1 引言
发散思维作为创造性思维的核心成分，指从特定目标出发突破知识边界、多向联想产生新颖想法的认知方式(滕静 等, 2018; Guilford, 1987; Mekern et al., 2019)。研究该思维能有效具象化创造性思维机制，为创新人才培养和国家创新能力建设提供理论支撑与实践路径。
有研究认为创造性思维的核心成分应是“原型的激活”，其是创造性联想的基础和核心(Benedek et al., 2012; Ward, 1994)，而原型被认为可能是主试提供的“原型问题”在被试头脑中的表征、头脑中已有的相关知识经验或解决当前顿悟问题时发现的有启发作用的认知信息(朱海雪 等, 2020)。国内大部分对原型的研究都以顿悟为主要研究内容，鲜有对发散思维的研究。但已有研究表明，双加工理论视角下，顿悟同时涉及自动化无意识加工(类型1)和受控意识加工(类型2)，而发散思维主要依赖类型1加工，其低认知控制水平有助于思维灵活跳跃并拓宽认知搜索空间(罗俊龙, 李奥斯卡, 2018)。原型作为创造性联想的认知基础，可能通过关键启发信息促进发散思维的无意识加工，但其作用机制与边界条件仍需进一步探究。因此，有必要探究原型在发散思维中发挥着怎样的作用。此外有研究表明，完全已知的事物和完全陌生的事物往往不会引起人们的兴趣。只有那些既能够联系旧知识获得一定的理解基础，又能够出人意料地从新角度解读的事物才能引起人们的兴趣，并促进旧观念图式的更新。既能有惊奇之感(失谐)，又在理解能力范围之内(解困)(张亚坤 等, 2021)。换言之，现有理论虽阐释了原型类型差异对发散思维的影响机制，但实验性对比研究仍匮乏，尤其失谐解困类原型是否具备显著促发效应需要实证检验。
除了原型以外，有研究表明，在顿悟原型启发中的酝酿效应是随着解决问题的时程变化而表现出不同的效果。因此必须把酝酿效应和原型结合起来整体考察它们彼此的相互作用(吴真真, 2010)，但鲜有研究将两者结合起来探究其交互作用。酝酿效应(incubation effect)指在解决问题中，若暂时放下问题将注意力转向其他工作，在分心思考后获得新的见解或解决方案的现象(Smith & Blankenship, 1991)。研究发现，问题导向范式中，情境问题先于原型呈现，被试因残留问题表征清晰而能定向激活原型启发信息，提升解题正确率(童丹丹 等, 2015; 朱海雪 等, 2012)。原型导向范式下，原型呈现缺乏问题指向性，导致被试记忆碎片化且匹配紊乱，正确率显著降低(杨文静 等, 2018; Tong et al., 2013)。虽然尚未有研究将这两种范式与酝酿效应结合起来，但根据酝酿效应的定义，问题导向范式因先问题后原型的呈现方式会中断被试对问题的思考(形成短暂酝酿期)。而原型导向范式需即时解答问题则缺乏酝酿期。因此，可以采用问题导向和原型导向范式来对比有酝酿和无酝酿条件下被试的发散思维表现。故本研究拟结合原型类型(已知无趣、失谐解困、未知陌生)和范式类别(有酝酿、无酝酿)来探究不同原型类型中酝酿期的存在与否对发散思维的影响。
研究表明，经典的酝酿范式可分为即时酝酿(先分心后无意识加工)与延时酝酿(任务中断后分心再续接)(Dijksterhuis & Meurs, 2006; Gilhooly et al., 2012; Gilhooly et al., 2013)。二者均通过与无酝酿的对比(持续任务执行)验证酝酿效应的作用。虽然已有研究发现酝酿对发散思维具有促进作用，有利于产生更多新颖想法(Gilhooly et al., 2012; Steindorf et al., 2021)，但不同的原型类型下，经典的酝酿范式影响是否仍存在于发散思维问题解决中尚不清楚。基于此，研究提出以下4个问题：(1)原型类型是否影响发散思维表现？(2)原型类型与范式类别是否存在交互效应？(3)哪种酝酿范式下发散思维的表现最优？(4)原型类型与酝酿范式是否产生交互效应？根据以上4个问题，本研究提出以下4个假设：(1)失谐解困原型更能有效促进发散思维；(2)原型类型对发散思维的影响受范式类别的制约；(3)即时酝酿范式下发散思维表现最优；(4)原型类型对发散思维影响受酝酿范式的制约。
