurement of Creativity: Review and Critique. Journal of
Personality Assessment, 45 (5), 450-464.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure
analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation
Modeling, 6, 1–55.
Kālis, E. & Roķe, L. (2010). Torensa radošās domāšanas testu tēlainās daļas
adaptācija pusaudžiem Latvijā. XV starptautiskā kreativitātes konference:
335
Kreativitātes izpētes un paaugstināšanas nozīme cilvēkresursu attīstībā, 5.-6.
novembris, Rīga, Latvija.
Kālis, E. & Roķe, L. (2011a). Adaptation of Runco Ideational Behavior Scale in
Latvia. Journal of Pedagogy and Psychology "Signum Temporis", 4, 36-45.
DOI: 10.2478/v10195-011-0043-4.
Kālis, E. & Roķe, L. (2011b). Kreatīvas funkcionēšanas testa adaptācijas Latvijā I
posms. Latvijas Universitātes 69. konference, 2011. gada 8. februārī.
Kālis, E. & Roķe, L. (2012a). The Creative Functioning Test: Validity. International
Test Commision Conference (ITC 2012). Amsterdam, Nederlands, 3-5 july
2012.
Kālis, E. & Roķe, L. (2012b). Neiecietība pret neskaidrība. Latviešu versija. Rīgas
Pedagoģijas un izglītības vadības akadēmija. Kreativitātes pētījumu centrs.
Kālis, E. & Roķe, L. (2012c). Pretošanās pārmaiņām skalas adaptācija Latvijā:
validitāte. XVI Starptautiskā kreativitātes konference „Kreativitāte un
Kālis, E. & Roķe, L. (2013). Radošas uzvedības biogrāfiskā aptauja. Latviešu versija.
Nepublicēts adaptācijas pētījums un testa materiāli.
Kālis, E. & Roķe-Reimate, L. (2015). Testa radošai domāšanai – attēlu veidošana
standartizācijas pētījums Latvijas vispārizglītojošo skolu 5. klašu skolēniem.
Ziņojums. Iekļauts E. Kāļa promocijas darba ietvaros.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2012a). Kreatīvas identitātes verifikācijas skala indivīda
līmenī. RPIVA VII Jauno zinātnieku konferences rakstu krājums. Rīga:
RPIVA. ISBN 978-9934-503-03-0.
Kālis, E. & Vorobjovs, A. (2012b). Radošas domāšanas subjektīvās novērtēšanas
metodes adaptācija. Starptautiski recenzēts zinātnisko rakstu krājums
JUMI.
Kalis, E. & Vorobjovs, A. (2013). Assessment of Creative Potential: Construction of
Conference on Psychological Assessment, San Sebastian, Spain, July 17-20,
2013.
Kālis, E. (2010). Ideju oriģinalitātes novērtēšana diverģentās domāšanas
diagnostikā: ierobežojumi un alternatīvas. VI starptautiskā jauno zinātnieku
konference 2. decembrī, Rīga, Latvija.
336
Kālis, E. (2011). Adaptation of Creative Functioning Test in Latvia. 11th European
Conference on Psychological Assessment, Riga, Latvia 31 August – 3
September, 2011.
Kālis, E. (2013). Objektu radīšanas tests. A un B forma. Nepublicēts testa materiāls.
Kālis, E. (2015). Testa radošai domāšanai – attēla veidošana standartizācijas
pētījums Latvijas studentu izlasē. Ziņojums. Iekļauts E. Kāļa promocijas
darba ietvaros.
Kālis, E. Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2012). Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana
(TRD): standartizācija Latvijas vispārizglītojošo skolu 9. klašu un 9. klašu
15 gadu veciem skolēniem. Starptautiski recenzēts zinātnisko rakstu krājums
JUMI.
Kālis, E. Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2013). Tests radošai domāšanai – attēlu veidošana
(TRD): standartizācijas rezultāti 5 un 6 gadus veciem bērniem. Starptautiski
recenzēts zinātnisko rakstu krājums „Radoša Personība” 11. sējums. (sast.
prof. Dr. psych. Rita Bebre). Rīga: JUMI.
Kālis, E. Vorobjovs, A., Roķe-Reimate, L. & Krūmiņa, I. (2015). Test for Creative
Thinking – Drawing Production: factor structure, construct validity and
measurement models. European Journal of Psychological Assessment.
Manuscript submitted for publication.
Kālis, E., & Perepjolkina, V. (2013, November). Development of a Latvian Version of
the Remote Associations test. Presented at the 17th International Creativity
