自尊与创造力相关的元分析
作者: 邓小平张向葵 / 8251次阅读 时间: 2011年8月07日
来源: 心理科学进展2011-19-5 标签: 创造力 心理学 元分析 置信区间 自尊
www.psychspace.com心理学空间网心理学空间#w3fe$rR

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zC1U)UT9|N0·自尊创造力相关的元分析*心理学空间"p(Dn&Z3`2x.W%r tX

fG;cV8DQ*G Q0心理科学进展2011, Vol. 19, No. 5, 645–651心理学空间E{K9q(BQ sD8~E

+K4q&W9Y8]y H0Advances in Psychological Science DOI: 10.3724/SP.J.1042.2011.00645心理学空间NuI7{n7ZDJ!_
·元分析(Meta-Analysis)

OlTYC"? m$]0心理学空间u&D*u)n%|Ax

邓小平张向葵

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2d:biV#o0(东北师范大学心理学系; 东北师范大学儿童发展研究中, 长春 130024)心理学空间z0M-XV&KPH

b(KCxmGJ0摘要研究目的在于明确自尊与创造力的关系, 并探讨影响二者关系的因素。通过文献检索, 搜集了24 项关于自尊与创造力关系的研究, 被试总体人数为3956 名。元分析研究发现, 自尊与创造力之间存在正相关, 但是二者相关受创造力研究取向的影响。在以结果为取向的创造力研究中, 95%的置信区间包括0, 自尊与创造力相关系数不稳定, 存在异质性; 而以人格为取向的创造力研究, 95%的置信区间不包括0, 自尊与创造力相关系数稳定, 二者存在显著的正相关, 相关系数为0.289。心理学空间 M1q TNt%B8X0Or&]

心理学空间2cuy#S&xn6W

关键词自尊; 创造力; 元分析

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分类号 B848

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/Q8cND3w Wj0引言

-f IH|CL!q,lh*x}%T0心理学空间t+aa'U@6m9n

Thomas (2008) 在《世界是平的》中指出全球化时代, 只有具备创造力, 才有竞争的机会。欧盟和世界合作组织都强调创造力对全球化所带来的知识经济发展所起的作用, 将创造力作为支撑经济与社会持续发展的动力。2008 年欧洲各国议会提出“通过生命全程的学习促进对工作、企业、社会职能与福利体系具有关键影响并起到动力作用的创造力发展” 议案(European Parliament andCouncil, 2008) 。可见, 21 世纪的发展越来越需要创新的思维和创造的能力。然而, 我国创造力表现不尽人意。我国选手在国际各科奥林匹克竞赛屡屡夺冠, 却与诺贝尔科学奖无缘; 付玉秀(2004)在企业界的调查发现, 仅有万分之三的企业拥有核心技术专利。胡卫平、Adey 、申继亮和林崇德(2004) 以中英两国2277 名中学生为被试的研究发现, 中国青少年在创造力上要显著低于英国青少年。那么, 什么心理特质与创造力存在密切关系?Sternberg (1997) 的创造力“ 三维心理理论”(triarchic mind theory) 认为, 人格维度是创造力三个维度之一, 包括克服困难的意志力、动机、求知欲、冒险精神及对认可的期望等人格特质。自尊(self-esteem) 作为个体人格核心因素之一, 与创造力存在密切关系。本文将综合以往研究结果,采用元分析技术探讨创造力与自尊的关系。 心理学空间y!t"EN4w;c

心理学空间8Gm:j t tI

1.1 创造力的概念

um6]4]@6O0心理学空间J@;c'v#f QF

创造力(creativity) 又称创造性, 是指个体产生新颖、奇特且有实用价值的观点或产品的能力(Stemberg & Lubart, 1996) 。Kozbelt, Beghetto 和Runco (2010) 等人总结创造力理论后, 认为存在四个取向:结果(product), 过程(process), 人格特征(person) 和环境(place) 取向。以往创造力的研究主要集中于结果取向和人格取向。以结果为取向的创造力研究, 采用创造性思维(creative thinking)作为指标, 而创造性思维的测量主要采用发散性思维(divergent thinking) 作为指标, 如Torrance 创造力测验。关于创造人格取向的研究发现, 高创造力个体存在一系列稳定的核心特质, 包括自立(independence), 自信(self-confidence) 和自我概念(self-concept) 。如Stein (1968) 把富有创造力的个体, 描述为自我决定、自我主导、具有冒险精神和自我满足的个体。心理学空间;cb;i4B(aP){

