摘" 要" 數(shù)字時(shí)代， 媒體多任務(wù)已然滲透人類生活方方面面。但以往研究主要探討其消極影響， 忽視媒體多任務(wù)暗藏激發(fā)創(chuàng)造力的可能?；趧?chuàng)造力的堅(jiān)持?靈活雙通道理論， 通過(guò)3個(gè)仿真行為實(shí)驗(yàn)， 考察了媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的促進(jìn)作用以及心智游移與工作記憶容量在其中的中介和調(diào)節(jié)作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 相比非媒體多任務(wù)， 個(gè)體進(jìn)行媒體多任務(wù)時(shí)表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力（實(shí)驗(yàn)1）， 其心理機(jī)制是媒體多任務(wù)誘發(fā)更高的心智游移頻率， 進(jìn)而提升創(chuàng)造力（實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2）， 且這一提升效應(yīng)只存在于低工作記憶容量組， 高工作記憶容量組中則表現(xiàn)為消極影響（實(shí)驗(yàn)3）。研究結(jié)果對(duì)揭示媒體多任務(wù)的積極功能， 拓展堅(jiān)持?靈活交互視角以彌補(bǔ)雙通道理論平行視角缺陷， 幫助不同特質(zhì)個(gè)體有效利用媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力均有重要的啟示價(jià)值。

關(guān)鍵詞" 媒體多任務(wù)， 創(chuàng)造力， 心智游移， 工作記憶容量， 創(chuàng)造力雙通道理論

分類號(hào)" B842

1" 引言

便攜快捷的媒體設(shè)備極大改變了人們與媒體互動(dòng)的方式（Lau， 2017; 張亞利 等， 2021）。人們不再滿足于單一項(xiàng)目或單一類別的媒體使用， 而是呈現(xiàn)出“一心兩用”甚至“一心多用”的特點(diǎn)。這種“三心二意”的媒體使用方式被研究者稱為媒體多任務(wù)（Media Multitasking， MM）， 具體指同一段時(shí)間里操作兩種及以上媒體任務(wù)或在多個(gè)媒體任務(wù)間快速切換的行為（Ophir et al.， 2009; van der Schuur et al.， 2018）。調(diào)查發(fā)現(xiàn)， 人們花25%～50%的媒體使用時(shí)間進(jìn)行媒體多任務(wù)（Voorveld amp; Van der Goot， 2013）， 如觀看電視同時(shí)瀏覽網(wǎng)頁(yè)新聞、撰寫工作報(bào)告期間回復(fù)即時(shí)消息等， 且這一數(shù)字正在逐年增長(zhǎng)（Segijn et al.， 2017）。媒體多任務(wù)的日益興起， 使其成為近年來(lái)不同領(lǐng)域心理學(xué)家共同探討的話題。

目前， 媒體多任務(wù)領(lǐng)域的許多研究都集中于探討其對(duì)任務(wù)表現(xiàn)的消極影響， 缺乏關(guān)注可能具有的功能性作用。例如大量研究發(fā)現(xiàn)， 媒體多任務(wù)會(huì)引發(fā)如注意渙散（Uncapher et al.， 2016）、記憶減退（Madore et al.， 2020）、自我控制能力下降（Xu et al.， 2016）等一系列心理和行為后果， 從而損害多種認(rèn)知任務(wù)表現(xiàn)。但以往研究大多局限于分析性任務(wù)（Ralph et al.， 2014）， 考慮到分析性任務(wù)與創(chuàng)造性任務(wù)對(duì)注意風(fēng)格的偏好并不相同， 媒體多任務(wù)誘發(fā)的注意渙散雖然在分析性任務(wù)中飽受詬病， 卻很可能成為提升創(chuàng)造性任務(wù)表現(xiàn)的關(guān)鍵因素。若能合理有效利用媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力， 個(gè)人及企業(yè)便可在數(shù)字化浪潮中占據(jù)創(chuàng)新先機(jī)。因此， 本研究將設(shè)置仿真模擬的媒體多任務(wù)實(shí)驗(yàn)室情境， 旨在考察媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的積極影響， 并在此基礎(chǔ)上探究其心理機(jī)制和邊界條件。

1.1" 媒體多任務(wù)的概念

廣義上的媒體多任務(wù)包括兩種形式： 同時(shí)處理和切換處理（van der Schuur et al.， 2018）。其中， 切換處理形式更能概括廣泛的媒體多任務(wù)行為。首先， 真正的并行多任務(wù)在實(shí)踐中很難實(shí)現(xiàn)， 因?yàn)槿祟悷o(wú)法將注意同時(shí)分配給多個(gè)任務(wù)， 除非其中至少一項(xiàng)任務(wù)是高度自動(dòng)化的， 如回復(fù)工作郵件的同時(shí)聽音樂(lè)（Aagaard， 2019）。故對(duì)此類多任務(wù)的探討缺乏廣泛現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ); 其次， 個(gè)體若想將注意資源分配給多個(gè)需要有意注意的媒體任務(wù)， 只能依賴于在多個(gè)任務(wù)之間快速切換。日常中的媒體多任務(wù)行為也多為此形式; 此外， 更重要的是依據(jù)自我決定理論（Self-Determination Theory， SDT）， 媒體多任務(wù)是個(gè)體出于自身意愿在三種心理動(dòng)機(jī)的作用下自主做出的行動(dòng)選擇。而相較之下， 切換處理要比同時(shí)處理更能使個(gè)體從媒體多任務(wù)行為中獲得自主感與勝任感的滿足（Deci amp; Ryan， 2008）。因此大量研究者將焦點(diǎn)轉(zhuǎn)向媒體多任務(wù)的“任務(wù)切換”這一特性， 即認(rèn)為媒體多任務(wù)是指同一段時(shí)間里在多個(gè)媒體任務(wù)之間快速切換的行為（Ettinger amp; Cohen， 2020; 劉晨 等， 2014）。本研究即采用媒體多任務(wù)的這一概念界定。

1.2" 媒體多任務(wù)與創(chuàng)造力

媒體多任務(wù)的題中之義與創(chuàng)造力的要求不謀而合。首先， 媒體多任務(wù)會(huì)分散個(gè)體注意， 減少注意控制（Madore et al.， 2020）。而分散注意下個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力水平（Vartanian et al.， 2007）。其次， 媒體多任務(wù)意味著個(gè)體會(huì)面臨無(wú)關(guān)任務(wù)間的信息沖突。而創(chuàng)造力正源于看似不同事物的意外組合， 得益于頭腦中不同的、甚至是相互矛盾的想法或情緒。如雙文化身份（Tadmor et al.， 2012）、情緒沖突（Fong， 2006）等都能夠促進(jìn)創(chuàng)造力表現(xiàn)。因此本文認(rèn)為， 媒體多任務(wù)會(huì)對(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生積極影響。

然而目前媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的提升作用缺乏實(shí)證依據(jù)。部分研究盡管從特質(zhì)視角關(guān)注了媒體多任務(wù)傾向?qū)?chuàng)造力的影響， 但僅有的兩項(xiàng)研究也存在爭(zhēng)議： Ophir等人（2009）對(duì)比了高、低媒體多任務(wù)者的托倫斯任務(wù)（TTCT）表現(xiàn)， 結(jié)果并未發(fā)現(xiàn)二者在創(chuàng)造性思維上存在顯著差異; 而Loh和Lim（2020）卻發(fā)現(xiàn)， 采用中值法劃分高、低媒體多任務(wù)者時(shí)， 高媒體多任務(wù)者聚合思維和發(fā)散思維任務(wù)表現(xiàn)均優(yōu)于低媒體多任務(wù)者。之所以出現(xiàn)這種結(jié)果分歧， 一方面可能是由于以往研究存在樣本量相對(duì)較小、線上作答導(dǎo)致環(huán)境因素混淆等問(wèn)題; 更重要的是， 上述研究均從媒體多任務(wù)傾向這一視角出發(fā)， 但作為一種人格特質(zhì)， 個(gè)體對(duì)媒體多任務(wù)的偏好對(duì)實(shí)際創(chuàng)造力表現(xiàn)的影響可能過(guò)于間接且存在多種調(diào)節(jié)變量， 導(dǎo)致效應(yīng)不夠穩(wěn)定。因此本研究擬采用實(shí)驗(yàn)操縱的方式， 以狀態(tài)性視角來(lái)考察媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的影響。

1.3" 心智游移的中介作用

媒體多任務(wù)影響創(chuàng)造力的路徑， 可以通過(guò)創(chuàng)造力雙通道理論（Dual-Pathway to Creativity Model， DPCM）解釋。根據(jù)該理論， 存在兩條并行通路實(shí)現(xiàn)創(chuàng)造力： 靈活性通路和堅(jiān)持性通路（Nijstad et al.， 2010）。其中， 堅(jiān)持性通路要求個(gè)體將注意資源集中于創(chuàng)造性問(wèn)題， 通過(guò)深入思考解決問(wèn)題的方式方法達(dá)成創(chuàng)造性產(chǎn)出。而本研究關(guān)注的媒體多任務(wù)很可能通過(guò)另一條靈活性通路提升創(chuàng)造力。該通路強(qiáng)調(diào)注意分散， 這種較低的認(rèn)知控制狀態(tài)允許更多內(nèi)外部刺激涌入認(rèn)知加工系統(tǒng)， 使大腦可以對(duì)信息進(jìn)行靈活重組以產(chǎn)生創(chuàng)造性行為。然而以往研究對(duì)靈活性通路與堅(jiān)持性通路促進(jìn)創(chuàng)造力表現(xiàn)的實(shí)現(xiàn)方式描述得較為抽象（Nijstad et al.， 2010）， 因此有必要尋找不同通路對(duì)應(yīng)的具體認(rèn)知過(guò)程。其中， 心智游移可被視為靈活性通路反映在認(rèn)知過(guò)程上的具體體現(xiàn)。心智游移是指注意從當(dāng)前任務(wù)轉(zhuǎn)移到內(nèi)部自發(fā)思維和情感的一種現(xiàn)象（Smallwood amp; Schooler， 2015）。從概念內(nèi)涵來(lái)看， 心智游移一方面回應(yīng)了靈活性通路對(duì)思維切換的需要， 同時(shí)也滿足了其對(duì)新信息涌現(xiàn)的要求（李子逸 等， 2022）?；诖?， 本研究將從靈活性通路視角出發(fā)， 探討心智游移是否是媒體多任務(wù)影響創(chuàng)造力的心理機(jī)制。

首先， 媒體多任務(wù)為心智游移的出現(xiàn)提供了豐富土壤。頻繁的任務(wù)切換會(huì)減弱個(gè)體的認(rèn)知控制， 使大量?jī)?nèi)源性信息涌入。Ralph等人（2014）發(fā)現(xiàn)媒體多任務(wù)經(jīng)驗(yàn)與日常心智游移頻率呈正相關(guān)。Loh等人（2016）通過(guò)插入思維探針實(shí)時(shí)捕獲被試的心智游移狀態(tài)， 也證明媒體多任務(wù)經(jīng)驗(yàn)對(duì)心智游移頻率的正向預(yù)測(cè)作用。綜上， 心智游移很可能是媒體多任務(wù)的重要結(jié)果變量。因此， 本文推測(cè)實(shí)驗(yàn)操縱產(chǎn)生的媒體多任務(wù)行為同樣會(huì)導(dǎo)致更高頻率的心智游移狀態(tài)。

