1 引言
科技发展日新月异，创新创造成为推动科技进步的关键。培养学生的创新创造素养，提升学生的创造能力是新时代教育的重要任务。在此背景下，许多学者都在致力于寻找能够推动个体创造力发展的因素(Meinel et al., 2019)。关于创造力的研究可以追溯到20世纪，经典创造力交互理论认为个体创造力受到多方面因素影响(Woodman et al., 1993)，情绪就是众多影响因素之一(Baas et al., 2008; Beresford et al., 2025)。
Chirico等(2018)首次探讨了敬畏与创造力的关系，发现在敬畏情绪下个体创造力表现优于中性情绪。随后的实证研究证实敬畏会影响个体创造力(Atamba et al., 2020)。已有研究指出，认知灵活性是指个体能够灵活调整思维方式以适应不同情境的能力，它在情绪对创造力的影响中起中介作用(Lin et al., 2014)。同时，早期研究指出，创造自我效能感作为个体对自己创造力能力的信念，能够影响其在创造性任务中的表现(Bandura, 1977)。
鉴于敬畏情绪及其相关研究在心理学特别是创造力领域仍处于起步阶段，实证证据匮乏，作用机制尚待澄清，本文拟开展实证研究，系统检验敬畏对个体创造力的影响及其内在心理机制。
敬畏(awe)是一种典型的复杂情绪，它是指当个体面对广阔的、浩大的以及当下无法用现有的认知图式对其进行解释的事物时产生的情绪，其既包括敬重又包括畏惧(Keltner & Haidt, 2003)。目前关于敬畏情绪有两种理论模型：原型理论和扩展理论。Keltner和Haidt(2003)的原型理论提出，敬畏情绪包含“浩大感”与“顺应需求”两个核心维度，其理论框架聚焦于敬畏的情绪体验本身。后续Petersen等(2009)在扩展理论中进一步纳入了“意识”要素，与“浩大感”及“顺应需求”共同构成敬畏的核心组成。
敬畏情绪下的有些经验可能超出了一个人当前的世界观，不能与个人当前的理解或认知工具同化(Jiang et al., 2024)。这种无法同化的经验，依据皮亚杰(Piaget, 1952)的认知失衡理论，个体陷入认知上的不确定性是认知失衡的典型表现，而认知失衡会推动个体进行认知调整，以重新达到平衡状态，这一过程可能涉及对原有认知结构的修正与拓展，为创造性思维的产生提供潜在动力。同时，Rios等(2014)指出，这种不确定性实际上能够激励个体展现出更多创造性行为。此外，实证研究表明敬畏能够使个体对学习的态度更加开放，进而促使个体更愿意参与体验型创造行为(Rudd et al., 2018)，这是因为在开放态度下，个体对当下刺激信息予以接纳，允许新经验进入意识而非固守已有认知框架(诸彦含 等, 2020)，这可能为创造性思维的形成提供更多素材和视角，从而在参与体验型创造时更能发挥出创造性。也有研究通过实验法证明了状态敬畏也会影响个体创造力(张潮 等, 2020)。基于以上理论和实证研究，提出H1：敬畏会提高个体的创造力。
敬畏如何提高创造力？本研究认为，认知灵活性可能在中间起中介作用。认知灵活性体现为个体依据外界环境变化及时调整行为策略，进而有效适应新情境并做出最优选择的核心素质(Diamond, 2013)。认知灵活性理论认为，个体在面对新信息或环境变化时，能够灵活调整自己的认知结构和思维方式，以适应这些变化(Spiro, 1988)。依据该理论，当个体面对宏观或超越日常的情景时，会进行认知重评、注意力分配以及思维转换等过程，以适应其面临的情境。实证研究表明，敬畏可能促进认知灵活性的发展，如Schaffer等(2024)证明敬畏通过其核心认知评估—感知到的浩大和自我缩小—激活了认知适应的需求，而根据适应性认知理论，当个体面临认知适应需求时，其认知系统倾向于调整既有图式以应对新异刺激，这一过程可能促进认知灵活性的发展(OECD, 2021; Rachmad, 2022)。同时Kaynak等(2024)研究发现，个体的认知需求(need for cognition)与认知灵活性呈显著正相关关系，即越愿意投入深层认知努力的个体，在任务切换、观点采择和策略调整上表现越灵活。由此推断，敬畏与认知灵活性间存在正相关关系。
