攻擊性與惡意創(chuàng)造力的關系：鏈式中介效應分析

王彬鈺 貢 喆

（四川師范大學心理學院，成都 610000）

1 引言

惡意創(chuàng)造力（malevolent creativity），簡言之即故意傷害自己或他人的創(chuàng)造力（Cropley， Kaufman， ＆Cropley， 2008； 貢喆， 劉昌， 2016）。 犯罪分子和恐怖分子可能會運用惡意創(chuàng)造力對社會帶來巨大的消極影響 （Eisenman， 2010）。 特別在震驚全球的911 恐怖襲擊事件發(fā)生后， 越來越多的研究者清醒地認識到墮入惡意泥沼的創(chuàng)造力危害驚人， 因此關注與惡意目的有關的創(chuàng)造力就具有重大的現實意義（Cropley et al.， 2008）。

當前， 研究者致力于揭示惡意創(chuàng)造力的發(fā)生機制（Gutworth et al， 2016）。 其中，攻擊性被視為惡意創(chuàng)造力的關鍵前因變量 （Baas， Roskes， Koch，Cheng， ＆ De Dreu， 2019； Lee ＆ Dow， 2011；Harris ＆ Reiter－Palmon， 2015）。 但是，迄今研究僅初步發(fā)現了攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間的密切關聯，尚未能充分說明攻擊性促進惡意創(chuàng)造力的心理路徑，這不利于厘清惡意創(chuàng)造力的發(fā)生機制，從而提出更精準有效的惡意創(chuàng)造力應對措施。因此，本研究著眼于惡意創(chuàng)造力的發(fā)生機制， 進一步探明攻擊性與惡意創(chuàng)造力的關系。

攻擊性即個體直接或間接地有意傷害、 挑釁被攻擊對象， 使被攻擊對象遭受損害的行為方式或者心理傾向（張麗華， 施國春， 2016）。 大量研究發(fā)現攻擊性與惡意創(chuàng)造力存在密切關聯 （Baas et al.，2019； Lee ＆ Dow， 2011； Harris ＆ Reiter－Palmon， 2015）。 例如，Lee 和 Dow（2011）的研究發(fā)現，與低身體攻擊性相比， 高身體攻擊性個體（physical aggression）在多用途任務（alternateus task）中能提出更多惡意想法。在此基礎上，Harris 和Reiter－Palmon（2015）發(fā)現高內隱攻擊性個體比低內隱攻擊性個體有更高水平的惡意創(chuàng)造力。 他們基于特質激活理論（trait activation theory）認為，高攻擊性個體更易受到外部情境的影響， 從而誘發(fā)惡意創(chuàng)造力。 Baas，Roskes， Koch， Cheng 和 De Dreu（2019）的實驗則進一步驗證了 Harris 和 Reiter－Palmon（2015）的推測。 他們發(fā)現，高社會威脅情境（social threat）能通過喚醒攻擊與防御動機從而誘發(fā)惡意創(chuàng)造力。另外，貢喆、彭揚、王賢和劉昌（2017）的研究則表明，高惡意創(chuàng)造力者比低惡意創(chuàng)造力者存在更顯著的攻擊性注意偏向。因此，本研究假設攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間呈正相關（H1）。

然而，攻擊性如何導致惡意創(chuàng)造力？研究尚缺乏清晰的解釋， 只是默認攻擊性與惡意創(chuàng)造力都兼?zhèn)涔艋驉阂獾膬群↙ee ＆ Dow， 2011）。 這可能帶來的問題是，攻擊性作為一種人格傾向，其與創(chuàng)造性思維層面的惡意創(chuàng)造力究竟如何建構關系難以得到解答。 這不利于阻斷攻擊性與惡意創(chuàng)造力的發(fā)生過程，從而抑制惡意創(chuàng)造力的消極影響。 因此，本研究基于當前研究成果，引入不信任（distrust）和創(chuàng)造性思維（creative ideation），構建鏈式中介模型，探討不信任和創(chuàng)造性思維在攻擊性和惡意創(chuàng)造力之間的鏈式中介作用， 以此闡明攻擊性影響惡意創(chuàng)造力的心理機制。