U+\J7z!G{ H0Sternberg (1997) 提出的创造力“三维心理理论”(triarchic mind theory), 认为创造力由三个既相互独立又相互联系的维度组成:①智力维度,包括元成分、获得知识成分和执行成分; ②智力方式维度, 即个体习惯化的自我控制, 使智力维度带有一定倾向或思维风格; ③人格维度, 包括克服困难的意志力、动机、求知欲、冒险精神及对认可的期望等人格特质。作为个体人格核心因素之一的自尊, 与创造力存在密切关系。

7MQ$K"Y9ZQ h0心理学空间7HhaZ3x9Wz uK

1.2 自尊的概念心理学空间a3lXa&W+eE

心理学空间9O}iH-Y9]}g&|#N/S

虽然不同学者对自尊的定义不同。Baumeister,Smart 和 Boden (1996) 认为, 自尊是对自我进行的整体性评价, 是自我概念的评价性成分。Brandon(1969) 把自尊定义为自信(self-confidence)和自我尊重(self-respect) 的整合, 是个体生存的能力和生存的意义。心理学空间4j![#]S W2e

心理学空间ml rM,J?%F*K

高自尊个体对挑战非常渴望和兴奋, 寻求能力发展和潜力最大开发, 不惧怕面临选择、决策、判断和行动, 寻求价值实现与和谐人际关系。而低自尊的个体受无价值情感驱动。尽管无价值感不等同于个体就是没有价值的, 但它对个体行为的影响类似。低自尊个体经常被焦虑和恐惧击败,永远害怕面对生活中的挑战, 倾向处于熟悉的安全场所。低自尊个体尽量回避选择和决策, 自我放弃(self-renunciation) 和自我拒绝(self-rejection)是其常见行为。

l{6}c#X_JL{hcS0心理学空间!r(V7f#G*v!~5U

1.3 创造力与自尊的关系心理学空间5B3kSn'Z

.[Xr!I.e0关于自尊与创造力之间的关系, 目前研究结果尚存争论。高创造性个体倾向于开放性, 容忍模糊情境, 富有激情, 个人主义, 不服从和自由意志(Zachopoulou, Makri, & Pollatou, 2009), 因此许多研究者提出创造力与自尊之间存在正相关。Fleith,Renzulli 和Westberl (2002) 的研究证明高创造力个体自我概念更积极。此外, Smith 和Tegano(1992), Lewis 和Scannell (1995) 等人关于身体意象(body image) 与创造力的研究也发现二者存在正相关。心理学空间g}^| MI r2d uz

心理学空间7C8UZ+Uf#e

但是另一些研究者认为创造力与自尊之间并非正相关, 而是负相关。如Torrance (1981) 和Dowd(1989) 认为创造力与自我概念呈负相关。这是因为成熟、文化和重要他人都要求个体服从,而具有创造力的个体倾向于不服从、做事出格(Lau, Li, & Chu, 2004), 因此父母会抑制儿童新颖、不平常和独特的想法。Nelson, Rubin 和Fox(2005) 认为个体的自我知觉是对重要他人评价的反应性评价, 父母的抑制导致儿童在形成自我概念时存在困难。这导致有创造力的儿童虽有新颖想法, 却由于受抑制而自尊低, 没有自信表达。 

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h z2x cPY0此外, 一些研究者认为创造力与自尊之间既不是正相关也不是负相关, 而是零相关。该论点证据主要来自对创造力训练效果检验的研究。Meador (1994) 和Camp (1994) 的研究表明, 创造力培养程序可以提高创造力, 但不能提高自我概念; 而Olenchak (1995) 的研究表明, 创造力训练程序提高了实验组创造力, 控制组创造力没有提高, 但是两组被试的自我概念都有所提高。总之,训练程序没有导致自尊和创造力呈现相同或相反方向变化。心理学空间O$E.x:B*eO

心理学空间2X+|4}wx'Z!z(}

以往关于自尊与创造力关系结果的不一致,不利于创造力个体差异的识别, 也不利于创造力培养的实施。因此, 本研究将采用元分析, 对以往二者相关的研究结果进行定量分析, 从而明确自尊与创造力之间的关系, 并探讨影响二者关系变化的因素。心理学空间NZm4SI0q

