欒 墨 吳 霜 李 虹

(1 對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際商學院,北京 100029) (2 清華大學心理學系,北京 100084)(3 加州大學圣迭戈分校雷迪管理學院,拉霍亞 92093 美國) (4 清華大學深圳研究生院,深圳 518055)

1 引言

1.1 問題提出

在科技迅速發(fā)展的當今世界,創(chuàng)新創(chuàng)造已經(jīng)成為人們生活中的一個重要議題。創(chuàng)造力作為一個重要且無處不在的概念,是不同領域的心理學家共同探討的話題(Simonton,2000)。大量研究發(fā)現(xiàn),創(chuàng)新的思路和想法往往是溝通交流的結果(Mumford &Gustafson,1988;Paulus &Nijstad,2003;Sawyer,2006)。信息交流、團體交流(Monge,Cozzens,&Contractor,1992)以及領導者對于溝通交流行為的正向反饋(Shalley &Gilson,2004)都會促使人們變得更加富有創(chuàng)造力。事實上,生活中還有一種情況叫做“預期交流”。即,雖然真正的交流尚未發(fā)生,但個體能夠感知或預期到未來交流是否會發(fā)生。例如,當員工在食堂用餐時,比他們在各自的工位上用餐時更可能發(fā)生與他人的交流;當一個學校的不同學科之間存在跨學科交流平臺時,不同學科的學者更可能發(fā)生相互間的交流。這些共同空間和交流平臺所傳遞的潛在信息能夠激發(fā)個體對交流的預期。那么,在真實交流尚未發(fā)生時的“預期交流”是否也會影響創(chuàng)造力？已有的大量關于交流和創(chuàng)造力的文獻中,大多數(shù)研究都在探討真實發(fā)生的交流和創(chuàng)造力的關系(Monge et al.,1992;Lu,Akinola,&Mason,2017),卻很少有研究探討交流預期對創(chuàng)造力的影響。本研究將探討預期交流是否會影響創(chuàng)造力,以及預期交流影響創(chuàng)造力的邊界條件。具體研究問題：在實質性的交流尚未發(fā)生、人們尚未進行觀點分享時,預期交流是否在某些條件下也會影響創(chuàng)造力？

1.2 理論與假設

1.2.1 創(chuàng)造力的概念

心理學領域的早期創(chuàng)造力研究把創(chuàng)造力看作一種過程。例如,Koestler (1964)認為創(chuàng)造力源于把一般意義上認為不相關的概念聯(lián)系起來、創(chuàng)造出新的洞察與發(fā)明的過程。后來的研究者則更多關注創(chuàng)造的最終產(chǎn)物。這些研究者普遍認為,具有創(chuàng)造力的產(chǎn)物應當在自己所處的范疇內(nèi)具有明顯的不同常規(guī)的新奇特征,同時,這一產(chǎn)物還應當能夠在現(xiàn)實中可被運用(Amabile,1983;Barron,1955)。Amabile(1983)進一步補充了創(chuàng)造力的另一個標準,即目前的這一任務必須是啟發(fā)式的而不是算法式的。也就是說,如果完成一個任務的路徑是清晰明確的,那么對于這些任務的產(chǎn)物,就不能稱之為具有創(chuàng)造力。只有當一項任務沒有清晰的解決路徑時,才能體現(xiàn)出創(chuàng)造力。本研究即是采用了對創(chuàng)造力的這一概念界定。

1.2.2 交流與創(chuàng)造力的關系

大量的心理學和管理學研究都表明了交流對于創(chuàng)造力的重要性(Kanter,1988;Lu et al.,2017;Shalley &Gilson,2004;Woodman,Sawyer,&Griffin,1993)。Ancona 和Caldwell (1992)的研究發(fā)現(xiàn),團隊成員的功能多樣性能夠促進團隊成員的跨團隊外部交流,而這種外部交流可以進一步預測管理層對于該團隊創(chuàng)新性的評價。Monge 等人(1992)對組織創(chuàng)新的時間序列研究表明,兩個與交流相關的變量(個人信息量和團體溝通)能夠預測組織成員所產(chǎn)生的創(chuàng)新想法的數(shù)量,而該研究涉及到的三個與動機相關的變量(公正性知覺、獲益期望和感知的社會壓力)則沒有這樣的預測作用。

過去的文獻大多從信息交流與獲取的角度來解釋交流與創(chuàng)造力的關系。van de Ven (1986)認為個體除了需要具備與完成任務相關的專門知識外,還應該具備其他領域的基本知識,從而能夠更好地從整合視角審視局部。Aiken 和Hage (1971)的研究發(fā)現(xiàn),富有創(chuàng)造性的組織往往有更多的計劃內(nèi)和計劃外的溝通,從而促進好想法的傳遞。Ebadi 和Utterback (1984)把交流和信息傳遞作為相同概念來研究,發(fā)現(xiàn)交流的頻率、中心度和多元性都對科技創(chuàng)新的成功具有積極影響。