不信任即個體避免承受他人傷害風險的意愿程度（Reimann， Schilke， ＆ Cook， 2017）。 有大量研究表明， 攻擊性與不信任之間存在密切關聯 （趙靜波， 祝超慧， 2019； Chambers， ＆ Melnyk， 2006；Moritz， Niemeyer， Hottenrott， Schilling， ＆Spitzer， 2013）。 依據一般攻擊模型 （Anderson ＆Bushman， 2002）， 高攻擊性個體可能在一定情境的影響下通過敵意解釋偏向誘發(fā)攻擊行為。 研究表明， 高攻擊性個體會自動將模糊的刺激編碼為帶有敵意的行為 （Wilkowski， Robinson， Gordon， ＆Troop－Gordon， 2007），而此類敵意解釋（hostile interpretation） 過程則被視為一種不信任狀態(tài)（Buck，Pinkham， Harvey， ＆ Penn， 2016）。因此，高攻擊性個體更可能以不信任的態(tài)度審視外部環(huán)境。此外，不信任與惡意意圖直接相關 （Chambers ＆ Melnyk，2006； Kutsyuruba， ＆ Walker， 2016）。 例如，有研究者認為， 不信任由惡意和不可靠性兩個維度構成（Dimoka， 2010）。 因此，不信任與惡意創(chuàng)造力可能存在正向關聯。據此，本研究假設不信任是攻擊性和惡意創(chuàng)造力之間的中介變量（H2）。

創(chuàng)造性思維（creative ideation）是個體創(chuàng)造性的具體表現， 其核心是發(fā)散性思維 （divergent thinking），即產生不同想法的能力（Webb， Little， Cropper， ＆ Roze， 2017）。 創(chuàng)造性思維的前因變量是創(chuàng)造性思維領域的核心研究問題， 攻擊性是其中的重要研究內容。 弗洛伊德升華理論認為性是創(chuàng)造性活動的根源（Siljak， 2017），而創(chuàng)造力產品也是攻擊性間接表達的結果 （Kashapov， Ogorodova， ＆ Pavlova， 2016）。 Lubart， Mouchiroud， Zenasn 和 Averill（2004）也認為，攻擊性實際上是創(chuàng)造性思維的一種主動形式，二者在情緒、喚醒、焦慮、情緒以及情商多個層面相通。 有研究表明，攻擊性與創(chuàng)造性思維、自評創(chuàng)造性思維存在顯著地正向關聯 （Hao， Tang，Yang， Wang， ＆ Runco， 2016； Hughes， David，Furnham， Adrian， ＆ Batey， Mark， 2013）。 惡意創(chuàng)造力同樣有賴于多角度思考問題的創(chuàng)造性思維過程，從而幫助個體以靈活、新穎的方式解決一般惡意行為難以解決的困境。 因此，本研究認為，創(chuàng)造性思維作為創(chuàng)造力表現的基本思維過程， 能夠對惡意創(chuàng)造力產生促進作用。 據此，本研究假設創(chuàng)造性思維是攻擊性和惡意創(chuàng)造力之間的另一個中介變量（H3）。

此外，一系列研究表明，不信任還能夠促進創(chuàng)造性思維（Friesen ＆ Sinclair， 2011； Kleiman， Sher，Elster， ＆ Mayo， 2015； Mayer， Jennifer， ＆ Mussweiler， 2011）。 例如，Mayo 和 Ruth（2015）使用面孔圖片激活被試的信任和不信任狀態(tài)， 令被試對意義相近或相反的詞組按鍵反應。 結果發(fā)現與信任組相比，不信任組對相反詞的反應時更短。這表明不信任激活了個體的非常規(guī)思維。 Mayo 和 Ruth（2015）認為：一方面，不信任激發(fā)的自發(fā)認知過程有助于增加認知靈活性，從而促進創(chuàng)造性思維；另一方面，不信任降低了常規(guī)思維的可及性（accessibility），有助于規(guī)避思維僵化和刻板印象。此外，考慮到攻擊性可能喚醒個體的不信任狀態(tài)， 不信任與創(chuàng)造性思維之間存在密切關聯， 且創(chuàng)造性思維可能有助于激發(fā)惡意創(chuàng)造力。因此，本研究假設不信任促進創(chuàng)造性思維同樣是攻擊性影響惡意創(chuàng)造力的中介心理機制（H4）。