#n)?/UFW02 方法心理学空间ATo ? }

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2.1 文献收集心理学空间^)X7x$Q jME.N

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首先, 在PsychInfo, ERIC, Proquest 三个数据库搜索1967 至2010 期间的英文全文文献, 创造力英文检索词为“creativity” 或“creative” 或“innovation”或“divergent thinking”, 且自尊英文检索词为“self-esteem” 或“self-concept” 或“self-valuation”或“self-efficacy” 或“self-image” 。其次,手动搜索Creativity Research Journal, Journal ofCreative Behavior 两本期刊过去40 年的文献。第三, 回溯上述文献。

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!c ~%p&G9g_0文献筛选标准:①文章中报告了测量工具;②测量自我的评价成分, 剔除操作自我评价主体的(self-awareness) 研究; ③以数量化指标报告了自我评价与创造力的关系, 有足够的数据信息去计算效果量(effect size), 如报告了相关系数, 或差异检验结果。

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本研究在文献收集过程中, 没有收入中文文献, 原因有二:①国内期刊缺乏自尊与创造力关系的研究; ②中文学位论文数据库中有三篇关于自尊与创造力的研究, 但由于数量较少, 不宜比较中外研究结果的不同, 为避免文化不同造成的差异, 不将这三篇研究纳入元分析。通过文献筛选, 最后获得18 篇英文期刊文献, 包括24 个研究。

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2.2 变量编码

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[ n~(v4[9kmo#mj#t0对收集到的文章做特征编码, 包括以下变量:样本量, 被试性别和年龄, 创造力研究取向(结果取向、人格取向), 见表1。创造力结果取向的研究指以创造产品作为创造力的测量指标, 如创造性思维(流畅性、独特性和灵活性等)和作品分析; 而人格取向的研究指以创造性人格特质作为测量指标。结果显示, 被试人数总共为3956 名; 24个研究中有15 项研究报告了被试性别, 其中女生1231 名, 男生1107 名; 有17 项研究报告了被试年龄, 年龄在4~84 岁之间; 11 项研究采用结果取向, 13 项采用人格取向。心理学空间V(G6`4lM

f ?b8br!s H0表1  24 篇自尊与创造力关系研究的基本资料
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心理学空间 Mr[5wH

2.3 元分析程序

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/S2|z\Hv024 项研究中, 有3 项报告差异检验结果, 21 项报告相关系数。因此, 首先, 采用Lipsey 和Wilson(2001)等人编制的Effect Size Calculator 程序将差异结果转换为相关系数, 具体公式为, r=d+d2 ,=aa(n=1+n) 22nn ,d(x=.x ) S within , Swithin=12 1222[(n .1)S+(n .1)S ](n+n.2) , n1, n2 为1 12 212两组各自的样本量。其次, 计算相关系数的效应量, 为排除样本量的影响, 将各个研究的相关系数进行Fisher’s Z 转换, Z0.5×ln[(1.r) (1+r)]=计算转化后Z 值的平均数, 再将Z 值平均数转化为相关系数, r(e 2Z .1) (e 2Z +1) , SEZ ==1(ne res , r是观测到的加权相关系数的方差,.3) 。最后, 进行方差齐性检验, 采用Hunter 和Schmidt (1982) 提出的公式, S2r=S2+S2 S2S2res是残差的方差, S2e是抽样误差的方差(sampling error variance), Se2=[(1.r)2×k] N ,其中r2 是加权相关系数的均方值(the squaredweighted mean of the effect sizes), k 是研究个数, N是样本量。若相关系数的方差由抽样方差变异解释的比率越大, 各个研究之间越可能方差齐性;若由抽样方差变异解释的比率越小, 可能存在其他影响, 即可能存在调节变量。对方差齐性的检验, Hunter, Schmidt 和Jackson (1982) 提出三个标准:①抽样误差的方差解释比率至少应为75%;② 方差齐性的卡方检验, 若卡方检验显著, 则不同研究之间方差不齐性; ③残差方差占相关系数方差的比率小于25%。此外, 还报告加权和未加权相关系数95%的置信区间, 若置信区间包括0, 说明相关系数不稳定(Lipsey & Wilson, 2001) 。 