1.2.3 預期交流與創(chuàng)造力的關系

雖然在交流與創(chuàng)造力的關系上已有大量的實證研究,但是對于預期交流如何影響創(chuàng)造力的問題卻很少有研究涉及。個體處在不同的社會情境下時,對于是否要分享自己的想法,是否與他人交流自己創(chuàng)造的產(chǎn)物會有不同的預期,這種預期會影響交流的內(nèi)容(Douglas &Sutton,2003;Semin,de Montes,&Valencia,2003),這其中也可能包括內(nèi)容的創(chuàng)造性。初步的實驗證據(jù)表明(Shalley &Perry-Smith,2001),相比于預期控制型評估,預期信息型評估(類似于預期交流)會使個體更具有創(chuàng)造力。

關于預期交流對創(chuàng)造力的影響機制,一種解釋是,預期交流會帶來印象管理的需要,進而激發(fā)個體的創(chuàng)造性動機(Uziel,2010);但是,作為一種外部動機,印象管理的需要也可能對創(chuàng)造力造成負面影響(Amabile,1985)。事實上,過往研究關于動機如何影響創(chuàng)造力的結論并不一致。例如：Shalley和Perry-Smith (2001)試圖用動機理論來解釋預期信息性評估對創(chuàng)造力的影響,但并未發(fā)現(xiàn)內(nèi)部動機在其中的解釋作用。

本研究嘗試從認知方式轉變而非動機變化的角度,從解釋水平理論出發(fā)探究預期交流對創(chuàng)造力的影響。解釋水平理論(Trope &Liberman,2010)提出,心理距離影響個體認知事物的解釋水平。具體而言,心理距離指的是一種以當時當?shù)氐淖约簽閰⒄拯c的主觀層面上感知到的與其他事物的距離,包括時間、空間、社會、假設性四個維度;解釋水平則是指個體認知事物的抽象程度。例如,關于個體的某個行為,他/她“為什么”這樣做屬于抽象的高解釋水平,而“怎么做”屬于具體的低解釋水平。以往研究表明,更遠的心理距離能夠帶來更高的解釋水平(Trope &Liberman,2010)并使得個體更具有創(chuàng)造力(F?rster,Friedman,&Liberman,2004;Jia,Hirt,&Karpen,2009;Polman &Emich,2011)。這是由于更高的解釋水平有利于個體在需要抽象思維的創(chuàng)造力任務中獲得更好的表現(xiàn)(F?rster et al.,2004)。此外,對于交流的預期越高,個體越傾向于傳遞高解釋水平的信息(Joshi &Waslak,2014;Joshi,Waslak,Raj,&Trope,2016)。例如,當發(fā)言者預期更多的交流時,他們會使用更加抽象的方式來組織語言,集中于闡述訊息的核心內(nèi)容,例如更抽象地描述時間、用特質來描述自己(Joshi &Waslak,2014)。當聽眾離自己心理距離越遠、群體越大、群體內(nèi)越具有異質性時,交流時使用的訊息就越抽象(Joshi &Waslak,2014;Joshi et al.,2016)。這些研究所探討的交流范圍實際上近似于本研究探討的“預期交流”。在它們的溝通情境中,語言的組織和表達都是在發(fā)生信息傳遞之前完成的。因此可以認為,是交流的預期影響了解釋水平,通過塑造社會認知進而影響了交流的內(nèi)容。

綜上,本研究預測,當對交流產(chǎn)生預期時,個體會在結構性想象(Ward,1994)這種需要抽象整體布局思維的任務中表現(xiàn)出更多的創(chuàng)造力,據(jù)此提出研究假設：

假設1：個體在交流預期時比沒有交流預期時表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力。

1.2.4 解釋水平的調節(jié)作用

如前所述,在預期交流情況下,個體的解釋水平更高(Joshi &Waslak,2014;Joshi et al.,2016)。由此可以預測,預期交流引發(fā)的抽象思維能夠使得個體在需要抽象的高解釋水平創(chuàng)造力任務中獲得更好的表現(xiàn),卻不能使個體在對具象思維要求更高的低解釋水平創(chuàng)造力任務中獲得更好的表現(xiàn)。正如較遠的時間距離能夠引發(fā)高解釋水平(Trope &Liberman,2010),使得個體在回答“為什么”的高解釋水平問題時更富有創(chuàng)意,卻并不能使個體在回答“怎么樣”的低解釋水平問題時表現(xiàn)得更好(F?rster et al.,2004)。在上述基礎上,提出研究假設：

假設2：預期交流使個體在高解釋水平的創(chuàng)意產(chǎn)生任務中表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力,而在低解釋水平的創(chuàng)意產(chǎn)生任務中不再擁有創(chuàng)造力優(yōu)勢。

