柯曉曉 齊惠紫 梁家輝 金欣園 高 婕 張明霞 汪亞珉

中國人整體性思維特征的情境評(píng)估法及其應(yīng)用

柯曉曉齊惠紫梁家輝金欣園高 婕張明霞汪亞珉

(首都師范大學(xué)心理學(xué)院, 北京市“學(xué)習(xí)與認(rèn)知”重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 北京 100048) (中國科學(xué)院心理研究所, 行為科學(xué)重點(diǎn)研究室, 北京 100101)

創(chuàng)設(shè)了新的中國人思維特征的情境評(píng)估方法, 初步應(yīng)用于整體性思維特征與創(chuàng)造力傾向關(guān)系的研究并對(duì)其信效度進(jìn)行了檢驗(yàn)。新評(píng)估法選取體現(xiàn)典型文化意境和中國人思維特征的成語謎語作為材料, 利用虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)構(gòu)建形與意、情境與語境相互轉(zhuǎn)換的成語謎語文化園, 記錄被試游覽時(shí)即景說出的成語建立成語庫, 并編碼所錄成語的思維特征類型以作為被試的整體性思維測(cè)量指標(biāo)。基于測(cè)試數(shù)據(jù)的信效度分析表明整體性思維成語測(cè)試系統(tǒng)信效度表現(xiàn)良好。整體性思維與創(chuàng)造力傾向的相關(guān)分析表明, 整體性思維與創(chuàng)造力傾向中的好奇性顯著負(fù)相關(guān)。研究首次證實(shí)了利用虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)來重建傳統(tǒng)文化情境以實(shí)現(xiàn)對(duì)中國人思維特征的情境評(píng)估的可行性, 提示基于虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)的情境評(píng)估法在未來心理學(xué)相關(guān)研究中的應(yīng)用價(jià)值。

成語, 整體性思維特征, 創(chuàng)新能力, 虛擬現(xiàn)實(shí), 生態(tài)學(xué)效度

1 前言

1.1 中國人思維特征

20世紀(jì)80年代以來, 隨著文化心理學(xué)領(lǐng)域?qū)Ρ妊芯康纳钊? 東西方文化、行為、思維方式等方面存在的諸多差異已經(jīng)得到了廣泛的討論。Peng、Nisbett等人的研究把東西方思維方式的差異與東西方文明的起源聯(lián)系在一起, 揭示了文化影響的深層機(jī)制——文化通過認(rèn)識(shí)論造就了思維的差異(侯玉波等, 2016)。侯玉波和朱瀅(2002)基于Peng和Nisbett (1999)的研究, 總結(jié)了中國人常用的兩種思維方式——辯證性思維和整體性思維。辯證性思維指中國人從世界是普遍聯(lián)系的、變化的及復(fù)雜的觀點(diǎn)出發(fā)看待矛盾, 包含變化論、矛盾論和中和論三大原理。而中國人的整體性思維是指中國人傾向于用聯(lián)系的、整體的觀點(diǎn)看待問題, 傾向于強(qiáng)調(diào)事物之間的關(guān)系, 往往會(huì)將問題與所處的背景相結(jié)合。這一觀點(diǎn)得到了許多實(shí)證研究的支持, 例如有研究表明, 中國人在棒框?qū)嶒?yàn)中的成績(jī)和西方人相比相對(duì)較低, 這主要因?yàn)橹袊穗y以把目標(biāo)從背景中抽離出來, 更傾向于把目標(biāo)和背景當(dāng)作整體看待(Jiet al., 2000)。

就思維特征的研究而言, 如何評(píng)估這些特征很重要。早期東西方歸因差異研究較多使用實(shí)驗(yàn)評(píng)估法, 通過分析不同文化背景的被試對(duì)相同實(shí)驗(yàn)材料的歸因傾向探究東西方思維特征差異, 典型的實(shí)驗(yàn)材料包括魚群游動(dòng)的動(dòng)畫、抽象的物體運(yùn)動(dòng)動(dòng)畫及一系列社會(huì)沖突情境等(Morris & Peng, 1994; Nisbett, 2004), 其結(jié)果雖然普遍驗(yàn)證了東西方思維存在顯著差異, 但難以對(duì)思維特征進(jìn)一步量化。目前具體衡量中國人思維特征主要采用量表評(píng)估的方式, 典型的測(cè)量工具有：Chiu (2000)編制的中庸實(shí)踐思維量表及在此基礎(chǔ)上精簡(jiǎn)化的一系列中庸思維體系量表, Spencer-Rodgers等人(2004)編制的辯證思維量表, 侯玉波等人(2016)編制的中國人整體思維方式量表。中庸思維系列量表聚焦于“中庸”這一中國人思維的直觀特征, 體現(xiàn)了其在思維、行動(dòng)等不同側(cè)面的表現(xiàn); 辯證思維量表是東西方在對(duì)比研究中發(fā)展而成的, 具有較高跨文化應(yīng)用價(jià)值; 中國人整體思維方式量表提出并驗(yàn)證了中國人思維方式整體結(jié)構(gòu), 為進(jìn)一步探索中國人思維特性提供了一定的理論基礎(chǔ)。以上量表從不同的理論思路出發(fā)為中國人思維特征的不同方面提供了本土化的測(cè)量工具, 具有很高的理論與應(yīng)用價(jià)值。利用這些便捷高效的量表工具, 已有研究取得了許多有價(jià)值的成果(段錦云, 凌斌, 2011; 侯玉波等, 2016; Spencer- Rodgers et al., 2004)。

但同時(shí)囿于較為單一且缺乏文化意境創(chuàng)設(shè)的測(cè)量方式限制, 當(dāng)前中國人思維特征測(cè)量的生態(tài)學(xué)效度相對(duì)不足。中國人思維特征的形成是植根于中華源遠(yuǎn)流長(zhǎng)的文化中的, 正如Hong等人(1997)通過給香港雙文化背景的學(xué)生事先展現(xiàn)東方或西方文化圖片獲得的兩組被試對(duì)于相同材料的解釋結(jié)果不同, 文化情境可能會(huì)影響思維特征的表現(xiàn)。為了進(jìn)一步深入準(zhǔn)確地把握中國人思維特征, 需要兼具生態(tài)性、直觀性、自然性同時(shí)能夠較好進(jìn)行實(shí)驗(yàn)控制的測(cè)量方法。隨著虛擬仿真技術(shù)的發(fā)展成熟, 其在實(shí)驗(yàn)條件的真實(shí)性及實(shí)驗(yàn)的可復(fù)制性等方面的優(yōu)勢(shì)使得這一愿望成為可能(彭凱平等, 2011), 本研究擬通過虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)來模擬中國傳統(tǒng)文化中典型的山水園林環(huán)境作為測(cè)試情境, 以情境評(píng)估的方式來測(cè)量中國被試在傳統(tǒng)中國文化環(huán)境下的典型思維特征。

1.2 成語故事中的整體性思維特征

成語是中國人在自古以來的生產(chǎn)生活實(shí)踐情景中創(chuàng)造并提煉出來的一種獨(dú)特文化元素, 當(dāng)這種元素再次回歸到現(xiàn)實(shí)情景中時(shí), 最能體現(xiàn)創(chuàng)造這種語言文化體系的民族的思維方式(盧鐵澎, 2008)。以往針對(duì)創(chuàng)造性和頓悟的許多研究, 就使用了漢語的成語謎題作為材料進(jìn)行施測(cè)(楊文嬌等, 2013; 朱新秤等, 2009)。成語運(yùn)用類比、比喻的手法, 以人們?nèi)粘Ｉ罱?jīng)驗(yàn)為基礎(chǔ), 通過感知形象相聯(lián)系, 由此及彼、觸類旁通, 體現(xiàn)出重整體感知, 輕細(xì)節(jié)認(rèn)識(shí)的思維方式(盧鐵澎, 2008)。因此, 借用成語故事來研究中國人的整體性思維特征是十分合理的。