綜上所述， 本研究探討攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間的關系， 重點考察不信任和創(chuàng)造性思維的鏈式中介作用。

2 研究方法

2.1 研究對象

在某高校隨機招募被試共734 人， 通過網絡調查的形式進行問卷發(fā)放。 對數據進行收集后剔除了無效被試94 人（漏答或未通過測偽題目）。最終有效被試為 640 人， 年齡在 17 到 36 歲之間， 平均年齡20.4 歲。有效回收率為 87.2%。在回收的 640 份問卷中，女性 493 人（77.0%），男性 147 人（22.9%）。

2.2 研究工具

2.2.1 攻擊性問卷中文版

使用李獻云等人（2011）修訂的Buss 和Perry 攻擊性問卷中文版 （Chinese version of Buss ＆ Perry aggression questionnaire，AQ－CV）測量攻擊性。 該量表共30 個條目，包括5 個維度，即身體攻擊性、言語攻擊性、憤怒、敵意、指向自我的攻擊性。 量表采用5點計分，1 表示不符合，5 表示完全符合。 本研究中，量表內部一致性系數α 為0.89。

2.2.2 不信任傾向量表（disposition to distrust）

使用Lowry 等人（2015）編制的不信任傾向量表測量不信任。該量表共13 個條目，包括4 個維度，即懷疑人性－仁慈 （suspicion of humanity－Benevolence）， 懷疑人性－正直 （suspicion of humanity－Integrity）， 懷疑人性－能力 （suspicion of humanitycompetence），不信任的立場（distrusting stance）。 量表采用7 點計分，1 表示完全不同意，7 表示完全同意。 本研究中，量表內部一致性系數 α 為 0.89。

2.2.3 Runco 概念生成行為量表

使用 Runco，Plucker 和 Lim（2001）編制的概念生成行為量表測量創(chuàng)造性思維（runco ideational behavior scale， RIBS）。 該量表共 23 個條目， 包括 2個維度。量表采用5 點計分，1 表示從不，5 表示非常頻繁。 本研究中，量表內部一致性系數 α 為 0.90。

2.2.4 惡意創(chuàng)造力行為量表

使用Hao 等人（2016）編制的惡意創(chuàng)造力行為量表 （malevolent creativity behavior scale， MCBS）評估惡意創(chuàng)造力。 該量表共13 個條目，包括3 個維度，即傷害他人、開玩笑和撒謊。量表采用5 點計分，1 表示完全沒有，5 表示總是。本研究中，量表內部一致性系數 α 為 0.80。

2.3 數據處理

運用SPSS 20 對數據進行統(tǒng)計分析，鏈式中介模型采用 Hayes （2012） 編制的 SPSS 宏（PROCESS v2.16.3， is written by Andrew F. Hayes， http： ／ ／www.afhayes. com）中的 Model6 進行檢驗。

2.4 共同方法偏差檢驗

本研究通過匿名和部分項目反向計分從程序上控制共同方法變異。 對所收集數據使用Harman 的單因子檢驗進行共同方法變異的檢驗， 結果特征根大于1 的因子共 7 個， 最大因子方差解釋率為27.45%（小于40%），故本研究不存在嚴重的共同方法變異。

3 結果與分析

3.1 攻擊性、不信任、創(chuàng)造性思維與惡意創(chuàng)造力的相關分析

皮爾遜積差相關分析結果表明 （如表1 所示）：攻擊性、不信任、惡意創(chuàng)造力、創(chuàng)造性思維兩兩之間均呈顯著正相關，而性別只與惡意創(chuàng)造力、攻擊性呈顯著正相關。