1.3 當前研究

本研究將通過兩個實驗來分別驗證假設1 與假設2,研究理論框架如圖1 所示。Amabile (1982)對創(chuàng)造力的操作定義是：“如果合適的觀察者相互獨立地評估一個產(chǎn)品并分別認為產(chǎn)品是有創(chuàng)造力的,那么這個產(chǎn)品就具有創(chuàng)造力”。合適的觀察者是指那些熟悉該產(chǎn)品的相關領域專家。由于這些任務并非算法性的,解決的路徑也不是固定的,因此對創(chuàng)造力的評判是主觀的。Silvia 等人(2008)通過探討評估結果與創(chuàng)造力相關大五人格維度以及藝術類專業(yè)選擇的關系,發(fā)現(xiàn)這種評估方式具有較好的效度。在本研究的所有任務中,創(chuàng)造力的測量方式均基于這種獨立的主觀評判。本研究的兩個實驗將分別采用結構性想象任務(Polman &Emich,2011;Ward,1994)與開放性創(chuàng)意產(chǎn)生任務(F?rster et al.,2004;Jia et al.,2009)。這兩項常用的創(chuàng)造力任務均沒有固定和明確的解決方法,并且不涉及領域特異性的知識,因此適合通過主觀評估進行創(chuàng)造力的測量。對于創(chuàng)意產(chǎn)生任務,除了直接給出整體性的主觀評分外,創(chuàng)造力往往從流暢性、變通性、新奇性等角度進行評估。其中,流暢性的操作定義是回答條目數(shù),變通性的操作定義是回答種類的數(shù)量或獨特性,而新奇性的操作定義則為回答的獨特程度(Plucker &Makel,2010)。實驗1 初步探討預期交流如何影響在結構性想象任務中體現(xiàn)出的創(chuàng)造力;實驗2 采用一個新的創(chuàng)造力研究范式——創(chuàng)意產(chǎn)生任務,進一步探討任務解釋水平在預期交流與創(chuàng)造力關系中的調節(jié)作用。

圖1 研究的理論框架

2 實驗1：預期交流對創(chuàng)造力的影響

2.1 實驗目的

本實驗采用結構性想象任務(Polman &Emich,2011;Ward,1994)初步探討預期交流對創(chuàng)造力的影響。本實驗擬驗證的研究假設為：個體在交流預期時比沒有交流預期時表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力。

2.2 研究方法

2.2.1 被試和研究設計

本實驗為單因素被試間實驗設計,自變量為預期交流(有/無),因變量為繪畫外星人的新奇性得分與繪畫中包含的新奇(非地球生物)特征數(shù)。

共有111 位大學生參與了這一實驗。參與者簽訂了知情同意書,在實驗結束后閱覽了事后說明,并獲得了金錢報酬。一位參與者由于未正確回答操作檢驗問題,數(shù)據(jù)未被納入最終分析。因此,本實驗數(shù)據(jù)分析的最終樣本數(shù)為110 人(女性65 人,男性45 人;年齡

M

=20.19 歲,

SD

=1.59 歲)。

2.2.2 實驗材料

(1)預期交流的操縱材料。根據(jù)前人文獻中的方法(Joshi &Waslak,2014;Joshi et al.,2016),有無預期交流通過指導語直接操控。預期交流組的被試被告知——“請按要求獨自完成外星人繪畫任務。在完成繪畫之后,你會被安排到隔壁實驗室,和其他被試一組,在實驗者的組織下向對方展示并講解你的畫作?！睙o預期交流組的被試被告知——“請按要求獨自完成外星人繪畫任務。你的繪畫作品將被匿名收集,實驗者不會將它們與你的個人信息進行匹配?！边@一指導語可以有效的操縱被試對交流或無交流的預期(Joshi &Waslak,2014)。

(2)創(chuàng)造力測量材料。創(chuàng)造力的測量采用經(jīng)典的結構想象任務(Polman &Emich,2011;Ward,1994)。被試被告知需要完成一項時長為10 分鐘的外星人繪畫任務。遵循前人文獻(Polman &Emich,2011),我們將該任務中的創(chuàng)造力定義為新奇性。為了提高聚合效度,我們從兩個維度測量新奇性。首先,根據(jù)Amabile (1982)的評估法則,兩位事先不了解實驗目的和假設的評分人根據(jù)他們的主觀判斷對于繪畫中體現(xiàn)的創(chuàng)造力(新奇性)進行了獨立的主觀評分(1=完全沒有創(chuàng)造力 … 10=極其有創(chuàng)造力)。兩位評分人的評分具有較好的一致性(Cronbach’s α=0.80),因此取兩個評分的平均數(shù)作為對于繪畫新奇性的最終主觀評分。其次,根據(jù)以往結構想象任務文獻(Polman &Emich,2011),評分人對外星人繪畫中涉及的新奇(非地球生物)特征數(shù)目進行了獨立評判,非地球生物的特征越多則代表繪畫更具有創(chuàng)造力。兩位評分人的評分同樣具有較好的一致性(Cronbach’s α=0.79),因此將兩者的平均評分作為新奇特征數(shù)。新奇性主觀評分與新奇特征數(shù)共同構成本研究中創(chuàng)造力(新奇性)的兩個測量指標。

(3)控制變量測量材料。選取以往創(chuàng)造力研究中常見的控制變量(參考 F?rster et al.,2004;Hirt,Devers,&McCrea,2008;Jia et al.,2009;Lu et al.,2017)進行測量,被試需在李克特7 點量表上對這些陳述進行評價(1=完全不同意 … 7=完全同意)。這些控制變量包括對任務的熟悉程度(“我事先就熟悉這個實驗任務”)、享受程度(“我對實驗任務感興趣”,“我享受這個實驗任務”,Cronbach’s α=0.87)、以及完成任務時的動機水平(“我完成實驗任務時非常努力”,“我希望自己能夠出色地完成任務”,“我希望能在實驗任務中體現(xiàn)出自己的創(chuàng)造力”,Cronbach’s α=0.68)。

