具身情緒與創(chuàng)造性思維：情境性調節(jié)定向的調節(jié)作用

姚海娟 王金霞 蘇清麗 白學軍

摘要 采用面部肌肉控制技術誘發(fā)被試的具身積極和具身消極情緒，并設置中性控制組，然后采用雙任務啟動范式啟動情境性調節(jié)定向，最后要求被試完成創(chuàng)造性思維測驗，探討具身情緒和情境性調節(jié)定向對創(chuàng)造性思維的影響。結果發(fā)現(xiàn)：具身積極情緒促進思維的獨創(chuàng)性，具身消極情緒阻礙創(chuàng)造性思維，主要表現(xiàn)在流暢性和靈活性上；情境性促進定向被試的創(chuàng)造性表現(xiàn)好于情境性預防定向的被試；情境性調節(jié)定向在具身情緒和創(chuàng)造性思維關系中起調節(jié)作用，當個體處于情境性促進定向時，具身積極情緒促進創(chuàng)造性思維，而當個體處于情境性預防定向時，具身積極情緒和具身消極情緒均對創(chuàng)造性思維有阻礙作用。

關鍵詞 具身情緒，創(chuàng)造性思維，情境性調節(jié)定向。

分類號 B842.8

1引言

創(chuàng)造是在具體的問題情境中突破原有經驗和習慣的限制，從而形成新觀念和產品的心理過程（Rudowiez & Yue，2002）。創(chuàng)造性思維是創(chuàng)造活動中體現(xiàn)出來的一種高級思維活動。已有研究發(fā)現(xiàn)情緒是影響個體創(chuàng)造性的重要預測變量（Ding，Tang，Deng，Tang，&Posner;，2015）。

雖然研究者開展了情緒對創(chuàng)造性思維影響的研究，但未有取得一致性結論。有研究者發(fā)現(xiàn)，積極情緒下個體較富創(chuàng)意、容易產生較多的知識聯(lián)結點和不同尋常的聯(lián)想，其觀點更具流暢性和靈活性（Chen，Hu，& Plueuker，2016），以及有較高的興趣去探究不同的思維和行為方式來解決問題（Nelson & Sim，2014），因而對個體的創(chuàng)造性表現(xiàn)有促進作用；消極情緒對創(chuàng)造性思維無影響或有阻礙作用（Chen et al.，2016；Fernfindez-Abaseal & Diaz，2013）。然而，還有研究者發(fā)現(xiàn)，消極情緒能夠提升個體的創(chuàng)造性表現(xiàn)（Eastwood，F(xiàn)risehen，F(xiàn)enske，& Smilek，2012）。近來，有研究者提出了創(chuàng)造力的雙通道模型，認為積極情緒和消極情緒均可以促進創(chuàng)造力（Pessoa & Engelmann，2010），積極情緒下，個體打破心理環(huán)境，重組認知結構，并產生各種認知類別，通過增強認知靈活性來促進創(chuàng)造力；消極情緒下，個人堅持不懈地努力解決問題，想出屬于同一類別的想法，并挖掘出更多的原創(chuàng)想法，通過增強認知持久性而促進創(chuàng)造力（Baas，Roskes，Sligte，Nijstad，& De Dreu，2013）。

具身情緒是指情緒以軀體的行為反應為前提，是對外部刺激所引起的身體變化的覺知（Wood，Rychlowska，Korb，& Niedenthal，2016；劉亞，王振宏，孔風，2011）。具身情緒觀認為，肌肉、內臟等外圍系統(tǒng)的輸入會引起其它和該情緒相關系統(tǒng)（軀體感覺和運動皮層、假設的“鏡像神經元”系統(tǒng)、邊緣系統(tǒng)、眶額皮層）的模式化反應，最終使個體感受到這種情緒，產生與這種情緒一致的行為，表現(xiàn)出與這種情緒相關的神經系統(tǒng)的激活（Niedenthal，2007）。創(chuàng)造力具有具身性的特點（Stanciu，2015）。Femhndez-Abascal和Diaz（2013）在研究中直接探討了具身情緒對創(chuàng)造性思維的影響。該研究通過面部肌肉控制技術分別誘發(fā)了高興和憤怒情緒，結果發(fā)現(xiàn)，具身積極情緒能夠提升創(chuàng)造性思維的流暢性，而具身消極情緒對創(chuàng)造性思維無顯著影響。但另有研究發(fā)現(xiàn)，開放的身體姿勢一積極情緒條件和封閉的身體姿勢-消極情緒條件下均提高了個體的創(chuàng)造性表現(xiàn)（Hao，Xue，Yuan，Wang，&Runeo;，2017）。這可能是因為開放或封閉的身體姿態(tài)可以作為愉快或不愉快的暗示，激發(fā)隱含的積極或消極情緒，當與外顯情緒一致時提高了創(chuàng)造性思維（Zabetipour，Pishghadam，& Ghonsooly，2015）。由此可見，具身情緒影響創(chuàng)造性思維的研究結論并不一致，仍有必要進行深入探討。