2 研究1：不同原型类型启发及范式类别对发散思维的影响
2.1 被试
采用G*Power 3.1软件进行先验分析，在效应量为0.20，统计检验力为0.80的条件下，估算出所需样本量为66。随机招募在校学生75人，其中男生26人(平均年龄为22.63±2.62岁)。已知无趣组26人(男生11人)，失谐解困组27人(男生8人)，未知陌生组22人(男生7人)。所有被试在实验前均未接触过本实验的材料，实验后均获得相应报酬。
2.2 实验材料
隐喻生成任务(metaphor production task, MPT)研究中，采用8组原型(例：蝴蝶隐喻梁山伯与祝英台)−问题(例：你认为蜜蜂可以隐喻什么？)，物品对应关系(蝴蝶−蜜蜂、戒指−手链、皇冠−厨师帽、围巾−手套、玫瑰−牡丹、蜡烛−手电筒、糖果−冰淇淋、筷子−毛笔)。其中前4组为有酝酿，后4组为无酝酿。通过李克特5点评分(1=非常了解, 5=非常不了解)将被试对每个物品对应的3种不同原型隐喻的认知根据人数占比划分为三组：已知无趣组(1～2分, α=0.83)、失谐解困组(3分, α=0.67)、未知陌生组(4～5分, α=0.61)。总量表内部一致性系数为0.68。75名被试对24项材料的分类评估人数及占比见表1 。
表1 隐喻原型材料评估结果人数及占比 |
| 原型题目 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 1.蝴蝶隐喻梁山伯与祝英台。 | 50(66.7%) | 23(30.7%) | 2(2.7%) | 0 | 0 |
| 2.蝴蝶隐喻自我拯救。 | 6(8.0%) | 16(21.3%) | 42(56.0%) | 9(12.0%) | 2(2.7%) |
| 3.蝴蝶隐喻下腹蝴蝶颤动综合征。 | 0 | 1(1.3%) | 8(10.7%) | 19(25.3%) | 47(62.7%) |
| 4.戒指隐喻爱情。 | 64(85.3%) | 11(14.7%) | 0 | 0 | 0 |
| 5.戒指隐喻困兽。 | 4(5.3%) | 15(20.0%) | 37(49.3%) | 11(14.7%) | 8(10.7%) |
| 6.戒指隐喻朝廷后宫。 | 0 | 0 | 1(1.3%) | 25(33.3%) | 49(65.3%) |
| 7.皇冠隐喻权利。 | 62(82.7%) | 12(16.0%) | 1(1.3%) | 0 | 0 |
| 8.皇冠隐喻荆棘丛。 | 10(13.3%) | 20(26.7%) | 33(44.0%) | 7(9.3%) | 5(6.7%) |
| 9.皇冠隐喻元福。 | 0 | 0 | 1(1.3%) | 16(21.3%) | 58(77.3%) |
| 10.围巾隐喻冬天。 | 62(82.7%) | 13(17.3%) | 0 | 0 | 0 |
| 11.围巾隐喻装在套子里的人。 | 8(10.7%) | 11(14.7%) | 41(54.7%) | 10(13.3%) | 5(6.7%) |
| 12.围巾隐喻尼美斯。 | 0 | 0 | 2(2.7%) | 18(24.0%) | 55(73.3%) |
| 13.玫瑰隐喻浪漫。 | 66(88.0%) | 9(12.0%) | 0 | 0 | 0 |
| 14.玫瑰隐喻洋葱。 | 1(1.3%) | 7(9.3%) | 42(56.0%) | 13(17.3%) | 12(16.0%) |
| 15.玫瑰隐喻父权制。 | 0 | 0 | 1(1.3%) | 21(28.0%) | 53(70.7%) |
| 16.蜡烛隐喻教师。 | 63(84.0%) | 12(16.0%) | 0 | 0 | 0 |
| 17.蜡烛隐喻粉笔。 | 17(22.7%) | 18(24.0%) | 29(38.7%) | 8(10.7%) | 3(4.0%) |
| 18.蜡烛隐喻拉图尔。 | 0 | 2(2.7%) | 1(1.3%) | 18(24.0%) | 54(72.0%) |