Conference: Creativity and Innovation in Education.
Kālis, E., & Vorobjovs, A. (2015). Creative Perception Test (CPT): Construction and
validity. Manuscript in preparation.
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2012a). Tests radošai domāšanai – attēlu
veidošana: Adaptācija Latvijā. 2.apvienotais Latvijas Psihologu kongress.
Programma un tēzes. 18.05.2012.-19.05.2012, Daugavpils: Daugavpils
Universitātes akadēmiskais apgāds „Saule”, ISBN 978-9984-14-571-6.
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2012b). Tests radošai domāšanai – attēlu
veidošana (TRD): standartizācija Latvijas vispārizglītojošo skolu 9. klašu un
9. klašu 15 gadu veciem skolēniem. Starptautiski recenzēts zinātnisko rakstu
krājums „Radoša Personība” 10. sējums. (sast. prof. Dr. psych. Rita Bebre).
Rīga: JUMI.
337
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2013). Indicators of Creative Potential in
Psychology, 14 (1, 2), 22–37.
Kālis, E., Roķe, L. & Krūmiņa, I. (2014). Investigation of Psychometric Properties of
the Test for Creative Thinking—Drawing Production: Evidence from Study in
Latvia. The Journal of Creative Behavior. doi: 10.1002/jocb.68.
Kālis, E., Roķe-Reimate, L., Krūmiņa I. & Kāle, D. (2015). Tests radošai domāšanai
– attēlu veidošana (TRD-AV). Paplašinātā rokasgrāmata. Latviešu versija.
Iekļauts E. Kāļa promocijas darba ietvaros.
Kālis, E., Vorobjovs, A., & Roķe-Reimate, L. (2014). Assessing Originality with the
Test for Creative Thinking–Drawing Production, Baltic Journal of
Psychology, 15, 45-63.
Kaufman, J. C., Plucker, J. A. & Baer, J. (2008). Essentials of Creativity Assessment.
Hoboken, New Jersey: John Wiley & Sons.
Kaufman, J. C., Plucker, J. A. & Russell, C. M. (2012). Identifying and Assessing
Creativity as a Component of Giftedness. Journal of Psychoeducational
Assessment, 30 (1), 60-73.
Kaufman, J.C. (2012). Counting the Muses: Development of the Kaufman Domains
of Creativity Scale (K-DOCS). Psychology of Aesthetics, Creativity, and the
Arts, 6 (4), 298-308.
Kaufman, J.C., Beghetto, R.A. (2009). Beyond big and little: The four c model of
creativity. Review of General Psychology, 13 (1), 1-12.
Kaufman, J.C., Beghetto, R.A., Baer, J., Ivcevic, Z. (2010). Creativity polymathy:
hat Benjamin Franklin can teach your kindergartener. Learning and
Individual Differences, 20, 380-387. doi:10.1016/j.lindif.2009.10.001
Kim, K.H. (2006). Can We Trust Creativity Tests? A Review of the Torrance Tests of
Creative Thinking (TTCT). Creative Research Journal, 18 (1), 3-14.
Kozbelt, A. (2011). Theories of Creativity. In M.A. Runco and S. Pritzker (Eds.),
Encyclopedia of Creativity (Vol. 2, 2nd ed., pp. 473-479). San Diego: Academic
Press.
Krūmiņa, I. & Kālis, E. (2014). Radošuma kritēriju novērtēšana saīsinātā Torensa
testa pieaugušajiem latviešu versijai (ATTA-LV). Daugavpils Universitātes
338
53. starptautiskās zinātniskās konferences rakstu krājums. ISBN 978-998414-663-8.
Krūmiņa, I. (2012).Radošu sasniegumu aptauja. Latviešu versija. Nepublicēts testa
materiāls.
Kumar, V. K., Kemmler, D. & Holman, E. R. (1997). The Creativity Styles
Questionnaire—Revised. Creativity Research Journal, 10 (1), 51-58.
Lubart, T. (1994) Creativity. Sternberg, R. J. (Ed.) Thinking and Problem Solving.
New York: Academic Press, 289 – 332.
Lubart, T., Pacteau, C., Jacquet, A.Y & Caroff, X. (2010). Children's creative
potential: An empirical study of measurement issues. Learning and Individual
Differences, 20, 389-392.
Lubart, T., Zenasni, F. & Barbot, B. (2013). Creative Potential and its Measurement.
International Journal for Talent Development and Creativity, 1 (2), 41 – 50.
McDonald, R. P. (1978). Generalizability in factorable domains: “Domain validity
and generalizability”. Educational and Psychological Measurement, 38 (1), 75–
79.