有研究發(fā)現(xiàn)，動機可以影響創(chuàng)造性思維水平（Damian & Robins，2013）。近些年來，研究者們也將調節(jié)定向作為一個動機因素來探討其對創(chuàng)造性思維的影響。調節(jié)定向是指個體在自我調節(jié)的過程中表現(xiàn)出的特定傾向（Geers，Weiland，Kosbab，Landry，& Heifer，2005），包括長期的特質性調節(jié)定向和暫時誘發(fā)的情境性調節(jié)定向。調節(jié)定向分為兩個維度：與提高需要相關的促進定向（promotion focus）和與免受傷害相關的預防定向（prevention focus）。促進定向條件下，個體對與成長發(fā)展相關的目標成就產生愉快的情緒，對于失敗則會表現(xiàn)出沮喪的情緒；而在預防定向條件下，個體成功獲得安全相關的目標成就時表現(xiàn)出沉默的情緒，對于失敗則會表現(xiàn)出焦躁的情緒（Higgins，Shah，& Friedman，1997）。有研究發(fā)現(xiàn)，促進定向和預防定向對創(chuàng)造力均有積極影響，但促進定向的個體在任務表現(xiàn)上的獨創(chuàng)性更好（Herman & Reiter-Palmon，2011），但是也有研究發(fā)現(xiàn)促進定向促使個體使用不同的辦法解決問題，因此在觀點產出的流暢性上表現(xiàn)的更好（Lam & Chiu，2002），而預防定向則對創(chuàng)造性產生消極的影響（Friedman & Forster，2001）。因此，調節(jié)定向對創(chuàng)造性思維的影響還需要進一步探討。

調節(jié)定向可能與情緒相互作用來影響創(chuàng)造性思維水平。促進定向的個體更傾向于使用渴望或者接近的策略，而預防定向的個體更傾向于使用警戒或者回避的策略，當調節(jié)性匹配較高時影響動機增強，從而也會引起更強烈的情緒反應（Foter，Grant，Idson，& Higgins，2001）。另外，從動機的趨避角度來看，促進定向是一種接近動機，預防定向是一種回避動機（Elliot，Eder，& Harmon-Jones，2013）。接近動機與啟發(fā)式的、靈活的信息處理能力相關，這種信息加工能力獨立于自上而下的執(zhí)行控制，而回避動機與控制信息處理有關，需要消耗認知資源（Roskes，Elliot，Nijstad，& De Dreu，2013）。當失敗的威脅發(fā)生時，預防定向會啟動額外的認知控制資源來避免失?。⊿tahl，van Laar，& Ellemers，2012）。研究者指出，任何消耗認知資源的變量在預防定向下會比促進定向下更破壞認知表現(xiàn)（Roskes et al.，2013）。這提示，調節(jié)定向和情緒可能相互作用，共同影響個體的創(chuàng)造性表現(xiàn)。

因此，本研究擬采用研究者經常采用的、較成熟的具身情緒誘發(fā)方法面部肌肉控制技術（鮑婧，傅納，2018；胡衛(wèi)平等，2015），以誘發(fā)個體的具身積極情緒和具身消極情緒，同時操縱個體處于不同的情境性調節(jié)定向條件下完成創(chuàng)造性思維測驗，探討具身情緒對創(chuàng)造性思維的影響，以及調節(jié)定向在具身情緒和創(chuàng)造性思維之間的調節(jié)作用。我們推測，對于促進定向的個體，調節(jié)性匹配效應使得愉快的情緒反應更強烈，該情緒反應與具身積極情緒兼容，將促進個體的創(chuàng)造性思維；而預防定向的個體會啟動額外的認知控制資源來避免失敗，因此，不管是具身積極情緒還是具身消極情緒都會阻礙個體的創(chuàng)造性思維表現(xiàn)。