其次， 心智游移會(huì)提升個(gè)體的創(chuàng)造力表現(xiàn)。根據(jù)當(dāng)前關(guān)注理論（Current Concerns Theory， CCT）， 心智游移的散焦注意特征很可能有助于個(gè)體的創(chuàng)造性問(wèn)題解決（Klinger， 2009）。心智游移狀態(tài)下大量?jī)?nèi)源性信息涌現(xiàn)， 為思維的獨(dú)特性和豐富性提供重要來(lái)源（李子逸 等， 2022）。事實(shí)上， 這一猜想也得到諸多研究證實(shí)。Baird等人（2012）通過(guò)設(shè)置不同負(fù)荷的醞釀期分心任務(wù)， 發(fā)現(xiàn)低負(fù)荷分心任務(wù)中個(gè)體報(bào)告的心智游移頻率顯著更高， 發(fā)散思維表現(xiàn)也顯著更好。Christoff等人（2009）也通過(guò)神經(jīng)成像研究觀察到只有在心智游移而非休息狀態(tài)下， 執(zhí)行網(wǎng)絡(luò)和默認(rèn)網(wǎng)絡(luò)的連接才會(huì)增強(qiáng)， 而這正是創(chuàng)造性認(rèn)知的標(biāo)志。

既然媒體多任務(wù)行為會(huì)使個(gè)體的注意更加分散， 注意控制也逐漸減少， 而這種散焦的注意狀態(tài)又是提升創(chuàng)造力表現(xiàn)的關(guān)鍵因素， 因此本研究推測(cè)心智游移在媒體多任務(wù)與創(chuàng)造力之間發(fā)揮著“橋梁”作用。具體而言， 本研究認(rèn)為進(jìn)行媒體多任務(wù)會(huì)誘發(fā)個(gè)體更高頻率的心智游移狀態(tài)， 進(jìn)而提升創(chuàng)造力表現(xiàn)。

1.4" 工作記憶容量的調(diào)節(jié)作用

有必要指出， 工作記憶容量很可能是影響媒體多任務(wù)情境下心智游移發(fā)揮作用的關(guān)鍵因素。根據(jù)創(chuàng)造力雙通道理論相關(guān)研究， 工作記憶容量這一特質(zhì)性因素會(huì)導(dǎo)致個(gè)體偏好不同的創(chuàng)造力通路。具體而言， 高工作記憶容量者由于具有豐富認(rèn)知資源， 因而能對(duì)任務(wù)進(jìn)行長(zhǎng)時(shí)間專注探索， 從而超越最初易得的低原創(chuàng)想法形成新穎觀點(diǎn)， 因此堅(jiān)持性通路成為其解決創(chuàng)造性問(wèn)題的優(yōu)勢(shì)通路（De Dreu et al.， 2012）; 而低工作記憶容量者認(rèn)知抑制能力較差， 難以持續(xù)投入注意資源， 但卻正符合靈活性通路強(qiáng)調(diào)的通過(guò)注意分散實(shí)現(xiàn)遠(yuǎn)距離概念間跳躍聯(lián)結(jié)的要求， 因此靈活性通路是其提升創(chuàng)造力的關(guān)鍵途徑（Jarosz et al.， 2012）。那么如前所述， 既然媒體多任務(wù)情境會(huì)誘發(fā)更高頻率的心智游移狀態(tài)， 使靈活性通路成為優(yōu)勢(shì)通路， 那么原本偏好不同通路的高低工作記憶容量者在此情境下是否會(huì)產(chǎn)生不同表現(xiàn)？

現(xiàn)階段雙通道理論難以回答這一問(wèn)題。回顧相關(guān)闡釋， 本文發(fā)現(xiàn)雙通道理論僅從靈活性或堅(jiān)持性某一單獨(dú)通路進(jìn)行解釋， 忽視了兩條通路同時(shí)激活的情況， 因此也未就靈活性與堅(jiān)持性通路之間的關(guān)系給出明確答案。故本文基于情境與特質(zhì)的交互視角， 將工作記憶容量作為調(diào)節(jié)變量， 考察不同工作記憶容量者在媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力上是否存在差異。對(duì)此， 我們提出兩種猜想： （1）互為補(bǔ)充假設(shè)。若靈活性與堅(jiān)持性通路互為補(bǔ)充， 則高工作記憶容量者更能從媒體多任務(wù)中受益。因?yàn)槊襟w多任務(wù)情境下， 高工作記憶容量者不僅可以發(fā)揮原有堅(jiān)持性通路的優(yōu)勢(shì)， 還能獲得靈活性通路的有益補(bǔ)充， 從而更好地解決創(chuàng)造性問(wèn)題。而低工作記憶容量者則只能開啟僅有的靈活性通路， 獲益較小; （2）相互抗衡假設(shè)。若靈活性與堅(jiān)持性通路相互抗衡， 則低工作記憶容量者更能從媒體多任務(wù)中受益。媒體多任務(wù)情境下， 高工作記憶容量者仍偏好堅(jiān)持性通路， 面對(duì)心智游移干擾時(shí)， 無(wú)法權(quán)衡靈活與堅(jiān)持的關(guān)系， 強(qiáng)迫個(gè)體從認(rèn)知靈活轉(zhuǎn)向認(rèn)知堅(jiān)持， 導(dǎo)致其抵抗心智游移的同時(shí)， 也損害了原有堅(jiān)持性通路的效益。而低工作記憶容量者在媒體多任務(wù)情境下， 能夠有效利用心智游移所具備的散焦注意特征， 更加充分地發(fā)揮原有偏好的靈活性通路， 促進(jìn)創(chuàng)造性問(wèn)題解決。

1.5" 研究概覽

綜上所述， 本研究旨在考察媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的影響并探討其心理機(jī)制與邊界條件。本研究假設(shè)： 媒體多任務(wù)會(huì)誘發(fā)個(gè)體更高頻率的心智游移狀態(tài)， 進(jìn)而影響個(gè)體的創(chuàng)造力表現(xiàn)， 并且這種影響受個(gè)體工作記憶容量的調(diào)節(jié)。采用遞進(jìn)的3個(gè)實(shí)驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證假設(shè)。3個(gè)實(shí)驗(yàn)均設(shè)置仿真模擬的實(shí)驗(yàn)室情境來(lái)操縱媒體多任務(wù)， 創(chuàng)造力測(cè)量任務(wù)包括標(biāo)準(zhǔn)化的非常規(guī)用途任務(wù)（實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2）及生態(tài)效度較高的觀點(diǎn)生成任務(wù)（實(shí)驗(yàn)3）。具體而言： 實(shí)驗(yàn)1驗(yàn)證媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的提升作用， 與此同時(shí)， 通過(guò)探針測(cè)量初步探討心智游移的中介作用; 實(shí)驗(yàn)2通過(guò)實(shí)驗(yàn)操縱的方法， 進(jìn)一步檢驗(yàn)心智游移是否是媒體多任務(wù)導(dǎo)致創(chuàng)造力表現(xiàn)差異的心理機(jī)制; 實(shí)驗(yàn)3探索可能的邊界條件， 驗(yàn)證工作記憶容量對(duì)媒體多任務(wù)影響創(chuàng)造力的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2" 實(shí)驗(yàn)1： 媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力： 心智游移的中介作用

實(shí)驗(yàn)1旨在采用仿真模擬方式操縱媒體多任務(wù)， 初步探討媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的影響。與此同時(shí)， 結(jié)合思維探針測(cè)量心智游移頻率， 考察產(chǎn)生這一影響的內(nèi)部機(jī)制究竟如何。本實(shí)驗(yàn)擬驗(yàn)證的研究假設(shè)為： 相比非媒體多任務(wù)， 個(gè)體進(jìn)行媒體多任務(wù)時(shí)表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力， 并且心智游移在其中起中介作用。

2.1" 被試

采用G*Power 3.1估算實(shí)驗(yàn)計(jì)劃樣本量， 基于相關(guān)研究報(bào)告效果量（Kapadia amp; Melwani， 2021; Loh et al.， 2016）， 以及期望功效值（0.8）， 最終推算出樣本量為52人。通過(guò)校園招募， 共70名（男生26名）在校大學(xué)生參加此實(shí)驗(yàn)， 平均年齡20.56 ± 2.23歲。采用隨機(jī)分組將70名被試分派到非媒體多任務(wù)組（n = 35）和媒體多任務(wù)組（n = 35）， 實(shí)驗(yàn)前告知被試實(shí)驗(yàn)注意事項(xiàng)， 并簽署知情同意書。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后， 被試均獲得一定報(bào)酬。

2.2" 方法

2.2.1" 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)1采用單因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)， 自變量為任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）， 因變量為被試的心智游移頻率以及非常規(guī)用途任務(wù)中的創(chuàng)造力表現(xiàn)（流暢性、靈活性以及新穎性）。

2.2.2" 實(shí)驗(yàn)材料

（1）媒體多任務(wù)操縱材料。改進(jìn)前人研究的多任務(wù)范式， 通過(guò)仿真模擬方式對(duì)媒體多任務(wù)進(jìn)行操縱（Adler amp; Benbunan-Fich， 2012）。其中， 非媒體多任務(wù)組和媒體多任務(wù)組都需要在計(jì)算機(jī)上完成一個(gè)由非常規(guī)用途任務(wù)（alternative uses task， AUT）及其他五個(gè)分析性任務(wù)（文本任務(wù)、2個(gè)視覺(jué)任務(wù)和2個(gè)數(shù)字任務(wù)）構(gòu)成的任務(wù)集， 每個(gè)任務(wù)都有相應(yīng)的時(shí)間限制。任務(wù)操作界面如圖1所示。非媒體多任務(wù)條件下， 被試在相應(yīng)時(shí)間限制內(nèi)按順序依次在每個(gè)選項(xiàng)卡上進(jìn)行答題。而媒體多任務(wù)條件下， 被試可以在相應(yīng)時(shí)間限制內(nèi)隨時(shí)點(diǎn)擊其它選項(xiàng)卡中途切換到其它任務(wù)中進(jìn)行答題。切換到其它選項(xiàng)卡后， 該任務(wù)倒計(jì)時(shí)開始， 上一任務(wù)倒計(jì)時(shí)暫停。當(dāng)某一任務(wù)計(jì)時(shí)結(jié)束后， 該頁(yè)面無(wú)法作答， 此時(shí)點(diǎn)擊其它選項(xiàng)卡進(jìn)行答題即可。

為控制媒體多任務(wù)條件下任務(wù)自主切換帶來(lái)的順序效應(yīng)混淆研究結(jié)果， 媒體多任務(wù)與非媒體多任務(wù)組中AUT均設(shè)置為最先呈現(xiàn)， 而隨后的五個(gè)分析性任務(wù)按隨機(jī)順序呈現(xiàn)。此外， 為防止媒體多任務(wù)條件下， 被試切換到分析性任務(wù)時(shí)仍思考創(chuàng)造力任務(wù)而對(duì)分析性任務(wù)不作反應(yīng)， 與多任務(wù)要求不符， 我們?cè)谡綄?shí)驗(yàn)前的指導(dǎo)語(yǔ)部分告知兩組被試所有任務(wù)同等重要。