McDonald, R. P. (1999). Test theory: A united treatment. Mahwah, N.J.: L. Erlbaum
Associates.
Mednick, S. A. (1968). The Remote Associates Test. The Journal of Creative
Behavior, 2, 213–214.
Muthén, B. O. (1998-2004). Mplus Technical Appendices. Los Angeles, CA: Muthén
& Muthén.
Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998-2012). Mplus User's Guide. Seventh Edition.
Los Angeles, CA: Muthén & Muthén.
Nunnaly, J. & Bernstein, I. (1994). Psychometric theory. New York: McGraw-Hill.
Oreg, S. (2003). Resistance to Change: Developing an Individual Differences
Measure. Journal of Applied Psychology, 88 (4), 680-693. DOI: 10.1037/00219010.88.4.680.
Panter, A. T., Swygert, K. A., Dahlstrom, W. G. & Tanaka, J. S. (1997). Factor
analytic approaches to personality item-level data. Journal of Personality
Assessment, 68, 561–589.
Piffer, D. (2012). Can creativity be measured? An attempt to clarify the notion of
creativity and general directions for future research. Thinking Skills and
Creativity, 7, 258-264.
339
Plucker, J.A., Beghetto, R.A. and Dow, G.T. (2004). Why isn’t creativity more
important to educational psychologists? Potentials, pitfalls, and future directions
in creativity research. Educational Psychologist, 39, 83–96.
Porozova, A. (2014). Miega pieredzes, stresa līmeņa un kreativitātes saistība
aktiermākslas profesijas pārstāvjiem. (Bakalaura darbs). Rīgas Stradiņa
universitāte, profesionālā bakalaura studiju programma „Psiholoģija”.
R Core Team (2014). R: A language and environment for statistical computing. R
Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria. URL http://www.Rproject.org/.
Raykov T. & Marcoulides, G. A. (2011). Introduction to Psychometric Theory.
London: Routledge.
Rhodes, M. (1961). An analysis of creativity. Phi Delta Kappan, 42, 305-311.
Roke, L. & Kālis, E. (2013). Adaptation of the Kaufman Domains of Creativity Scale
(K-Docs) in Latvia. Daugavpils Universitātes 54. Starptautiskās zinātniskās
konferences tēzes. Daugavpils: „Saule”, ISBN 978-9984-14-612-6.
Rosseel, Y. (2012). lavaan: An R Package for Structural Equation Modeling. Journal
of Statistical Software, 48(2), 1-36. http://www.jstatsoft.org/v48/i02/.
Roze, J. (2012).Kreativitātes stilu aptauja. Latviešu versija. Nepublicēts testa
materiāls.
Runco, M. A. (2007). Creativity, Theories and Themes: Research, Development, and
Practice. London: Elsevier Academic Press.
Runco, M. A., (2006). Everyone has creative potential, Creativity: From Potential to
Realization. Edited by R. J. Stenberg, E. L. Grigorenko, & J. L. Singer. – 1st ed.
Washington, DC: American Psychological Association.
Runco, M. A., Plucker, J. A. & Lim, W. (2000–2001). Development and
Psychometric Integrity of a Measure of Ideational Behavior. Creativity
Research Journal, Vol. 13, (3,4), 393–400.
Runco, M.A. (2008). Commentary: Divergent thinking is not synonymous with
creativity. Psychology of Aesthetics, Creativity, and the Arts, 2 (2), 93-96.
http://dx.doi.org/10.1037/1931-3896.2.2.93.
Silvia, P. J., Kaufman & J. C., Pretz, J.E. (2009). Is Creativity Domain-Specific?
Latent Class Models of Creative Accomplishments and Creative SelfDescriptions. Psychology of Aesthetics, Creativity, and the Arts, 3 (3), 139148.
340
Silvia, P. J., Wigert B., Reiter-Palmon, R. & Kaufman, J. C. (2012). Assessing
Creativity with Self-Report Scales: A Review and Empirical Evaluation.
Psychology of Aesthetics, Creativity, and the Arts, 6, (1), 19-34.
Silvia, P. J., Winterstein, B. P., Willse, J. T., Barona, C. M., Cram, J. T., Hess, K. I.,
et al. (2008). Assessing creativity with divergent thinking tasks: Exploring
the reliability and validity of new subjective scoring methods. Psychology of
Aesthetics, Creativity, and the Arts, 2, 68−85.
Simonton, D. K. (2003). Expertise, competence, and creative ability: The perplexing
