1 引言
当今社会，电信诈骗的手段千奇百怪，如通过智能语音系统模仿领导和亲人，假冒官方人员打电话等。想出这些方法的个体无疑是具有创造力的，然而，体现的却是创造力阴暗的一面。恶意创造力是指以伤害他人或社会为目的的创造力，其最突出的特征是意图的恶意性，且其隐蔽性与危害性极有可能对社会造成不良影响。值得注意的是，并不只有恐怖组织的成员或犯罪者才拥有恶意创造力，每个人在日常生活中都有可能产生或多或少的恶意创造力想法(郝宁, 杨静, 2016)。
恶意创造力既受社会威胁和滥用监督等外部因素的影响，也可能受攻击性和诚实谦逊等个体因素的影响(李娇娇 等, 2024; Baas et al., 2019; Fu & Zhang, 2024; Malik et al., 2020)。特别是积极的道德情绪有助于抑制个体恶意创造力的产生(王博韬, 魏萍, 2021)。而感恩作为一种重要的积极道德情绪，能够使人们对社会和自我的态度更加正面(黄玺 等, 2018)。但是，迄今却少有研究对感恩和恶意创造力的关系进行深入探讨。
感恩是个体从他人身上得到积极的帮助时形成的一种感激和喜悦的情绪体验(McCullough et al., 2004)，可以分为两种类型：状态感恩和特质感恩，前者指个体受到恩惠后产生的一种感激的心理状态，后者指个体用感激认知、情感和行为回应或理解他人的帮助，从而使自身获得积极的结果或经验的一种心理倾向(McCullough et al., 2002)。感恩对不道德行为的产生具有一定的抑制作用，并且可以激发和增强受助者的助人行为。感恩能积极地影响对他人的态度，心存感激的人倾向于以更积极的眼光看待同事，加强互惠、团队合作和利他主义(叶颖 等, 2023)。已有研究发现，感恩对个体的恶意创造力有一定的抑制作用(Fu & Zhang, 2022)。故提出假设1：特质感恩负向预测恶意创造力。
道德推脱指个体进行自我调节，从而使自身对受害人痛楚的感知和在行为后果中应承担的责任尽可能降低的心理机制(Bandura, 2002)。根据道德推脱理论(moral disengagement theory)，当个体面临必须做出伤害他人行为的情况时，有一定可能会做出与自己的内部道德标准不一致的行为。在这种情况下，个体可能会因认知失调而产生不快和紧张，这会推动他们去寻找能够调节其不快感的方法。因此，道德推脱对个体亲社会行为的发展是不利的(Guo et al., 2021)。有研究者发现个体的道德推脱倾向越低，恶意创造力行为频率也越低，提出降低个人的道德推脱有助于减少其不道德行为(Xu et al., 2021)。这可能是因为道德推脱水平较高的个体会更多地为自己的行为找借口，从而可以心安理得地袖手旁观或伤害他人。而感恩作为一种积极的道德情绪，使得个体意识到自身受到的帮助或善意，进而推动个体关心他人，促进积极行为和社会联系(李松 等, 2022)。这会提升个体的道德认知，增强其对社会中互惠互助规范的遵从意愿，促使其更愿意认同和遵循内部道德标准，因而个体会更多地考虑他人的感受，选择与自己内在道德标准一致的行为，减少推卸责任的倾向。由此提出假设2：道德推脱在特质感恩和恶意创造力之间发挥着中介作用。
黑暗人格由马基雅维利主义、自恋和精神病态三种反社会型人格特质组成(Paulhus & Williams, 2002)。马基雅维利主义和精神病态可以正向预测道德推脱，进而影响消费者不道德的行为(Egan et al., 2015)。这可能是由于马基雅维利主义和精神病态较高的个体对自己的利益投入的关注较多，道德感较为缺乏，并不在意行为是否会伤害到他人。研究者发现在体育运动中自恋的人产生道德推脱的可能性更大，做出反社会行为的可能性也更大(Jones et al., 2017)。出现这种结果的原因可能是高度自恋的人更加以自我为中心，从而忽视了其他人的感受，所以在为自己寻找开脱理由时会更加轻而易举。由此可知，黑暗人格对个体道德情感的加工与认知判断的影响尤为明显。