（2）創(chuàng)造力測(cè)量材料。使用AUT測(cè)量個(gè)體的創(chuàng)造力表現(xiàn)。該任務(wù)要求被試在一定時(shí)間內(nèi)盡可能多地報(bào)告某個(gè)日常物品的新穎用途， 本實(shí)驗(yàn)選用的任務(wù)詞為“衣架”， 限時(shí)15分鐘。遵循前人文獻(xiàn)（Runco et al.， 2016; Runco amp; Acar， 2012）， 通過(guò)流暢性（fluency）、靈活性（flexibility）、新穎性（originality）三個(gè)指標(biāo)評(píng)估被試的創(chuàng)造力表現(xiàn)。流暢性指產(chǎn)生的觀點(diǎn)總數(shù)。靈活性指產(chǎn)生觀點(diǎn)的類別總數(shù)。新穎性指產(chǎn)生觀點(diǎn)的新穎程度。根據(jù)Amabile （1982）的評(píng)估法則， 三位事先不了解實(shí)驗(yàn)?zāi)康暮图僭O(shè)的評(píng)分人對(duì)觀點(diǎn)的新穎性進(jìn)行了獨(dú)立的主觀評(píng)分（從1 = 完全不新穎到5 = 非常新穎）。三位評(píng)分者的評(píng)分具有較好的一致性（Cronbach’s α = 0.85）， 因此取三個(gè)評(píng)分的平均數(shù)作為新穎性的最終主觀評(píng)分。

（3）分析性任務(wù)測(cè)量材料。使用五個(gè)分析性任務(wù)（文本任務(wù)、2個(gè)視覺(jué)任務(wù)和2個(gè)數(shù)字任務(wù)）作為媒體多任務(wù)的填充任務(wù)。其中， 文本任務(wù)要求被試根據(jù)提供的解碼表， 寫下每個(gè)大寫字母對(duì)應(yīng)的數(shù)字， 限時(shí)4分鐘; 視覺(jué)任務(wù)要求被試判斷左右兩邊的字母是否一致。每組任務(wù)限時(shí)3分鐘， 共2組; 數(shù)字任務(wù)要求被試判斷算式正誤。每組任務(wù)限時(shí)2.5分鐘， 共2組。借鑒前人研究（Adler amp; Benbunan-Fich， 2012）， 通過(guò)生產(chǎn)率（productivity）和正確率（accuracy）兩個(gè)指標(biāo)評(píng)估被試的分析性任務(wù)表現(xiàn)： 生產(chǎn)率指完成題項(xiàng)數(shù)占總題項(xiàng)數(shù)的百分比， 正確率指正確題項(xiàng)數(shù)占總題項(xiàng)數(shù)的百分比。

（4）心智游移頻率測(cè)量材料。參考已有研究對(duì)心智游移的測(cè)量方式（Smallwood amp; Schooler， 2006; Kam et al.， 2015）， 在任務(wù)集期間采用偽隨機(jī)的方式插入10個(gè)思維探針， 探針彼此間間隔2～3.5分鐘。探針界面要求被試回答： “該問(wèn)題界面出現(xiàn)之前， 你的頭腦中在想些什么？1， 當(dāng)前的任務(wù); 2， 與任務(wù)無(wú)關(guān)的內(nèi)容。”實(shí)驗(yàn)前會(huì)給被試詳細(xì)解釋以上選項(xiàng)的含義， 直到完全理解為止， 并提示被試根據(jù)自己的注意狀態(tài)如實(shí)回答問(wèn)題。探針統(tǒng)計(jì)方式為： 如被試按“1”鍵代表專注; 按“2”鍵代表心智游移。通過(guò)計(jì)算被試報(bào)告心智游移的頻率數(shù)值（命中游移次數(shù)/探針總次數(shù)）來(lái)獲取被試在完成整個(gè)任務(wù)集期間的心智游移狀態(tài)。探針界面沒(méi)有時(shí)間限制， 被試按鍵后， 探針界面結(jié)束， 再次回到探針呈現(xiàn)前的任務(wù)界面。探針界面不參與任務(wù)的倒計(jì)時(shí)。

（5）控制變量測(cè)量材料。使用日常心智游移頻率量表評(píng)估個(gè)體在一天中心智游移的發(fā)生頻率（孔海燕 等， 2018）。被試需要對(duì)22個(gè)題項(xiàng)描述進(jìn)行5點(diǎn)評(píng)分（本實(shí)驗(yàn)中內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α = 0.91）， 分?jǐn)?shù)越高表示心智游移發(fā)生頻率越高。使用創(chuàng)造力行為量表（Runco Ideational Behavior Scale， RIBS）評(píng)估個(gè)體在日常生活中的創(chuàng)造性行為傾向（Runco et al.， 2001）。被試需要對(duì)19個(gè)題項(xiàng)描述進(jìn)行5點(diǎn)評(píng)分（本實(shí)驗(yàn)中 Cronbach’s α = 0.83）， 分?jǐn)?shù)越高表示創(chuàng)造力潛能越高。此外， 考慮到不同被試對(duì)創(chuàng)造力任務(wù)的動(dòng)機(jī)水平可能存在差異（Lu et al.， 2017）， 從而影響其創(chuàng)造力表現(xiàn)， 因此為了排除可能的混淆因素， 還要求被試報(bào)告他們完成創(chuàng)造力任務(wù)時(shí)的動(dòng)機(jī)水平（“我完成衣架任務(wù)時(shí)非常努力”， “我希望自己能夠出色地完成衣架任務(wù)”， “我希望能在衣架任務(wù)中體現(xiàn)出自己的創(chuàng)造力”， Cronbach’s α = 0.77）。3個(gè)題項(xiàng)均采用7點(diǎn)評(píng)分， 分?jǐn)?shù)越高表示動(dòng)機(jī)水平越高。

（6）操縱檢驗(yàn)材料。為確保非媒體多任務(wù)組與媒體多任務(wù)組在多任務(wù)水平上符合實(shí)驗(yàn)操縱（Adler amp; Benbunan-Fich， 2012）， 采用多任務(wù)感知量表進(jìn)行測(cè)量。被試需回答以下4個(gè)題項(xiàng)： “在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中， 我在給定的實(shí)驗(yàn)任務(wù)之間進(jìn)行切換”、“在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中， 我試圖在同一時(shí)間完成給定的實(shí)驗(yàn)任務(wù)”、“在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中， 我一次只進(jìn)行一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)任務(wù)”、“在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中， 我同時(shí)進(jìn)行幾個(gè)實(shí)驗(yàn)任務(wù)” （Cronbach’s α = 0.67）。4個(gè)題項(xiàng)均采用5點(diǎn)評(píng)分， 其中第3題為反向記分題目。

2.2.3" 實(shí)驗(yàn)程序

采用Python 3.9軟件編寫實(shí)驗(yàn)程序。被試進(jìn)入實(shí)驗(yàn)室后， 先練習(xí)一輪分析性任務(wù)以熟悉任務(wù)要求。接著， 將被試隨機(jī)分配到非媒體多任務(wù)組和媒體多任務(wù)組， 并在相應(yīng)指導(dǎo)語(yǔ)要求下完成由AUT和5個(gè)分析性任務(wù)構(gòu)成的任務(wù)集。與此同時(shí)， 如實(shí)回答呈現(xiàn)的探針問(wèn)題。任務(wù)總時(shí)長(zhǎng)約30分鐘。完成多任務(wù)后， 被試將繼續(xù)填寫控制變量測(cè)量材料， 并回答操縱檢驗(yàn)問(wèn)題。最后， 實(shí)驗(yàn)人員感謝被試的參與， 并簡(jiǎn)短說(shuō)明實(shí)驗(yàn)?zāi)康募氨Ｃ茉瓌t。

2.3" 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

2.3.1" 媒體多任務(wù)的操縱檢驗(yàn)

首先， 以任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）為自變量， 多任務(wù)感知為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示， 媒體多任務(wù)組的多任務(wù)感知（M = 13.91， SD = 3.59）顯著高于非媒體多任務(wù)組（M = 8.37， SD = 2.91）， t（68） = ?7.09， p lt; 0.001， d = 1.70。說(shuō)明媒體多任務(wù)操縱有效。

其次， 以任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）為自變量， 分析性任務(wù)生產(chǎn)率及正確率為因變量分別進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示， 媒體多任務(wù)組（M = 0.63， SD = 0.10）與非媒體多任務(wù)組（M = 0.62， SD = 0.06）在生產(chǎn)率上并無(wú)顯著差異， t（68） = ?0.61， p = 0.543; 媒體多任務(wù)組（M = 0.62， SD = 0.10）與非媒體多任務(wù)組（M = 0.61， SD = 0.06）在正確率上也無(wú)顯著差異， t（68） = ?0.61， p = 0.543。側(cè)面證實(shí)兩種條件下被試行為均符合多任務(wù)要求， 媒體多任務(wù)操縱準(zhǔn)確。

2.3.2" 媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的影響

以任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）為自變量， 靈活性、新穎性與流暢性為因變量分別進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示： 媒體多任務(wù)組（M = 11.71， SD = 3.13）比非媒體多任務(wù)組（M = 8.83， SD = 3.35）表現(xiàn)出更高的靈活性， t（68） = ?3.73， p lt; 0.001， d = 0.89; 類似地， 相比非媒體多任務(wù)組（M = 2.59， SD = 0.39）， 媒體多任務(wù)組（M = 2.79， SD = 0.34）的新穎性也顯著更高， t（68） = ?2.28， p = 0.026， d = 0.54; 但媒體多任務(wù)組（M = 23.40， SD = 8.17）與非媒體多任務(wù)組（M = 21.57， SD = 9.41）在流暢性上并無(wú)顯著差異， t（68） = ?0.87， p = 0.388。

將RIBS和動(dòng)機(jī)水平得分作為協(xié)變量進(jìn)行協(xié)方差分析， 上述任務(wù)類型分組的主效應(yīng)依然不變：靈活性， F（1， 66） = 13.38， p = 0.001， ηp2 = 0.17; 新穎性， F（1， 66） = 4.16， p = 0.045， ηp2 = 0.06; 流暢性， F（1， 66） = 0.30， p = 0.586。

2.3.3" 媒體多任務(wù)對(duì)心智游移的影響

以任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）為自變量， 心智游移頻率為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示， 媒體多任務(wù)組（M = 0.44， SD = 0.17）比非媒體多任務(wù)組（M = 0.20， SD = 0.20）表現(xiàn)出更高的心智游移頻率， t（68） = ?5.30， p lt; 0.001， d = 1.27。

將日常心智游移頻率量表得分作為協(xié)變量進(jìn)行協(xié)方差分析， 任務(wù)類型分組的主效應(yīng)依然顯著， F（1， 67） = 36.13， p lt; 0.001， ηp2 = 0.35。

2.3.4" 媒體多任務(wù)與心智游移、創(chuàng)造力的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 媒體多任務(wù)與心智游移頻率（r = 0.54， p lt; 0.001）、靈活性（r = 0.41， p lt; 0.001）、新穎性（r = 0.27， p = 0.026）均呈顯著正相關(guān)， 媒體多任務(wù)與流暢性相關(guān)并不顯著; 心智游移頻率與流暢性（r = 0.28， p = 0.020）、靈活性（r = 0.43， p lt; 0.001）、新穎性（r = 0.44， p lt; 0.001）均呈顯著正相關(guān)。