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自尊与创造力相关的效应量

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9m2?+^+~&\KBM:q+iG0对创造力与自尊之间相关系数的元分析, 结果表明二者存在正相关。未校正时, 相关系数的平均值为0.208 (Z=13.245, p<0.001); 加权校正后,二者相关系数平均值为0.225 (Z=14.322, p< 0.001)。但是加权相关系数的95%置信区间包括了0, 表明自尊与创造力的相关系数不够稳定。此外,方差齐性检验的三条标准都表明方差不齐性,S2e=0.014, 只占S2r(=0.019) 的27.86%; χ2=86.153df=23, p<0.001; S2res/S2r 的比率超过1/4 。方差不齐性表明, 创造力与自我评价的相关系数受其他变,(即)量的影响。本研究根据创造力取向特征, 探讨方差不齐性可能受到该研究特征的影响。因此, 将创造力研究取向作为调节变量进行分析。

D q ki@3b-g0心理学空间%{TD~'dD@I

3.2

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$UZXiEY;u~0创造力研究取向对自尊与创造力关系的调节效应创造力研究取向为结果取向时, 创造力与自尊之间相关系数的元分析结果表明二者存在正相关。未校正时, 相关系数的平均值为0.091 (Z=3.967, p<0.001); 加权校正后, 二者相关系数平均值为0.153 (Z=6.679, p<0.001) 。但是加权相关系数的95%置信区间包括0, 表明自尊与创造力的相关系数不够稳定。此外, 方差齐性检验的三条标准都表明方差不齐性, 即S2e=0.016, 只占S2r(=0.022)的25.48%; χ2=43.164, df=10, p<0.001; S2res/S2r 的比率超过1/4。人格取向时, 创造力与自尊之间相关系数的元分析结果表明二者存在正相关。未校正时, 相关系数的平均值为0.307 (Z=14.345, p<0.001); 加权校正后, 二者相关系数平均值为0.289 (Z=13.479, p<0.001)。加权相关系数的95% 置信区间不包括0, 表明自尊与创造力呈稳定的正相关。此外, 方差齐性检验的三条标准有一条表明方差齐性, S2e=0.003, 占S2r(=0.008) 的59.94%; χ2=21.688df=12, p=0.041; S2res/S2r 的比率小于过1/4。, (即)

h!NRp aN%I:l F4va0心理学空间Q#fL] U/h}

表2 自尊与创造力相关系数的元分析心理学空间AAr,~zR7@g:f
 k   N    r    SDr   ρ    SDρ   SE ρ   95%置信区间心理学空间/EZ1q ZP9fF
 24  3956  0.208  0.215  0.225  0.140  0.119    -0.008/ 0.458心理学空间:^QaxY6XR
 
O b/Bl/R}r0 注:k=研究个数; N=研究总样本量; r =未加权相关系数均值; SDr =未加权相关系数的标准差; ρ =加权相关系数的均值;
C$VH Qv Jq[0 SDρ=加权相关系数的标准差; SE ρ =加权相关系数的标准误。下同。
;T c:`;a EY3hE0 心理学空间af\U`k0~ZYE6VP
 表3 不同创造力研究取向时自尊和创造力相关系数的元分析
)\(FT6]/[Td0 创造力取向 k  N    r    SDρ   ρ   SDρ   SE ρ   95%置信区间
L| B?;H Z)f0 结果取向  11 1878  0.091  0.240  0.153  0.148  0.128  -0.097/ 0.404
7n z${:{-j.`gy0 人格取向  13 2078  0.307  0.124  0.289  0.094  0.059  0.173/ 0.406心理学空间%KR@_OeNL;e^
  

5O}'B;S9e7s-G0心理学空间cI5BU:T

不同创造力研究取向时自尊与创造力间的相关系数都呈正相关, 在人格取向时二者相关系数95%的置信区间不包含0, 方差齐性。该结果表明, 创造力研究取向对自尊与创造力的相关系数有影响, 两种评定条件下二者相关系数不一致。根据Hedges (1994)关于相关系数元分析的调节效应分析方法, 采用加权最小二乘法方差检验(weighted least squares ANOVAs), 以各个研究的样本量为权重, 分析创造力研究取向对自尊与创造力相关系数的影响是否显著。结果表明, 人格取向组的自尊与创造力相关系数(ρ=0.289, SDρ= 0.094) 要显著大于结果取向组(ρ=0.153, SDρ= 0.148), F(1, 22)=6.781, p=0.016, η2=0.236。

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{[:w"T L4^04 讨论心理学空间-A}5xM'm0d