(4)操作檢驗材料。為確保有預期交流組與無預期交流組被試對后續(xù)交流的預期符合實驗操縱(Joshi&Wakslak,2014),被試需回答：“根據(jù)實驗要求,你稍后是否需要和另一位被試討論你的畫作？”回答錯誤的被試(有預期交流組回答“否”,無預期交流組回答“是”)將被視為未正確理解指導語、未通過操作檢驗,其數(shù)據(jù)將在后續(xù)分析中予以剔除。共1 名被試由于未正確回答操作檢驗問題,數(shù)據(jù)未被納入最終分析。

2.2.3 實驗過程

被試被隨機分配到有預期交流組和無預期交流組,在有預期交流或無預期交流的指導語下開始完成外星人繪畫任務。繪畫任務由被試獨立完成,完成任務的過程中,主試和其他被試均無法觀察被試的畫作,被試也無法與其他被試或主試進行交流。完成繪畫任務后,被試將繼續(xù)完成控制變量測量材料,并回答操作檢驗問題。最后,實驗人員感謝被試的參與,進行簡短的事后說明,告知預期交流組的被試接下來并沒有真正的交流環(huán)節(jié),所有數(shù)據(jù)均會被匿名分析。

2.3 實驗結果

2.3.1 控制變量

以熟悉度、享受度、動機相關條目評分的平均值分別作為三個控制變量維度的得分,分別檢驗不同組的被試在熟悉度、享受度和動機上是否存在差異。獨立樣本

t

檢驗結果表明,預期交流對熟悉度的影響不顯著,

t

(108)=1.52,

p

=0.13;預期交流對享受度的影響不顯著,

t

(108)=0.32,

p

=0.75;預期交流對動機的影響也不顯著,

t

(108)=0.02,

p

=0.99。因此,在后面的數(shù)據(jù)分析中不再討論這些控制變量。

2.3.2 創(chuàng)造力

以預期交流(有/無)為自變量,創(chuàng)造力評分為因變量進行獨立樣本

t

檢驗,發(fā)現(xiàn)預期交流的效應顯著,

t

(108)=3.38,

p

=0.001,

d

=0.64。預期交流組的新奇性得分(

M

=4.59,

SD

=2.13)比無預期交流組(

M

=3.31,

SD

=1.87)更高。以預期交流(有/無)為自變量,新奇特征數(shù)量為因變量進行獨立樣本

t

檢驗,發(fā)現(xiàn)預期交流的效應顯著,

t

(108)=3.18,

p

=0.002,

d

=0.61。預期交流組繪畫中的新奇(非地球生物)特征數(shù)量(

M

=2.04,

SD

=1.26)比無預期交流組(

M

=1.26,

SD

=1.21)更高。對因變量和各控制變量總體得分的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)詳見表1。

2.4 討論

實驗結果通過對繪畫中創(chuàng)造力的整體新奇性評估和新奇特征數(shù)量評估表明,當個體預期會與他人交流自己的畫作時,畫出的外星人被認為更具有新奇性,具有更多非地球生物的新穎特征。該結果表明,在有交流預期的情況下,個體會展現(xiàn)出更有創(chuàng)意的想法,支持研究假設1,效應量為中等。此外,兩組被試在對任務的熟悉度、享受度和完成任務的動機上都沒有顯著的差異,初步排除了這些控制變量的影響。

表1 不同預期交流條件下的新奇性得分、新奇特征數(shù)、熟悉度、享受度和動機

根據(jù)本研究的理論框架,預期交流通過提高解釋水平(促進抽象思維)進而提高創(chuàng)造力。本實驗中采用的結構性想象任務需要較強的抽象整體布局思維(Ward,1994),因此,在預期交流時,個體能夠從高解釋水平的認知方式中獲益。但是,本實驗并未對解釋水平這一機制進行直接驗證。實驗2 將在此基礎上通過任務解釋水平的調節(jié)作用對機制進行探討(基于調節(jié)的機制檢驗方法詳見Spencer,Zanna,&Fong,2005)。

此外,雖然主觀評估(e.g.,Amabile,1982;Silvia et al.,2008)和新奇特征數(shù)量評估(Polman &Emich,2011;Ward,1994)被廣泛運用于創(chuàng)造力的研究,并且本實驗中兩位評分者的給分具有較高一致性,但這一技術具有較強的主觀性并且評判標準較為單一,主要集中于繪畫的新奇性。盡管新奇性是創(chuàng)造力的核心維度(Amabile,1983;Barron,1955),預期交流是否影響創(chuàng)造力的其他維度仍然有待驗證。為了彌補這一不足,實驗2 將采用一個新的創(chuàng)造力測量范式——創(chuàng)意產(chǎn)生任務(e.g.,Jia et al.,2009),并通過新奇性、變通性、流暢性三個維度來對創(chuàng)造力進行評價。

3 實驗2：解釋水平在預期交流影響創(chuàng)造力中的作用

3.1 實驗目的

在實驗1 的基礎上,實驗2 采用一個新的創(chuàng)造力研究范式——創(chuàng)意產(chǎn)生任務(e.g.,Jia et al.,2009)進一步探討預期交流對創(chuàng)造力的影響;同時,本實驗還將探討任務本身的解釋水平對預期交流影響創(chuàng)造力的調節(jié)作用。本實驗擬驗證,在完成高解釋水平的創(chuàng)造力任務時,預期交流組的被試創(chuàng)造力更高,而在完成低解釋水平的創(chuàng)造力任務時,預期交流組被試不再擁有創(chuàng)造力優(yōu)勢。