已有研究表明，由马基雅维利主义、自恋和精神病态组成的黑暗人格对道德推脱有促进作用(Erzi, 2020)。而高黑暗人格特质的个体这种为了自己的利益操纵和剥削他人的倾向，也使得其认为他们的朋友经常在情感上操纵他们，不易感受到他人的亲社会性。而状态感恩是一种情感激活状态，能反映个体在具体情境下的情感变化，在一定程度上可能能够暂时减弱个体的自我中心化倾向，使其更加关注他人的善意和付出(Puthillam et al., 2021)。因此，在黑暗人格特质水平较高的情况下，个体可能更易在感恩启动后减少不道德想法。故提出假设3：黑暗人格调节了状态感恩通过道德推脱影响恶意创造力的中介过程。
综上所述，本研究构建了一个有调节的中介模型，拟综合考察感恩、道德推脱和黑暗人格对恶意创造力的影响。具体而言，将通过三个研究检验所有研究假设和整个研究模型，研究1主要探讨特质感恩对恶意创造力的影响，为探究中介和调节效应奠定基础；研究2再次验证特质感恩和恶意创造力的关系，同时探究道德推脱在特质感恩对恶意创造力影响中的中介作用；研究3将状态感恩作为自变量，加入黑暗人格作为调节变量，以更深入地理解不同人格特质在状态感恩激发下的恶意创造力差异，使研究更具实际应用价值。
2 研究1：特质感恩与恶意创造力之间的关系
2.1 被试
使用G*Power3.1，当双侧检验α=0.05，效应量d=0.5，统计检验力1−β=0.80时，研究所需要的被试量为26。通过问卷星在网上公开招募被试，总计232名被试参与调查。被试需顺次完成单因素感恩问卷、恶意创造力行为量表以及基本人口信息的填写。剔除漏答或未通过检测题等无效问卷后，得到有效数据221份，有效率为95.26%，其中男性103人(46.61%)，女性118人(53.39%)，年龄范围为15～74岁。
2.2 研究工具
2.2.1 特质感恩
采用单因素感恩问卷(McCullough et al., 2002)，共包括6个项目，反向计分项目为第3项和第6项。量表采用6点计分，得分越高表明特质感恩水平越高。本问卷的Cronbach’s α为0.74。
2.2.2 恶意创造力
采用恶意创造力行为量表(Hao et al., 2016)，共包括13个项目，分为“伤害他人”、“说谎”和“恶作剧”三个维度。量表采用5点计分，得分越高表明恶意创造力越高。本问卷的Cronbach’s α为0.90。
2.3 数据分析
使用SPSS26.0对数据进行处理分析。
2.4 结果
2.4.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验法，结果发现特征根大于1的因素共7个，第一个因素所解释的变异量为28.71%，小于40%，因此可以认为本研究的共同方法偏差不严重(周浩, 龙立荣, 2004)。
2.4.2 特质感恩与恶意创造力的相关分析
结果表明，特质感恩与恶意创造力呈显著负相关(r=−0.20, p<0.01)，特质感恩和伤害他人、说谎、恶作剧均呈显著负相关(见表1 )。
表1 特质感恩与恶意创造力的相关分析 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 1.特质感恩 | 5.38 | 0.76 | ||||
| 2.伤害他人 | 1.40 | 0.53 | −0.19** | |||
| 3.说谎 | 1.67 | 0.75 | −0.19** | 0.71*** | ||
| 4.恶作剧 | 1.41 | 0.64 | −0.16* | 0.70*** | 0.69*** | |
| 5.恶意创造力 | 1.49 | 0.56 | −0.20** | 0.92*** | 0.91*** | 0.86*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3 研究2：道德推脱的中介作用
3.1 被试
