摘要采用日重現法連續追蹤了395名被試5天的情緒狀態、每日創造力狀態與每日創造力行為，并使用分層線性模型分析嵌套數據，探討了自戀特質在消極情緒與日常創造力關系中的調節作用。結果顯示：自戀特質顯著預測每日創造力行為；消極情緒對每日創造力狀態和行為均具有顯著負向影響；自戀特質顯著負向調節了消極情緒與每日創造力狀態之間的關系。簡單斜率分析表明，高自戀個體在消極情緒狀態下的創造力狀態下降更明顯。本研究揭示了情緒狀態對日常創造力的動態影響，并深化了對個體特質在情緒–創造力關系中作用機制的理解。關鍵詞自戀；情緒狀態；日常創造力；日重現法1引言自古以來，人類便從事創造性活動，誕生了無數創意天才及其作品，構成了豐富的創造力發展史。在該領域的研究和理論探討中，學者們主要關注宏觀創造力（marcrocreativity），即那些具有重大影響和顯著貢獻的創造性表現。近年來，研究者們逐漸從宏觀創造力視角拓展至個體日常創造力（Runcoamp;Albert，2010），關注個體在日常生活中的創造性行為（Fürstamp;Grin，2018）。Kaufman和Beghetto（2009）提出了創造力的4C模型（FourCModel），其中小-c（little-c）即日常創造力（everydaycreativity），這是一種普通人日常生活中的創造力，強調一個人在日常生活中的創新表達。通過研究日常創造力可以更好地理解普通人如何在日常生活中運用創造力，從而為教育、工作和社會政策提供新的視角。研究者們主要從影響日常創造力的人格特質（Changamp;Gong，2023）、動機（Benedeketal.，2019）、情緒狀態（Perchtold-Stefanetal.，2022）等方面開展研究，且往往采用橫斷面的研究方法（李品，王暢，王瑩，2024;蘇彥捷，王依寧，張悠然，2023;相碩琪等，2024），而較少探討人格特質對情緒與日常創造力的動態關系的影響。為此，本研究擬采用日重現法探索個體的特質性因素與狀態性因素是如何對日常創造力產生影響的，以便為日常創造力的理論發展提供更全面的理解。1.1日常創造力創造力通常被定義為生成和創作潛在有益的想法、洞見或問題解決方案的過程（Jamesetal.，2021）。相較于能夠突破領域界限、產生深遠影響的大C（Big-C），即卓越創造力（eminentcreativity），日常創造力更為普遍，存在于個體日常活動的創新表達之中（Kaufmanamp;Beghetto，2009）。日常創造力指的是個體在日常生活中展現出的創造性行為和體驗（IlhaVillanovaamp;PinaeCunha，2020）。日常創造力可以體現在許多不同的情境之中，如創作詩歌、裝飾家具（Richards，2010）、開發新食譜（Conneramp;Silvia，2015）、策劃廣告等（Richardsamp;Goslin-Jones，2018）。創造力不僅限于藝術和科學等傳統意義上的創新領域，而是滲透于日常生活的方方面面。年輕人平均每天都會產生創造性產出（Conneramp;Silvia，2015），個體約有22%的時間從事創造性活動（Silviaetal.，2014）。日常創造力還對個體的發展和社會適應具有積極的影響。它能夠增強個體的可能性思維，使個體能更靈活地適應不斷變化的環境，突破固有思維模式，并積極規劃未來的發展方向（Craft，2013）。盡管日常創造力在學校、職場和家庭中普遍存在，然而其成果往往難以被量化和識別，因此尚未得到足夠的關注和探討（Amabile，2017）。1.2情緒與日常創造力以往研究主要關注情緒的效價，如比較積極與消極情緒對創造力的影響。研究表明，相較于消極或中性情緒，積極情緒能夠促進更高水平的創造力（Baasetal.，2008）。研究還表明，積極情緒能夠擴展個體對任務相關認知元素的注意范圍，提升認知靈活性，從而增加新穎概念組合的可能性，這一機制被認為是創造力的認知核心（Fredrickson，2001;Isen，1999）。在日常工作情境中，Amabile等人（2005）的研究發現，積極情緒往往先于創造性思維的產生，而消極情緒未表現出類似的預測作用。