如果解釋水平變化是創(chuàng)造力提高背后的機制,那么在完成具體、局部的低解釋水平任務時,預期交流帶來的抽象認知并不會對任務表現(xiàn)產(chǎn)生促進作用。相比之下,只有在完成更抽象、整體性的任務時,預期交流才能激發(fā)合適的思維方式(高解釋水平的抽象思維),并提高創(chuàng)造力。事實上,以往有研究(F?rster et al.,2004)通過任務類型的調節(jié)作用表明,解釋水平是心理距離提高創(chuàng)造力的機制。由于預期交流既包含時間距離也包含社會距離,其與心理距離存在著相似之處(Joshi et al.,2016),我們推測解釋水平也是解釋預期交流影響創(chuàng)造力的機制。

3.2 研究方法

3.2.1 被試與實驗設計

本實驗為兩因素被試間實驗設計,自變量為預期交流(有/無)和任務解釋水平(高/低),因變量為想法的整體創(chuàng)造力(新奇性)、想法的類型數(shù)(變通性)和想法的條目數(shù)(流暢性)。這些測量指標被廣泛運用于測量發(fā)散思維任務中體現(xiàn)的創(chuàng)造力(e.g.,Jia et al.,2009)。

本實驗的參與者為155 名大學生。其中,3 名參與者沒有完成實驗,因此沒有被納入數(shù)據(jù)分析。最終的樣本數(shù)為152 (女性65 人,男性87 人;年齡：

M

=19.78 歲,

SD

=1.47 歲)。所有參與者都填寫了知情同意書,并獲得了金錢報酬。

3.2.2 實驗材料

(1)預期交流的操縱材料。與實驗1 相同,無預期交流組的被試被告知他們的答案將會被匿名且保密地收集;而預期交流組的被試則被告知,完成實驗任務后,他們需要在隔壁的實驗室內(nèi)和另一名實驗被試討論自己的回答。

(2)創(chuàng)造力測量材料。創(chuàng)造力的測量采用經(jīng)典的創(chuàng)意產(chǎn)生任務(F?rster et al.,2004)。被試首先被告知需要對接下來看到的問題給出盡可能多的富有創(chuàng)造力且符合現(xiàn)實的回答。而后,高解釋水平組的被試回答了他們“為什么和別人打招呼”,而被隨機分配到低解釋水平組的被試則回答了他們“怎么和別人打招呼”?！按蛘泻簟鼻榫硜碜杂跍y量解釋水平的經(jīng)典量表“行為識別量表”(Behavior Identification Form,Vallacher &Wegner,1989),而針對這一情境改編的創(chuàng)意產(chǎn)生任務則直接翻譯自 F?rster 等人(2004)。在這一任務中,“為什么”的問題代表高解釋水平,“怎么做”的問題代表低解釋水平(Trope &Liberman,2010)。

與以往采用創(chuàng)意產(chǎn)生任務的研究(e.g.,Hirt et al.,2008;Jia et al.,2009)類似,本實驗通過新奇性、流暢性和變通性3 個維度來評判創(chuàng)造力。其中,新奇性是指整體而言被試回答的獨特程度,變通性是指回答中包含的不同類型數(shù),流暢性是指被試給出的不同回答的條目數(shù)。

與實驗1 類似,新奇性即整體獨特性維度由兩位事先不知道實驗目的和假設的評分人獨立進行評分(1=完全沒有創(chuàng)造力…10=極其有創(chuàng)造力)。兩位評分人的評分具有較高的一致性(Cronbach’s α=0.87),因此將兩位評分者的評分均值作為新奇性得分。變通性評分方法參考了以往創(chuàng)造力研究中變通性的評估方法(e.g.,Hirt et al.,2008;Jia et al.,2009),根據(jù)文獻方法將所有答案進行分類歸納并制定編碼標準,之后根據(jù)編碼標準對不同實驗參與者的答案類型進行計數(shù)。流暢性直接依據(jù)被試寫出的條目數(shù)量而得。

(3)控制變量測量材料。與實驗1 相同,實驗2同時測量了被試的熟悉度、享受度(Cronbach’s α=0.90)和動機(Cronbach’s α=0.80)。

(4)操作檢驗材料。同實驗1。所有被試均通過了操作檢驗。

3.2.3 實驗過程

被試被隨機分配到4 組,分別為預期交流-高解釋水平組、預期交流-低解釋水平組、無預期交流-高解釋水平組和無預期交流-低解釋水平組。被試在不同的指導語下開始完成創(chuàng)意產(chǎn)生任務。與實驗1 類似,創(chuàng)意產(chǎn)生任務由被試獨立完成,完成任務的過程中,主試和其他被試均無法觀察被試的答案,被試也無法與其他被試或主試進行交流。完成創(chuàng)意產(chǎn)生任務后,被試將繼續(xù)完成控制變量測量材料,并回答操作檢驗問題。最后,實驗人員感謝被試的參與,進行簡短的事后說明,告知預期交流組的被試接下來并沒有真正的交流環(huán)節(jié)。