使用G*Power3.1，当双侧检验α=0.05，效应量d=0.5，统计检验力1−β=0.80时，研究所需要的被试量为34。通过问卷星在网上施测，总计391名大学生和研究生被试参与调查，被试需顺次完成单因素感恩问卷、道德推脱问卷、恶意创造力行为量表以及基本人口信息的填写。剔除漏答或未通过检测题等无效问卷后，得到有效数据373份，有效率为95.40%，其中男性68人(18.23%)，女性305人(81.77%)，年龄范围为16～29岁。
3.2 研究工具
3.2.1 特质感恩
测量方法与研究1相同。本研究中，该问卷的Cronbach’s α为0.88。
3.2.2 道德推脱
采用由王兴超和杨继平(2010)修订的道德推脱中文版问卷，共包括32个项目，分为8个维度。量表采用5点计分，得分越高表明道德推脱水平越高。本研究中，该问卷的Cronbach’s α为0.88。
3.2.3 恶意创造力
与研究1相同。本研究中，该问卷的Cronbach’s α为0.83。
3.3 数据分析
使用SPSS26.0和Process 3.3对数据进行处理分析。
3.4 结果
3.4.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验法，结果发现特征根大于1的因素共17个，第一个因素所解释的变异量为20.24%，小于40%，因此可以认为本研究共同方法偏差不严重。
3.4.2 特质感恩与恶意创造力的相关分析
特质感恩与恶意创造力、道德推脱均显著负相关(r=−0.32, p<0.001; r=−0.26, p<0.001)。道德推脱与恶意创造力显著正相关(r=0.55, p<0.001)。
3.4.3 特质感恩影响恶意创造力的中介分析
采用Process 3.3宏程序模型4进行中介效应检验(Hayes, 2018)。以性别为控制变量，以道德推脱为中介变量，特质感恩作为自变量，恶意创造力为因变量进行中介分析(见表2 )。从逐步回归法检验中介效应的结果可知：模型1中，特质感恩对恶意创造力有显著负向影响(β=−0.32, t=−6.41, p<0.001)，说明特质感恩对恶意创造力影响的中介效应总效应显著。
表2 特质感恩、道德推脱和恶意创造力的回归分析 |
| 模型 1 | 模型 2 | 模型 3 | ||||||
| (因变量： 恶意创造力) | (因变量： 道德推脱) | (因变量： 恶意创造力) | ||||||
| β | t | β | t | β | t | |||
| 性别 | −0.09 | −1.84 | −0.18 | −3.54** | −0.004 | −0.08 | ||
| 特质感恩 | −0.32 | −6.41*** | −0.26 | −5.18*** | −0.19 | −4.25*** | ||
| 道德推脱 | 0.50 | 11.12*** | ||||||
| R | 0.33 | 0.31 | 0.58 | |||||
| R² | 0.11 | 0.10 | 0.33 | |||||
| F | 22.56*** | 20.21*** | 61.20*** | |||||
模型2中，特质感恩对道德推脱有显著负向影响(β=−0.26, t=−5.18, p<0.001)，说明特质感恩对恶意创造力影响的中介效应前半路径显著。
模型3中，特质感恩对恶意创造力有显著的负向影响(β=−0.19, t=−4.25, p<0.001)、道德推脱对恶意创造力有显著的正向影响(β=0.50, t=11.12, p<0.001)，说明道德推脱在特质感恩和恶意创造力之间起到中介效应。再通过Bootstrap方法对道德推脱在特质感恩和恶意创造力之间的中介作用进行检验(见表3 )。特质感恩对恶意创造力的直接效应显著(β=−0.33, SE=0.08, 95%CI=[−0.49, −0.18])，直接效应占总效应量的59.48%。特质感恩通过道德推脱影响恶意创造力，其间接效应也显著(β=−0.23, SE=0.05, 95%CI=[−0.33, −0.13])，间接效应占总效应量的40.52%。