現(xiàn)有研究中對(duì)于成語故事中整體性思維的構(gòu)成沒有明確結(jié)論, 因此本研究擬參照已有思維特征測(cè)量的結(jié)構(gòu)確定成語整體性思維測(cè)量指標(biāo)。Choi等人(2007)依據(jù)Nisbett所提出的關(guān)于東西方思維差異的理論為基礎(chǔ), 發(fā)展出分析性/整體性思維方式量表(Analysis-Holism Scale, AHS), 以因果觀、矛盾觀、變化觀和關(guān)注點(diǎn)四個(gè)維度作為整體思維方式的組成結(jié)構(gòu)。侯玉波等人(2016)同樣根據(jù)Nisbett理論編制的中國人整體思維方式量表則包含了聯(lián)系性、變化性和矛盾性三個(gè)因素。兩份量表的各個(gè)維度見表1所示。從文化的角度來看, 中國人的思維是辯證的, 中國人的思維更是整體包容的。如果把辯證思維視作廣義的整體性思維, 那么二者的結(jié)構(gòu)都是廣義上的整體思維。為嘗試性地基于情境評(píng)估法研究中國人的整體性思維特征, 本研究選擇性地探討“聯(lián)系地、整體地看待事物”這一關(guān)鍵特征, 即AHS結(jié)構(gòu)中的“關(guān)注點(diǎn)”、“因果觀”與中國人整體思維方式量表結(jié)構(gòu)中的“聯(lián)系性”?！懊堋迸c“變化”是典型的辯證性思維特征, 涉及更復(fù)雜的思維特征結(jié)構(gòu)模型, 不是本研究關(guān)注的重點(diǎn)。根據(jù)以上思維特征可以總結(jié)出成語整體性思維指標(biāo)應(yīng)該反映出成語故事中注重整體環(huán)境內(nèi)容、關(guān)注事物聯(lián)系及強(qiáng)調(diào)交互的特征, 并需要進(jìn)一步將其在編碼時(shí)進(jìn)行操作化。

表1 AHS量表與中國人整體思維方式量表維度結(jié)構(gòu)

1.3 成語謎語與虛擬現(xiàn)實(shí)環(huán)境的契合

研究表明, 當(dāng)人們運(yùn)用或生成成語時(shí), 會(huì)根據(jù)成語的文字描述形成表象(Nippold & Duthie, 2003), 圖畫形式的表象能顯著提高成語的記憶效率(譚華玉, 劉鳴, 2009)。也就是說, 生動(dòng)、形象的情境將更直接地激活人們相應(yīng)的成語語義表達(dá)。因此, 利用虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)直觀呈現(xiàn)成語故事無疑是非常合適的表達(dá)方式, 比傳統(tǒng)的二維圖畫更具表現(xiàn)力。

成語理解的相關(guān)理論也證明了虛擬現(xiàn)實(shí)環(huán)境表達(dá)與成語理解機(jī)制之間的高度一致性。成語理解的具身認(rèn)知理論(embodiment cognition view)指出, 空間信息是理解抽象概念的基礎(chǔ)(蘇得權(quán)等, 2013; 葉浩生, 2011), 身體的狀態(tài)直接影響著認(rèn)知過程的進(jìn)行, 大腦與身體的特殊感覺?運(yùn)動(dòng)通道在認(rèn)知的形成中扮演著至關(guān)重要的角色。這與虛擬現(xiàn)實(shí)環(huán)境的浸入性與交互性完全一致。同樣, 浸入式經(jīng)歷者框架理論(immersed experiencer frame)也指出, 成語理解是以語言輸入為線索, 通過整合和序列追蹤現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)痕跡, 對(duì)所描述的事件的身臨其境的經(jīng)歷(魯忠義, 張雅靜, 2007)。已有研究已證明了虛擬環(huán)境在模擬現(xiàn)實(shí)環(huán)境時(shí)的有效性(彭凱平等, 2011), 因此, 利用虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)構(gòu)建特定的心理行為發(fā)生情境是完全可行的(袁小鈞等, 2018)。

1.4 成語中的整體性思維對(duì)創(chuàng)造力傾向的影響

中國人思維特征與創(chuàng)造力傾向之間的關(guān)系是思維特征影響研究中的熱門, 以往的大多數(shù)研究都暗示了辯證性思維方式與創(chuàng)造力傾向之間的緊密聯(lián)系。許多研究表明, 辯證性思維在發(fā)現(xiàn)問題的過程中具有重要作用, 可能會(huì)對(duì)創(chuàng)造思維有促進(jìn)作用(Arlin, 1976; Arlin & Levitt, 1998; Benacket al., 1989; Rothenberg, 1996)。然而, 也有研究表明, 在白種人群體中, 樸素辯證思維降低了發(fā)現(xiàn)問題任務(wù)中的原創(chuàng)性, 二者之間的關(guān)系可能與特定的文化相關(guān)(Paletz & Peng, 2009)。

而中國式思維特征的整體性與創(chuàng)造力傾向關(guān)系的研究還相對(duì)不足。中國文化中傾向于以宏觀眼光看待問題的整體性思維方式與場(chǎng)依存的認(rèn)知風(fēng)格有所聯(lián)系, 而以往大多研究在場(chǎng)依存與創(chuàng)造力的關(guān)系上則展現(xiàn)了負(fù)相關(guān)的結(jié)果(李壽欣, 李濤, 2000; 武欣, 張厚粲, 1997)。因此有必要進(jìn)一步探討在典型的中國文化意境下, 中國人的整體思維是否仍然負(fù)向預(yù)測(cè)創(chuàng)造力或者創(chuàng)造力的某個(gè)方面。具體到本研究就是典型中國文化意境下, 成語謎語中所體現(xiàn)的中國人整體思維方式與創(chuàng)造力傾向之間是否存在某種預(yù)測(cè)關(guān)系。根據(jù)已有研究發(fā)現(xiàn)來預(yù)測(cè), 虛擬成語謎語文化園測(cè)試中的整體思維特征可能仍然會(huì)預(yù)測(cè)創(chuàng)造力傾向的某些方面。

1.5 研究目的和假設(shè)

本研究的主要目的是利用虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)來呈現(xiàn)成語意境和意象, 從而建立一種觀測(cè)中國人思維方式的情境評(píng)估方法, 并探討在典型中國文化情境中的整體性思維特征與創(chuàng)造力關(guān)系這一重要學(xué)術(shù)問題。在效標(biāo)效度檢驗(yàn)方面, 選取鑲嵌圖形測(cè)試作為中國人整體性思維情境評(píng)估的效標(biāo), 選擇這一測(cè)試作為效標(biāo)測(cè)試的主要原因在于兩者的結(jié)構(gòu)相似, 即都是基于圖形意象來評(píng)估人的思維特征, 并且場(chǎng)獨(dú)立與場(chǎng)依存型認(rèn)知加工方式的劃分與本研究中的虛擬現(xiàn)實(shí)環(huán)境一樣都是基于模擬仿真情境來觀察評(píng)測(cè)人的認(rèn)知加工特征的。同時(shí)選取大五人格測(cè)試作為被試人格變量的觀測(cè), 以便觀察主要的被試變量在這之中的可能影響。在應(yīng)用檢驗(yàn)方面, 選取威廉斯創(chuàng)造力傾向量表測(cè)量被試創(chuàng)造力傾向, 驗(yàn)證與整體性思維特征的關(guān)系。根據(jù)已有研究發(fā)現(xiàn), 我們假設(shè)整體性思維方式與場(chǎng)依存的認(rèn)知風(fēng)格正相關(guān), 與創(chuàng)造力傾向負(fù)相關(guān)。