2方法

2.1被試

90名大學本科生，刪除具身積極情緒誘發(fā)失敗的被試4人，具身消極情緒誘發(fā)失敗的被試8人，最后共78名被試，其中男生33人，女生45人，平均年齡為20.10±1.97歲。所有被試智力正常，母語均為漢語且語文閱讀理解水平正常，實驗完成后向所有被試贈送小禮物。

2.2實驗設計

采用3（具身情緒啟動：積極、消極、不啟動）×2（情境性調節(jié)定向：促進定向、預防定向）兩因素被試間實驗設計。因變量為創(chuàng)造性思維的流暢性、靈活性、獨創(chuàng)性得分，以及將三個子維度得分轉換為標準分之后相加得到的創(chuàng)造性思維總分。

對所有產出的觀點從流暢性、靈活性以及獨創(chuàng)性三個方面作出評價：（1）流暢性：剔除重復觀點后，被試產出的觀點數(shù)。每寫出一個觀點記一分；（2）靈活性：被試產出的觀點所從屬的類別，一個類別記一分；（3）獨創(chuàng)性：被試產出觀點的新穎性，在一個樣本中，某一反應的新穎性可以用該樣本中出現(xiàn)的總次數(shù)的倒數(shù)來計算。

2.3實驗材料

2.3.1情境性調節(jié)定向材料

采用Friedman和Forster（2001）的研究中使用過的情境性調節(jié)定向啟動材料—“鼠與迷宮”圖，研究表明該啟動材料科學有效。

2.3.2創(chuàng)造性思維測驗

采用查子秀（1998）編制的《創(chuàng)造性能力測驗》中的實用創(chuàng)造力分測驗。該測驗要求被試盡可能多的想象出所給出的日常生活用品的新穎用途。該工具已被證實是有效的評定創(chuàng)造性思維的工具（施建農，查子秀，周林，1998），并且該測驗已有編碼系統(tǒng)，且在正常人群中有較高的有效性和科學性。評分方法：由兩名心理學專業(yè)的本科生獨自進行，以盡可能減少評分者自身主觀性對評分結果的影響。結果表明：在流暢性維度上，評分者一致性為0.90，p<0.01；在靈活性維度上，評分者一致性為0.89，p<0.01；在獨創(chuàng)性維度上，評分者一致性為0.91，p<0.01。結果說明兩位評分者間的信度較高，最后結果取兩次評分的平均值。

2.4實驗程序

實驗有五個階段：

第一，情緒評定前測階段：要求被試平復情緒，使之處于平靜狀態(tài)，采用9點量表對被試的情緒進行評定，1為非常不高興，9為非常高興。

第二，具身情緒啟動階段：采用面部肌肉控制技術，對不同組被試分別啟動具身積極情緒、具身消極情緒和中性情緒。對于具身積極情緒組：讓被試用牙齒固定筷子，被試呈現(xiàn)出微笑的面部表情，使被試保持微笑的面部表情直至實驗結束；對于具身消極情緒組：讓被試用嘴唇固定筷子，由于嘴唇嘟起或緊閉，抑制了微笑的面部表情，所以被試呈現(xiàn)出悲傷的面部表情，使被試保持悲傷的面部表情直至實驗結束；中性情緒組：不誘發(fā)被試的任何情緒，整個實驗過程中讓被試盡量保持平靜的狀態(tài)。

第三，情境性調節(jié)定向啟動階段：將每一種情緒狀態(tài)下的被試隨機分為兩組，分別啟動他們的情境性促進定向與情境性預防定向。采用雙任務啟動范式啟動被試的情境性調節(jié)定向，該范式結合了自我指導類型任務和紙筆迷宮任務。

情境性促進定向啟動：首先，在三分鐘的時間內，要求被試回憶過去或現(xiàn)在所擁有的愿望和夢想并寫下來；然后完成一項紙筆迷宮任務，要求被試幫助圖中的小老鼠找到迷宮的出口。圖中顯示，迷宮出口處放了一塊奶酪，而此時老鼠非常饑餓，并且遠離迷宮的出口。要求被試畫一條路線，在最短的時間內幫助到饑餓的小老鼠。