3.3 實驗結果

3.3.1 控制變量

以熟悉度、享受度、動機相關條目評分的平均值分別作為3 個控制變量維度的得分。分別將三個控制變量作為因變量進行 2(預期交流：有/無) ×2(任務解釋水平：高/低)的雙因素方差分析。

結果表明,對于熟悉度而言,預期交流的主效應不顯著,

F

(1,148)=0.13,

p

=0.72;任務解釋水平的主效應不顯著,

F

(1,148)=0.02,

p

=0.90;預期交流與任務解釋水平的交互作用同樣不顯著,

F

(1,148)=0.35,

p

=0.55。類似地,對于享受度而言,預期交流主效應不顯著,

F

(1,148)=1.29,

p

=0.26;任務解釋水平主效應不顯著,

F

(1,148)=0.74,

p

=0.39;預期交流與任務解釋水平的交互作用也不顯著,

F

(1,148)=0.84,

p

=0.36。最后,以動機為因變量,預期交流的主效應不顯著,

F

(1,148)=0.30,

p

=0.59;任務解釋水平的主效應不顯著,

F

(1,148)=0.87,

p

=0.35;兩者的交互作用亦不顯著,

F

(1,148)=0.35,

p

=0.56。

對于所有控制變量,兩個被試間自變量的主效應及兩者的交互作用均不顯著。因此,此后的數(shù)據(jù)分析中不再討論這些控制變量。

3.3.2 創(chuàng)造力

圖2 不同交流預期和任務解釋水平下的新奇性得分(誤差線表示95%置信區(qū)間,**p<0.01)

圖3 不同交流預期和任務解釋水平下的變通性得分(誤差線表示95%置信區(qū)間,**p<0.01)

最后,對于流暢性也就是回答條目數(shù)進行2(預期交流：有/無) × 2(任務解釋水平：高/低)兩因素方差分析,發(fā)現(xiàn)預期交流的主效應不顯著,

F

(1,148)=0.16,

p

=0.69;任務解釋水平的主效應不顯著,

F

(1,148)=0.62,

p

=0.43;兩者的交互作用也不顯著,

F

(1,148)=2.36,

p

=0.13。詳見圖4。將流暢性作為協(xié)變量納入對新奇性和變通性的方差分析后,兩組被試間自變量影響新奇性和變通性的效應仍然保持一致。

圖4 不同交流預期和任務解釋水平下的流暢性得分(誤差線表示95%置信區(qū)間)

3.4 討論

實驗2 通過一個新的創(chuàng)造性任務(創(chuàng)意產(chǎn)生任務)重復和印證了實驗1 的結果,并進一步發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性任務的解釋水平在預期交流影響創(chuàng)造性產(chǎn)生的過程中具有調節(jié)作用。與實驗1 一致,預期交流并未顯著影響熟悉度、享受度、動機等控制變量。

對于創(chuàng)意產(chǎn)生任務中體現(xiàn)的創(chuàng)造力,總體而言,相比于完成低解釋水平任務,在完成高解釋水平任務時,個體的回答體現(xiàn)出更高的新奇性和變通性,體現(xiàn)了前人文獻強調的抽象思維對于創(chuàng)造力的重要作用(e.g.,F?rster et al.,2004)。

更重要的是,與假設2 相一致,當任務本身側重于具象的低解釋水平思維時,預期交流并不能導致創(chuàng)造力的提高;而當任務本身側重于抽象的高解釋水平思維時,預期交流則會帶來創(chuàng)造力的提升,效應量大小為中等。該結果表明,預期溝通之所以在特定的任務中能夠提高創(chuàng)造力,是因為提升了個體適應于該任務需求的抽象、高解釋水平思維。

此外,解釋水平以及預期交流對于創(chuàng)造力的影響只體現(xiàn)在新奇性和變通性兩方面,但是沒有體現(xiàn)在流暢性,也就是回答條目的多少上。這一結果意味著,解釋水平與預期交流對于創(chuàng)造力的影響主要表現(xiàn)在“質”,而不是“量”。這也在一定程度上暗示,預期溝通對創(chuàng)造力的影響是源于思維方式(“質”)的變化而非動機高低(“量”)的變化。

4 總討論

本研究通過兩個不同的創(chuàng)造力任務探討了預期交流對于創(chuàng)造力的影響以及任務解釋水平在其中的調節(jié)作用。在實驗1 中,被試完成了外星人繪畫任務。在該任務中,預期交流組被試的畫作被認為比無預期交流組被試的畫作更具有創(chuàng)造力。驗證了預期溝通能夠提高創(chuàng)造力的假設。實驗2 設計了兩個側重于不同解釋水平的創(chuàng)意產(chǎn)生任務并發(fā)現(xiàn)只有當任務要求高解釋水平的抽象思維時,預期交流才能帶來更具有新奇性和變通性的回答。當任務側重于低解釋水平的具體思維時,預期交流對創(chuàng)造力的積極影響不復存在。此外,解釋水平和預期交流對創(chuàng)造力的影響僅體現(xiàn)在新奇性和變通性兩個維度,并未體現(xiàn)在流暢性這一維度?；谶@一結果推測,創(chuàng)造力的提高可能主要源于思維方式(主要與新奇性和變通性有關)而非努力程度(主要與流暢性有關)的變化,不過,這一結論有待進一步研究進行驗證。