2 研究方法

2.1 被試

本研究在北京地區(qū)招募了90名成年人作為研究對(duì)象。其中, 男性35人, 女性55人, 年齡為16～ 36歲(= 22.12,= 2.74)。在實(shí)驗(yàn)開始前, 被試均閱讀并填寫了知情同意書。該實(shí)驗(yàn)通過了首都師范大學(xué)倫理委員會(huì)的審核。

2.2 設(shè)備

本研究使用的“中國成語謎語虛擬現(xiàn)實(shí)測(cè)評(píng)系統(tǒng)”, 是由所在虛擬現(xiàn)實(shí)實(shí)驗(yàn)室團(tuán)隊(duì)協(xié)作完成。在開發(fā)過程中, 使用3DS Max 2018進(jìn)行建模, Unity 5.6.0開發(fā)虛擬現(xiàn)實(shí)系統(tǒng)。研究中使用的硬件設(shè)備主要有HTC Vive虛擬現(xiàn)實(shí)頭戴式頭盔(包含激光定位器、操控手柄), Dell Precision T6510工作站。頭戴式頭盔的分辨率為2160 × 1200像素, 刷新率為90 Hz, 視角為110度。激光定位器刷新率100 Hz, 可追蹤區(qū)域?yàn)?.5 m × 7.5 m, 可追蹤區(qū)域內(nèi)可實(shí)現(xiàn)360度移動(dòng)追蹤, 時(shí)延低于20 ms。Vive操控手柄通過激光發(fā)射與場(chǎng)景進(jìn)行交互。

2.3 虛擬現(xiàn)實(shí)測(cè)試系統(tǒng)

2.3.1 虛擬現(xiàn)實(shí)場(chǎng)景

所采用的虛擬實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景為典型的山水文化園林場(chǎng)景, 場(chǎng)景集園林文化要素(如山、河、舟、橋、花、草、亭、房、星、月等)和成語典故要素(如生活、文化、動(dòng)物、人情世故等), 包含典型的文化要素38類, 圖1為園林場(chǎng)景的一個(gè)局部。整體場(chǎng)景大小約為570 m × 570 m, 包含的所有模型共計(jì)4700萬面。場(chǎng)景中的模型大多為網(wǎng)上免費(fèi)下載的模型, 少部分為網(wǎng)上購買的模型, 還有一部分為實(shí)驗(yàn)室團(tuán)隊(duì)成員制作的模型, 所有模型均用于教育與科研。

2.3.2 成語謎語庫的建立

成語謎語庫分由核心成語謎語庫和自由創(chuàng)意成語謎語庫兩部分構(gòu)成。核心成語庫是在場(chǎng)景制作前有計(jì)劃地進(jìn)行了形意轉(zhuǎn)換的成語, 建立主要分為兩步：首先, 從網(wǎng)上的分類成語庫中選取數(shù)百個(gè)具有典型的形意轉(zhuǎn)換特性的常用成語, 并根據(jù)成語涉及到的題材, 按動(dòng)物、人文故事、景物進(jìn)行平衡, 形成備選成語150條。而后, 由創(chuàng)意小組(由心理學(xué)專業(yè)文科類本科生2名、理科類本科生2名、心理學(xué)專業(yè)研究生1名, 研究生導(dǎo)師1名組成)對(duì)備選成語進(jìn)行形意轉(zhuǎn)換創(chuàng)意, 并按照靜態(tài)組合、動(dòng)態(tài)展示兩類進(jìn)行平衡, 根據(jù)創(chuàng)意的質(zhì)量和虛擬現(xiàn)實(shí)表達(dá)的良好程度選取具有高代表性、高表達(dá)性的核心成語測(cè)試庫, 最終在場(chǎng)景中實(shí)現(xiàn)的數(shù)量為59條。核心成語庫中成語的虛擬現(xiàn)實(shí)表達(dá)有一半帶有動(dòng)畫, 近三分之二以上設(shè)置有與玩家之間的交互功能。

圖1 實(shí)驗(yàn)中所采用的虛擬文化園林場(chǎng)景

自由創(chuàng)意成語庫則是在實(shí)驗(yàn)過程中記錄和選擇的, 根據(jù)設(shè)計(jì), 文化園林場(chǎng)景中包括樓、臺(tái)、山、河、舟、瀑、花、草、龍、虎、雞等為代表的文化元素可以作為成語刺激材料, 激發(fā)被試對(duì)成語的聯(lián)想。排除與這些刺激信息無關(guān)的成語后, 篩選出符合環(huán)境信息或被試表現(xiàn)出的心理、行為特征的成語作為自由創(chuàng)意成語庫。

無論是核心庫還是自由創(chuàng)意庫, 成語的選擇或是潛在選擇均不考慮其表達(dá)特征的分類, 主要考慮成語的形意轉(zhuǎn)換性與常用性。成語庫分類只作為篩選方式的區(qū)分, 所包含的成語在后續(xù)的編碼中使用統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。部分成語的創(chuàng)意表達(dá)如圖2所示。

2.4 問卷

鑲嵌圖形測(cè)驗(yàn)本研究使用北京師范大學(xué)修訂的鑲嵌圖形測(cè)驗(yàn)(EFT)測(cè)量被試的認(rèn)知風(fēng)格。要求被試在限時(shí)內(nèi)找出一個(gè)隱藏在復(fù)雜圖形中的簡(jiǎn)單圖形, 測(cè)試分為練習(xí)部分和正式測(cè)驗(yàn)部分, 按照被試正式測(cè)驗(yàn)部分正確畫出的簡(jiǎn)單圖形個(gè)數(shù)計(jì)分, 每畫出一個(gè)計(jì)1分, 滿分為20分。得分高的學(xué)生認(rèn)知風(fēng)格屬于場(chǎng)獨(dú)立型, 反之屬于場(chǎng)依存型。

大五人格量表 本研究使用中國大五人格問卷簡(jiǎn)式版(Chinese Big Five Personality Inventory brief version, CBF–PI–B)測(cè)試被試的人格特征(王孟成等, 2011)。該問卷包括5個(gè)維度, 外向性(8項(xiàng); α = 0.813)、宜人性(8項(xiàng); α = 0.787), 嚴(yán)謹(jǐn)性(8項(xiàng); α = 0.779), 神經(jīng)質(zhì)(8項(xiàng); α = 0.776), 開放性(8項(xiàng); α = 0.787)每個(gè)項(xiàng)目的評(píng)分范圍從1 (“非常不同意”)到5 (“非常同意”)。

(上面為“曲徑通幽”, 下面為“井底之蛙”)

威廉斯創(chuàng)造力傾向量表 本研究使用《威廉斯創(chuàng)造力傾向量表》測(cè)試被試的創(chuàng)造力傾向。盡管這一量表是在西方文化中析出的標(biāo)準(zhǔn), 但它經(jīng)過了世界范圍內(nèi)大量研究的支持。問卷從冒險(xiǎn)性、好奇心、想象力、挑戰(zhàn)性四個(gè)方面對(duì)學(xué)生的創(chuàng)造力傾向進(jìn)行了測(cè)試。各維度之α系數(shù)為0.401～0.780, 重測(cè)相關(guān)系數(shù)為0.489～0.810 (林幸臺(tái), 王木榮, 1999)。

IPQ問卷 采用Schubert等人(2001)所編制的Igroup Presence Questionnaire (IPQ)問卷, 評(píng)估學(xué)生在使用浸入式虛擬現(xiàn)實(shí)場(chǎng)景時(shí)所產(chǎn)生的臨場(chǎng)感。該量表為7點(diǎn)李克特量表, 共計(jì)14個(gè)項(xiàng)目, 量表的內(nèi)部一致性信度為0.87。4個(gè)維度分別是空間臨場(chǎng)感(Spatial presence)、參與度(Involvement)、真實(shí)感(Realism)和總體臨場(chǎng)感(General presence)。