| 19.糖果隐喻万圣节。 | 55(73.3%) | 19(25.3%) | 1(1.3%) | 0 | 0 |
| 20.糖果隐喻束缚的蚕茧。 | 0 | 11(14.7%) | 51(68.0%) | 10(13.3%) | 3(4.0%) |
| 21.糖果隐喻国家机密。 | 0 | 0 | 5(6.7%) | 20(26.7%) | 50(66.7%) |
| 22.筷子隐喻团结。 | 53(70.7%) | 22(29.3%) | 0 | 0 | 0 |
| 23.筷子隐喻天圆地方。 | 1(1.3%) | 16(21.3%) | 45(60.0%) | 10(13.1%) | 3(4.0%) |
| 24.筷子隐喻控制七情六欲。 | 0 | 0 | 3(4.0%) | 28(37.3%) | 44(58.7%) |
2.3 实验设计
采用3(原型类型：已知无趣、失谐解困、未知陌生)×2(范式类别：有酝酿、无酝酿)混合实验设计。其中，原型类型为被试间变量，范式类别为被试内变量。因变量指标为发散思维流畅性、独创性、灵活性评分。
2.4 实验程序
实验程序通过E-Prime2.0实施，要求被试在MPT中对指定物品至少生成2个隐喻。有酝酿组先呈现隐喻问题(例：手套隐喻什么？)后展示原型材料，此处三组不同的被试对应不同的三组隐喻原型材料(例：已知无趣组−围巾可以隐喻冬天，失谐解困组−围巾可以隐喻装在套子里的人，未知陌生组−围巾可以隐喻尼美斯)，每组包含8种不同的物品。即每组被试都需要回答8个问题。无酝酿组除原型与问题呈现顺序与之相反外，其他实验流程没有任何差别。两组均设置60秒思考(屏幕红问号提示)及30秒作答时限。若被试提前完成思考即可按键进入答案页面开始书写；60秒内未做出任何按键反应自动进入30秒写答案页面。实验流程如图1 所示。
2.5 评分标准
本研究被试生成的所有答案都由4名经过训练且有经验的评分者根据评分标准进行评分，独创性评分为李克特量表的5点评分(1=一点也不新颖, 5=非常新颖)，由此计算每个答案的独创性得分。流畅性评分依据被试生成的有效答案数量进行判断。灵活性评分依据被试生成的不同种类进行判断。评委评分内部一致性系数为0.98。
2.6 结果
2.6.1 发散思维的独创性
采用重复测量方差分析结果表明，范式类别主效应不显著，F(1, 72)=1.46，p=0.232；原型类型主效应显著，F(2, 72)=123.41，p<0.001，η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.77；范式类别和原型类型的交互作用显著，F(2, 72)=4.92，p<0.05，η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.12。进一步简单效应分析发现，已知无趣和未知陌生类型的独创性表现在有酝酿和无酝酿下差异不显著，95%CI=[−0.08, 0.28]，p=0.271，95%CI=[−0.21, 1.89]，p=0.932。但失谐解困类型在无酝酿下的独创性表现优于有酝酿，95%CI=[−0.47, −0.11]，p<0.01。交互效应见图2 。
2.6.2 发散思维的流畅性
采用重复测量方差分析结果表明，范式类别主效应不显著，F(1, 72)=3.95，p=0.051；原型类型主效应不显著，F(2, 72)=2.71，p=0.073；范式类别和原型类型的交互作用不显著，F(2, 72)=2.23，p=0.115。分析结果见图3 。
2.6.3 发散思维的灵活性