4.1 預期交流對創(chuàng)造力的影響

本研究結果表明,在交流尚未發(fā)生之前,未來產(chǎn)生交流行為的可能性和趨勢就足以影響創(chuàng)造力,對現(xiàn)有的關于交流與創(chuàng)造力的文獻進行了重要的補充和完善。

盡管大量以往研究關注交流與創(chuàng)造力的關系(e.g.,Kanter,1988;Shalley &Gilson,2004;Woodman et al.,1993),但絕大多數(shù)研究將關注點放在交流后的創(chuàng)造力上,將信息的傳遞和交換作為主要機制(e.g.,Aiken &Hage,1971;Ebadi &Utterback,1984;van de Ven,1986);本研究則發(fā)現(xiàn),交流可以通過影響人的認知特點對個體的創(chuàng)造力產(chǎn)生潛移默化的影響。由于這種影響發(fā)生在交流之前,因此它是獨立于信息交換的。事實上,獨立于信息交換的思維方式對個體創(chuàng)造力的影響一直是創(chuàng)造力領域的熱門議題。以往研究發(fā)現(xiàn),無意識思維、積極情緒等均會對創(chuàng)造力產(chǎn)生影響(Dijksterhuis &Meurs,2006;Isen,Daubman,&Nowicki,1987)。本研究探討預期交流對創(chuàng)造力的影響,又為這一議題增加了新的視角和證據(jù)。

這一發(fā)現(xiàn)的價值不僅局限在理論層面,同時也對生活實踐有著重要的意義。預期交流對于創(chuàng)造力,尤其是在解決高度抽象的開放性問題時的創(chuàng)造力同樣具有積極作用。因此,在解決那些難度較高且無統(tǒng)一標準的問題時,個體可以通過設定未來交流目標來提高完成任務時的創(chuàng)造力。例如,研究人員可以積極地參與學術討論,因為這種討論的裨益不僅僅體現(xiàn)在交流的信息上,打算或預期交流就足以影響人的思維,使之跳出固有框架。對于學校和企業(yè)等組織而言,可以通過建立正式的交流機制和制定鼓勵交流的制度等方式促進組織成員的創(chuàng)新。

4.2 解釋水平在預期交流與創(chuàng)造力關系中的作用

本研究通過任務解釋水平的調節(jié)作用,驗證了抽象、高解釋水平思維是預期交流影響創(chuàng)造力的必要條件。

過去的大量研究表明,通過解釋水平的作用機制,心理距離的提高有利于促進創(chuàng)造力的提升(F?rster et al.,2004;Jia et al.,2009;Polman &Emich,2011)。本研究則提出了一個新的可能影響創(chuàng)造力的因素——預期交流。與心理距離對創(chuàng)造力的影響(F?rster et al.,2004)相似,預期交流僅能提升需要抽象思維的高解釋水平任務中的創(chuàng)造力,對需要具體思維的低解釋水平任務則沒有提升。而現(xiàn)實生活中,往往正是高度抽象的任務最需要也最能體現(xiàn)創(chuàng)造力。本研究也發(fā)現(xiàn),被試在回答高解釋水平問題時比回答低解釋水平問題時表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力,體現(xiàn)了高解釋水平亦即抽象思維對于創(chuàng)造力的重要意義(F?rster et al.,2004)。

值得一提的是,預期交流與解釋水平對于創(chuàng)造性想法產(chǎn)生的影響僅僅體現(xiàn)在新奇性和變通性上,而在流暢性上沒有體現(xiàn)。流暢性要求產(chǎn)生盡可能多的想法,而對想法的質量沒有要求。因此,無論是采取抽象或具體的思維,產(chǎn)生想法的量可能并不存在很大差異。但是,新奇性要求個體跳出傳統(tǒng)認知框架,從更抽離、更高建構的角度考量事物,而變通性要求想法之間跨越不同的疆界和范疇,這兩個維度與解釋水平的關系更加緊密,因而進一步表明解釋水平的變化是預期交流影響創(chuàng)造力的必要條件。

4.3 動機在預期交流與創(chuàng)造力關系中的作用

在本研究中,預期交流時對創(chuàng)造力的影響獨立于動機水平的變化。以往文獻認為,當有溝通或評估預期時,個體的動機水平會發(fā)生變化,并影響創(chuàng)造力(Amabile,1985;Uziel,2010)。本研究并未發(fā)現(xiàn)預期溝通對動機水平具有顯著的影響。同時,我們也對實驗1 的數(shù)據(jù)進行了進一步分析,探討動機是否在預期溝通對創(chuàng)造力的影響中發(fā)揮中介作用。我們將實驗1 中的交流預期(有/無)作為自變量,創(chuàng)造力的兩個維度分別作為因變量,動機作為中介變量進行5000 樣本自助抽樣分析(Hayes,2017)。結果表明,以主觀評分(間接效應=0.0005,95% CI=[-0.09,0.10])或不常見特征數(shù)(間接效應=0.0004,95% CI=[-0.08,0.07])作為因變量,動機均不具有顯著的中介作用。