情境性預防定向啟動：同樣限時三分鐘的時間，讓被試回憶過去或現(xiàn)在所擁有的義務和責任并寫下來，然后完成一項紙筆迷宮任務，要求被試幫助圖中的小老鼠逃出迷宮。圖中顯示，在迷宮的上方，盤旋著一只貓頭鷹，由于非常饑餓，貓頭鷹不知道會在什么時候看見并飛下來把老鼠吃掉。要求被試畫一條路線，幫助小老鼠逃回自己的家，此外在出逃的過程中，為了安全起見，小老鼠需要盡可能的躲著貓頭鷹。

啟動調節(jié)定向后，被試需要完成一個包含三個問題的后測量表，用以檢驗情境性調節(jié)定向是否成功啟動。

第四，創(chuàng)造性思維測驗階段：要求被試在限定時間內寫出兩個物體（筷子和錢）的可能用途，每個限時7分鐘。要求被試盡可能多地想出每一物品不常見的各種用途。也就是說，盡可能多地想出每一物品怎樣實際運用。想出的用途不要愚蠢荒謬，而要現(xiàn)實可行。如果必要，對于物品替代物如何形成要有說明，以便使主試明白意思。

第五，情緒后測階段：采用9點量表，讓被試評定自己目前的情緒狀態(tài)，1為非常不高興，9為非常高興。

2.5數(shù)據處理

采用SPSS18.0對數(shù)據進行整理和統(tǒng)計分析。

3結果

3.1具身情緒啟動的結果

分別計算具身積極情緒組、具身消極情緒組以及中性情緒組的情緒前測、后測主觀評定的情緒得分，然后采用相關樣本f檢驗分別進行分析。結果如表1所示。

結果發(fā)現(xiàn)，具身積極情緒組被試情緒評定的前測和后測得分差異顯著，t（25）=-16.16，p<0.001；具身消極情緒組情緒評定的前測和后測得分差異顯著，t（21）=5.23，p<0.001；中性情緒組被試的情緒評定的前測和后測得分差異不顯著，p>0.05。表明使用的面部肌肉控制技術成功的誘發(fā)出了被試的具身積極情緒和具身消極情緒。

3.2情境性調節(jié)定向啟動的檢驗結果

通過“紙筆迷宮”任務后的三個問題分數(shù)的平均分，對情境性調節(jié)定向誘發(fā)效果進行檢驗。實驗設定高分值與促進定向相對應，低分值與預防定向相對應，并且三個問題中，后兩道題采用反向計分的方式。采用獨立樣本t檢驗對數(shù)據進行分析，結果發(fā)現(xiàn)，促進定向組的分數(shù)（M=5.51，SD=1.10）與預防定向組的分數(shù)（M=2.60，SD=0.81）存在顯著差異，t（76）=14.33，p<0.001，促進定向組的分數(shù)顯著高于預防定向組的分數(shù)。表明實驗成功誘發(fā)了被試的情境性促進定向和預防定向。

3.3具身情緒啟動下情境性調節(jié)定向對創(chuàng)造性思維的影響

3.3.1流暢性結果

為了分析情境性調節(jié)定向在具身情緒對創(chuàng)造性思維影響中的作用，以具身情緒啟動和情境性調節(jié)定向類型為自變量，以流暢性得分為因變量進行統(tǒng)計分析，結果見圖1。

經過兩因素方差分析，結果發(fā)現(xiàn)：

具身情緒啟動的主效應顯著，F(xiàn)（2，72）=8.19，p<0.01，η_p²=0.19，具身積極情緒組被試在流暢性上的得分顯著高于具身消極情緒組被試；中性組被試在流暢性的得分上顯著高于具身消極情緒組的被試；情境性調節(jié)定向類型的主效應顯著，F(xiàn)（1，72）=10.57，p<0.01，η_p²=0.13，情境性促進定向被試的流暢性得分顯著高于情境性預防定向的被試。

具身情緒啟動和情境性調節(jié)定向類型的交互作用顯著，F(xiàn)（2，72）=5.56，p<0.01，η_p²=0.13（見圖1），進一步分析發(fā)現(xiàn)，對于情境性促進定向條件，具身積極情緒條件下的流暢性分數(shù)顯著高于具身消極情緒條件（p<0.01）和中性情緒組（p<0.05）；對于情境性預防定向條件，具身積極情緒和具身消極情緒條件下的流暢性分數(shù)顯著低于中性情緒組，p<0.05。