complexities. In R. J. Sternberg & E. L. Grigorenko (Eds.), The psychology of
abilities, competencies, and expertise. New York: Cambridge University Press,
213–239.
Smith, G.J.W. & Carlsson, I. (2000). CFT: The creative functioning test –Manual.
Lund, Sweden: Department of Psychology.
Steiger, J. H., & Lind, J. C. (1980, May). Statistically based tests for the number of
common factors. Paper presented at the annual meeting of the Psychometric
Society, Iowa City, IA.
Sternberg, R. J., & Lubart, T. I. (1999). The concept of creativity: Prospects and
paradigms. Handbook of creativity. In R. J. Sternberg (Ed.) New York:
Cambridge University Press.
Sternberg, R. J., Lubart, T. I., Kaufman, J. C., & Pretz, J. E. (2005). Creativity. In K.
J. Holyoak & R. G. Morrison (Eds.), Cambridge handbook of thinking and
reasoning. Cambridge: Cambridge University Press, 351–370.
Sternberg, R.J., & Lubart, T. (1995). An Investment Approach to Creativity. In:
Smith, S.M., Ward, T.B., Finke, R.A. (Eds.) The Creative Cognitive Approach.
Cambridge: MIT Press, 271-302.
Stone, L. L., Otten, R., Ringlever, L., Hiemstra, M., Engels, R. C. M. E., Vermulst,
A. A. & Janssens, J. M. A. M. (2013). The parent version of the strengths and
difficluties questionnaire. Omega as an alternative to alpha and a test for
measurement invariance, European Journal of Psychological Assessment, 29,
44–50.
Torrance, E. P. (1966). The Torrance Tests of Creative Thinking—Norms— Technical
Manual Research Edition—Verbal Tests, Forms A andB—Figural Tests, Forms
A and B. Princeton NJ: Personnel Press.
341
Torrance, E.P. (2007). Torrance tests of creative thinking. Manual. Bensenville, IL:
Tucker, L. R., & Lewis, C. (1973). A reliability coefficient for maximum likelihood
factor analysis. Psychometrika, 38, 1–10.
Urban, K. K., & Jellen, H. G. (1986). Assessing creative potential via drawing
production: The Test for Creative Thinking - Drawing Production (TCTDP). In A. J. Cropley, K. K. Urban, H. Wagner & W. Wieczerkowski (Eds.),
Giftedness: A continuing worldwide challenge (pp. 163-169). New York,
NY: Trillium.
Production (TCT-DP). The Concept, Application, Evaluation, and International
Urban, K.K. (2007). Assessing Creativity: A Componential Model. Creativity. In AiGirl Tan Ed. A Handbook for Teachers. Singapore: World Scientific Publishing,
167-184.
Urban, K.K., & Jellen, H.G. (1985). Der TSD-Z: Test zum schöpferischen Denken zeichnerisch. Universität Hannover, Arbeitsstelle HEFE, Paper 6.
Vernon, P.E. (1989). The nature-nurture problem in creativity. In J.A. Glover, R.R.
Ronning, & C. R. Reynolds (Eds.), Handbook of creativity. New York:
Plenum, 93-110.
Walker, B. R. & Jackson, C. J. (2014). How the Five Factor Model and revised
Reinforcement Sensitivity Theory predict divergent thinking. Personality and
Individual Differences 57, 54-58.
Wallach, M. A., & Kogan, N. (1965). Modes of thinking in young children: A study of
the creativity-intelligence distinction. New York: Holt, Rinehart and Winston.
Williams, F. (1980). Creativity Assessment Packet. Buffalo, NY: DOK Publishers.
Yu, C. Y. (2002). Evaluating cutoff criteria of model fit indices for latent variable
models with binary and continuous outcomes. Unpublished doctoral
dissertation, University of California, Los Angeles. Retrieved December 6,
2012, from http://www.statmodel.com/download/ Yudissertation.pdf.

Emīls Kālis RADOŠA POTENCIĀLA NOVĒRTĒŠANAS

Transcription

Similar documents

Art, Creativity and Peace for CPRA 2013 - The Barnard

- CreaMed > The project

Tēžu krājums 2015 - Banku Augstskola

KAMLOOPS THIS WEEK GOLF TOUR

Virginija Šidlauskienė Šiaulių universitetas Šiauliai

- University of Huddersfield Repository

Sprouting Magic Beans - Digital Commons @ West Chester University

Winter 2011/2012