个体的认知灵活性与创造力密切相关。现有文献表明，认知灵活性不仅能够正向预测个体创造力(张军伟 等, 2023)，而且高认知灵活性个体通常表现出更高的思维发散力，能从多元视角生成并评估多种解决方案，从而在科研情境中显著提升创造力水平。此外，该类个体更善于主动识别、获取与整合所需资源，并将之有效运用于创新性设想的落地实施(Kiss et al., 2020)，进一步证实认知灵活性对创造力具有显著正向预测效应。综上，提出H2：认知灵活性在敬畏与创造力之间发挥中介作用。
Tierney和Farmer(2002)于本世纪初率先提出“创造自我效能感”，用以指称个体对自身胜任特定创造任务所抱持的主观确信程度。Zajonc(1980)提出情绪优先理论：情绪可在认知加工启动前即被激活，并借此左右后续认知与对时距的估计，从而导致差异性行为。依据该理论，敬畏作为一种典型复杂情绪，会影响个体对于创造性任务的预期以及自信心，进而影响个体的创造性行为。组织领域的相关研究亦证实，员工对领导的敬畏程度，会正向预测其创新自我效能感(Atamba et al., 2020)。据此推断，敬畏会对创造自我效能感存在正向预测作用。
Bandura(1977)的自我效能感理论认为，自我效能感并非对个体实际能力的客观评估，而是个体对自己能力的主观感知。这种感知会影响个体的行为选择、努力程度、坚持性以及情绪反应。依据该理论，个体的创造自我效能感会影响个体在创造行为中的表现。实证研究也表明，自我效能感是科研人员和员工创造力提升的关键因素(李宏利, 郁巧玲, 2018; 谢莉 等, 2023)。Malik等(2015)进一步实证研究指出，高水平创造自我效能感可以促进创造力。反之，当人们面临阻断性压力时，这种自我效能感往往会受到削弱，进而影响他们的创造性思维(张勇 等, 2018)。基于此，本研究提出H3：创造自我效能感在敬畏与创造力的关系中起中介作用。
根据自我效能理论，个体对自己能力的认知即对于某一能力或者任务的信心水平会对其行为和表现产生重要影响(Bandura, 1977)。认知灵活性作为一种认知能力，影响个体对自己创造力的信心，进而影响其创造自我效能感。
早期实证研究支持二者关系，如Martin和Rubin(1995)的研究发现具有较高认知灵活性的个体在面对即将发生的行为时更具有信心，并表现出更高效能感，这一发现为后续研究奠定了基础。而后在以青少年为被试的研究中，Demirtaş(2020)发现青少年的学业、情感方面的自我效能感均受到认知灵活性的影响。最新研究也支持该观点，即认知灵活性通过提升个体灵活地应对挑战和障碍的能力，从而提高了创造自我效能感(Yu et al., 2025)。基于此，本研究提出H4：认知灵活性对创造自我效能感存在正向预测作用，并且二者在敬畏对创造力的影响中发挥链式中介作用。
假设模型见图1。
2 研究1a：特质敬畏与创造力的关系
2.1 被试
本研究于西南地区两所高校发放问卷1225份，回收有效问卷1027份，有效率为83.84%；被试平均年龄为18.80±1.73岁，男性占27.46%。
2.2 研究工具
2.2.1 敬畏感量表
2.2.2 创造力自我报告量表
2.3 结果
2.3.1 共同方法偏差
为抑制共同方法偏差，施测前向被试声明问卷完全匿名且结果严格保密。按照熊红星等(2012)的研究进行双因子检验：先设基准模型M1，再加方法因子得到模型M2。拟合差值ΔCFI=0.03、ΔTLI=0.03、ΔRMSEA=−0.01、ΔSRMR=−0.01，均未显著改善，表明共同方法偏差不明显。
2.3.2 描述性统计与相关分析
各变量的描述性统计与相关分析结果显示，敬畏(M=4.85, SD=0.99)与创造力(M=3.13, SD=0.67)显著正相关(r=0.36, p<0.001)。
2.3.3 一元回归统计分析
结果显示，敬畏显著预测创造力(β=0.36, t=12.5, R2=0.13, F=156.46, p<0.001)，说明敬畏可以正向预测创造力。
3 研究1b：状态敬畏对创造力的影响
3.1 被试
从西南地区某高校招募被试94人，平均年龄为18.55±0.84，其中男生29人。
3.2 研究程序与材料
征得被试知情同意后，将其随机分配至敬畏组(n=46)或对照组(n=48)。被试按照要求观看视频，视频内容如下。
敬畏组和对照组的视频时长均为3分钟，敬畏组观看的视频内容介绍了地球和其他星体的相对大小；对照组展示了中国广州的一个普通街道场景(Jiang & Sedikides, 2022)。