3.3.2靈活性得分

為了分析情境性調節(jié)定向在具身情緒對創(chuàng)造性思維影響中的作用，以具身情緒啟動和情境性調節(jié)定向類型為自變量，以靈活性得分為因變量進行統(tǒng)計分析，結果見圖2。

經過兩因素方差分析，結果發(fā)現(xiàn)：

具身情緒啟動的主效應顯著，F(xiàn)（2，72）=7.26，p<0.01，η_p²2=0.17，具身積極情緒組被試和中性情緒組被試在靈活性上的得分顯著高于具身消極情緒組被試，p<0.05；情境性調節(jié)定向類型的主效應顯著，F(xiàn)（1，72）=8.34，p<0.01，η_p²=0.10，情境性促進定向被試的靈活性得分顯著高于情境性預防定向的被試。

具身情緒啟動和情境性調節(jié)定向類型的交互作用顯著，F(xiàn)（2，72）=20.03，p<0.01，η_p²=0.36（見圖2）。進一步分析發(fā)現(xiàn)，對于情境性促進定向條件，具身積極情緒組被試在靈活性上的分數(shù)顯著高于具身消極情緒組和中性情緒組，p<0.05，具身消極情緒組和中性情緒組的被試在靈活性上的得分差異不顯著，p>0.05；對于情境性預防定向條件，中性情緒組的被試在靈活性上的分數(shù)顯著高于具身積極情緒組和具身消極情緒組，p<0.05，具身積極情緒組和具身消極情緒組的被試在靈活性上的得分差異不顯著，p>0.05。

3.3.3獨創(chuàng)性得分

為了分析情境性調節(jié)定向在具身情緒對創(chuàng)造性思維影響中的作用，以具身情緒啟動和情境性調節(jié)定向類型為自變量，以獨創(chuàng)性得分為因變量進行統(tǒng)計分析，結果見圖3。

經過兩因素方差分析，結果發(fā)現(xiàn)：

具身情緒啟動的主效應顯著，F(xiàn)（2，72）=6.14，p<0.01，η_p²2=0.15，具身積極情緒組被試在獨創(chuàng)性上的得分顯著高于具身消極情緒組被試（p<0.01）和中性情緒組被試（p<0.05）；情境性調節(jié)定向類型的主效應顯著，F(xiàn)（1，72）=6.32，p<0.05，η_p²=0.08，情境性促進定向被試的獨創(chuàng)性得分顯著高于情境性預防定向的被試，p<0.05。

具身情緒啟動和情境性調節(jié)定向類型的交互作用顯著，F(xiàn)（2，72）=11.41，p<0.01，η_p²=0.24（見圖3），進一步分析發(fā)現(xiàn)，在情境性促進定向條件下，具身積極情緒組的被試在獨創(chuàng)性上的分數(shù)顯著高于具身消極情緒組和中性情緒組，p<0.05，具身消極情緒組和中性情緒組的被試在獨創(chuàng)性的得分上差異不顯著，p>0.05；在情境性預防定向條件下，中性情緒組的被試在獨創(chuàng)性上的分數(shù)顯著高于具身積極情緒組和具身消極情緒組，p<0.05，具身積極情緒組被試和具身消極情緒組被試在獨創(chuàng)性上的得分差異不顯著，p>0.05。

3.3.4創(chuàng)造性總分結果

為了分析情境性調節(jié)定向在具身情緒對創(chuàng)造性思維影響中的作用，以具身情緒啟動和情境性調節(jié)定向類型為自變量，以創(chuàng)造性總分為因變量進行統(tǒng)計分析，結果見圖4。

經過兩因素方差分析，結果發(fā)現(xiàn)：

具身情緒啟動的主效應顯著，F(xiàn)（2，72）=8.38，p<0.05，η_p²=0.19，具身積極情緒組的被試在創(chuàng)造性總分上顯著高于具身消極情緒組的被試，p<0.01，中性情緒組的被試在創(chuàng)造性總分上顯著高于具身消極情緒組的被試，p<0.05；情境性調節(jié)定向類型的主效應顯著，F(xiàn)（1，72）=10.70，p<0.01，η_p²=0.129，情境性促進定向被試的創(chuàng)造性總分顯著高于情境性預防定向的被試，p<0.01。