2.5 實(shí)驗(yàn)流程

實(shí)驗(yàn)流程包含虛擬現(xiàn)實(shí)場(chǎng)景漫游和問卷調(diào)查兩部分。被試佩戴設(shè)備進(jìn)入虛擬現(xiàn)實(shí)實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景后從起點(diǎn)開始乘船在U型河道上漂流, 以盡快熟悉所在的虛擬現(xiàn)實(shí)場(chǎng)景。到達(dá)漂流終點(diǎn)后要求被試通過按鍵來沿著設(shè)置好的小徑一路漫游, 被試可以通過手柄與場(chǎng)景中的物體進(jìn)行交互。被試需要至少在場(chǎng)景中游覽15分鐘, 并與場(chǎng)景中所有可交互的物體完成交互。要求其在漫游過程中根據(jù)場(chǎng)景自由地進(jìn)行成語概括或抽象, 并盡可能多地口頭報(bào)告出所觀察到或聯(lián)想到的成語, 由主試實(shí)時(shí)將其進(jìn)行記錄下來。當(dāng)被試確認(rèn)無法報(bào)告出更多成語且已經(jīng)到達(dá)陸上漫游終點(diǎn)時(shí), 漫游結(jié)束。被試摘下頭盔休息一分鐘后填寫IPQ量表、鑲嵌圖形測(cè)驗(yàn)、大五人格量表和威廉斯創(chuàng)造力傾向量表。

2.6 數(shù)據(jù)處理

為了給予被試根據(jù)環(huán)境信息自由聯(lián)想的空間, 同時(shí)排除被試為了完成報(bào)告任務(wù)而機(jī)械背誦導(dǎo)致結(jié)果產(chǎn)生偏差的可能性。在收集所有被試報(bào)告出的成語后, 排除錯(cuò)誤成語及與環(huán)境信息無關(guān)的成語, 其余成語錄入自由創(chuàng)意成語庫, 被試報(bào)告的核心成語和自由創(chuàng)意成語均作為合理成語進(jìn)行編碼。根據(jù)前文總結(jié)出的成語整體性思維特征進(jìn)一步操作化, 首先選擇能夠體現(xiàn)整體環(huán)境內(nèi)容和被試總體心境體驗(yàn)的典型整體性思維特征成語編碼為“總體型成語”, 這一類型的成語能夠從表面含義上直接反應(yīng)出整體性思維的核心特征。但在實(shí)際的編碼過程中, 我們發(fā)現(xiàn)部分成語雖然描述的是事物的細(xì)節(jié)線索, 但卻反映了被試對(duì)表象細(xì)節(jié)與事物內(nèi)涵的聯(lián)系以及對(duì)具體事物與背景環(huán)境交互作用的關(guān)注, 如“點(diǎn)睛之筆”雖然描述的是“筆”這一具體事物形象及“畫”這一具體動(dòng)作, 但并非簡(jiǎn)單的描述事物表象, 同時(shí)也反映了“畫”的行為對(duì)背景的“點(diǎn)睛”作用, 這類成語也反映了整體性思維結(jié)構(gòu)中“聯(lián)系性”和“因果觀”的特征。同時(shí), 還有一類成語不僅僅反映客觀現(xiàn)實(shí), 而是體現(xiàn)了被試的個(gè)人經(jīng)驗(yàn)體驗(yàn), 如“一葉障目”是自身感官受到環(huán)境影響的結(jié)果, 針對(duì)同一環(huán)境報(bào)告“鳥語花香”比“花紅柳綠”體現(xiàn)更多的個(gè)體評(píng)價(jià), 我們認(rèn)為這也在一定程度上體現(xiàn)了整體性思維聯(lián)系性的特征, 與總體性不同, 這種思維方式關(guān)注的并非事物之間, 而是個(gè)人與環(huán)境的聯(lián)系。為了更全面的考察成語整體性思維, 我們將以上兩類成語也納入考量, 分別編碼為“會(huì)意型”與“主觀型”, 最終形成的分類編碼標(biāo)準(zhǔn)見表2。

在操作性定義上, 三個(gè)維度的編碼彼此獨(dú)立, 各維度內(nèi)部采用二分法。由于本研究編碼需要考慮到成語在虛擬環(huán)境中的表達(dá)形式, 主要由一名熟悉場(chǎng)景內(nèi)容的評(píng)分者負(fù)責(zé)編碼, 另外邀請(qǐng)兩名評(píng)分者獨(dú)立編碼以檢驗(yàn)編碼的合理性, 表3中列舉了部分成語的編碼結(jié)果。最終收錄的221條成語中總體型101條, 局部型120條; 會(huì)形成語112條, 會(huì)意成語109條; 主觀型成語39條, 客觀型182條。

表2 成語編碼分類標(biāo)準(zhǔn)

表3 成語編碼方式示例

由于被試的文化水平、掌握成語的數(shù)量不一, 為避免被試成語水平對(duì)測(cè)試結(jié)果的影響, 本研究采用被試各類別成語報(bào)告的比例而不是數(shù)量作為被試思維特征的指標(biāo)。具體的計(jì)算方式如下：合理比例=合理成語數(shù)量/報(bào)告成語總數(shù), 總體比例=總體型成語數(shù)量/合理成語數(shù)量, 會(huì)意比例=會(huì)意成語數(shù)量/合理成語數(shù)量, 主觀比例=主觀成語數(shù)量/合理成語數(shù)量。其中合理比例與報(bào)告數(shù)量?jī)H作為被試成語報(bào)告特征的指標(biāo), 不作為被試整體性思維特征指標(biāo)。

3 結(jié)果

3.1 描述統(tǒng)計(jì)與信度檢驗(yàn)

采用SPSS 18.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析, 表4列出了成語測(cè)試的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。根據(jù)所使用的虛擬現(xiàn)實(shí)場(chǎng)景中涉及的38類典型文化要素進(jìn)行情境劃分, 按照被試能否根據(jù)該情境報(bào)告出合理成語進(jìn)行0-1計(jì)分, 計(jì)算所有情景項(xiàng)目的Cronbach’s α系數(shù)為0.79, 內(nèi)部一致性較好, 表明所使用的情境能夠較為一致的誘發(fā)被試的合理成語聯(lián)想。對(duì)3位評(píng)分者進(jìn)行編碼一致性計(jì)算, 總體性維度兩兩之間Kappa值分別為0.65、079、0.80, 會(huì)意性維度分別為0.55、0.81、0.72, 主觀性維度分別為0.62、0.67、0.72, 一致性較高。

此外, 表4中還列出了IPQ問卷各維度的得分情況。在虛擬現(xiàn)實(shí)環(huán)境的設(shè)計(jì)方面, IPQ得分可以反映被試在進(jìn)入虛擬現(xiàn)實(shí)后的沉浸感受, 均分高于3分, 則虛擬現(xiàn)實(shí)環(huán)境較好。本研究的場(chǎng)景測(cè)驗(yàn)中空間臨場(chǎng)感、參與度、真實(shí)感、總體臨場(chǎng)感的均分分別為4.59、3.46、3.28、3.03。證明本研究所使用的虛擬現(xiàn)實(shí)環(huán)境設(shè)計(jì)良好, 被試在體驗(yàn)虛擬漫游測(cè)試時(shí)具有較高的參與度, 能夠體驗(yàn)較高的臨場(chǎng)感和真實(shí)感, 適合用來模擬被試在真實(shí)環(huán)境中生成成語時(shí)的思維特征。

表4 成語報(bào)告指標(biāo)與IPQ得分描述統(tǒng)計(jì)(N = 90)

3.2 整體性思維特征指標(biāo)的相關(guān)