同樣，在日常生活情境下的創造力研究中，個體在進行創造性活動時，通常報告更高水平的幸福感和活力（Silviaetal.，2014）。綜上，情緒對創造力的影響并未達成一致共識，特別是在消極情緒的作用方面。研究人員指出，某些消極情緒，如焦慮和憤怒，在特定情境下可能增強創造力（Baasetal.，2011）。例如，Baas等人（2008）的元分析發現，高激活水平的情緒，無論是積極還是消極，都可能促進創造性思維。陰云航等人（2022）的研究也支持了這一結論，認為抑郁可以較好預測創造力傾向。消極情緒可能通過增加認知專注性或激發更深入的思考，從而影響創造力（Conneramp;Silvia，2015）。盡管情緒與創造力的關系已經受到一定關注，但針對日常創造力的研究仍然相對不足。多數研究采用實驗室任務測量創造力，而對日常生活中的創造行為關注較少。Conner和Silvia（2015）的日記研究表明，在日常生活中，高激活的積極情緒（如興奮）比中等激活的積極情緒（如快樂）對日常創造力的促進作用更強。Zeitlen等人（2022）的研究進一步發現，情緒的激活水平比情緒的效價更能預測日常創造思維的發生。此外，現有研究主要關注情緒如何影響創造力，而對影響這一關系的個體差異因素，如人格特質，關注較少。自戀作為一種以自我導向和特權感為特征的個性特質，被認為可能影響個體在創造性任務中的表現（Changamp;Gong，2023;Kapooramp;Kaufman，2021;Lebudaetal.，2021）。研究表明，自戀個體傾向于在社會評價情境中表現出更強的創造力，這可能源于他們對外部認可的高度敏感性和對自我形象的維護動機（Goncaloetal.，2010）。為此，本研究試圖采用更為整合的視角，探討個體自戀特質在情緒狀態和日常創造力動態關系中的作用，以便更全面地理解日常創造力的影響因素。1.3自戀與日常創造力大量研究表明，日常創造力與多種人格特質密切相關（Kaufman，2018;Nusbaumamp;Silvia，2011;Rodriguezetal.，2023），尤其是諸如自我為中心、不服從、傲慢和敵意（Fischeretal.，2019;Kapooramp;Kaufman，2021;Walia，2019）等黑暗人格特質。而自戀特質明顯的特征是以自我為中心，包括夸大的自我概念、特權意識和低同理心（Morfamp;Rhodewalt，2001）。但現有研究對自戀與創造力的關系尚未達成一致。部分研究發現，自戀與創造力之間呈正相關。如，Raskin（1980）發現自戀者的創造性思維自評分數較高，Furnham等人（2013）則指出自戀是原創性的顯著正向預測因素。此外，自戀與個體的創造潛力評估（Jonasonetal.，2017）、日常創造活動（McKayetal.，2017）及創造性成就（Galangetal.，2016）呈中等程度的正相關。然而，Goncalo等人（2010）的研究結果卻表明，自戀與創造力之間并無顯著關系，甚至有人認為自戀個體對自身創造力的評估可能存在夸大傾向（Martinsenetal.，2019），這些矛盾的研究結果可能源于不同研究方法的使用、創造力測量方式的差異在創造力表現上的不同影響（Zhengetal.，2025）。因此，進一步探討自戀在創造力中的作用，特別是探討自戀對情緒與日常創造力的動態關系的影響，具有重要的研究價值。自戀個體因其高自信與冒險傾向，往往在創造性任務中展現出更強的靈活性與非傳統性。然而，這種創造力表現受情緒狀態調節：在積極情緒下，自戀者更可能主動參與創造性活動以獲取外界認同；而在消極情緒下，則可能因自尊脆弱而回避挑戰，從而抑制創造性表達。Conner和Silvia（2015）發現，高開放性個體在情緒積極時創造力更高，情緒消極時則降低，提示個體特質在情緒–創造力關系中的關鍵作用。類似機制也可能存在于自戀個體中。基于此，本研究擬整合自戀特質與情緒波動，進一步揭示其對日常創造力的動態調節機制。1.4問題提出長期以來，情緒對創造力的影響一直是研究關注的核心議題，但關于消極情緒究竟是促進還是抑制創造力，學界仍存在明顯分歧。一方面，有研究指出，消極情緒可通過提升專注力和堅持性來增強創造力（Chiuetal.