盡管實驗中對于動機的測量依賴于自我報告,可能存在社會期許效應,但結合前人對于動機影響創(chuàng)造力的研究可以基本排除動機是預期交流影響創(chuàng)造力的主要機制的可能性。首先,預期交流可能會增加個體的印象管理需求從而產(chǎn)生更高的外部動機,但是大量文獻表明外部動機對于創(chuàng)造力存在負面影響(e.g.,Amabile,1979);也就是說,雖然預期交流可能會提高外部動機,但是這種外部動機對創(chuàng)造力具有負面影響。因此,預期交流對創(chuàng)造力的積極影響獨立于外部動機。盡管Shalley 和Perry-Smith (2001)的研究表明,與控制性評估相比,當個體預期近似于交流的信息性評估時內(nèi)部動機更強,且內(nèi)部動機被認為對創(chuàng)造力存在積極影響(Amabile&Pillemer,2012),但是該實驗中內(nèi)部動機并未中介創(chuàng)造力的變化。此外,由于該實驗未設置無預期評價的控制組,可能是控制性評估預期顯著降低了內(nèi)部動機,主導了兩組間內(nèi)部動機差異的產(chǎn)生,并不能表明預期交流能夠提高內(nèi)部動機。綜上所述,本研究的發(fā)現(xiàn)難以通過外部動機或內(nèi)部動機的機制進行解釋。

4.4 不足與展望

本研究仍然存在一些不足,未來可以針對這些不足展開更加深入的研究。

首先,本研究進行了兩個高度控制的實驗室實驗,有利于推斷因果關系。但是與此同時,可能存在實驗室實驗生態(tài)效度較低的問題。為了創(chuàng)造與現(xiàn)實交流情境內(nèi)容更相似的實驗任務,本研究采取了結構性想象任務(Ward,1994)和創(chuàng)意產(chǎn)生任務(F?rster et al.,2004)兩種開放式的測量任務。但是,這些實驗任務仍然與真實的創(chuàng)新情境存在一定的差異。在現(xiàn)實生活中的創(chuàng)新任務,諸如文藝作品的創(chuàng)作、科研項目的開展往往難度很大并且需要持續(xù)較長的時間。那么,在現(xiàn)實場景中,提高交流預期的因素,例如正式的交流研討會、工作時共用的茶水間等是否會長期影響個體在高難度任務中的創(chuàng)造力呢？由于現(xiàn)有相關文獻的缺乏,本研究未對更加自然的環(huán)境中的真實創(chuàng)新行為進行探討。未來的研究可以采用更具有生態(tài)效度的觀測指標或者在創(chuàng)新團隊中進行現(xiàn)場實驗,從而探討本研究的結論是否有較高的外部效度。

其次,本研究并未探討預期交流對象的特征對于創(chuàng)造力的影響。關于交流與解釋水平的研究表明,交流對象的群體大小、發(fā)言者與聽眾的心理距離以及群體內(nèi)部的異質性程度都會影響交流內(nèi)容的解釋水平(Joshi &Waslak,2014;Joshi et al.,2016)。在本研究的兩個實驗中,潛在的交流對象都被描述為其他被試,而預期交流對象的數(shù)量都僅為一人。此外,由于交流對象是來自于同一所大學且同樣報名參加了實驗的學生,可以預期交流對象與創(chuàng)造者是相對同質的,預期交流對象內(nèi)部也是相對同質的。兩個實驗的結果表明,與小范圍的同質性群體的交流預期就足以提高個體的創(chuàng)造力,那么當交流對象群體擴大、群體內(nèi)部異質性增加、創(chuàng)造者與交流對象的心理距離增加時,預期交流可能產(chǎn)生更大的效應。未來的研究可以更加細致地探討在預期交流影響創(chuàng)造力的過程中,交流對象數(shù)量、交流對象相似性、創(chuàng)造者與交流對象的心理距離等因素的調節(jié)作用。

另外,本實驗可能存在一項潛在的混淆因素：被評估的壓力。以往研究發(fā)現(xiàn),被評估導致的壓力和焦慮對創(chuàng)造力可能存在負性影響(例如：Amabile &Pillemer,2012;Grant &Berry,2011;Lepper,Greene,&Nisbett,1973)。為了盡可能的規(guī)避這一影響,本研究參考以往文獻(Joshi et al.,2016),將預期交流的對象設定為不了解實驗目的、也不會對被試答案進行評估的陌生同伴。不過,向陌生同伴展示和講解仍可能給被試帶來壓力。我們認為,實驗1 與實驗2 中控制變量的結果可以在一定程度上排除這一混淆變量帶來的影響。在兩個實驗中,被試均回答了他們在完成創(chuàng)造力任務時的享受程度與動機。以往研究表明,壓力會顯著降低個體的享受程度,并提高完成的動機(Steinmetz &Pfattheicher,2017;Uziel,2007)。不過,本研究的兩個實驗均未發(fā)現(xiàn)預期交流組與無預期交流組被試的享受程度與動機差異。此外,本研究發(fā)現(xiàn)更容易產(chǎn)生評估壓力的預期溝通組反而在創(chuàng)造力任務中有更好的表現(xiàn)。未來的研究可以更加直接測量預期交流是否會引發(fā)被評估壓力,以澄清被評估壓力在預期交流和創(chuàng)造力之間可能的干擾作用。