對(duì)成語匯報(bào)數(shù)量及各個(gè)類型成語的匯報(bào)比例進(jìn)行相關(guān)分析, 結(jié)果如表5所示。除合理比例以外, 其他各變量與報(bào)告數(shù)的相關(guān)均不顯著, 證明使用報(bào)告成語種類的比例能夠較好的排除被試的成語水平對(duì)測(cè)量結(jié)果的影響。同時(shí), 根據(jù)變量之間的相關(guān)可以將被試大致分為兩類：關(guān)注環(huán)境整體、事物內(nèi)涵和自身體驗(yàn)的被試, 報(bào)告的合理比例較低; 關(guān)注具體細(xì)節(jié)、外在線索和描述性信息的被試, 報(bào)告成語的合理比例較高。這一分類也符合前人研究及生活經(jīng)驗(yàn)中整體性思維和非整體性思維人群的特征。

3.3 效標(biāo)效度

3.3.1 鑲嵌圖形

將鑲嵌圖形測(cè)試分?jǐn)?shù)作為效標(biāo), 結(jié)果表明：鑲嵌圖形測(cè)驗(yàn)總分與被試報(bào)告成語總體比例負(fù)相關(guān)顯著(= ?0.27,= 0.009), 與報(bào)告數(shù)、合理比例、會(huì)意比例和主觀比例的相關(guān)均不顯著, 相關(guān)系數(shù)分別為0.09, 0.03, ?0.12和?0.07。這符合我們的預(yù)測(cè), 報(bào)告總體比例高的被試, 注重與環(huán)境聯(lián)系, 知覺受背景變換影響較大, 不容易聚焦于事物細(xì)節(jié), 偏向于場(chǎng)依存的認(rèn)知風(fēng)格。鑲嵌圖形測(cè)試分?jǐn)?shù)與會(huì)意比例和主觀比例相關(guān)不顯著, 是由于是否受外來因素干擾的認(rèn)知方式與注重現(xiàn)象與內(nèi)涵的聯(lián)系以及主觀體驗(yàn)沒有必然的聯(lián)系, 反映了三個(gè)指標(biāo)所測(cè)量的思維特征之間具有良好的區(qū)分。

表5 報(bào)告傾向與整體性思維特征的相關(guān)

注：**為< 0.01, *為< 0.05

3.3.2 大五人格

除鑲嵌圖形測(cè)驗(yàn)外, 被試還完成了中國大五人格問卷簡(jiǎn)式版, 整體性思維特征與大五人格的相關(guān)見表6?？梢钥闯? 主觀比例與神經(jīng)質(zhì)負(fù)相關(guān)顯著, 表明更多關(guān)注自我表現(xiàn)而非外在信息的人更加淡定、平靜。這符合我們的假設(shè), 堅(jiān)定自我的人, 對(duì)外部信息不敏感, 不易受到他人看法、評(píng)價(jià)等外部信息的影響, 神經(jīng)質(zhì)水平較低; 宜人性與會(huì)意比例負(fù)相關(guān)顯著, 這也符合我們對(duì)人的理解, 宜人性高的人更加直率、坦誠, 因此對(duì)信息的理解較為直觀, 更多的相信事物的表面信息, 反之較少的探究和領(lǐng)會(huì)深層含義; 開放性和總體比例負(fù)相關(guān)顯著, 開放性高的群體對(duì)陌生的環(huán)境和體驗(yàn)更感興趣, 樂于探索、富于想象, 這可能體現(xiàn)在他們關(guān)注事物具體細(xì)節(jié)的變化, 而不是直接將其視為一個(gè)籠統(tǒng)的整體。

表6 整體性思維特征與大五人格的相關(guān)

注：**為< 0.01, *為< 0.05

表7 整體性思維特征與創(chuàng)造力傾向的相關(guān)

注：**為< 0.01, *為< 0.05

這些效度指標(biāo)都證明了整體性思維特征測(cè)量具有一定的聚合效度。除此之外, 總體比例與神經(jīng)質(zhì)、嚴(yán)謹(jǐn)性、宜人性, 會(huì)意比例與嚴(yán)謹(jǐn)性、外向性, 主觀比例與嚴(yán)謹(jǐn)性、宜人性等沒有必然聯(lián)系的變量間相關(guān)不顯著, 也進(jìn)一步證明了整體性思維特征測(cè)量具有一定的區(qū)分效度。

3.4 測(cè)試的應(yīng)用檢驗(yàn)：以與創(chuàng)造力傾向的關(guān)系為例

在上文中, 我們已經(jīng)驗(yàn)證了整體性思維與場(chǎng)依存認(rèn)知風(fēng)格的聯(lián)系, 接下來將根據(jù)研究假設(shè)進(jìn)一步探索整體性思維與創(chuàng)造力傾向的關(guān)系。首先對(duì)整體性思維特征與創(chuàng)造力傾向進(jìn)行相關(guān)分析, 結(jié)果見表7。好奇性與總體比例正相關(guān)顯著, 這符合我們的假設(shè), 關(guān)注環(huán)境整體、不注重事物細(xì)節(jié)的人好奇性低, 不擅長(zhǎng)把握特殊現(xiàn)象(場(chǎng)景中存在著與環(huán)境背景有一定沖突的具體信息, 例如園林環(huán)境中的士兵等, 總體比例高意味著對(duì)這部分信息相關(guān)的成語報(bào)告少)。同時(shí), 好奇性與合理比例顯著正相關(guān), 與報(bào)告數(shù)顯著負(fù)相關(guān), 可能是由于好奇心較強(qiáng)的群體對(duì)當(dāng)前環(huán)境更有探索欲, 更多的關(guān)注到了當(dāng)前場(chǎng)景中提供的信息, 報(bào)告出的成語更符合當(dāng)前體驗(yàn)。而好奇心低的群體, 更可能專注于匯報(bào)成語的數(shù)量, 較少關(guān)注環(huán)境。

為了進(jìn)一步考察好奇性與被試整體性思維之間的關(guān)系, 使用與好奇性顯著相關(guān)的合理比例和總體比例兩個(gè)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后進(jìn)行K均值聚類分析。根據(jù)前期的數(shù)據(jù)分析可以看出被試大致可以分為整體性高和整體性低兩個(gè)類型, 因此擬定聚類數(shù)為2。迭代8次達(dá)到收斂, 成功將被試分為兩類：第一類被試40人, 合理比例Z分?jǐn)?shù)的聚類中心為0.86, 總體比例Z分?jǐn)?shù)的聚類中心為?0.65; 第二類被試50人, 合理比例Z分?jǐn)?shù)的聚類中心為?0.69, 總體比例Z分?jǐn)?shù)的聚類中心為0.52。

按照聚類分類對(duì)兩類被試的報(bào)告進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn), 結(jié)果如表8所示, 可以看出兩類被試的成語報(bào)告數(shù)、合理比例、總體比例、會(huì)意比例與主觀比例的差異均顯著, 且除會(huì)意比例效應(yīng)量中等外, 其余各變量效應(yīng)量均較大。表明這種分類方式能夠較好的區(qū)分出具有不同整體性思維水平的被試。根據(jù)兩類被試報(bào)告指標(biāo)的均值也可以進(jìn)一步看出, 這兩類被試總體思維特征符合我們的假設(shè)。1類被試匯報(bào)的總體比例、會(huì)意比例及主觀比例都高于2類被試, 可以概括為是整體性思維強(qiáng)的被試, 他們匯報(bào)的合理比例較低, 但是匯報(bào)數(shù)較多。

進(jìn)一步對(duì)兩類被試的好奇性進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn), 結(jié)果表明兩組之間差異顯著, 且效應(yīng)量較大 ((88) = 3.46,= 0.001,= 0.74)。整體性思維強(qiáng)的被試好奇性(= 30.34,= 3.61)顯著低于整體性思維弱(= 32.85,= 3.17)的被試, 符合我們的假設(shè)。

4 討論

本研究的主要目的是探索和檢驗(yàn)在虛擬現(xiàn)實(shí)創(chuàng)設(shè)的文化環(huán)境中根據(jù)被試自由報(bào)告成語的方式測(cè)量中國人整體性思維的方法, 并在此基礎(chǔ)上初步驗(yàn)證典型文化情境下整體性思維與創(chuàng)造力傾向的關(guān)系。研究結(jié)果表明這一方法具有良好的信度和效度, 同時(shí)也從實(shí)證角度驗(yàn)證了中國式思維特征中整體性思維方式對(duì)好奇性具有抑制作用。