观看结束后，被试需填写一份问卷，以评估操纵的有效性。该问卷包括对愤怒、敬畏、厌恶、恐惧、骄傲、悲伤和快乐等情绪状态的自我报告，采用7点评分。然后进行创造力的测量。最后收集被试人口学变量相关信息。
创造力量表。采用何少颖等(2015)编制的创造力量表来测量被试的创新思维，共16个题项，包括发散性思维、才智应用能力和个性特征3个维度。采用5点计分，得分越高说明创新思维水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.93。
3.3 数据处理
使用SPSS27.0软件，进行数据分析。
3.4 结果
3.4.1 操纵核查检验
独立样本t检验结果发现，敬畏组(M=3.26, SD=1.48)比对照组(M=2.52, SD=1.32)报告了更高水平的敬畏，t=0.73，p=0.008，说明敬畏操控有效。
此外，研究还发现，敬畏组被试创造力水平(M=3.58, SD=0.49)显著高于对照组(M=3.10, SD=0.49)，t=4.78，p<0.001，说明状态敬畏可以提高个体的创造力水平。
3.4.2 描述性统计与相关分析
核心变量的描述性统计与相关分析结果显示，敬畏(M=0.49, SD=0.50)与创造力(M=3.34, SD=0.55)显著正相关(r=0.47, p<0.001)。
3.5 小结
通过问卷调查和实验研究，研究1a与1b结果表明，特质敬畏与状态敬畏对个体创造力显著正相关，为整个研究提供了最初证据，支持H1。研究2将进一步验证敬畏对创造力的影响及其内在机制。
4 研究2a：特质敬畏对创造力的影响及其内在机制
4.1 被试
从西南地区某高校招募615名大学生，有效数据552份，有效率为89.76%，其中男生318名(57.61%)；独生子女85名(15.40%)。被试平均年龄为19.22±1.69岁。
4.2 研究工具
4.2.1 敬畏感量表
同研究1a。
4.2.2 认知灵活性量表
采用王阳等(2016)改编的中文版认知灵活性量表，共20个题项，采用5点计分，分数越高表示认知灵活度越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.89。
4.2.3 创造自我效能感量表
采用Karwowski等(2018)编制的简版创造自我效能感量表，共6个题项，采用5点计分，本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.91。
4.2.4 创造力量表
4.3 数据处理
使用SPSS24.0软件，进行描述性统计分析、相关分析和回归分析，最后采用PROCESS插件对数据进行中介分析。
4.4 结果
4.4.1 共同方法偏差
Harman单因子检验：提取10个特征根大于1的因子，首因子解释29.26%方差(<40%)，表明共同方法偏差不明显。
4.4.2 描述性统计与相关分析
采用Pearson相关分析，结果如表1所示：敬畏、认知灵活性、创造自我效能感以及创造力之间相关关系均达到显著水平(ps<0.001)。
表1 研究2a各变量的描述性统计与相关分析 |
| 变量 | M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 |
| 1.性别 | |||||||
| 2.年龄 | 19.22±1.69 | 0.36** | |||||
| 3.是否独生 | 0.04 | −0.04 | |||||
| 4.敬畏 | 4.78±0.96 | 0.03 | 0.10* | −0.04 | |||
| 5.认知灵活性 | 3.38±0.47 | −0.06 | 0.11* | −0.06 | 0.49*** | ||
| 6.创造自我效能感 | 3.33±0.75 | −0.13** | 0.06 | −0.08 | 0.53*** | 0.62*** | |
| 7.创造力 | 2.94±0.59 | 0.03 | 0.13** | −0.06 | 0.42*** | 0.47*** | 0.61*** |
注：性别，男=1，女=0；是否独生子女，是=1，否=0；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
4.4.3 认知灵活性和创造自我效能感的链式中介作用