，2019;Ivcevicamp;Hoffmann，2017）；另一方面，也有研究認為消極情緒會限制個體的認知靈活性，從而削弱其創造力（Strasbaughamp;Connelly，2022）。這一不一致性可能源于研究方法的差異、個體特質的影響，以及情緒狀態本身的動態特征。盡管已有研究初步揭示了情緒與創造力之間的關系，但對于人格特質在其中所起的調節作用仍缺乏系統探討（Ivcevicamp;Hoffmann，2017;Sordiaetal.，2022）。事實上，個體在情緒體驗和創造性表達上的差異可能導致情緒對創造力的影響具有高度的個體化特征，因此引入人格變量，尤其是自戀等與創造性表現密切相關的特質，或可為揭示其作用機制提供更深入的解釋。此外，現有研究多為橫斷面設計，難以捕捉日常創造力的波動性特征。創造力本質上是一個受情緒與情境共同影響的動態過程（Corazzaetal.，2022），但目前尚缺乏將自戀人格與情緒狀態同時納入動態分析框架的研究。因此，有必要采用動態研究方法，深入探討人格特質如何調節情緒與日常創造力之間的關系。基于此，本研究從日常創造力的動態視角出發，采用日重現法（dayreconstructionmethod，DRM;Dieneramp;Tay，2014;Kahnemanetal.，2004）與多層線性建模（hierarchicallinearmodeling，HLM），探討自戀特質如何調節消極情緒與日常創造力之間的關系，填補該領域的研究空白。據此提出以下研究假設：研究假設1：消極情緒正向預測每日創造力狀態與每日創造行為。研究假設2：自戀正向預測每日創造力狀態與每日創造行為。研究假設3：自戀調節消極情緒與每日創造力狀態之間的關系。研究假設4：自戀調節消極情緒與每日創造行為之間的關系。2方法2.1被試本研究通過網絡廣告招募了404名成人被試，其中女性177名（占比43.80%），平均年齡為30.62±5.88歲。其中，50.28%的被試為本科學歷，24.94%為研究生學歷，19.79%為大專學歷，4.99%的被試為其他學歷水平。為確保數據質量，本研究依據以下標準開展數據篩選：①參與天數少于3天；②問卷完成率低于60%；③作答內容明顯異常（如連續作答同一選項、回答矛盾等）。最終有效樣本為395人，其中女性占比44.60%，平均年齡30.59±5.96歲。本研究于2023年11月完成，采用日重現法進行數據收集，研究持續5個工作日，每日測量1次，每次測量完成后均需立即提交數據。所有被試均簽署了知情同意書，并獲知其參與本研究的權益與隱私保護措施。本研究已獲得首都醫科大學倫理委員會審核批準（審批編號：Z2023SY047）。所有被試完成研究后均獲得了30元人民幣作為報酬。2.2測量工具測量變量分為基線測量變量和每日測量變量。基線測量包括自戀特質；每日測量變量包括每日情緒、每日創造力行為、每日創造力狀態。其中自戀特質、情緒狀態為自變量，每日創造力行為和每日創造力狀態為因變量。（1）自戀特質本研究使用Schoenleber等（2015）的簡式病理性自戀量表（Brief-PathologicalNarcissismInventory，B-PNI）測量被試的自戀特質。該量表包含28個條目，評估個體在幻想才華、自我展示以及應對批評的防御性等方面的特征，采用6點計分，從“0完全不像我”到“6非常像我”，得分越高表示自戀程度越高。在本研究中，該量表的Cronbach’sα系數為0.90。（2）每日情緒狀態本研究采用黃麗等（2003）改編自Watson等（1988）的中文版積極情感消極情感量表（PositiveAffectandNegativeAffectScale，PANAS）測量被試每日情緒狀態，包含20個情緒詞，其中10個描述積極情緒（如興奮、熱情、充滿活力等），10個描述消極情緒（如緊張、易怒、戰戰兢兢等）。該量表要求被試根據自己過去24小時的情緒狀態，采用5點計分，從“1極少或沒有”到“5非常強烈”。在本研究中，該量表的Cronbach’sα系數為0.86（其中積極情感維度的Cronbach’sα系數為0.92，消極情感維度的Cronbach’sα系數為0.93）。