表8 兩類被試成語報(bào)告的差異檢驗(yàn)比較

注：**為< 0.01, *為< 0.05

中國人獨(dú)特的思維方式是從中華民族的歷史傳統(tǒng)和文化模式中發(fā)展出來的, 離開了這種文化情境思維特征就無從探討。本研究使用虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)模擬山水園林環(huán)境作為測(cè)試場(chǎng)景、以成語謎語作為測(cè)驗(yàn)材料的思維特征測(cè)試系統(tǒng), 內(nèi)容類似于中國古人猜燈謎的傳統(tǒng)活動(dòng)。所使用場(chǎng)景的IPQ量表得分表明虛擬現(xiàn)實(shí)環(huán)境設(shè)計(jì)良好。為了使測(cè)試結(jié)果更符合被試在環(huán)境中自由聯(lián)想時(shí)的思維特征, 成語庫中除了研究者事先選定的成語外, 也收錄了被試報(bào)告的所有“合理”成語。在成語編碼與指標(biāo)選擇方面, 考慮到受被試成語水平的影響可能造成偏差, 本研究使用被試報(bào)告的總體型、會(huì)意型及主觀型成語的比例而不是數(shù)量作為整體性思維的測(cè)量指標(biāo)。在后續(xù)的數(shù)據(jù)分析中, 這三個(gè)變量與報(bào)告數(shù)的相關(guān)均不顯著, 也證明了這種方式較好的排除了被試報(bào)告數(shù)量的影響。

本評(píng)估方法信效度表現(xiàn)良好, 所使用的典型情境誘發(fā)合理成語報(bào)告得分的內(nèi)部一致性系數(shù)達(dá)0.79, 各維度評(píng)分者兩兩之間一致性均大于0.55?？傮w比例、會(huì)意比例及主觀比例三個(gè)變量之間正相關(guān)顯著, 且均與合理比例負(fù)相關(guān)顯著, 同時(shí)合理比例與報(bào)告數(shù)負(fù)相關(guān)顯著。表明整體性思維強(qiáng)的被試, 報(bào)告的數(shù)量較多, 但合理性較低; 整體性思維弱的被試報(bào)告數(shù)量較少, 但合理性較高。這一結(jié)果符合我們的假設(shè), 為整體性思維特征不同的人提供了初步的行為畫像。在效標(biāo)效度檢驗(yàn)中, 使用了鑲嵌圖形測(cè)驗(yàn), 結(jié)果表明被試報(bào)告成語的總體比例與鑲嵌圖形總分顯著負(fù)相關(guān), 符合前人進(jìn)行棒框?qū)嶒?yàn)中關(guān)于中國人整體型認(rèn)知取向的推論(Ji et al., 2000)。在整體性思維與人格的相關(guān)方面, 主觀比例與神經(jīng)質(zhì)、宜人性與會(huì)意比例、開放性和總體比例的負(fù)相關(guān)顯著, 同時(shí)總體比例與神經(jīng)質(zhì)、嚴(yán)謹(jǐn)性、宜人性, 會(huì)意比例與嚴(yán)謹(jǐn)性、外向性, 主觀比例與嚴(yán)謹(jǐn)性、宜人性等變量間相關(guān)不顯著, 這都符合我們的理論假設(shè)及對(duì)人的理解, 證明了本測(cè)試系統(tǒng)具有良好的區(qū)分效度和聚合效度。

整體性思維在一定程度上影響創(chuàng)造力中的好奇性, 結(jié)果表明被試成語報(bào)告的總體比例與好奇性存在顯著負(fù)相關(guān)。這可能是由于總體性的關(guān)注點(diǎn)會(huì)減少個(gè)體對(duì)事物內(nèi)在結(jié)構(gòu)的關(guān)注度, 這種傾向于以宏觀眼光看待問題的方式可能導(dǎo)致個(gè)體更少接觸到具體信息中的新奇刺激, 進(jìn)而抑制了好奇心的產(chǎn)生(Düzel et al., 2010)。此外, 好奇的信息缺口理論(information-gap theory)表明, 好奇的產(chǎn)生是由于個(gè)體當(dāng)前的知識(shí)與想要獲得的知識(shí)存在差距(Loewenstein, 1994)。整體性思維可能在一定程度上抑制了對(duì)細(xì)節(jié)性知識(shí)的渴望, 因此主觀層面難以意識(shí)到自己在具體知識(shí)的理解上存在著信息缺口(李天然, 俞國良, 2015)。同時(shí)值得注意的是, 好奇性與合理比例具有顯著正相關(guān), 可能是由于好奇心較強(qiáng)的群體更有探索欲, 更能關(guān)注到場(chǎng)景中提供的信息。使用總體比例與合理比例進(jìn)行K均值聚類分析可以將被試分為兩類, 兩類被試間成語報(bào)告數(shù)、合理比例、總體比例、會(huì)意比例與主觀比例的差異均顯著, 表明該方法能夠有效區(qū)分被試的整體思維特征和報(bào)告行為表現(xiàn), 可以概括為整體性思維強(qiáng)和整體性思維弱兩類, 這兩類被試的好奇性差異顯著。

本研究的理論貢獻(xiàn)和應(yīng)用價(jià)值主要體現(xiàn)在：(1)探索了結(jié)合虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)使用具有文化特異性的材料進(jìn)行思維測(cè)試的可能性, 這種經(jīng)過設(shè)計(jì)還原的文化情境比量表測(cè)試更具有文化意境, 能夠更好的模擬被試在傳統(tǒng)文化情境下的思維特征, 為進(jìn)一步研究中華文化環(huán)境中典型中國人的心理和行為提供了新的可能。(2)探索出的成語謎語測(cè)試系統(tǒng), 具有較好的生態(tài)學(xué)效度, 測(cè)試內(nèi)容隱蔽, 被試很難根據(jù)實(shí)驗(yàn)任務(wù)猜測(cè)所要測(cè)量的變量, 同時(shí)也省去了在現(xiàn)實(shí)中塑造傳統(tǒng)文化環(huán)境的困難, 具有良好的可重復(fù)性、可擴(kuò)展性以及可獲得性, 應(yīng)用難度低。(3)進(jìn)一步驗(yàn)證了整體性思維、合理性及好奇性存在著相關(guān)關(guān)系, 整體性思維可能在某種程度上對(duì)于好奇性具有抑制作用, 為研究中國人思維特征與創(chuàng)造性之間的關(guān)系提供了新的證據(jù)。

但同時(shí)作為一項(xiàng)創(chuàng)新的探索性研究, 仍存在著很多不足之處。第一, 目前中國人整體性思維的具體結(jié)構(gòu)還缺少確定的研究結(jié)論。本研究中整體性思維指標(biāo)的選擇是依據(jù)前人思維特征相關(guān)量表結(jié)構(gòu)(Choi et al., 2007; 侯玉波等, 2016), 選取與整體性思維關(guān)鍵特征相一致的關(guān)鍵維度, 并在實(shí)際編碼過程中結(jié)合被試報(bào)告的成語內(nèi)容進(jìn)行分析確定的。其中“總體性”維度在正式編碼前由前人研究中整體性思維結(jié)構(gòu)特征總結(jié)而成, 能夠較為直接的反映整體性思維的核心特征, 而“會(huì)意性”與“主觀性”則是在編碼過程中進(jìn)一步分析報(bào)告成語的內(nèi)涵與整體性思維的聯(lián)系所確定的, 這種選擇使得指標(biāo)更能體現(xiàn)文化特性, 也更完整地包含了成語可能體現(xiàn)的整體性思維特征, 但相對(duì)來說理論嚴(yán)謹(jǐn)性較弱。后續(xù)的研究結(jié)果也證明了相對(duì)于會(huì)意性和主觀性, 總體性指標(biāo)與其他變量的相關(guān)更為穩(wěn)定, 進(jìn)一步表明了總體性可能是成語整體性思維評(píng)估的核心指標(biāo)。但同時(shí)會(huì)意性、主觀性與總體性之間及二者與部分人格變量之間也存在顯著相關(guān)結(jié)果, 考慮到實(shí)際報(bào)告成語內(nèi)容的分析中相對(duì)于總體性更多的體現(xiàn)整體性思維“關(guān)注點(diǎn)”這一表面特征, 會(huì)意性與主觀性更可能反應(yīng)“聯(lián)系性”這個(gè)整體性思維的另一關(guān)鍵特征, 本研究對(duì)其進(jìn)行保留。隨著日后相關(guān)理論研究中思維特征結(jié)構(gòu)模型的明晰, 這些指標(biāo)有待進(jìn)一步調(diào)整。