在控制性别、年龄的条件下，对认知灵活性、创造自我效能感在敬畏和创造力间的中介作用进行分析验证，结果显示：敬畏显著正向预测创造力(β=0.08, p=0.011)、认知灵活性(β=0.49, p<0.001)和创造自我效能感(β=0.29, p<0.001)；认知灵活性显著正向预测创造自我效能感(β=0.48, p<0.001)和创造力(β=0.12, p=0.005)；创造自我效能感显著正向预测创造力(β=0.50, p<0.001)。
综上，敬畏对创造力的直接路径，以及认知灵活性、创造自我效能感的两条中介路径均成立。敬畏不仅能直接预测创造力，还可通过提升认知灵活性与创造自我效能感，间接促进创造力发展。
5 研究2b：认知灵活性与创造自我效能感的中介作用
5.1 被试
采用G*Power3.1.9.7进行样本量计算，设定显著性水平α=0.05，效应量为0.25，统计功效1−β=0.95，需要合理样本量为128人，实际招募151人，有效样本130人(被试平均年龄为18.97±1.41岁，男性33人)。
5.2 研究程序以及材料
征得同意后，将130名被试随机分至敬畏组(n=65)或对照组(n=65)，按Yang等(2018)的回忆范式完成相应任务，文本如下。
敬畏组：“面对巨大、美丽的风景和自然奇观，如高山、广阔的远景或巨大的瀑布，我们常常感到敬畏。我们也可以对引起大规模变革的人感到敬畏。请花点时间回忆一下你感到强烈敬畏的时刻，就像上面描述的例子一样。至少150个字。”
对照组：“回想一下你日常生活中的一件平常的事—上周发生的一件事。请花点时间回忆这件平常的事，想想它给你带来的感受。至少150个字。”
接着进行敬畏操纵有效性检验，同研究1b。然后进行认知灵活性、创造自我效能感以及创造力的测量。最后收集被试的人口学变量相关信息。
创造力量表：同研究1b。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.90。
5.3 结果
5.3.1 描述性统计与相关分析
Pearson相关分析结果如表3所示，敬畏、认知灵活性、创造自我效能感以及创造力之间相关关系均达到了显著水平(ps<0.001)。
表3 研究2b各变量的描述性统计与相关分析 |
| 变量 | M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 1.性别 | ||||||
| 2.年龄 | 18.97±1.41 | 0.00 | ||||
| 3.敬畏 | 0.50±0.50 | 0.02 | 0.20* | |||
| 4.认知灵活性 | 3.65±0.42 | 0.04 | 0.15 | 0.31*** | ||
| 5.创造自我效能感 | 3.28±0.63 | −0.07 | 0.01 | 0.35*** | 0.61*** | |
| 6.创造力 | 3.43±0.56 | 0.04 | 0.04 | 0.47*** | 0.64*** | 0.67*** |
5.3.2 敬畏的操纵有效性检验
敬畏组被试感知的敬畏(M=4.68, SD=1.98)显著高于对照组(M=2.55, SD=1.51)，t=6.88，p<0.001。此外，相比对照组，敬畏组被试感知到更多自豪(t=5.89, p<0.001)与愉快(t=3.49, p<0.001)。悲伤、生气、恐惧和厌恶在两组间无显著差异。
5.3.3 中介效应检验
在分析前对除自变量以外的所有变量进行标准化处理，将敬畏组编码为1，对照组编码为0。以组别为自变量，认知灵活性和创造自我效能感为中介变量，创造力为因变量，中介结果显示：敬畏情绪显著正向预测创造力(β=0.46, p<0.001)、认知灵活性(β=0.62, p<0.001)和创造自我效能感(β=0.35, p=0.018)；认知灵活性显著正向预测创造自我效能感(β=0.56, p<0.001)和创造力(β=0.33, p<0.001)；创造自我效能感显著正向预测创造力(β=0.39, p<0.001)。
5.4 小结
研究2a、2b分别用量表测量与书写回忆诱发敬畏，结果证实认知灵活性与创造自我效能感在敬畏对创造力的影响中不仅起单独中介作用，而且二者还起链式中介作用，支持H2、H3和H4。
6 总讨论
本文开展四项研究构建并检验“敬畏→认知灵活性→创造自我效能感→创造力”链式中介模型，结果显示敬畏显著正向预测创造力，且直接效应与三条中介路径均达显著水平。