2.3.5" 心智游移的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為探索媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力影響的心理機(jī)制， 我們使用Hayes （2013）提供的SPSS插件PROCESS （Model 4）， 以任務(wù)類型為自變量（非媒體多任務(wù)組 = 1， 媒體多任務(wù)組 = 2）， 心智游移頻率為中介變量， 靈活性為因變量， 設(shè)定Bootstrap樣本量為5000， 采用偏差校正方法， 選取95%置信區(qū)間進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示， 心智游移頻率的中介效應(yīng)值為1.09， 95%的Bootstrap置信區(qū)間為[0.10， 2.20]， 不包含0， 表明中介作用顯著; 并且控制中介變量后， 媒體多任務(wù)對(duì)靈活性的直接效應(yīng)為1.79， 95%的Bootstrap置信區(qū)間為[0.01， 3.58]， 不包含0， 表明直接效應(yīng)顯著， 心智游移頻率在媒體多任務(wù)對(duì)靈活性的影響中起部分中介作用。

以新穎性為因變量， 其余同上。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 心智游移頻率的中介效應(yīng)值為0.17， 95%的Bootstrap置信區(qū)間為[0.07， 0.30]， 不包含0， 表明中介作用顯著; 并且控制中介變量后， 媒體多任務(wù)對(duì)新穎性的直接效應(yīng)為0.03， 95%的Bootstrap置信區(qū)間為[?0.16， 0.22]， 包含0， 表明直接效應(yīng)不顯著， 心智游移頻率在媒體多任務(wù)對(duì)新穎性的影響中起完全中介作用。

為進(jìn)一步驗(yàn)證中介效應(yīng)的穩(wěn)健性， 我們又使用傳統(tǒng)逐步回歸方法進(jìn)行了中介效應(yīng)分析（溫忠麟 等， 2004）， 結(jié)果見(jiàn)圖2。

2.4" 討論

實(shí)驗(yàn)1初步驗(yàn)證了媒體多任務(wù)相比于非媒體多任務(wù)會(huì)提升個(gè)體的創(chuàng)造力表現(xiàn)， 主要體現(xiàn)在靈活性和新穎性指標(biāo)上， 并且進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)了心智游移在其中的中介作用， 即媒體多任務(wù)相比非媒體多任務(wù)會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生更高的心智游移頻率， 進(jìn)而表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力水平。因此， 實(shí)驗(yàn)1對(duì)本文的主要假設(shè)， 即媒體多任務(wù)會(huì)比非媒體多任務(wù)引發(fā)更高的創(chuàng)造力表現(xiàn)， 提供了實(shí)證支持， 并且對(duì)心智游移的中介效應(yīng)進(jìn)行了初步驗(yàn)證。然而， 現(xiàn)有對(duì)中介效應(yīng)的支撐僅停留在相關(guān)層面， 中介后件路徑（心智游移→創(chuàng)造力）的因果鏈仍缺乏有力證據(jù)。因此， 為進(jìn)一步驗(yàn)證心智游移是媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力表現(xiàn)的心理機(jī)制， 擬在實(shí)驗(yàn)2中對(duì)心智游移頻率進(jìn)行直接操縱。我們預(yù)測(cè)， 只有在啟動(dòng)被試心智游移時(shí)， 媒體多任務(wù)才會(huì)提升創(chuàng)造力表現(xiàn)。

3" 實(shí)驗(yàn)2： 心智游移操縱對(duì)創(chuàng)造力的影響

實(shí)驗(yàn)2旨在對(duì)媒體多任務(wù)情境下的心智游移頻率進(jìn)行操縱， 從而利用實(shí)驗(yàn)法進(jìn)一步閉合心智游移在媒體多任務(wù)與創(chuàng)造力之間起中介作用的因果關(guān)系鏈。本實(shí)驗(yàn)擬驗(yàn)證的研究假設(shè)為： 相比心智游移抑制組， 心智游移啟動(dòng)組會(huì)表現(xiàn)出更高水平的創(chuàng)造力。

3.1" 被試

采用G*Power 3.1估算實(shí)驗(yàn)計(jì)劃樣本量， 基于相關(guān)研究報(bào)告效果量（Kapadia amp; Melwani， 2021; Loh et al.， 2016）， 以及期望功效值（0.8）， 最終推算出樣本量為52人。通過(guò)校園招募， 共70名（男生27名）在校大學(xué)生參加此實(shí)驗(yàn)， 平均年齡20.86 ± 1.83歲。采用隨機(jī)分組將70名被試分派到心智游移啟動(dòng)組（n = 35）和心智游移抑制組（n = 35）， 實(shí)驗(yàn)前告知被試實(shí)驗(yàn)注意事項(xiàng)， 并簽署知情同意書。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后， 被試均獲得一定報(bào)酬。

3.2" 方法

3.2.1" 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)2采用單因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)， 自變量為任務(wù)類型（心智游移啟動(dòng)組/心智游移抑制組）， 因變量為被試在非常規(guī)用途任務(wù)上的創(chuàng)造力表現(xiàn)（流暢性、靈活性以及新穎性）。

3.2.2" 實(shí)驗(yàn)材料

（1）媒體多任務(wù)材料。基本同實(shí)驗(yàn)1中的媒體多任務(wù)條件， 要求被試在計(jì)算機(jī)上完成一個(gè)由AUT以及其他三個(gè)數(shù)字任務(wù)（0-back/2-back）構(gòu)成的任務(wù)集， 每個(gè)任務(wù)都有相應(yīng)的時(shí)間限制。

（2）心智游移操縱材料。根據(jù)以往研究， 低難度任務(wù)能夠有效誘發(fā)心智游移， 而提升任務(wù)難度后心智游移的頻率即會(huì)受到抑制（Ju amp; Lien， 2018）。這提示我們， 可以通過(guò)操縱任務(wù)難度來(lái)控制心智游移狀態(tài)。因此， 參考前人研究， 本實(shí)驗(yàn)選取0-back為簡(jiǎn)單任務(wù)來(lái)啟動(dòng)心智游移狀態(tài)， 同時(shí)設(shè)置2-back為同質(zhì)任務(wù)抑制心智游移狀態(tài)（Baird et al.， 2012; Ju amp; Lien， 2018）。其中， 0-back任務(wù)會(huì)呈現(xiàn)黑色數(shù)字1～9和紅色數(shù)字1～9。黑色數(shù)字為非目標(biāo)刺激， 被試無(wú)需進(jìn)行反應(yīng); 紅色數(shù)字為目標(biāo)刺激， 要求被試點(diǎn)擊對(duì)應(yīng)按鍵判斷紅色數(shù)字的奇偶， 判斷后點(diǎn)擊“提交”按鈕繼續(xù)。而2-back任務(wù)中則會(huì)呈現(xiàn)黑色數(shù)字1～9和紅色“？”。黑色數(shù)字為非目標(biāo)刺激， 被試無(wú)需進(jìn)行反應(yīng); 紅色“？”為目標(biāo)刺激， 要求被試點(diǎn)擊對(duì)應(yīng)按鍵判斷紅色“？”出現(xiàn)前第二個(gè)數(shù)字的奇偶， 判斷后點(diǎn)擊“提交”按鈕繼續(xù)。兩種任務(wù)中， 非目標(biāo)刺激均固定呈現(xiàn)1.5 s， 目標(biāo)刺激呈現(xiàn)時(shí)間不限， 刺激間隔均為2 s。任務(wù)流程圖見(jiàn)圖3。數(shù)字任務(wù)（0-back/2- back）共3組， 分別限時(shí)3分鐘、3分鐘及2分鐘。

（3）創(chuàng)造力測(cè)量材料。同樣使用AUT測(cè)量個(gè)體的創(chuàng)造力表現(xiàn)。本實(shí)驗(yàn)選用的任務(wù)詞為“報(bào)紙”， 限時(shí)7分鐘。三位新穎性評(píng)分者的評(píng)分具有較好的一致性（Cronbach’s α = 0.75）。

（4）控制變量測(cè)量材料。與實(shí)驗(yàn)1相同， 包括被試的創(chuàng)造性行為傾向（本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α = 0.82）以及動(dòng)機(jī)水平（本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α = 0.76）。

（5）操縱檢驗(yàn)材料。為確保心智游移啟動(dòng)組與心智游移抑制組在心智游移頻率上符合實(shí)驗(yàn)操縱（Kam amp; Handy， 2014）， 被試需回答以下2個(gè)題項(xiàng)： “在完成數(shù)字任務(wù)過(guò)程中， 我的注意力總是集中在數(shù)字任務(wù)上”、“在完成數(shù)字任務(wù)時(shí)， 我的注意力會(huì)游散在任務(wù)之外” （Cronbach’s α = 0.89）。2個(gè)題項(xiàng)均采用5點(diǎn)評(píng)分， 其中第1題為反向記分題目。

3.2.3" 實(shí)驗(yàn)程序

采用Python 3.9軟件編寫實(shí)驗(yàn)程序。被試進(jìn)入實(shí)驗(yàn)室后， 被隨機(jī)分配到心智游移啟動(dòng)組和心智游移抑制組， 然后先練習(xí)一輪相應(yīng)的數(shù)字任務(wù)以熟悉任務(wù)要求。接著， 開始完成由AUT和三個(gè)數(shù)字任務(wù)（0-back/2-back）構(gòu)成的任務(wù)集。任務(wù)類型固定為可以隨時(shí)點(diǎn)擊相應(yīng)選項(xiàng)卡進(jìn)行切換的媒體多任務(wù)（同實(shí)驗(yàn)1）。任務(wù)時(shí)長(zhǎng)14分鐘。完成多任務(wù)后， 被試將繼續(xù)填寫控制變量測(cè)量材料， 并回答操縱檢驗(yàn)問(wèn)題。最后， 實(shí)驗(yàn)人員感謝被試的參與， 并簡(jiǎn)短說(shuō)明實(shí)驗(yàn)?zāi)康募氨Ｃ茉瓌t。

3.3" 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

3.3.1" 心智游移的操縱檢驗(yàn)

獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 心智游移啟動(dòng)組的生產(chǎn)率（M = 0.85， SD = 0.04）顯著高于心智游移抑制組（M = 0.79， SD = 0.06）， t（68） = ?4.78， p lt; 0.001， d = 1.14; 心智游移啟動(dòng)組的正確率（M = 0.85， SD = 0.05）顯著高于心智游移抑制組（M = 0.76， SD = 0.09）， t（68） = ?5.20， p lt; 0.001， d = 1.24; 心智游移啟動(dòng)組的心智游移感知（M = 7.71， SD = 2.07）也顯著高于心智游移抑制組（M = 4.31， SD = 1.91）， t（68） = ?7.16， p lt; 0.001， d = 1.71。由此可見(jiàn)， 心智游移啟動(dòng)組的任務(wù)難度更低， 并且被試感知到更多的心智游移狀態(tài)， 說(shuō)明心智游移操縱有效。