具身情緒啟動和情境性調節(jié)定向類型的交互作用顯著，F(xiàn)（2，72）=14.04，p<0.01，η_p²=0.28（見圖4），進一步分析發(fā)現(xiàn)，在情境性促進定向條件下，具身積極情緒組的被試在創(chuàng)造性總分上顯著高于具身消極情緒組和中性情緒組，p<0.05，具身消極情緒組和中性情緒組的被試在創(chuàng)造性總分上的差異不顯著，p>0.05；在情境性預防定向的情況下，中性情緒組的被試在創(chuàng)造性總分上顯著高于具身積極情緒組和具身消極情緒組，p<0.05，具身積極情緒組和具身消極情緒組的被試在創(chuàng)造性總分上的差異不顯著，p>0.05。

4討論

4.1具身情緒對創(chuàng)造性思維的影響

結果發(fā)現(xiàn)，誘發(fā)不同狀態(tài)的具身情緒對創(chuàng)造性思維的各維度的影響不同。與中性情緒相比，具身積極情緒對個體思維的獨創(chuàng)性有促進作用，具身消極情緒對思維流暢性和靈活性有阻礙作用。這與Fernandez-Abascal和Diiaz（2013）的研究中關于積極情緒的結果是一致的。他們研究發(fā)現(xiàn)，不論是問卷測量的個體的一般積極情緒狀態(tài)還是啟動的具身積極情緒，都能夠促進個體思維的獨創(chuàng)性，但沒有發(fā)現(xiàn)消極情緒對創(chuàng)造性思維的影響。研究發(fā)現(xiàn)，積極情緒狀態(tài)下被試能夠提出更多更富有創(chuàng)造性的科學問題（胡衛(wèi)平，周蓓，2010）。本研究結果與沈承春和張慶林（2012）的研究結果是一致的。沈承春和張慶林的研究發(fā)現(xiàn)，在科學發(fā)明創(chuàng)造問題解決過程中，積極情緒對原型啟發(fā)有促進作用，負性情緒有抑制作用。根據情緒一致理論，處于積極情緒狀態(tài)的個體，會回憶起大量正面的、多樣性的認知材料（Sun & van Emmerik，2015），采用非系統(tǒng)性的、靈活的、自上而下的信息加工方式，因而促進了個體的創(chuàng)造性表現(xiàn)（Xiao，Wang，Chen，Zheng，&Chen;，2015）。根據積極情緒的拓展-建構理論，積極情緒會通過對個體的認知活動的拓展來影響個體的創(chuàng)造力，具體表現(xiàn)為積極情緒能夠擴大個體的注意范圍，促使個體整合各方面的信息來思考問題，能夠在更大程度上激活個體頭腦中的信息，從而為解決創(chuàng)造性問題提供更多的材料（Fredrickson & Branigan，2005），因此對個體的獨創(chuàng)性有促進作用。認知靈活性提高理論認為，積極情緒會削弱個體對注意資源的內隱性控制，拓寬其注意廣度，而注意廣度的擴展會降低個體對無關信息的過濾抑制能力，有利于產生更多的新穎性想法（Rowe，Hirsh，& Anderson，2007）。有研究發(fā)現(xiàn)，被試獨自完成設計任務的創(chuàng)造性表現(xiàn)優(yōu)于直接教學模式。被試通過自主的觀察來完成任務時已經脫離了固化模仿模式，達到自動啟動積極情緒，吸取創(chuàng)新的策略與技巧，并結合自身的知識最終生成具有高創(chuàng)造力的產品，這表明積極情緒可以通過個體認知的提高使得個體創(chuàng)造性表現(xiàn)得以提升（Zajusz-Gawedzka，& Marszal-Wisniewska，2015）。

本研究結果與盧家楣等人（盧家楣，劉偉，賀雯，盧盛華，2002）的研究結果不一致。盧家楣等人的研究發(fā)現(xiàn)，積極情緒組在創(chuàng)造性表現(xiàn)上顯著高于消極情緒組，主要體現(xiàn)在流暢性和變通性兩個方面，但兩組被試在獨創(chuàng)性得分上差異不顯著。這可能是因為在盧家楣等人的研究中，以老師的當眾表揚與批評來誘發(fā)學生積極或消極的情緒體驗，更多屬于一種認知性的喚醒，很少甚至沒有涉及“具身”這一概念。