（3）日常創造力行為采用Batey（2007）的創造行為傳記量表（BiographicalInventoryofCreativeBehaviorScale），測量日常創造力行為，包含34項日常創造性行為清單。被試被問及過去24小時內是否從事過清單中的創造力行為（例如，拍攝視頻、裝飾房間等），若有作過這些行為則回答“是”計1分，若沒有過這些行為則回答“否”則計0分。得分越高表示該日的創造行為越多。該量表具有較好的結構效度（Silviaetal.，2021）。（4）日常創造力狀態本研究采用自編的創造力狀態問卷，用以測量每日創造力狀態。該問卷包含4個條目，被試需根據自己過去24小時內在新穎性、流暢性、實用性以及創造力總體狀態作出自評，采用5點計分，從“1完全沒有”到“5非常符合”，得分越高表示個體當日的創造狀態水平越高。2.3程序本研究共分為兩個階段。第一階段為基線測量，主要用于收集被試的人口統計信息（如性別、年齡、受教育水平等信息），并要求其完成簡式病理性自戀量表，此過程約10分鐘。第二階段為連續5天的測量。每日21：30被試會收到手機通知，提醒其完成當日的評估。被試需根據過去24小時的情緒體驗及創造力狀態與行為進行自評，填寫積極情感消極情感量表、創造力狀態和創造力行為量表。整個過程約需2分鐘。對于那些當天23：00前沒有完成問卷的被試，主試將會通過微信再次予以提醒，如果當天24：00沒有完成，則此次測試結果以缺失值進行記錄。每天測量之后，被試都將獲得現金紅包獎勵。2.4數據處理本研究所得數據呈現嵌套結構，即每日觀察數據（被試內水平）嵌套于個體特質水平（被試間水平）之中。為控制數據的層級依賴性，本研究采用分層線性模型開展分析。在數據預處理中，被試間變量采用樣本均值中心化，被試內變量采用個體均值中心化，以消除個體間差異對被試內效應的影響。多層模型的參數估計采用完全極大似然估計方法（Raudenbushamp;Bryk，2002），以確保模型的統計穩定性和精確性。3結果3.1共同方法偏差本研究采用重復采集5天的數據開展分析，剔除報告率不足60%的被試（共9人）后，共收集1841個數據點。由于主要依賴自我報告測量，為評估共同方法偏差的影響，本研究采用哈曼單因子檢驗（Harman’ssingle-factortest）進行檢測。結果表明，第一個成分解釋了23.44%的方差，低于40%的臨界值，表明數據中不存在顯著的共同方法偏差。因此，本研究變量的測量未受嚴重的共同方法偏差影響，測量效度較為可靠。3.2自戀、情緒狀態及日常創造力的描述性分析及相關性分析本研究考察了自戀、積極情緒、消極情緒和每日創造力狀態、每日創造力行為之間的相關關系，如表1所示。在被試間水平（水平2），表1中相關分析部分斜對角線下方的相關系數是基于被試間層面計算的。具體而言，被試間水平是針對對所有被試在變量上（每日創造力狀態、每日創造力行為、積極情緒、消極情緒和自戀）的總平均數進行相關分析（n=395）。在被試內水平（水平1），表1中相關分析結果部分斜對角線上方的相關系數則是基于被試內層面計算的。具體而言，對于被試內層面的變量（每日創造力狀態、每日創造力行為、積極情緒、消極情緒）在每位被試內取平均值，并開展Pearson相關分析。在被試內水平上（水平1，N=1841），積極情緒與每日創造力狀態呈顯著正相關，r=0.56，plt;0.01，且與每日創造力行為呈顯著正相關，r=0.41，plt;0.01。消極情緒于每日創造力狀態呈顯著負相關，r=-0.16，plt;0.01，與每日創造力行為呈顯著正相關，r=0.06，plt;0.01。在被試間水平上（水平2，n=395），自戀與每日創造力行為亦呈顯著正相關，r=0.13，plt;0.05。此外，積極情緒與每日創造力狀態（r=0.70，plt;0.01）和每日創造力行為（r=0.51，plt;0.01）均呈顯著正相關。3.3自戀對消極情緒與日常創造力關系的調節作用我們首先構建零模型以檢驗日常創造力在群體內和群體間的方差是否顯著。在零模型中，我們將日常創造力作為結果變量，且模型中未包含任何預測變量，具體方程如下：零模型分析結果表明，日常創造力在組間存在顯著差異（每日創造力行為：χ2（394）=1399.35，plt;0.001；每日創造力狀態：χ2（394）=3424.77，plt;0.001），支持構建多層線性模型的可行性。