表3 Bootstrap的中介效应检验 |
| 效应类型 | 效应值 | Boot标准误 | Boot 95%CI | 相对效应(%) | |
| 下限 | 上限 | ||||
| 总效应 | −0.56 | 0.09 | −0.72 | −0.39 | |
| 直接效应 | −0.33 | 0.08 | −0.49 | −0.18 | 59.48 |
| 间接效应 | −0.23 | 0.05 | −0.33 | −0.13 | 40.52 |
4 研究3：黑暗人格的调节作用
4.1 被试
使用G*Power3.1，当双侧检验α=0.05，效应量d=0.5，统计检验力1−β=0.80时，实验所需要的被试量为128。随机选择母语为汉语，裸眼视力或矫正视力正常的大学生被试149名，剔除缺失和无效数据20份，最终获得有效数据129份，其中男生37名(28.68%)，女生92名(71.32%)，年龄范围为18～23岁。
4.2 实验设计
本研究采用单因素(状态感恩：是、否)被试间实验设计，自变量为状态感恩，因变量为恶意创造力，潜在中介变量为道德推脱，调节变量为黑暗人格。
4.3 实验材料
4.3.1 状态感恩的操纵
本实验中状态感恩的诱发采用了情境回忆范式，要求被试尽可能地回忆近期真实发生且至今心中还怀有感激之情的一件事并记录下来。
4.3.2 状态感恩的操纵检查
采用感恩形容词评定检查量表(GAC)(McCullough et al., 2002)，要求被试根据自己目前的情绪体验对“感恩的”、“感谢的”和“感激的”三个词进行5点评分，在本实验中量表的Cronbach’s α为0.90。
4.3.3 道德推脱
改编自Moore等(2012)使用的状态道德推脱题目，内容为“为了保护你在乎的人而传播谣言是可以的”和“当人们做错事只是因为身边的人都在这么做时，我们不能去责怪他们”，r=0.63，采用李克特5点评分，1代表“完全不同意”，5代表“完全同意”。
4.3.4 恶意创造力
参考Harris和Reiter-Palmon(2015)使用的开放式恶意情境问题解决任务，要求被试想出解决方案，越新颖越好，且在5分钟内完成。具体评分方法为：(1)流畅性：由两名心理学专业研究生独立选出“恶意性的观点”，两人均认为符合条件的才能认定为有效观点，每个有效观点计1分，得到每个被试的流畅性。只保留有效观点进入下一阶段的数据分析。(2)新颖性：采用同感评估技术(CAT)进行，采用5点评分。本研究中，三名心理学专业研究生在恶意创造力新颖性上的评分者一致性信度系数为0.62。(3)恶意性：由五名心理学专业研究生独立对每个观点的伤害程度进行5点评分。本研究中，五位评分者在恶意创造力恶意性上的评分者一致性信度系数为0.84。被试最终的恶意创造力得分为流畅性、新颖性和恶意性得分相加后的均值。
4.3.5 黑暗人格
选用耿耀国等(2015)修订的黑暗十二条(Dirty Dozen, DD)，共12个项目，分为马基雅维利主义、自恋和精神病态三个维度。采用7级评分，得分越高代表某种黑暗特质水平越高。在本实验中量表的Cronbach’s α为0.73。
4.4 研究程序
本研究使用纸质问卷，要求在安静的环境下进行，被试自愿参加。首先将被试随机分成两组(感恩组、控制组)。感恩组要求被试回忆最近发生且直到现在自己心中还怀有感激之情的一件事并记录下来，控制组要求被试回想一下学校的建筑与布局，并将其在纸上简单记录，画图或文字描述。为保证被试确实经历了回忆这一步骤，要求两组被试在纸上书写的字数不少于100字，如果画图则需要将答题处画满。启动任务结束后，所有被试需完成感恩形容词评定检查量表。之后被试需要依次填写道德推脱、开放式恶意情境问题解决任务、黑暗人格的量表以及基本人口信息。
4.5 数据分析
使用SPSS26.0和Process 3.3对数据进行处理分析。
4.6 结果
4.6.1 状态感恩的操纵性检验