3.3.2" 心智游移對(duì)創(chuàng)造力表現(xiàn)的影響

以任務(wù)類型（心智游移啟動(dòng)組/心智游移抑制組）為自變量， 靈活性、新穎性與流暢性為因變量分別進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示： 心智游移啟動(dòng)組（M = 11.14， SD = 3.80）比心智游移抑制組（M = 8.14， SD = 2.78）表現(xiàn)出更高的靈活性， t（68） = ?3.77， p lt; 0.001， d = 0.90; 相比心智游移抑制組（M = 2.27， SD = 0.33）， 心智游移啟動(dòng)組（M = 2.54， SD = 0.37）的新穎性也顯著更高， t（68） = ?3.28， p = 0.002， d = 0.78; 類似地， 心智游移啟動(dòng)組（M = 21.17， SD = 5.57）比心智游移抑制組（M = 17.54， SD = 5.07）也表現(xiàn)出更高的流暢性， t（68） = ?2.85， p = 0.006， d = 0.68。

將RIBS和動(dòng)機(jī)水平得分作為協(xié)變量進(jìn)行協(xié)方差分析， 上述任務(wù)類型分組的主效應(yīng)依然顯著： 靈活性， F（1， 66） = 13.22， p = 0.001， ηp2 = 0.17; 新穎性， F（1， 66） = 10.42， p = 0.002， ηp2 = 0.14; 流暢性， F（1， 66） = 6.36， p = 0.014， ηp2 = 0.09。

3.4" 討論

實(shí)驗(yàn)2通過(guò)在媒體多任務(wù)情境下操縱被試的心智游移頻率， 發(fā)現(xiàn)在同為媒體多任務(wù)情景下， 相比心智游移抑制組， 心智游移啟動(dòng)組表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力水平， 主要體現(xiàn)在流暢性、靈活性以及新穎性指標(biāo)上。至此， 實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2共同論證了媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力的心理機(jī)制： 媒體多任務(wù)→心智游移頻率（+）→創(chuàng)造力表現(xiàn)（+）。然而， 兩個(gè)實(shí)驗(yàn)均使用AUT對(duì)創(chuàng)造力進(jìn)行測(cè)量， 研究結(jié)果的外部效度和應(yīng)用價(jià)值受到限制。此外， 媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力表現(xiàn)的提升效應(yīng)是否與個(gè)體的工作記憶容量有關(guān)還尚未可知。故而在實(shí)驗(yàn)3中， 我們將采用生態(tài)效度更高的觀點(diǎn)生成任務(wù)測(cè)量創(chuàng)造力表現(xiàn)， 并繼續(xù)探索媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力的邊界條件， 考察工作記憶容量可能存在的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

4" 實(shí)驗(yàn)3： 工作記憶容量的調(diào)節(jié)作用

實(shí)驗(yàn)3引入工作記憶容量作為調(diào)節(jié)變量， 探討媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的提升效應(yīng)是否受個(gè)體工作記憶容量的影響。此外， 實(shí)驗(yàn)3采用生態(tài)效度更高的觀點(diǎn)生成任務(wù)測(cè)量被試的創(chuàng)造力表現(xiàn)， 在提高外部效度的同時(shí)， 避免單一測(cè)量方式所帶來(lái)的局限性。

4.1" 被試

采用G*Power 3.1估算實(shí)驗(yàn)計(jì)劃樣本量， 基于相關(guān)研究報(bào)告效果量（Kapadia amp; Melwani， 2021; Loh et al.， 2016）， 以及期望功效值（0.8）， 最終推算出樣本量為111人?？紤]到本實(shí)驗(yàn)采用的間隔施測(cè)可能導(dǎo)致被試流失， 共招募146名在校大學(xué)生參加第一階段工作記憶容量測(cè)量任務(wù)。隨后， 排除不符合工作記憶容量任務(wù)要求的被試（8名）， 并通過(guò)中值法劃分為高、低工作記憶容量組。一周后， 共128名（男生46名）被試返回參加第二階段媒體多任務(wù)實(shí)驗(yàn)， 其中高工作記憶容量組63名， 低工作記憶容量組65名， 平均年齡20.40 ± 2.31歲。采用隨機(jī)分組將高、低工作記憶容量被試分派到非媒體多任務(wù)組和媒體多任務(wù)組， 實(shí)驗(yàn)前告知被試實(shí)驗(yàn)注意事項(xiàng)， 并簽署知情同意書。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后， 被試均獲得一定報(bào)酬。

4.2" 方法

4.2.1" 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)3采用兩因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)， 自變量為任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）和工作記憶容量（高/低工作記憶容量）， 因變量為被試的心智游移頻率及觀點(diǎn)生成任務(wù)中的創(chuàng)造力表現(xiàn)（流暢性、靈活性以及新穎性）。

4.2.2" 實(shí)驗(yàn)材料

（1）工作記憶容量測(cè)量材料。使用操作廣度任務(wù)（OSPAN）測(cè)量個(gè)體工作記憶容量 （Harrison et al.， 2015）。該任務(wù)要求被試進(jìn)行存儲(chǔ)任務(wù)的同時(shí)完成加工任務(wù)， 因而能夠很好地反應(yīng)個(gè)體工作記憶容量。

操作廣度任務(wù)分為練習(xí)和正式實(shí)驗(yàn)兩個(gè)部分。練習(xí)階段1為簡(jiǎn)單英文字母的識(shí)記， 屏幕上會(huì)隨機(jī)呈現(xiàn)若干英文字母， 每個(gè)字母呈現(xiàn)800ms， 要求被試記憶， 隨后呈現(xiàn)3×4的字母矩陣， 要求被試將字母按照出現(xiàn)順序依次標(biāo)記。練習(xí)階段2為簡(jiǎn)單算式計(jì)算任務(wù)， 屏幕上會(huì)隨機(jī)呈現(xiàn)若干數(shù)學(xué)算式， 被試計(jì)算數(shù)學(xué)算式后馬上點(diǎn)擊鼠標(biāo)， 隨后呈現(xiàn)答案， 被試需要又快又準(zhǔn)地判斷給定答案是否正確。本階段按鍵時(shí)間將用于確定練習(xí)階段3及正式實(shí)驗(yàn)中算式的呈現(xiàn)時(shí)間。練習(xí)部分階段3為前兩個(gè)練習(xí)任務(wù)的結(jié)合。屏幕上首先呈現(xiàn)一個(gè)數(shù)學(xué)算式， 被試計(jì)算數(shù)學(xué)算式后馬上點(diǎn)擊鼠標(biāo)。隨后呈現(xiàn)答案， 呈現(xiàn)時(shí)間為階段2被試的平均反應(yīng)時(shí)加2.5個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差， 被試需要又快又準(zhǔn)地判斷給定答案是否正確。如超過(guò)呈現(xiàn)時(shí)間被試仍未作判斷， 則程序自動(dòng)繼續(xù)， 并且將本次視為錯(cuò)誤。作出判斷后， 屏幕上將呈現(xiàn)英文字母， 要求被試記憶。若干算式?字母對(duì)后， 呈現(xiàn)字母矩陣， 被試需要將字母按照出現(xiàn)順序依次標(biāo)記。

正式實(shí)驗(yàn)部分同練習(xí)3。共包含15個(gè)試次， 每個(gè)試次包含特定數(shù)量（3～7個(gè)）的算式?字母對(duì)。算式?字母對(duì)的數(shù)量有3、4、5、6、7共五組， 每組出現(xiàn)3次。每試次按照字母?jìng)€(gè)數(shù)計(jì)分， 需要正確回憶組內(nèi)所有字母順序方可得分， 因此OSPAN任務(wù)滿分為75分（3×（3+4+5+6+7）=75）。算式正確率85%以上該被試實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)有效。

（2）媒體多任務(wù)操縱材料。同實(shí)驗(yàn)1， 非媒體多任務(wù)組和媒體多任務(wù)組都需要在計(jì)算機(jī)上完成一個(gè)由觀點(diǎn)生成任務(wù)以及其他三個(gè)分析性任務(wù)（文本任務(wù)、視覺(jué)任務(wù)和數(shù)字任務(wù)）構(gòu)成的任務(wù)集， 每個(gè)任務(wù)都有相應(yīng)的時(shí)間限制。

（3）創(chuàng)造力測(cè)量材料。實(shí)驗(yàn)3使用觀點(diǎn)生成任務(wù)測(cè)量個(gè)體的創(chuàng)造力表現(xiàn)。該任務(wù)要求被試為某一開放性現(xiàn)實(shí)問(wèn)題盡可能多地報(bào)告新穎解決方案， 本實(shí)驗(yàn)選用的開放性現(xiàn)實(shí)問(wèn)題為“如何改善或保持身體健康”， 限時(shí)7分鐘。遵循前人文獻(xiàn)（Rietzschel et al.， 2014）， 通過(guò)流暢性、靈活性、新穎性三個(gè)指標(biāo)對(duì)創(chuàng)造力進(jìn)行評(píng)估。流暢性和新穎性評(píng)分同AUT評(píng)分程序。三位新穎性評(píng)分者的評(píng)分具有較好的一致性（Cronbach’s α = 0.85）。靈活性使用Diehl （1991）開發(fā)的健康主題分類編碼方案進(jìn)行評(píng)分。

（4）分析性任務(wù)表現(xiàn)測(cè)量材料?；就瑢?shí)驗(yàn)1， 使用三個(gè)分析性任務(wù)（文本任務(wù)、視覺(jué)任務(wù)和數(shù)字任務(wù)）作為媒體多任務(wù)的填充任務(wù)。分別限時(shí)3分鐘、2分鐘及2分鐘。

（5）心智游移頻率測(cè)量材料。同實(shí)驗(yàn)1， 以偽隨機(jī)的方式在任務(wù)中插入5個(gè)實(shí)時(shí)探針來(lái)探測(cè)個(gè)體的注意狀態(tài)。

（6）控制變量測(cè)量材料。與實(shí)驗(yàn)1相同， 包括被試的日常心智游移頻率（本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α = 0.89）、創(chuàng)造性行為傾向（本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α = 0.83）和動(dòng)機(jī)水平（本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α = 0.67）。

（7）操縱檢驗(yàn)材料。與實(shí)驗(yàn)1相同， 使用多任務(wù)感知量表檢驗(yàn)媒體多任務(wù)操縱（本實(shí)驗(yàn)中Cronbach’s α = 0.71）。

4.2.3" 實(shí)驗(yàn)程序

采用E-prime 3.0編寫操作廣度任務(wù)實(shí)驗(yàn)程序， 采用Python 3.9軟件編寫媒體多任務(wù)實(shí)驗(yàn)程序。首先采用操作廣度任務(wù)對(duì)被試進(jìn)行集體施測(cè)， 隨后通過(guò)中值法劃分高、低工作記憶容量組。大約一周后， 繼續(xù)對(duì)被試進(jìn)行媒體多任務(wù)的個(gè)別施測(cè)。將高、低工作記憶容量者分別隨機(jī)分配到非媒體多任務(wù)組和媒體多任務(wù)組， 并且在相應(yīng)指導(dǎo)語(yǔ)要求下完成由觀點(diǎn)生成任務(wù)和三個(gè)分析性任務(wù)構(gòu)成的任務(wù)集。與此同時(shí)， 如實(shí)回答隨機(jī)呈現(xiàn)的探針問(wèn)題。任務(wù)時(shí)長(zhǎng)14分鐘左右。完成多任務(wù)后， 被試將繼續(xù)填寫控制變量測(cè)量材料， 并回答操縱檢驗(yàn)問(wèn)題。最后， 實(shí)驗(yàn)人員感謝被試的參與， 并簡(jiǎn)短說(shuō)明實(shí)驗(yàn)?zāi)康募氨Ｃ茉瓌t。