采用重复测量方差分析结果表明，范式类别主效应不显著，F(1, 72)=1.40，p=0.241；原型类型主效应显著，F(2, 72)=19.26，p<0.001，η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.35；范式类别和原型类型的交互作用显著，F(2, 72)=3.84，p<0.05，η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.10。进一步简单效应分析发现，已知无趣和失谐解困类型的灵活性表现在有酝酿和无酝酿差异不显著，95%CI=[−0.09, 0.17]，p=0.558，95%CI=[−0.21, 0.44]，p=0.198。但未知陌生类型在有酝酿条件下的灵活性表现优于无酝酿范式，95%CI=[0.40, 0.32]，p<0.05。交互效应见图4 。
2.7 小结
实验1结果可知，失谐解困的原型更易促进发散思维的独创性。独创性维度存在范式类别与原型类型的交互影响，失谐解困原型在无酝酿下表现更优，已知无趣和未知陌生的原型在两种范式下无明显差异。灵活性维度也存在范式类别与原型类型的交互影响，未知陌生原型在有酝酿下显著占优，已知无趣和失谐解困的原型材料则无明显差异。研究发现，酝酿效应对答案的新颖性和灵活性有较大提升，但在流畅性方面(有效答案数量)无太大差异(李子逸 等, 2022; Tsenn et al., 2014; Xie et al., 2023)。故在该维度三种原型类型在两种范式下的表现无明显差异。实验1证实失谐解困原型对发散思维具有促进作用，但需澄清该组间设计下的差异源于被试特质还是原型特性。同时有酝酿范式存在时间压缩局限(思考问题和打断思考时长较短)，无法区分交互作用源自酝酿期还是原型差异。实验1初步揭示了原型类型与酝酿效应的交互作用，实验2拟在此基础上深化研究，通过细化酝酿范式进一步验证并阐释这种交互机制。
3 研究2：不同原型类型启发及酝酿范式对发散思维的影响
3.1 被试
采用G*Power 3.1软件进行先验分析，在效应量为0.20，统计检验力为0.80的条件下，估算出所需样本量为54。随机招募在校学生64人随机分配到三组中，其中男生27人(平均年龄为20.63±2.61岁)。已知即时酝酿组24人(男生14人)，延时酝酿组20人(男生6人)，无酝酿组20人(男生7人)。所有被试在实验前均未接触过本实验的材料，实验后均获得相应报酬。
3.2 实验材料
本研究沿用实验1的原型材料，依据表1 中人数占比及剔除后内部一致性系数的变化，最终选定6组物品构建三类原型：已知无趣组(蝴蝶−蜜蜂、筷子−毛笔)、失谐解困组(围巾−手套、糖果−冰淇淋)、未知陌生组(皇冠−厨师帽、玫瑰−牡丹)。分心期间执行简单数学运算和找不同任务，简单数学运算题目为Dijksterhuis(2004)在网络上公布的实验材料，该任务有35道数学计算题，计算后写下答案；找不同任务的材料为22张图片，每张图片均有相似的两部分，两部分间共有5～10处不同。
3.3 实验设计
鉴于实验1采用非经典酝酿范式且90秒任务时长可能因时间压力增强执行控制而抑制发散思维，实验2延长作答时间至3分钟以保障潜意识信息重组所需的中断间隔(Baird et al., 2012)。采用3(原型类型：已知无趣、失谐解困、未知陌生)×3(酝酿范式：即时酝酿、延时酝酿、无酝酿)混合设计，将原型类型由组间变量调整为组内变量以提升统计效力，酝酿范式为组间变量，因变量与实验1保持一致。该改进强化了对原型与酝酿效应交互作用的检验效度。
3.4 实验程序
本研究采用E-Prime2.0编程实现MPT任务流程，通过同步呈现原型隐喻与问题消除实验1范式的干扰。即时酝酿范式要求被试了解原型及问题后立刻执行4分钟的分心任务，之后在3分钟内写下答案。延迟酝酿范式要求被试2分钟内思考并写下答案，之后执行4分钟的分心任务，结束后继续在1分钟内写下答案。无酝酿范式要求被试了解原型及问题后不再进行分心任务，在3分钟内写下答案即可。整个实验中保证每组被试的作答时间均为3分钟，酝酿范式中的分心时间均为4分钟，实验流程如图5 所示。
3.5 评分标准
同研究1。
3.6 结果
3.6.1 发散思维的独创性