4.2不同的情境性調節(jié)定向對創(chuàng)造性思維的影響

結果發(fā)現(xiàn)，情境性調節(jié)定向的主效應顯著，情境性促進定向的被試在流暢性、靈活性、獨創(chuàng)性以及創(chuàng)造性總分上顯著高于情境性預防定向的被試。這一結果與前人的研究結果一致（Friedman & FOrster，2001；Jin，Wang，& Dong，2016）。研究者認為，在驅動方向上，促進定向的個體偏好接近動機，而接近動機與隨意的認知風格相關，預防定向的個體傾向謹慎風格，在接近動機下，個體思維的探索性以及能動性都較高，從而表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造性；在情緒體驗上，促進定向的個體更多感受到的是“喜悅沮喪”的情緒，這種情緒體驗有助于擴大個體的注意范圍，有利于個體大范圍的搜集相關信息，從而為發(fā)揮創(chuàng)造力提供豐富的“素材”（Friedman & Forster，2001）；在信息處理方式上，相比預防定向的個體，促進定向的個體更有可能使用探索性的方式解決問題，這種“冒險式”的加工方式，有助于個體采用多角度、多方向的思維來解決問題（Forster，F(xiàn)riedman，& Liberman，2004）。相反，預防定向的個體由于對“安全”的需求更為敏感，因為預防定向的個體關注損失與否，更偏好采取警戒的動機策略（Baek & Reid，2013），所以當創(chuàng)造性任務非常困難或表現(xiàn)出低成功概率時，為了避免損失，個體仍舊會堅持并表現(xiàn)得更好，通常傾向以“預防退守”的方式來解決問題，這樣反而禁錮了個體的創(chuàng)造性能力的發(fā)揮。

4.3具身情緒和情境性調節(jié)定向的交互作用對創(chuàng)造力的影響

研究發(fā)現(xiàn)，具身情緒啟動和情境性調節(jié)定向之間存在顯著的交互作用，在情境性促進定向的情況下，具身積極情緒的被試在流暢性、靈活性、獨創(chuàng)性以及創(chuàng)造性總分上都顯著高于具身消極情緒和中性情緒的被試；在情境性預防定向的情況下，中性情緒的被試在流暢性、靈活性、獨創(chuàng)性以及創(chuàng)造性總分上都顯著高于具身積極情緒和具身消極情緒的被試。這表明，情境性調節(jié)定向在具身情緒對創(chuàng)造性思維的影響中起著調節(jié)作用。研究表明，具身情緒能夠通過情緒的動機維度來改變個體的注意范圍（Price & Harmon-Jones，2010），促進個體在創(chuàng)造性認知活動中的表現(xiàn)。在不同的動機主導之下，自然會產生不同的情緒體驗。例如，相比預防動機的個體，促進動機主導的個體更加樂觀，對于任務的結果也有更高的預期體驗（Forster et al.，2001），在目標達成時體驗到更多的快樂，在目標未達成時則體驗到更少的痛苦（Idson，Liberman & Higgins，2000），反之亦然。當個體處于情境性促進定向時，其體驗的積極情緒能夠激勵個體產生更多的策略，增強觀點的流暢性，從而具身積極情緒促進創(chuàng)造性思維（Lam & Chiu，2002）；而當個體處于情境性預防定向時，預防定向會促使其更加謹慎和回避風險，個體需要耗費大量認知資源，對認知表現(xiàn)的破壞性更大（Roskes et al.，2013）。因此在情境性預防定向條件下，不管是具身積極情緒還是具身消極情緒均對創(chuàng)造性思維有阻礙作用。

5結論

本實驗條件下可以得到如下結論：（1）具身積極情緒促進個體創(chuàng)造性思維的獨創(chuàng)性，具身消極情緒阻礙個體思維的流暢性、靈活性及總體創(chuàng)造性；（2）情境性促進定向比情境性預防定向更有利于促進創(chuàng)造性思維；（3）當個體處于情境性促進定向時，具身積極情緒促進創(chuàng)造性思維，而當個體處于情境性預防定向時，具身積極情緒和具身消極情緒皆對創(chuàng)造性思維有阻礙作用，情境性調節(jié)定向在具身情緒和創(chuàng)造性思維關系中起調節(jié)作用。