每日創造力狀態的組內相關系數（Intra-classCorrelationCoefficient，ICC），即ICC（1）為0.63，表明37.00%的創造力狀態變異來自個體間的差異。ICC（2）主要衡量變量在個體間的均值、內部一致性以及相對于其他個體創造力水平的均值變異。通常，ICC（1）應大于0.12，ICC（2）應大于0.60。本研究中，每日創造力狀態的ICC（2）值為0.88，表明個體間在創造力狀態上存在顯著差異。此外，每日創造力狀態和每日創造力行為的ICC（1）和ICC（2）值均表明組間變異充分，符合構建多層線性模型的要求，見表2。本研究進一步構建了斜率作為結果模型。多層線性模型可以表示為以下方程：具體而言，Creativityij代表被試j在第i次采樣時的創造力（以每日創造力狀態和每日創造力行為為指標），由被試內層面的情緒狀態（即消極情緒，negativeaffect，NA）預測，Narcissismj為被試j的自戀得分，β1j被明確設定為隨機效應，以被試的自戀特質差異為基礎，對這些關系進行定量描述，詳見方程（3）-（5）。以每日創造力狀態（creativitystatus，CS）和每日創造力行為（dailycreativebehavior，DCB）為因變量，分別建立模型1和模型2進行分析，分別為：模型1：水平1CSij=β0j+β1jNAij+rij水平2β0j=γ00+γ01Narcissismj+μ0jβ1j=γ10+γ11Narcissismj+μ1j模型1的結果表明，消極情緒對每日創造力行為的主效應顯著，γ10=1.79，t（393）=2.50，plt;0.01。自戀對創造力狀態的主效應不顯著（pgt;0.05），但消極情緒與自戀對創造力狀態的跨層次交互效應顯著（γ11=-0.31，t（393）=-3.00，plt;0.01）：相比低自戀得分的個體，高自戀得分的個體表現出更強的負相關關系。簡單斜率檢驗顯示，自戀高低分組的調節效應均顯著（w1：t=2.22，plt;0.001;w2：t=-0.77，plt;0.001），如圖1所示。模型2：水平1DCBij=β0j+β1jNAij+rij水平2β0j=γ00+γ01Narcissismj+μ0jβ1j=γ10+γ11Narcissismj+μ1j模型2的結果顯示，消極情緒對每日創造力行為的主效應顯著（γ10=4.12，t（393）=2.12，plt;0.05），自戀對每日創造力行為的主效應也顯著（γ01=0.42，t（393）=2.34，plt;0.05），但其調節效應不顯著（pgt;0.05）。結果如表3所示。4討論本研究探討了自戀對消極情緒與日常創造力關系的調節作用。研究結果表明，自戀顯著正向預測了每日創造力行為；消極情緒不僅顯著正向預測了每日創造力狀態，也顯著正向預測每日創造性行為。此外，自戀負向調節了消極情緒與每日創造力狀態的關系，即對于自戀個體而言，消極情緒與每日創造力狀態之間的正向關系被削弱。4.1消極情緒對日常創造力的影響這一結果與以往研究一致：情緒表達有助于個體更全面地處理情緒性刺激，在消極情緒情境下激發反思與內省，從而提升創造力（Escobaramp;Perez，2023;Forgeardetal.，2020）。此外，消極情緒與每日創造力狀態的交互作用，可能受到自戀特質的調節。消極情緒通常反映個體對威脅或未滿足需求的反應，并可能激發應對動機。但自戀個體高度關注自我價值（Krizanamp;Herlache，2018），傾向于通過貶低他人、夸大自我、否認沖突等防御機制維持積極自我形象（Kampeetal.，2021）。這些機制源于早期被拒絕與貶低的經歷，是保護其自尊免受羞恥與焦慮侵蝕的無意識補償過程（Kernberg，1970;Prunasetal.，2018）。此外，自戀的個體在識別與調節情緒信息方面能力受限，表現出較弱的情緒調節反應。4.2自戀與消極情緒對日常創造力的跨層交互作用本研究采用整合視角，聚焦特質變量與狀態變量對日常創造力的共同影響，揭示了自戀