4.3" 結(jié)果

4.3.1" 媒體多任務(wù)的操縱檢驗(yàn)

首先， 以任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）為自變量， 多任務(wù)感知為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示， 媒體多任務(wù)組的多任務(wù)感知（M = 13.06， SD = 4.10）顯著高于非媒體多任務(wù)組（M = 7.03， SD = 2.91）， t（126） = ?9.61， p lt; 0.001， d = 1.70， 說(shuō)明媒體多任務(wù)操縱有效。

其次， 以任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）為自變量， 分析性任務(wù)生產(chǎn)率及正確率為因變量分別進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示， 媒體多任務(wù)組（M = 0.48， SD = 0.05）與非媒體多任務(wù)組（M = 0.49， SD = 0.06）在生產(chǎn)率上并無(wú)顯著差異， t（126） = 0.91， p = 0.362; 媒體多任務(wù)組（M = 0.47， SD = 0.05）與非媒體多任務(wù)組（M = 0.48， SD = 0.06）在正確率上也無(wú)顯著差異， t（126） = 0.78， p = 0.436。側(cè)面證實(shí)兩種條件下被試行為均符合多任務(wù)要求， 媒體多任務(wù)操縱準(zhǔn)確。

4.3.2" 媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力表現(xiàn)的影響

以任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）為自變量， 靈活性、新穎性與流暢性為因變量分別進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示： 媒體多任務(wù)組（M = 8.06， SD = 2.39）比非媒體多任務(wù)組（M = 6.95， SD = 2.24）表現(xiàn)出更高的靈活性， t（126） = ?2.71， p = 0.008， d = 0.48; 類似地， 相比非媒體多任務(wù)組（M = 2.23， SD = 0.43）， 媒體多任務(wù)組（M = 2.46， SD = 0.38）的新穎性也顯著更高， t（126） = ?3.26， p = 0.001， d = 0.58; 但媒體多任務(wù)組（M = 22.22， SD = 8.22）與非媒體多任務(wù)組（M = 19.81， SD = 9.26）在流暢性上并無(wú)顯著差異， t（126） = ?1.56， p = 0.123。

將RIBS和動(dòng)機(jī)水平得分作為協(xié)變量進(jìn)行協(xié)方差分析， 上述任務(wù)類型分組的主效應(yīng)依然不變： 靈活性， F （1， 124） = 7.11， p = 0.009， ηp2 = 0.05; 新穎性， F （1， 124） = 10.37， p = 0.002， ηp2 = 0.08; 流暢性， F （1， 124） = 2.16， p = 0.150。

4.3.3" 媒體多任務(wù)對(duì)心智游移頻率的影響

以任務(wù)類型（非媒體多任務(wù)/媒體多任務(wù)）為自變量， 心智游移頻率為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示， 媒體多任務(wù)組（M = 0.45， SD = 0.24）比非媒體多任務(wù)組（M = 0.16， SD = 0.19）表現(xiàn)出更高的心智游移頻率， t（126） = ?7.39， p lt; 0.001， d = 1.31。

將日常心智游移頻率量表得分作為協(xié)變量進(jìn)行協(xié)方差分析， 任務(wù)類型分組的主效應(yīng)依然顯著， F （1， 125） = 53.06， p lt; 0.001， ηp2 = 0.30。

4.3.4" 媒體多任務(wù)與心智游移頻率、創(chuàng)造力表現(xiàn)在不同工作記憶容量上的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 在低工作記憶容量組中， 媒體多任務(wù)與心智游移頻率（r = 0.48， p lt; 0.001）、流暢性（r = 0.47， p lt; 0.001）、靈活性（r = 0.68， p lt; 0.001）、新穎性（r = 0.69， p lt; 0.001）均呈顯著正相關(guān); 心智游移頻率與流暢性（r = 0.38， p = 0.002）、靈活性（r = 0.52， p lt; 0.001）、新穎性（r = 0.33， p = 0.007）均呈顯著正相關(guān)。與低工作記憶容量組一致， 在高工作記憶容量組中， 媒體多任務(wù)與心智游移頻率（r = 0.63， p lt; 0.001）呈顯著正相關(guān); 但不同的是， 媒體多任務(wù)與靈活性（r = ?0.39， p = 0.002）、新穎性（r = ?0.38， p = 0.002）卻均呈顯著負(fù)相關(guān)， 與流暢性的相關(guān)并未達(dá)到顯著性水平; 心智游移頻率與新穎性（r = 0.29， p = 0.022）呈顯著負(fù)相關(guān)， 與流暢性、靈活性的相關(guān)并未達(dá)到顯著性水平。

由此可見(jiàn)， 媒體多任務(wù)與心智游移頻率、創(chuàng)造力表現(xiàn)的關(guān)系非常緊密， 但這種關(guān)系是否受到工作記憶容量的影響還有待于進(jìn)一步檢驗(yàn)。

4.3.5" 工作記憶容量的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

為探索工作記憶容量對(duì)媒體多任務(wù)中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用， 我們使用Hayes （2013）提供的SPSS插件PROCESS （Model 14）， 以任務(wù)類型為自變量（非媒體多任務(wù)組 = 1， 媒體多任務(wù)組 = 2）， 心智游移頻率為中介變量， 工作記憶容量為調(diào)節(jié)變量， 流暢性為因變量， 設(shè)定Bootstrap樣本量為5000， 采用偏差校正方法， 選取95%置信區(qū)間進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示： 低工作記憶容量組中， 心智游移頻率的中介效應(yīng)值為2.87， 95%Bootstrap置信區(qū)間為[0.45， 5.61]， 表明存在正向中介效應(yīng); 高工作記憶容量組中， 心智游移頻率的中介效應(yīng)值為?2.74， 95%Bootstrap置信區(qū)間為[?5.61， ?0.09]， 表明存在負(fù)向中介效應(yīng)。

以靈活性為因變量， 其余同上。結(jié)果顯示： 低工作記憶容量組中， 心智游移頻率的中介效應(yīng)值為1.32， 95%Bootstrap置信區(qū)間為[0.65， 2.20]， 表明存在正向中介效應(yīng); 高工作記憶容量組中， 心智游移頻率的中介效應(yīng)值為?0.74， 95%Bootstrap置信區(qū)間為[?1.48， ?0.13]， 表明存在負(fù)向中介效應(yīng)。

以新穎性為因變量， 其余同上。結(jié)果顯示： 低工作記憶容量組中， 心智游移頻率的中介效應(yīng)值為0.10， 95%Bootstrap置信區(qū)間為[0.0006， 0.24]， 表明存在正向中介效應(yīng); 高工作記憶容量組中， 心智游移頻率的中介效應(yīng)值為?0.20， 95%Bootstrap置信區(qū)間為[?0.34， ?0.09]， 表明存在負(fù)向中介效應(yīng)。

綜上分析可知， 高/低工作記憶容量組間中介作用情況不一致， 說(shuō)明工作記憶容量對(duì)心智游移頻率的中介效應(yīng)有著顯著調(diào)節(jié)作用， 具體中介效應(yīng)情況對(duì)比見(jiàn)圖4。

4.4" 討論

實(shí)驗(yàn)3采用生態(tài)效度更高的觀點(diǎn)生成任務(wù)測(cè)量個(gè)體創(chuàng)造力表現(xiàn)， 再次驗(yàn)證了媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的影響， 增強(qiáng)了研究結(jié)果的穩(wěn)健性和外部效度。更重要的是， 實(shí)驗(yàn)3進(jìn)一步探索了媒體多任務(wù)通過(guò)心智游移影響創(chuàng)造力的邊界條件， 證實(shí)了工作記憶容量對(duì)中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。具體而言， 只有在低工作記憶容量組中， 媒體多任務(wù)誘發(fā)的高心智游移頻率才會(huì)導(dǎo)致更高的創(chuàng)造力表現(xiàn); 而在高工作記憶容量組中， 媒體多任務(wù)誘發(fā)的高心智游移頻率反而損害了創(chuàng)造力表現(xiàn)。

5" 總討論

基于創(chuàng)造力雙通道理論， 本研究通過(guò)3項(xiàng)實(shí)驗(yàn)證明了媒體多任務(wù)與創(chuàng)造力之間的因果關(guān)系， 考察了心智游移的中介效應(yīng)， 并深入分析了工作記憶容量的調(diào)節(jié)作用。具體而言， 通過(guò)仿真模擬方式操縱媒體多任務(wù)并測(cè)量不同條件下的創(chuàng)造力表現(xiàn)， 我們發(fā)現(xiàn)媒體多任務(wù)組比非媒體多任務(wù)組創(chuàng)造力顯著更高， 且這一差異具有穩(wěn)健性（實(shí)驗(yàn)1、實(shí)驗(yàn)3）。通過(guò)探針測(cè)量（實(shí)驗(yàn)1）及實(shí)驗(yàn)操縱（實(shí)驗(yàn)2）， 我們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)心智游移是導(dǎo)致創(chuàng)造力表現(xiàn)差異的心理機(jī)制， 即相比非媒體多任務(wù)， 媒體多任務(wù)使個(gè)體產(chǎn)生了更高的心智游移頻率， 因此創(chuàng)造力表現(xiàn)也更好。通過(guò)測(cè)量并區(qū)分個(gè)體的工作記憶容量水平（實(shí)驗(yàn)3）， 我們還發(fā)現(xiàn)心智游移對(duì)創(chuàng)造力的影響受到工作記憶容量的調(diào)節(jié)。個(gè)體為低工作記憶容量者時(shí)， 進(jìn)行媒體多任務(wù)不僅會(huì)誘發(fā)更高頻率的心智游移體驗(yàn)（前半段）， 且這種心智游移狀態(tài)還會(huì)提升其創(chuàng)造力表現(xiàn)（后半段）; 而個(gè)體為高工作記憶容量者時(shí)， 盡管媒體多任務(wù)仍會(huì)誘發(fā)更高頻率的心智游移體驗(yàn)（前半段）， 但這種心智游移狀態(tài)卻會(huì)損害其創(chuàng)造力表現(xiàn)（后半段）。接下來(lái)對(duì)這三點(diǎn)主要發(fā)現(xiàn)展開討論。