心理学空间pby c RZXa

4.1

O m;QSj5nV-[-r0心理学空间"Zs+i'V;LE

创造力与自尊之间呈显著正相关元分析结果表明自尊与创造力之间呈中等程度的正相关。正如Langer(2007) 所言, 评价就和规则一样, 会左右人的行为。个体的自尊越高, 越不会怀疑自己的能力与价值, 则个体越能相信自己, 会积极去体验自我、表现自我的潜能, 因而有较佳的创造力; 反之, 个体对于自己持负面自我评价时, 倾向于怀疑、否认自我的能力与价值, 因而降低去体验与行动的行为, 所以创造表现也难以发挥。此研究结果亦符合Fleith 等人(2002) 的研究发现, 其研究指出拥有高自我概念的小学生在创造能力自我评定量表上的得分也比较高。同时,也验证了Sternberg (2005) 的说法, 即持有正向自我概念的人则会勇于尝试创造, 同理, 若个体持有负面自我概念则倾向于僵化的行为、思考, 因而阻碍个体发展创造力。

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i'Mx&zU1Qz&V#}0创造力研究取向对自尊与创造力相关的调节效应元分析结果也发现, 自尊与创造力相关系数在不同研究取向的创造力研究结果不一致。若忽略研究取向, 自尊与创造力相关系数表现出显著的方差不齐性, 二者关系不稳定。分别分析, 发现人格取向组自尊与创造力的相关系数要显著大于结果取向组; 人格取向组二者相关系数95%的置信区间不包括0, 呈现稳定的正相关, 而结果取向则相反。这些结果表明, 创造力研究取向调节着自尊与创造力间的关系。原因可能在于, 创造力人格取向测量的创造力是个体的创造倾向, 而非表现出来的创造结果。那么, 根据Sternberg(2005) 的观点, 自尊越高越具有创造倾向。但是,具有创造倾向的个体并不一定表现创造结果。创造倾向转化为创造结果还受其他因素的影响, 如文化社会环境。Lubart 和Sternberg (1995) 的创造力投资理论与Csikszentmihalyi 和Wolfe (2000) 的创造力系统模型都认为环境对创造结果表现的重要因素。开放、支持性环境有利于个体进行创造活动, 并能够培养和促进创造力的发展; 封闭、压制的环境会破坏个体的好奇心和探索兴趣, 不利于个体进行创造活动。Goyal (1973) 基于课堂气氛,提出开放课堂的气氛增强学生的好奇心和冒险精神, 在创造力的流畅性、独创性和灵活性指标上都要好于传统课堂。Amabile (1996) 从评价、奖励与任务限制、社会促进、榜样及学校教育、家庭、社会政治文化等方面, 集中探讨了影响创造力发挥的社会条件, 结果发现社会因素对创造力的影响并非都是积极的, 如在监督下工作、限制反应以获得好评和物质奖励等会限制个体的创造力。 

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4.3心理学空间K;cr.V E)N&n@ mm

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未来研究展望心理学空间%S#Du8cZ

心理学空间O"Of.{6RZ*yG

研究结果发现, 自尊与创造人格呈现中等程度正相关, 但是与创造结果相关系数不稳定。未来研究应关注导致自尊与创造结果关系出现不一致的原因; 创造倾向与创造结果是否有正相关以及二者关系受什么因素的影响; 环境因素如何与个体因素(自尊)影响创造结果的表达。 心理学空间\p^4scT

_s3u]*Kz05 结论心理学空间Tn;@2bgGCAz\U

%xT'E,q&Q#sA#OY2K6}0自尊与创造力之间存在中等程度的显著正相关, 但受创造力研究取向的影响, 只有在创造力人格取向研究中, 二者呈现稳定的正相关。

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3eurb|9wB0参考文献

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I+mi Q4J%h^*@9S0标有星号的文献, 进入元分析程序。

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DENG Xiao-Ping; ZHANG Xiang-Kui 心理学空间Mu6Z rF/Uc"W

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(Department of Psychology, Northeast normal University, Changchun 130024, China) 

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Abstract: To explore the relationship between self-esteem and creativity and the factors affecting therelationship. In the present study, 24 retrievaled literatures were used, including 3956 participants. Theresults of meta-analysis showed that with respect to creativity, the estimated true score correlations weresignificantly positive for self-esteem. But it depended on the approach to creativity. In researches based onthe product approach to creativity, the correlation between self-esteem and creativity was heterogeneous,and 95% confidence interval included 0. In researches based on the personality approach to creativity, thecorrelation between self-esteem and creativity was homogeneous, and the estimated true score correlationswas 0.289.

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'h,i Xaq'Yn%TJ{(?0Key words: self-esteem; creativity; meta-analysis 

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