操纵性检验分析显示感恩组的感恩(M=3.74, SD=1.06)显著高于控制组的感恩(M=2.77, SD=1.08)，t(127)=−5.15，p<0.001，Cohen’s d=0.91；感恩组的感谢(M=4.02, SD=1.08)显著高于控制组的感谢(M=2.78, SD=1.21)，t(127)=−6.10，p<0.001，Cohen’s d=1.08；感恩组的感激(M=3.80, SD=1.16)显著高于控制组的感激(M=2.62, SD=1.14)，t(127)=−5.84，p<0.001，Cohen’s d=1.02，这说明启动是成功的。
4.6.2 道德推脱的中介作用
采用Model 4检验道德推脱的中介作用，结果如图1 所示。状态感恩对恶意创造力的直接效应显著(β=−0.41, SE=0.17, 95%CI=[−0.74, −0.08])，直接效应占总效应量的83.67%。状态感恩通过道德推脱影响恶意创造力，其间接效应也显著(β=−0.08, SE=0.05, 95%CI=[−0.19, −0.01])，间接效应占总效应量的16.33%。
4.6.3 有调节的中介模型
采用Model 7来检验黑暗人格的调节作用，结果见表4 和表5 。结果显示，对于认为黑暗人格较高(M+1SD)的被试，道德推脱在状态感恩对恶意创造力影响中的中介效应检验结果显著，β=−0.16，SE=0.08，95%CI=[−0.33, −0.02]；但对于认为黑暗人格较低(M−1SD)的被试，状态感恩通过道德推脱对恶意创造力影响的间接效应不显著，即黑暗人格调节道德推脱在状态感恩和恶意创造力之间的中介作用。
表4 黑暗人格的调节作用检验 |
| 模型1 | 模型2 | 模型3 | |||||||||
| (因变量：恶意创造力) | (因变量：道德推脱) | (因变量：恶意创造力) | |||||||||
| β | SE | t | β | SE | t | β | SE | t | |||
| 状态感恩 | −0.49 | 0.16 | −2.99** | −0.42 | 0.16 | −2.54* | −0.41 | 0.17 | −2.48* | ||
| 道德推脱 | 0.19 | 0.08 | 2.34* | ||||||||
| 黑暗人格 | 0.28 | 0.08 | 3.41** | ||||||||
| 状态感恩×黑暗人格 | −0.39 | 0.16 | −2.36* | ||||||||
| R2 | 0.07 | 0.15 | 0.10 | ||||||||
| F | 8.91** | 7.53** | 7.35** | ||||||||
表5 有调节的中介效应分析 |
| 黑暗人格水平 | 效应值 | 标准误 | LLCI | ULCI |
| M−1SD | −0.01 | 0.05 | −0.11 | 0.09 |
| M | −0.08 | 0.05 | −0.19 | −0.01 |
| M+1SD | −0.16 | 0.08 | −0.33 | −0.02 |
为了更清楚地揭示黑暗人格如何调节状态感恩与道德推脱的关系，将其按M±1SD进行高、低分组，进行简单斜率分析(见图2 )。由此可知，随着黑暗人格的提高，状态感恩对道德推脱的负向影响作用逐渐升高。
5 讨论
5.1 特质感恩与恶意创造力之间的关系
研究结果表明，特质感恩能够负向预测恶意创造力，即个体的特质感恩水平越高，恶意创造力行为水平越低。这与Fu和Zhang(2022)的猜想是一致的。高水平的感恩会促使个体与社会的联结更加紧密，因此会促进其互利互惠的倾向，在行为上表现出利他主义，从而抑制其伤害他人和社会想法的出现。感恩的放大理论(gratitude amplification theory)表明，感恩会放大日常生活中的积极方面。特质感恩水平高的个体在留意和感受他人的支持方面会更加容易，这在无形之中会使他们较少关注社会的消极方面(Bono et al., 2019)，对社会的态度更加乐观和积极，心理更加健康，从而降低负面情绪产生的概率，进而减少对社会和他人的敌意，因此较少产生恶意性的思想，诱发恶意创造力的可能性也更低。