5.1" 媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力

本研究發(fā)現(xiàn)媒體多任務(wù)會(huì)影響個(gè)體的創(chuàng)造力表現(xiàn)， 即相比非媒體多任務(wù)， 個(gè)體進(jìn)行媒體多任務(wù)時(shí)， 會(huì)產(chǎn)生更好的創(chuàng)造力表現(xiàn)。首先， 這一研究結(jié)果首次證實(shí)了媒體多任務(wù)對(duì)當(dāng)前創(chuàng)造力表現(xiàn)的提升作用。目前僅有Kapadia和Melwani（2021）探討了媒體多任務(wù)與創(chuàng)造力之間的關(guān)系， 但該研究?jī)H發(fā)現(xiàn)了媒體多任務(wù)對(duì)后續(xù)創(chuàng)造力表現(xiàn)的積極溢出效應(yīng)， 對(duì)多任務(wù)期間的創(chuàng)造力表現(xiàn)則無(wú)顯著影響。然而本研究使用不同創(chuàng)造力任務(wù)均證實(shí)了媒體多任務(wù)會(huì)提升當(dāng)前創(chuàng)造力表現(xiàn)。之所以產(chǎn)生不同結(jié)果， 可能是由于聚焦了媒體多任務(wù)的不同側(cè)面。媒體多任務(wù)包括兩種形式： 同時(shí)處理和切換處理（van der Schuur et al.， 2018）。本研究考察的媒體多任務(wù)涉及頻繁的任務(wù)切換， 會(huì)減弱個(gè)體認(rèn)知控制， 使大量?jī)?nèi)源性信息涌入， 增強(qiáng)思維的獨(dú)特性和豐富性， 因此能夠提高個(gè)體當(dāng)前創(chuàng)造力任務(wù)表現(xiàn)。而Kapadia和Melwani （2021）探討的媒體多任務(wù)要求個(gè)體同時(shí)完成兩個(gè)均需要有意注意的分析性任務(wù)和創(chuàng)造性任務(wù)， 疊加的任務(wù)難度迫使個(gè)體增強(qiáng)認(rèn)知控制以維持注意， 抑制遠(yuǎn)距離信息進(jìn)入認(rèn)知加工系統(tǒng)， 這種看似專注實(shí)則固著的思維狀態(tài)并無(wú)益于當(dāng)前創(chuàng)造力表現(xiàn)的提升。而該研究觀察到的創(chuàng)造力溢出效應(yīng)可能正是源于這種高認(rèn)知消耗后個(gè)體進(jìn)入一段注意分散階段， 因此本質(zhì)上也是通過(guò)注意分散狀態(tài)促進(jìn)創(chuàng)造力表現(xiàn)（Kraus et al.， 2019）。此外， 盡管Kapadia和Melwani （2021）發(fā)現(xiàn)并行的媒體多任務(wù)能提高個(gè)體后續(xù)創(chuàng)造力表現(xiàn)， 但其帶來(lái)的消極情緒體驗(yàn)也使這一提升作用得不償失。而本研究關(guān)注的媒體多任務(wù)允許個(gè)體可以在不同任務(wù)間任意切換， 這一行為常伴隨著去習(xí)慣化（Lu et al.， 2017）、自主性（Bachmann et al.， 2019）等正向情緒體驗(yàn)。因此相比并行媒體多任務(wù)對(duì)后續(xù)創(chuàng)造力表現(xiàn)“竭澤而漁”式的提升， 本研究為如何“可持續(xù)”提升個(gè)體創(chuàng)造力表現(xiàn)提供了更優(yōu)答卷。

其次， 這一發(fā)現(xiàn)啟發(fā)我們重新思考分析性任務(wù)與創(chuàng)造性任務(wù)之間的關(guān)系。本研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體在分析性任務(wù)與創(chuàng)造性任務(wù)之間頻繁切換不僅提升了創(chuàng)造力， 甚至也未損害此過(guò)程中分析性任務(wù)表現(xiàn)。這提示我們， 智能時(shí)代下盡管大量枯燥繁瑣的分析性任務(wù)可以由機(jī)器代勞， 我們也無(wú)需完全回避， 而是可以通過(guò)任務(wù)切換的方式利用分析性任務(wù)催化創(chuàng)造力（周詳 等， 2023）。但需要注意的是， 本研究中媒體多任務(wù)并未降低分析性任務(wù)表現(xiàn)這一研究結(jié)果與以往研究中二者多呈負(fù)相關(guān)似乎存在矛盾之處（May amp; Elder， 2018）。但事實(shí)上， 出現(xiàn)這樣的結(jié)果很可能是由于本研究中分析性任務(wù)較為簡(jiǎn)單（Randall et al.， 2014）。換言之， 即使媒體多任務(wù)會(huì)誘發(fā)心智游移占用部分認(rèn)知資源， 剩余認(rèn)知資源也足以完成分析性任務(wù)。因此， 使用媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力時(shí)， 可“大膽”使用簡(jiǎn)單分析性任務(wù)， 而不必?fù)?dān)心會(huì)破壞其表現(xiàn)。至于復(fù)雜分析性任務(wù)結(jié)果如何， 還有待進(jìn)一步探究。但總而言之， 媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力工作者而言是一種利大于弊的行為。

最后， 這一發(fā)現(xiàn)也可以幫助我們理解創(chuàng)造力醞釀效應(yīng)的矛盾性結(jié)果。事實(shí)上， 媒體多任務(wù)與醞釀期存在一定重疊之處。根據(jù)操作性定義， 醞釀期是指?jìng)€(gè)體將難以解決的問(wèn)題暫時(shí)放到一邊而產(chǎn)生的時(shí)間間隔（Frith et al.， 2021）。而本研究中， 媒體多任務(wù)條件下的分析性任務(wù)亦可被視為醞釀期的一種體現(xiàn)。但二者也存在關(guān)鍵的區(qū)別之處， 相比媒體多任務(wù)， 現(xiàn)有醞釀期研究忽視了個(gè)體的自主性， 未能體現(xiàn)與發(fā)揮個(gè)體的主動(dòng)性。具體而言， 現(xiàn)有醞釀效應(yīng)研究多為研究者事先設(shè)置固定的醞釀期時(shí)長(zhǎng)以觀察分心任務(wù)后個(gè)體是否存在創(chuàng)造力表現(xiàn)的提升（李子逸 等， 2022）。由此也出現(xiàn)了醞釀效應(yīng)存在與否、何時(shí)進(jìn)入分心任務(wù)更優(yōu)、以及醞釀時(shí)間長(zhǎng)短孰優(yōu)孰劣等爭(zhēng)論（Steindorf et al.， 2021）。然而， 顯然最了解何時(shí)需要醞釀、醞釀至何種程度最為適宜的應(yīng)該是任務(wù)中的個(gè)體自身。因此， 本研究能夠穩(wěn)健地證明媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的提升作用， 很可能是由于媒體多任務(wù)允許個(gè)體自主決定何時(shí)開始醞釀， 回避了醞釀效應(yīng)尚未出現(xiàn)即被打斷或是醞釀期過(guò)久出現(xiàn)認(rèn)知枯竭的情況。這也提示我們， 未來(lái)醞釀期研究應(yīng)關(guān)注個(gè)體自主性這一因素， 進(jìn)一步探究自主性感知是否是醞釀效應(yīng)產(chǎn)生的必要前提。

5.2" 靈活變通： 心智游移的中介作用

本研究還發(fā)現(xiàn)心智游移是媒體多任務(wù)影響創(chuàng)造力的心理機(jī)制， 即個(gè)體進(jìn)行媒體多任務(wù)會(huì)誘發(fā)更高頻率的心智游移狀態(tài)， 從而提升創(chuàng)造力表現(xiàn)。首先， 這一發(fā)現(xiàn)與前人關(guān)于媒體多任務(wù)和注意狀態(tài)的相關(guān)研究大致一致。Loh等人（2016）發(fā)現(xiàn)媒體多任務(wù)經(jīng)驗(yàn)對(duì)心智游移頻率具有正向預(yù)測(cè)作用; Madore等人（2020）也指出， 高媒體多任務(wù)經(jīng)驗(yàn)者更容易產(chǎn)生心智游移， 表現(xiàn)在腦枕部Alpah震蕩強(qiáng)度增加和瞳孔縮小等指標(biāo)上。上述研究均從特質(zhì)方面探討了媒體多任務(wù)對(duì)心智游移頻率的正向影響。而本研究則從狀態(tài)視角出發(fā)， 補(bǔ)充證實(shí)了媒體多任務(wù)行為同樣能誘發(fā)更高頻率的心智游移狀態(tài)， 豐富并完善了既有理論成果。其次， 這一發(fā)現(xiàn)也再次驗(yàn)證了心智游移與創(chuàng)造力的緊密聯(lián)系。心智游移狀態(tài)下， 個(gè)體認(rèn)知控制水平降低， 解除了對(duì)看似無(wú)關(guān)信息的抑制， 使自發(fā)概念之間能夠形成新穎聯(lián)系（Smith et al.， 2022）。而這也得到無(wú)數(shù)佚事證據(jù)的支持， 無(wú)論是阿基米德洗澡時(shí)突發(fā)靈感的“尤里卡”時(shí)刻， 還是諾貝爾獎(jiǎng)獲得者Kary Mullis在高速公路開車時(shí)對(duì)擴(kuò)增DNA序列的頓悟， 均體現(xiàn)了心智游移的創(chuàng)造性功能。

此外， 這一發(fā)現(xiàn)也可為澄清醞釀效應(yīng)的解釋分歧提供啟示。醞釀效應(yīng)是指當(dāng)人們?cè)庥鰺o(wú)法解決的難題時(shí)， 暫時(shí)將其擱置， 轉(zhuǎn)而去完成其他無(wú)關(guān)任務(wù)， 反而有利于原有問(wèn)題解決的現(xiàn)象（Wallas， 1926）。但醞釀效應(yīng)的來(lái)源始終存在爭(zhēng)議（Gilhooly， 2016）。根據(jù)醞釀期的操作性定義， 本研究操縱的媒體多任務(wù)條件可被視為存在著醞釀期。當(dāng)我們?cè)趯?shí)驗(yàn)2中抑制了兩個(gè)媒體多任務(wù)條件下其中一組醞釀期期間被試的心智游移后， 結(jié)果僅在心智游移啟動(dòng)組而非抑制組觀察到醞釀效應(yīng)， 這可以證明心智游移才是醞釀期產(chǎn)生醞釀效應(yīng)的關(guān)鍵。而根據(jù)以往研究， 醞釀效應(yīng)主要包括兩種解釋： 激活擴(kuò)散理論和選擇性遺忘理論（Steindorf et al.， 2021）。激活擴(kuò)散理論認(rèn)為解題失敗可能會(huì)部分激活對(duì)解決問(wèn)題至關(guān)重要的記憶痕跡， 在醞釀期， 這些痕跡在語(yǔ)義網(wǎng)絡(luò)中擴(kuò)散， 從而激活先前被忽視的關(guān)鍵知識(shí)， 這些知識(shí)互相結(jié)合促進(jìn)了問(wèn)題解決（Yaniv amp; Meyer， 1987）。而選擇性遺忘理論則認(rèn)為醞釀期的作用是讓個(gè)體遺忘掉前期解決問(wèn)題所提出的錯(cuò)誤假設(shè)和無(wú)效信息所導(dǎo)致的思維固著， 因此醞釀后個(gè)體能夠拋棄舊的策略， 擺脫思維定勢(shì)， 以更新穎有效的方法解決問(wèn)題（Smith amp; Blankenship， 1989）。而根據(jù)我們的研究結(jié)果， 心智游移抑制組即使在醞釀期完成分心任務(wù)， 遺忘了前期舊的無(wú)效信息， 也仍舊無(wú)法產(chǎn)生醞釀效應(yīng); 而只有在心智游移啟動(dòng)組， 醞釀期的存在才會(huì)帶來(lái)醞釀效應(yīng)， 因?yàn)榇藭r(shí)心智游移解除了對(duì)看似無(wú)關(guān)信息的限制， 使大量?jī)?nèi)源性信息涌入， 不同信息之間的新穎結(jié)合促進(jìn)了創(chuàng)造力表現(xiàn)。因此醞釀效應(yīng)的來(lái)源應(yīng)是帶來(lái)“新的信息”， 而非遺忘“舊的信息”。故我們的研究發(fā)現(xiàn)在一定程度上并未支持選擇性遺忘理論， 而是符合激活擴(kuò)散理論， 這為澄清醞釀效應(yīng)的解釋分歧提供了有益啟示。