表1 描述性統(tǒng)計結果和變量間的相關分析

3.2 模型驗證分析

使用 Hayes（2012）編制的 SPSS 宏以 Bootstrap法重復抽樣10000 次， 求出各系數和中介效應的95%置信區(qū)間，在控制性別的條件下，分析不信任和創(chuàng)造性思維在攻擊性對惡意創(chuàng)造力影響中的中介作用?；貧w分析表明（如表2 所示）：攻擊性對惡意創(chuàng)造力的直接預測作用顯著（β＝0.28，p＜0.001），攻擊性顯著正向預測了不信任（β＝0.33，p＜0.001）和創(chuàng)造性思維（β＝0.11，p＜0.01），不信任顯著預測了創(chuàng)造性思維（β＝0.11，p＜0.001），不信任和創(chuàng)造性思維分別顯著預測了惡意創(chuàng)造力 （β＝0.19，p＜0.001；β＝0.34，p＜0.001）。

表2 模型中變量關系的回歸分析

中介效應的分析結果表明 （如表3 和圖1 所示）： 攻擊性對惡意創(chuàng)造力的直接效應值為0.28，不信任和創(chuàng)造性思維在攻擊性和惡意創(chuàng)造力之間起中介作用，其中介效應值為0.11，占攻擊性對惡意創(chuàng)造力的總效應（0.39）的 28.80%。 具體來看，中介效應由三條路徑產生的間接效應組成： 通過攻擊性→不信任→惡意創(chuàng)造力的間接效應 1 （0.06）； 通過攻擊性→不信任→創(chuàng)造性思維→惡意創(chuàng)造力的間接效應2（0.01）；通過攻擊性→創(chuàng)造性思維→惡意創(chuàng)造力的間接效應 3（0.04）。 表 3 數據顯示，三個間接效應依次占總效應的 16.22%，3.00%和 9.61%。 它 們的Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0， 表明三個間接效應均達到顯著水平。 兩兩比較不同路徑的間接效應是否存在顯著差異： 比較1 表明間接效應1與間接效應2 存在顯著差異； 比較2 表明間接效應1 與間接效應3 之間不存在顯著差異； 比較3表明間接效應2 與間接效應3 之間也不存在顯著差異。

表3 不信任和創(chuàng)造性思維的中介效應分析

圖1 不信任和創(chuàng)造性思維的鏈式中介作用

4 討論

本研究通過構建鏈式中介模型， 探討了攻擊性與惡意創(chuàng)造力的關系及不信任和創(chuàng)造性思維的作用機制。 這不僅有助于我們分別從不信任和創(chuàng)造性思維的視角理解“攻擊性如何導致惡意創(chuàng)造力”的問題， 而且有助于我們整合不信任與創(chuàng)造性思維關系的研究進展，揭示惡意創(chuàng)造力的內部發(fā)生機制。

中介分析表明， 攻擊性是惡意創(chuàng)造力的直接預測因素， 而不信任和創(chuàng)造性思維則是攻擊性誘發(fā)惡意創(chuàng)造力的間接因素。 該結果進一步驗證了攻擊性與惡意創(chuàng)造力的密切關聯， 與前人研究結果非常一致 （Baas et al.， 2019； Lee ＆ Dow， 2011； Harris＆ Reiter－Palmon， 2015； 貢喆等， 2017）。 這再次表明作為人格傾向的攻擊性能夠對惡意創(chuàng)造力形成有力的預測作用。 不信任和創(chuàng)造性思維的獨立中介作用則顯示， 不信任和創(chuàng)造性思維是攻擊性影響惡意創(chuàng)造力的心理發(fā)生機制。 攻擊性一方面誘發(fā)個體的不信任傾向，另一方面也同時激活了創(chuàng)造性思維。就前者路徑而言， 本研究發(fā)現攻擊性正向影響不信任， 與前人研究結果一致 （Chambers， ＆ Melnyk，2006； Moritz et al.， 2013）。 攻擊性誘發(fā)不信任傾向的心理過程， 可能與高攻擊性個體易于將模糊的刺激自動化編碼為敵意符號的行為傾向有關（Wilkowski et al.， 2007）。 一般攻擊模型特別強調評估和決策過程對于攻擊行為的基礎作用（Anderson ＆ Bushman， 2002），認為高攻擊性個體通過敵意解釋偏向誘發(fā)攻擊行為， 而敵意解釋偏向則又與不信任相通（Buck et al.， 2016），這就建構了攻擊性與不信任傾向的鏈接。接下來，包含“惡意”的不信任傾向則進一步驅使個體以負向和惡意的心態(tài)去揣度他人（Chambers， ＆ Melnyk， 2006），繼而促進惡意創(chuàng)造力的發(fā)揮。對后條路徑而言，本研究驗證了攻擊性與創(chuàng)造性思維的密切關聯， 與一些前人研究結果一致（Hao et al，， 2016； Hughes et al.， 2013）。這提示攻擊性可能作為一種創(chuàng)造性思維的主動形式， 通過與創(chuàng)造性思維共享多個基礎心理過程（Lubart et al.， 2004），激活了個體運用創(chuàng)造性思維的傾向。 另外，創(chuàng)造性思維具備“跳出框架”（thinking outside the box）思考問題的特性，雖然能夠進一步促進思維方式的變通性和靈活性， 但也同時帶來了跨越道德或法律邊界的風險。例如，有研究發(fā)現創(chuàng)造性思維與撒謊、犯罪之間存在密切關系（Eisenman， 2010； Gino， ＆ Wiltermuth， 2014）。 最終，這將提升個體惡意創(chuàng)造的思維方式和行為傾向。