第二, 本研究的結(jié)果仍不足以確定各關(guān)鍵變量間的具體結(jié)構(gòu)關(guān)系。本研究中對(duì)于整體性思維與創(chuàng)造力傾向關(guān)系的假設(shè)是基于場(chǎng)依存認(rèn)知方式與中國人整體性思維的關(guān)聯(lián)(Ji et al., 2000)及場(chǎng)依存與創(chuàng)造力的負(fù)相關(guān)關(guān)系(李壽欣, 李濤, 2000; 武欣, 張厚粲, 1997)推導(dǎo)而來。研究結(jié)果雖然一定程度上驗(yàn)證了這種抑制作用存在, 但對(duì)于定論二者之間的關(guān)系仍缺乏關(guān)鍵證據(jù)。同時(shí)也沒有進(jìn)一步探究合理性在整體性思維與好奇性的關(guān)系中如何發(fā)揮作用, 我們認(rèn)為報(bào)告的合理性可能體現(xiàn)了對(duì)環(huán)境信息的感知、理解和整合的程度, 可能是由于整體性思維抑制了好奇性從而降低了報(bào)告的合理性, 這種可能仍有待進(jìn)一步的研究進(jìn)行論證。

第三, 本研究選取的測(cè)評(píng)工具存在一定的片面性。在創(chuàng)造力的測(cè)量方面, 本研究選用的《威廉斯創(chuàng)造力傾向量表》僅測(cè)量創(chuàng)造力傾向, 而除此之外整體性思維也可能影響創(chuàng)造力的變通性、流暢性等其他相關(guān)方面, 這些創(chuàng)造力指標(biāo)仍有待豐富。此外如果強(qiáng)調(diào)中國文化與西方文化在創(chuàng)造力維度上是不同的, 那么西方發(fā)展的測(cè)量工具在測(cè)量中國文化中的創(chuàng)造力上可能尚顯不足, 難以全面地顯示不同文化背景的個(gè)體在不同情景中的創(chuàng)造力水平(劉曉陵等, 2016)。在效標(biāo)測(cè)量方面, 考慮到本研究是評(píng)估特定文化情境下被試表現(xiàn)出的整體性思維特征, 而非對(duì)整體性思維方式的認(rèn)同, 選擇了同樣基于特定的視覺環(huán)境刺激、基于圖形意象來評(píng)估人思維特征的鑲嵌圖形測(cè)驗(yàn)。但這一指標(biāo)略顯單薄, 在研究過程中我們也受到啟發(fā), 在后續(xù)的研究中, 可以考慮將以往中西方思維方式差異研究中使用的歸因模式、解決其他思維問題的表現(xiàn)等作為進(jìn)一步的效標(biāo)補(bǔ)充。

總體來說, 本研究基于提升中國人思維特征評(píng)估生態(tài)學(xué)效度的要求, 探索了利用虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)實(shí)現(xiàn)在特定文化意境環(huán)境中測(cè)量思維特征的可能, 除了整體性思維之外這種情境評(píng)估方法也可能應(yīng)用于辯證性思維、創(chuàng)造性思維等更多文化心理學(xué)領(lǐng)域所關(guān)注的具有文化特異性的思維特征測(cè)驗(yàn)。但我們的工作僅僅只是一個(gè)開始, 要將其作為一個(gè)全面的中國人思維特征評(píng)估工具仍需在接下來的研究中對(duì)上述問題進(jìn)行進(jìn)一步的探索和補(bǔ)充。我們希望, 這種情境評(píng)估方法能夠在進(jìn)一步的中國人思維特征研究的理論和實(shí)踐應(yīng)用中不斷發(fā)展和完善。

Arlin, P. K. (1976). Toward a metatheoretical model of cognitive development.(3), 247–253.

Arlin, P. K., & Levitt, L. (1998). A developmental perspective on giftedness.(4)347– 355.

Benack, S., Basseches, M., & Swan, T. (1989). Dialectical thinking and adult creativity. In: Glover, J. A., Ronning, R. R., Reynolds, C. R. (Eds.),(pp.199– 208). Springer.

Chiu, C. Y. (2000).Assessment of zhong–yong (dialectic) thinking: Preliminary findings from a cross-regional study., 33–55.

Choi, I., Koo, M., & Choi, J. A. (2007). Individual differences in analytic versus holistic thinking.(5), 691–705.

Duan, J. Y., & Ling, B. (2011). A Chinese indigenous study of the construct of employee voice behavior and the influence of Zhongyon on it.,(10), 1185– 1197.

[段錦云, 凌斌. (2011). 中國背景下員工建言行為結(jié)構(gòu)及中庸思維對(duì)其的影響.(10)1185–1197]

Düzel, E., Bunzeck, N., Guitart-Masip, M., & Düzel, S. (2010). Novelty-related motivation of anticipation and exploration by dopamine (NOMAD): Implications for healthy aging.(5), 660–669.

Hong, Y., Chiu, C., & Kung, T. M. (1997). Bringing culture out in front: Effects of cultural meaning system activation on social cognition.135–146

Hou, Y. B., Peng, K. P., & Zhu, Y. (2016). Chinese thinking styles: Their concept and structure.(2), 45–72.

[侯玉波, 彭凱平, 朱瀅. (2016). 中國人整體思維方式量表的編制與確認(rèn).(2), 45–72.]

Hou, Y. B., & Zhu, Y. (2002). The effect of culture on thinking style of Chinese people.,(1), 106–111.

[侯玉波, 朱瀅. (2002). 文化對(duì)中國人思維方式的影響(1)106–111.]

Ji, L. J., Peng, K., & Nisbett, R. E. (2000). Culture, control, and perception of relationships in the environment.(5), 943–955.

Li, S. X., & Li, T. (2000). A study on the relationship between cognitive style, interpersonal communication and creativity of college students.(1), 119–120.

[李壽欣, 李濤. (2000). 大學(xué)生認(rèn)知方式與人際交往及創(chuàng)造力之間關(guān)系的研究.(1), 119–120.]

Li, T. R., & Yu, G. L. (2015). Why are humans curious? Concept, functions and theories of interpersonal curiosity.(1)132–141.

[李天然, 俞國良. (2015). 人類為什么會(huì)好奇?人際好奇的概念、功能及理論解釋.(1), 132–141.]

Lin, X. T., & Wang, M. R. (1999).. Taipei, China: Psychological Publishing

[林幸臺(tái), 王木榮. (1999).. 臺(tái)北：心理出版社]

Liu, X. L., Liu, L., Qiu, Y. X., Jin, Y., & Zhou, J. (2016). Reliability and validity of Williams Creativity Assessment Packet.(3). 51–58.

[劉曉陵, 劉路, 邱燕霞, 金瑜, 周雋. (2016). 威廉斯創(chuàng)造力測(cè)驗(yàn)的信效度檢驗(yàn).(3). 51–58.]