采用重复测量方差分析结果表明，原型类型主效应显著，F(2, 122)=14.50，p<0.001，η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.19；酝酿范式主效应显著，F(2, 61)=44.01，p<0.001，η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.59；原型类型和酝酿范式的交互作用显著，F(4, 122)=5.24，p<0.05，η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.15。进一步简单效应分析发现，在无酝酿下，不同的原型类型差异不显著，F(2, 60)=1.59，p=0.212；在延时酝酿下，不同的原型类型差异也不显著，F(2, 60)=1.47，p=0.239；但在即时酝酿下，失谐解困类型的独创性表现显著优于已知无趣和未知陌生类型，95%CI=[0.32, 1.13]，p<0.001，95%CI=[0.66, 1.59]，p<0.001；已知无趣类型的独创性表现优于未知陌生类型，95%CI=[0.07, 0.73]，p<0.05。交互效应见图6 。
3.6.2 发散思维的流畅性
采用重复测量方差分析结果表明，原型类型主效应不显著，F(2, 122)=1.02，p=0.363；酝酿范式主效应不显著，F(2, 61)=35.22，p=0.156；原型类型和酝酿范式的交互作用显著，F(4, 122)=4.01，p<0.05，η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.12。进一步简单效应分析发现，在无酝酿下，不同的原型类型差异不显著，F(2, 60)=0.06，p=0.939；在即时酝酿下，失谐解困类型的流畅性表现显著优于未知陌生类型，95%CI=[0.11, 2.39]，p<0.05，失谐解困和已知无趣类型、已知无趣类型和未知陌生类型差异不显著，95%CI=[−0.43, 1.35]，p=0.624，95%CI=[−0.67, 2.25]，p=0.557；在延时酝酿下，失谐解困类型的流畅性表现显著低于已知无趣和未知陌生类型，95%CI=[−2.55, −0.60]，p<0.01，95%CI=[−2.67, −0.18]，p<0.05；已知无趣和未知陌生类型差异不显著。交互效应见图7 。
3.6.3 发散思维的灵活性
采用重复测量方差分析结果表明，原型类型主效应不显著，F(2, 122)=1.69，p=0.189；酝酿范式主效应显著，F(2, 61)=6.30，p<0.05，η$ { }_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.17；原型类型和酝酿范式的交互作用显著，F(4, 122)=4.19，p<0.05，η$ { }_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.12。进一步简单效应分析发现，在无酝酿下，不同的原型类型差异不显著，F(2, 60)=0.42，p=0.662；在即时酝酿下，失谐解困类型的灵活性表现显著优于未知陌生类型，95%CI=[0.10, 1.28]，p<0.05，失谐解困和已知无趣类型、已知无趣类型和未知陌生类型差异不显著，95%CI=[−0.34, 0.76]，p=0.981，95%CI=[−0.19, 1.15]，p=0.253；在延时酝酿下，失谐解困类型的灵活性表现显著低于已知无趣和未知陌生类型，95%CI=[−1.38, −0.17]，p<0.01，95%CI=[−1.42, −0.13]，p<0.05；已知无趣和未知陌生类型差异不显著。交互效应见图8 。
3.7 小结
由实验2的结果可知，即时酝酿对发散思维的独创性和灵活性促进作用最显著。独创性维度呈现原型类型与酝酿范式的交互作用：即时酝酿下失谐解困组显著优于其他两组，而已知无趣组优于未知陌生组；流畅性和灵活性维度中存在交互作用，即时酝酿下失谐解困组流畅性和灵活性均优于未知陌生组，延时酝酿下未知陌生和已知无趣组反而显著占优，无酝酿下三组原型类型在独创性、流畅性和灵活性维度下均无差异。该结果揭示了酝酿范式与原型类型的匹配机制。
4 讨论