6.1 敬畏与创造力
本研究结果表明，敬畏可以显著预测创造力，这验证了H1，该发现与以往研究结果一致(Rudd et al., 2018)，进一步验证了两种不同类型的(状态与特质)敬畏对创造力的影响。敬畏情境通常伴随着宏大的自然现象、令人惊叹的科学理论，或是有影响力的领导者等，Liberman等(2012)指出，辽阔自然景观可激活创造性思维，此外，根据自我超越理论(self-transcendence theory; Reed, 1991)，在这种情境下，敬畏感往往伴随着启发和鼓舞的情绪体验，这种情绪体验能够促使个体超越自我边界，达到更高层次的认知和情感状态，可以预测并增加各种形式的积极行为，包括提升创造力。
6.2 认知灵活性与创造自我效能感的中介作用
中介分析结果显示，敬畏对创造力的影响存在三条路径：认知灵活性的单独中介路径、创造自我效能感的单独中介路径，以及二者的链式中介路径。
首先，依据认知重构理论，敬畏的“浩大感”与“顺应需求”会瓦解个体原有的认知平衡(Keltner & Haidt, 2003)，借由提升认知灵活性进而增进创造力。这种认知失衡会驱动个体主动进行认知重构，表现为更愿意接纳矛盾信息、切换思维视角，进而提升认知灵活性(Schaffer et al., 2024)。而高认知灵活性的个体能够突破思维定式，在发散思维任务中产生更多新颖联想，最终为创造力提供认知基础(Kiss et al., 2020)。
其次，依据Bandura(1977)自我效能理论，敬畏所激发的“超越日常”体验强化个体对自身潜能的积极预期(Piff et al., 2015)，进而提升创造自我效能；该效能感经由“自我激励循环”促使个体持续投入创造性活动，最终提高创造表现(Tierney & Farmer, 2002)。最核心的是认知灵活性与创造自我效能感的链式中介机制，这一路径体现了“认知能力→动机信念→行为表现”的递进逻辑，可结合班杜拉的自我效能理论进行理解。认知灵活性作为一种核心认知能力，为个体提供了“验证自身创造力”的直接经验：当个体通过灵活切换思维解决问题(如从多维度解析任务)时，会形成“我能产生新颖想法”的自我认知，这种经验性证据会直接强化创造自我效能感(Bandura, 1977)。例如，思路转换灵活者易在创造任务中屡获阶段性成功，进而强化对自身创造力的信心，完成由能力到信念再到行为的闭环。
6.3 启示与不足
基于本文研究，教育实践可从三方面着手：一是主动激发敬畏体验，学校通过自然探索、科学史学习等活动，家庭借助日常自然观察、历史故事共读等，让个体感知宏大存在，为创造力奠基(Chirico et al., 2018)。二是系统提升认知灵活性，课堂设置多解问题、跨学科任务，家庭采用多元视角提问，助力个体突破思维定式(张潮 等, 2020)。三是强化创造自我效能感，通过阶梯式创意任务让个体积累成功经验，在认知灵活运用中增强“我能创造”的信念，形成“敬畏激活→认知灵活→效能感提升→创造力增强”的良性循环，为学校与家庭教育提供实践路径。
本研究提出“情绪−认知−动机−创造”递进模型，并证实敬畏可实操提升创造力，为训练提供新路径。同时研究仍存在一些不足，第一，创造力测量工具单一，难以覆盖其多维结构与动态特征(Batey, 2012)。第二，研究1b敬畏启动虽有效(p<0.05)，但启动组的敬畏平均分(M=3.26, 总分7分)处于中等水平，且标准差较大(SD=1.48)，表明被试对敬畏体验的主观感知存在明显个体差异。这可能因为：其一，敬畏作为一种复杂的情绪体验，其唤起强度本身易受个体特质(如神经质水平、经验开放性)和文化背景的影响(Keltner & Haidt, 2003)。部分被试可能因过往经历中缺乏类似的敬畏情境(如自然奇观、宏大叙事)，导致对实验中启动材料的敏感度较低。其二，实验采用的启动材料虽经以往研究的证实，但可能未能覆盖所有被试的情绪触发点，导致部分被试敬畏强度低、数据离散(Bargh et al., 1996)，未来研究可采用多梯度的启动材料，依据预试筛出稳定诱发中、高强度敬畏的材料，以缩小个体差异。
7 结论
(1)敬畏、认知灵活性、创造自我效能感与创造力两两之间均呈显著正相关；(2)认知灵活性与创造自我效能感在敬畏与创造力的关系中，既分别发挥独立中介作用，又构成链式中介路径，共同揭示了敬畏通过认知灵活性与创造自我效能感的双重机制驱动创造力提升。