Loewenstein, G. (1994). The psychology of curiosity: A review and reinterpretation.(1), 75–98.

Lu, T. P. (2008). The cultural characteristics of Chinese idioms.(4), 16–23.

[盧鐵澎. (2008). 漢語成語的文化特性.(4)16–23.]

Lu, Z. Y., & Zhang, Y. J. (2007). The effects of phonological loop of the working memory in Chinese reading comprehension.(5), 768– 776.]

[魯忠義, 張亞靜. (2007). 工作記憶中的語音回路對(duì)漢語閱讀理解的影響.(5), 768–776.]

Morris, M. W. & Peng, K. P. (1994). Culture and cause: American and Chinese attributions for social and physical events.(6)947–971.

Nippold, M. A., & Duthie, J. K. (2003). Mental imagery and idiom comprehension: A comparison of school-age children and adults.(4), 788–799.

Nisbett, R. E. (2004).. New York: Free Press.

Paletz, S. B. F., & Peng, K. P. (2009). Problem finding and contradiction: Examining the relationship between naive dialectical thinking, ethnicity, and creativity.,(2-3), 139–151.

Peng, K. P., Liu, Y., Cao, C. H., & Zhang, W. (2011). Virtual social psychology: Exploration and implication.(7)933–943.

[彭凱平, 劉鈺, 曹春梅, 張偉. (2011). 虛擬社會(huì)心理學(xué)：現(xiàn)實(shí), 探索及意義.(7), 933–943.]

Peng, K. P., & Nisbett, R. E. (1999). Culture, dialectics, and reasoning about contradiction.(9), 741–754.

Rothenberg, A. (1996). The Janusian process in scientific creativity.(2-3), 207–231.

Schubert, T., Friedmann, F., Regenbrecht, H. (2001). The experience of presence: Factor analytic insights.(3), 266–281.

Spencer-Rodgers, J., Peng, K. P., Wang, L., & Hou, Y. (2004). Dialectical self-esteem and East-West differences in psychological well-being.(11), 1416–1432.

Su, D. Q., Zhong, Y., Zeng, H., & Ye, H. S. (2013). Embodied semantic processing of Chinese action idioms: Evidence from fMRI study.(11), 1187– 1199.

[蘇得權(quán), 鐘元, 曾紅, 葉浩生. (2013). 漢語動(dòng)作成語語義理解激活腦區(qū)及其具身效應(yīng)：來自fMRI的證據(jù).(11), 1187–1199.]

Tan, H. Y., & Liu, M. (2009). The effects of imagery on the memory of Chinese idioms.(1), 21–24.

[譚華玉, 劉鳴. (2009). 表象對(duì)成語記憶影響的實(shí)驗(yàn)研究.(1), 21–24.]

Wang, M. C., Dai, X. Y., & Yao, S. Q. (2011). Development of the Chinese Big Five Personality Inventory (CBF-PI) Ⅲ: Psychometric properties of CBF-PI brief version.(4)454–457.

[王孟成, 戴曉陽, 姚樹橋. (2011). 中國大五人格問卷的初步編制Ⅲ: 簡(jiǎn)式版的制定及信效度檢驗(yàn).(4), 454–457.]

Wu, X., & Zhang, H. C. (1997). New development of creativity research.(1), 13–18.

[武欣, 張厚粲. (1997). 創(chuàng)造力研究的新進(jìn)展.(1), 13–18.]

Yang, W. J., Zhang, H. Y., Li, R. J., & Zhou, Y. J. (2013). The effects of clues on meta-cognition monitor of anagram solving.(1), 28–33.

[楊文嬌, 張和云, 李瑞菊, 周治金. (2013). 線索對(duì)謎語問題解決過程中元認(rèn)知監(jiān)測(cè)過程的影響.(1), 2833.]

Ye, H. S. (2011).Embodied cognition: A consideration from theoretical psychology.(5), 589–598.

[葉浩生. (2011). 有關(guān)具身認(rèn)知思潮的理論心理學(xué)思考.(5), 589–598]

Yuan, X. J., Cui, X. X., Cao, Z. C., Kan, H., Wang, X., & Wang, Y. M. (2018). Attentional bias towards threatening visual stimuli in a virtual reality-based visual search task.(6), 622–636.

[袁小鈞, 崔曉霞, 曹正操, 闞紅, 王曉, 汪亞珉. (2018). 虛擬仿真場(chǎng)景中威脅性視覺刺激搜索的注意偏向效應(yīng).(6), 622–636.]

Zhu, X. C., Li, R. J. & Zhou, Y. J. (2009). The role of clues in Chinese idiom riddle solving.(5), 397

[朱新秤, 李瑞菊, 周治金. (2009). 謎語問題解決中線索的作用.(5), 397–405.]

Situational evaluation method of the Chinese people’s holistic thinking characteristics and their application

KE Xiaoxiao, QI Huizi, LIANG Jiahui, JIN Xinyuan, GAO Jie, ZHANG Mingxia, WANG Yamin

(Beijing Key Laboratory of “Learning & Cognition”, School of Psychology, Capital Normal University, Beijing 100048, China) (CAS Key Laboratory of Behavioral Science, Institute of Psychology, Beijing 100101, China)

The Chinese method of thinking includes dialectical and holistic thinking. Holistic thinking refers to people’s tendency to think in a holistic manner and focus on the relationship between things, which has no effective measurement method at present.Numerous studies have speculated on the relationship between Chinese thinking and creativity, but no known empirical research has focused on exploring their relationship. An uncertain aspect is whether and how Chinese thinking styles make an impact on creativity. The present study developed a situation assessment test to measure holistic thinking and explored its relationship with creative tendency. We hypothesize that (1) holistic thinking may be (1) correlated with field-dependence cognitive style and (2)may prohibit creative tendency.To verify the preceding hypothesis, idiom stories with typical Chinese thinking styles are first selected. Thereafter, an idiom riddle cultural park with transformation of form and meaning, situation, and context was constructed using virtual reality technology. By recording and coding idioms reported by participants when they visited the park, their level of holistic thinking could be measured. Lastly, cognitive style was evaluated using embedded figure test, personality traits were evaluated using theChinese Big Five Personality Inventory brief version, and creativity tendency was evaluated by utilizing the Williams Prefer Measurement Forms. SPSS 18.0 was used for statistical analyses.Reliability and validity research has shown that the coefficient of homogeneity is high. Results showed that under an experimental condition, holistic thinking was significantly positively correlated with field-dependence cognitive style, the proportion of subjective words was significantly negatively correlated with neuroticism, the proportion of words with deep meaning was significantly negatively correlated with agreeableness, and the proportion of words that focus on the overall effect was significantly negatively correlated with openness. These results proved that the developed test has good calibration validity.Cluster analysis indicated two types of participants: (1)people with strong holistic thinking (i.e., report words with deep meaning, considerably self-involved, and focus on overall effect) will report numerous words and are considerably unreasonable, and (2) people with weak holistic thinking (i.e., report words with plain meaning, minimally self-involved, and focus on details) will report a few words and are substantially reasonable.The independent sample T-test on the creativity tendency of the two types of participants showed that the curiosity of people with strong holistic thinking was significantly higher than that of people with weak holistic thinking.Moreover, no significant difference was observed in other aspects of creativity tendency.Results support our hypothesis. The situation assessment test we developed has good reliability and validity and a useful method to measure Chinese holistic thinking. Compared with previous test methods, the current test has better ecological validity, can measure Chinese thinking in the natural cultural mood, and provide reference for other cultural tests. The current study can also contribute to an improved understanding of Chinese thinking styles and creativity tendency. This research is the first to realize the relationship between the two concepts in a virtual reality environment. Lastly, this method provides new ideas for a follow-up research on thinking and creativity.

idiom, holistic thinking characteristics, creativity, virtual reality, ecological validity

2020-06-08

汪亞珉, E-mail: wangym_cn@hotmail.com

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