此外，本研究還發(fā)現了“不信任到創(chuàng)造性思維”構成的鏈式中介模型也是攻擊性影響惡意創(chuàng)造力的重要途徑。 這驗證了不信任與創(chuàng)造性思維之間的正向關系， 與前人研究一致 （Mayer et al.， 2011；Mayo ＆ Ruth， 2015； Kleiman et al.， 2015）。Mayo和Ruth（2015）認為，不信任狀態(tài)有助于個體以更靈活的思維方式加工信息， 同時降低常規(guī)思維的可及性，最終促進創(chuàng)造性思維的發(fā)揮。過往研究聚焦于暫時激活的不信任狀態(tài)對創(chuàng)造性思維的激活作用，而本研究發(fā)現更穩(wěn)定的不信任傾向同樣與創(chuàng)造性思維之間存在密切關聯。 這可能意味著攻擊性可能塑造個體的不信任傾向， 而不信任傾向則能喚醒創(chuàng)造性思維，進而激發(fā)惡意創(chuàng)造力。 不過值得注意的是，本研究發(fā)現， 攻擊性→不信任→惡意創(chuàng)造力的間接效應1 顯著大于攻擊性→不信任→創(chuàng)造性思維→惡意創(chuàng)造力的間接效應2， 這意味著在攻擊性到惡意創(chuàng)造力的發(fā)生路徑中，與間接效應2 相比，間接效應1發(fā)揮了更主要的中介作用。一方面，這說明間接效應1 比間接效應2 對惡意創(chuàng)造力的影響更為直接和有效，另一方面，這可能也與本研究表征了更為穩(wěn)定的不信任傾向而非不信任狀態(tài)有關。 Mayo 和Ruth（2015）推測，與不信任傾向相比，不信任狀態(tài)與創(chuàng)造性思維之間的關聯更為緊密。

最后，本研究還發(fā)現，與女性相比，男性的惡意創(chuàng)造力水平更高， 這與前人研究結果一致 （Lee ＆Dow， 2011； 貢喆 等， 2017）， 支持了男性在惡意創(chuàng)造力方面的優(yōu)勢效應。 鑒于攻擊性對惡意創(chuàng)造力的重要前因作用， 且男性在攻擊性方面的表現更為突出（Bettencourt ＆ Miller， 1996）。 因此，男性惡意創(chuàng)造力的性別優(yōu)勢可能與攻擊性的性別差異存在一定關聯。

本研究也存在一些局限：首先，作為橫斷面研究（cross sectional study）， 無法真正對變量間的因果關系進行推斷，未來研究可考慮采用縱向研究（longitudinal study）或進一步借助實驗設計檢驗攻擊性與惡意創(chuàng)造力關系的發(fā)生機制。其次，本研究初步探討了攻擊性如何導致惡意創(chuàng)造力的問題， 未來研究還可以引入其它相關的中介變量或調節(jié)變量， 從而進一步厘清攻擊性影響惡意創(chuàng)造力的發(fā)生機制和邊界效應。

6 結論

不信任是攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間的中介變量。

創(chuàng)造性思維是攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間的中介變量。

不信任和創(chuàng)造性思維在攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間起鏈式中介作用。