5.2 道德推脱的中介作用
与假设2一致，研究结果表明，个体的特质感恩水平越高，道德推脱水平越低，恶意创造力行为水平越低，道德推脱在特质感恩与恶意创造力之间起部分中介作用。道德推脱可以被视为一种自我防御和自我中心的辩解手段。由于大多数个体都希望避免他人的道德谴责，维持正面的自我形象，因此不太可能在日常生活中从事恶意的创造性行为(Hunter et al., 2022)。然而，道德推脱水平高的个体能够通过降低对受害者的认同来使自己免于遭受道德谴责，这会减少其道德意识，使个体做出更多的不道德行为(Hodge & Gucciardi, 2015)。有研究发现移情可以负向预测道德推脱(范翠英 等, 2012)，也有研究发现在低良知的影响下，有道德脱离倾向的大学生有更多的恶意创造性行为(Shi et al., 2023)。而感恩与移情和良知密切相关。基于积极情绪的拓展−建构理论，积极情绪如感恩可以扩展个体的视野，增强认知能力，激发多样化的行为模式，这会促使他们减少对自身利益的关注，不伤害他人(Zeng et al., 2020)。这表明特质感恩水平高的个体更可能会从他人的角度思考问题，换位思考的能力更强。当他们产生恶意性想法时，会设身处地地考虑自己的想法会不会给他人带来痛苦，会不会损害社会的利益，进行自我反思，并且在内部道德标准的督促下尽可能地避免采用非人性化或者把自身行为导致的后果归咎于受害者等方式，而是合理使用内外归因来约束自己的不道德想法和行为。因此，特质感恩水平高的个体利他倾向更高，人际关系也更加和谐，更能理智地看待问题而不仅仅是关注自己的内心感受，从而抑制了其道德推脱和恶意创造力行为水平。
5.3 黑暗人格的调节作用
研究3发现，道德推脱中介了状态感恩对恶意创造力的影响，更加充分证明了道德推脱在感恩影响恶意创造力中的部分中介作用。结果验证了假设3。以往研究发现，黑暗人格，特别是马基雅维利主义和精神病态，与特质感恩负相关(Puthillam et al., 2021)。而本研究中，当黑暗人格水平较高时，状态感恩通过道德推脱对恶意创造力影响的间接效应显著，当黑暗人格水平较低时则不显著，即黑暗人格可以增强道德推脱的中介作用。这可能是因为当个体黑暗人格水平较低时，道德推脱水平本身就较低，其感恩情绪无论是否被激发，都不会产生过多阴暗的想法和行为。而高黑暗人格的个体对世界的看法更加负面悲观，他们的道德感较弱，很容易为自己伤害他人的做法找到冠冕堂皇的理由，从而造成道德自我调节机制的失调(钟熙 等, 2020; Egan et al., 2015)。此外，已有研究表明，即使是具有反社会特质的个体，在经历感恩状态启动时，仍会有短暂的利他主义或自我约束表现(Bartlett & DeSteno, 2006)。因此，启动感恩会使其更多地回忆起他人对自己的帮助和世界的美好，不仅放大了他们在自己身上看到的优点，也放大了其在他人身上看到的优点，有助于防止自我防御机制的激活，因此其思想更加向善，在产生伤害他人的想法时会有所犹豫和收敛，从而降低了恶意创造力。
本研究仍存在一些不足：第一，尽管本研究尽量兼顾了不同年龄和不同区域的被试参与研究，但研究3的被试群体仅仅是大学生。因此，之后应该继续扩大被试群体样本的范围，以提高研究结果的生态效度和信度。第二，本研究仅讨论了道德推脱和黑暗人格在感恩影响恶意创造力中的作用，未来的研究可以探索其他可能的中介和边界条件，如其他人格等，以进一步探讨潜在的机制。第三，研究3在计算恶意创造力时主要使用了主观评分法，评定者的标准可能各有高低而导致出现误差。未来可将客观评分法和主观评分法相结合，使其能更科学地测量个体的恶意创造力。
6 结论
(1)特质感恩负向预测恶意创造力；(2)道德推脱中介了特质感恩与恶意创造力的关系；(3)黑暗人格调节了状态感恩对道德推脱的影响，只有在黑暗人格水平较高时，“状态感恩−道德推脱−恶意创造力”的间接效应才显著。