本研究证实失谐解困型原型能显著提升发散思维。研究发现，领域知识虽有助于专业问题解决，但会形成思维定式，尤其当个体过度依赖熟悉知识体系时，新颖方案往往难以突破既有认知边界(Wiley, 1998)。故研究者认为已知无趣的原型可能属于个体的熟悉知识领域反而限制了发散思维。此外，有研究指出表面无关联但存在深层语义联结的情境重构，能有效打破思维惯性并激发创新，但如果个体无法解释、推断出不协调情境，反而不能刺激新颖观点的产生(童丹丹 等, 2024; Lu, 2023)。因此，失谐解困原型可能通过构建矛盾情境诱发认知冲突，促使个体主动建立新心理图式：当个体成功解析非常规矛盾时，既能获得新颖体验又可重构创新认知框架。这种矛盾情境驱动的认知重构机制，使其较未知陌生原型更具发散思维促进优势。
研究发现失谐解困原型在无酝酿范式下独创性表现更优，其他原型在该维度没有差异。研究表明，将先前的经验知识应用于新问题，这种关系结构(即原型与问题之间的关联关键元素)在目标和原型之间的相互反复映射不仅能够有效建立两种情境之间的联系，而且能够有效地促进创造性认知图式的更新(Yang et al., 2022)。因此，其新颖的原型可能让个体对问题进行了类比迁移，进而提高了独创性。本研究还发现未知陌生原型在有酝酿范式下灵活性表现更优，其他原型类型在该维度也没有差异。研究表明，酝酿可增强语义联想与扩散，减少思维定势，并通过间断性有意识加工促进创造性问题解决(郝宁, 赵琪琛, 2014)。当首次解决失败时，记忆存储的酝酿过程能提升问题敏感度并整合有效信息，进一步优化问题解决效果(Yaniv & Meyer, 1987)。因此，可能在面对未知陌生原型时，短暂的酝酿帮助个体突破思维定势，进而提高了灵活性。
本研究发现，相比无酝酿条件，即时与延时酝酿范式下的问题解决表现更优。这可能源于分心任务(如数字比较)通过并发认知控制干扰主要任务执行，触发无意识思考机制，从而提升创造性问题解决能力(Ling et al., 2023; Zhu et al., 2019)。由此推论，酝酿过程中分心任务对认知控制的调控，是激发跨领域创新解决方案的关键机制。本研究还发现，在即时酝酿范式下，失谐解困原型在独创性、流畅性及灵活性维度均显著优于其他原型类型。研究表明，即时酝酿阶段因时间限制无法形成心理固着，主要依赖无意识加工机制—该机制能通过跨领域联想检索新颖信息，进一步促进联想性检索(Gilhooly et al., 2012)。发散思维主要依赖于无意识加工，而失谐解困原型能有效促进发散思维(罗俊龙, 李奥斯卡, 2018)。故有可能这种认知特征使得失谐解困原型在即时酝酿条件下表现出独特优势。
本研究结果对如何提高个体的发散思维能力提供了新方向。其一，原型类型的选择非常重要，一些看似不相关但认真思考又能发现其新联系的原型更能诱发新颖性。因此，在教学中，选择一些灵活度高的原型，能为提高思维的新颖性奠定良好基础。其二，酝酿范式下不同表现说明，发散思维的时机很重要，因此在教育实践中，要及时利用其他有趣的活动诱发学生创意产生。通过有效利用创意性的原型产品及抓住关键时机等方法引导学生发散思维。
本研究仍存在一些不足。首先，分别探讨了不同原型类型、范式类别和酝酿范式对发散思维的影响，后续研究应考虑范式类别和酝酿范式以及原型类型对发散思维的共同影响。其次，在酝酿期间的分心任务采用了两类不同的任务，二者的难易程度可能存在均衡问题，且分心任务与目标任务一致与否也会对发散思维产生一定程度的影响，后续研究可以考虑平衡两种分心任务的难度，以及更细致的任务划分，如分心任务占用认知负荷多少及任务类型等，进一步探讨不同原型类型、范式类别及酝酿范式对发散思维的影响。
5 结论
(1)不同类型的原型对个体发散思维独创性的表现有不同的启发效应，相较于已知无趣和未知陌生的原型，失谐解困的原型下个体的独创性水平更高。(2)失谐解困的原型在无酝酿下独创性和灵活性水平均更高，而已知无趣的原型在有酝酿下独创性更高，未知陌生的原型在有酝酿下灵活性更高。(3)相较于无酝酿和延时酝酿，在即时酝酿范式下，个体在失谐解困的原型类型下流畅性、独创性和灵活性水平均更高。