5.3" 堅(jiān)持與靈活交互： 工作記憶容量的調(diào)節(jié)作用

本研究還發(fā)現(xiàn)工作記憶容量能夠調(diào)節(jié)心智游移對(duì)創(chuàng)造力的影響。具體表現(xiàn)為： 對(duì)低工作記憶容量者而言， 媒體多任務(wù)誘發(fā)的高心智游移頻率能夠使個(gè)體產(chǎn)生更好的創(chuàng)造力表現(xiàn); 而對(duì)高工作記憶容量者而言， 高心智游移頻率反而損害了其創(chuàng)造力表現(xiàn)。這一發(fā)現(xiàn)支持了我們的互斥假設(shè)， 即靈活性與堅(jiān)持性通路是相互抗衡的。事實(shí)上， 以往研究也猜測(cè)了靈活性與堅(jiān)持性通路之間的關(guān)系， 并認(rèn)為二者是互斥的。例如， Nijstad等人（2010）綜述恐懼與創(chuàng)造力關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)， 之所以以往研究存在矛盾結(jié)果， 可能是由于恐懼既與堅(jiān)持性正相關(guān)， 也與靈活性負(fù)相關(guān)， 彼此相互沖突， 使得恐懼與創(chuàng)造力之間的關(guān)系難以預(yù)測(cè)。但Nijstad等人（2010）關(guān)于靈活性與堅(jiān)持性通路之間關(guān)系的猜測(cè)僅停留在討論層面， 而本研究則在實(shí)驗(yàn)室情境下證實(shí)了二者的互斥關(guān)系， 為理論發(fā)展及實(shí)踐應(yīng)用提供了重要啟示。

理論貢獻(xiàn)上， 本研究拓展了創(chuàng)造力雙通道理論的解釋范疇?，F(xiàn)有雙通道理論僅依據(jù)以往研究提煉出了促進(jìn)創(chuàng)造力的靈活性與堅(jiān)持性兩條通路， 且僅使用某一單獨(dú)通路解釋研究現(xiàn)象（Nijstad et al.， 2010）， 忽視了不同通路同時(shí)發(fā)揮作用的情況。然而考慮到創(chuàng)造性過(guò)程十分復(fù)雜， 情境與特質(zhì)因素很可能會(huì)相互交織從而經(jīng)由不同通路共同影響創(chuàng)造力產(chǎn)出（Tromp amp; Sternberg， 2022）。僅從靈活性或堅(jiān)持性單一視角出發(fā)而忽視與此同時(shí)另一通路的情況， 會(huì)產(chǎn)生諸多難以解釋的矛盾性研究結(jié)果。本研究則從情境與特質(zhì)交互視角出發(fā)， 同時(shí)激活了靈活性與堅(jiān)持性兩條通路并探討兩者之間的關(guān)系， 以此為基礎(chǔ)實(shí)現(xiàn)了對(duì)高低工作記憶容量者受心智游移相反影響這一矛盾現(xiàn)象的合理解釋。這也暗示著已有研究中之所以會(huì)出現(xiàn)某一因素對(duì)創(chuàng)造力影響方向不同的分歧結(jié)果， 極可能是由于部分研究中忽視的無(wú)關(guān)條件激活了另一通路所致。綜上， 本研究從交互視角出發(fā)考察了靈活性與堅(jiān)持性兩條通路之間的關(guān)系， 彌補(bǔ)了原有僅關(guān)注單一通路的平行視角缺陷， 提升了創(chuàng)造力雙通道理論反映真實(shí)創(chuàng)造過(guò)程的完整性與有效性。

實(shí)踐啟示上， 本研究揭示了更為精細(xì)且有效的創(chuàng)造力增益方式。首先， 本研究為低工作記憶容量者重拾競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)提供了啟發(fā)。已有研究發(fā)現(xiàn)低工作記憶容量者在多種重要認(rèn)知能力上存在劣勢(shì)， 如推理（Chuderski amp; Jastrz?bski， 2018）、言語(yǔ)理解（Kotnala amp; Halder， 2018）、長(zhǎng)時(shí)記憶（Buschkuehl et al.， 2008）及學(xué)業(yè)表現(xiàn)（祝孝亮， 趙鑫， 2023）等。然而本研究揭示低工作記憶容量者身處適宜情景時(shí)， 反而能夠?qū)崿F(xiàn)創(chuàng)造力的飛躍。其次， 本研究也為組織層面上增強(qiáng)創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)力提供了參考。實(shí)驗(yàn)3結(jié)果細(xì)化了媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力表現(xiàn)的影響方式： 盡管媒體多任務(wù)會(huì)降低高工作記憶容量者創(chuàng)造力表現(xiàn)， 但其對(duì)低工作記憶容量者創(chuàng)造力表現(xiàn)的提升作用更強(qiáng)， 因而媒體多任務(wù)整體上仍表現(xiàn)為促進(jìn)創(chuàng)造力產(chǎn)出。這強(qiáng)調(diào)應(yīng)優(yōu)先匹配情景與特質(zhì)因素激活相同創(chuàng)造力通道。具體而言， 組織可以通過(guò)設(shè)置相應(yīng)工作情境激活與組內(nèi)多數(shù)成員偏好相同的創(chuàng)造力通路， 以最大程度提升組織層面的創(chuàng)造力表現(xiàn)。

5.4" 局限與展望

本研究證明了媒體多任務(wù)能夠?qū)?chuàng)造力產(chǎn)生積極影響， 這種影響是由心智游移產(chǎn)生的， 并且受到工作記憶容量的調(diào)節(jié)。不過(guò)， 我們也承認(rèn)當(dāng)前研究仍具有一定局限性， 這為未來(lái)研究指出了一些方向。

首先， 本研究?jī)H測(cè)量了創(chuàng)造力的發(fā)散思維表現(xiàn)。雖然大量研究將發(fā)散思維視為創(chuàng)造力的核心維度， 但聚合思維的重要性也不容忽視， 因此有必要檢驗(yàn)媒體多任務(wù)對(duì)發(fā)散思維的提升作用是否能夠拓展至聚合思維。早期研究者認(rèn)為聚合思維任務(wù)主要受益于堅(jiān)持性通路（De Dreu amp; Nijstad， 2008）。然而Zmigrod等人（2019）對(duì)此提出質(zhì)疑， 他們發(fā)現(xiàn)更高的注意分散與更好的聚合思維表現(xiàn)相關(guān)。因此未來(lái)研究可進(jìn)一步探討媒體多任務(wù)對(duì)聚合思維表現(xiàn)的影響， 一方面檢驗(yàn)本研究結(jié)果具有任務(wù)特異性還是可遷移的; 另一方面， 也有助于從任務(wù)視角為靈活性與堅(jiān)持性通路之間的關(guān)系提供新的實(shí)證支持。

其次， 媒體多任務(wù)提升創(chuàng)造力表現(xiàn)還可能存在其他心理機(jī)制。本文著重探討了心智游移的中介作用， 但實(shí)際上情緒（Benson et al.， 2020）、自主性（Bachmann et al.， 2019）等因素也可能在其中發(fā)揮作用。本研究之所以關(guān)注心智游移， 主要是由于上述可能的解釋機(jī)制均與心智游移密切相關(guān)， 且心智游移表現(xiàn)為重要的后置變量， 因此仍可解釋上述變量對(duì)創(chuàng)造力表現(xiàn)的提升作用（Franklin et al.， 2013; Johannessen amp; Berntsen， 2010）。但未來(lái)研究可更加細(xì)致地考察這些變量， 并進(jìn)行分析比較， 以幫助我們打開創(chuàng)造力“黑箱”， 捕捉更加完整的媒體多任務(wù)“畫面”。

最后， 本研究難以反映完整的創(chuàng)造力過(guò)程?；趧?chuàng)造力生成階段， 本研究證實(shí)了靈活性與堅(jiān)持性通路的互斥關(guān)系。然而， 從完整的創(chuàng)造力過(guò)程來(lái)看， 靈活性與堅(jiān)持性通路很可能是協(xié)同關(guān)系。Kraus等人（2019）發(fā)現(xiàn)， 創(chuàng)造力產(chǎn)生進(jìn)程中alpha神經(jīng)振蕩并非以往研究認(rèn)為的總是增強(qiáng)， 而是隨時(shí)間變化存在U型序列順序效應(yīng)（serial order effect）。根據(jù)早期研究， alpha神經(jīng)振蕩增強(qiáng)與靈活性通路相關(guān)， 減弱則與堅(jiān)持性通路相關(guān)。既然靈活性與堅(jiān)持性在同一階段處于競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系， 那么U型序列順序效應(yīng)中alpha波的起伏變化很可能暗示了靈活性與堅(jiān)持性通路在完整創(chuàng)造力過(guò)程中通過(guò)此消彼長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)協(xié)同的可能。未來(lái)研究可探討不同創(chuàng)造力階段靈活性與堅(jiān)持性通路的切換模式， 以進(jìn)一步揭示創(chuàng)造力的復(fù)雜心理過(guò)程。

6" 結(jié)論

本研究考察了媒體多任務(wù)對(duì)創(chuàng)造力的提升效應(yīng)及其潛在機(jī)制， 研究結(jié)論如下：

（1）媒體多任務(wù)能夠提升創(chuàng)造力， 體現(xiàn)為個(gè)體進(jìn)行媒體多任務(wù)時(shí)比非媒體多任務(wù)能夠產(chǎn)生更好的創(chuàng)造力表現(xiàn)。

（2）這一提升效應(yīng)的潛在機(jī)制是媒體多任務(wù)誘發(fā)了更高頻率的心智游移狀態(tài)， 由此促進(jìn)了創(chuàng)造力表現(xiàn)。

（3）心智游移對(duì)創(chuàng)造力的影響受工作記憶容量的調(diào)節(jié)。即對(duì)低工作記憶容量者而言， 媒體多任務(wù)所誘發(fā)的高心智游移頻率能夠使個(gè)體產(chǎn)生更好的創(chuàng)造力表現(xiàn); 而對(duì)高工作記憶容量者而言， 更高的心智游移頻率反而損害其創(chuàng)造力表現(xiàn)。

參" 考" 文" 獻(xiàn)

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ZHOU Xiang1， ZHANG Jingjing1， BAI Boren1， ZHAI Hongkun2， CUI Yuxin1， ZU Chong1

（1 Tianjin Key Laboratory of Interventional Brain-Computer Interface and Intelligent Rehabilitation;

Department of Social Psychology， School of Sociology， Nankai University， Tianjin 300350， China）

（2 Faculty of Education， Tianjin Normal University， Tianjin 300387， China）

Abstract

In the digital age， media multitasking has permeated every aspect of human life. However， previous studies have mainly explored the negative effects of media multitasking， ignoring its potential to stimulate creativity. If media multitasking can be used effectively to promote creativity， individuals and companies can take the lead in innovation in this digital wave. Therefore， the present study aimed at examining the effects of media multitasking on creativity， revealing the mediating role of mind wandering， and further exploring the important boundary condition of working memory capacity.

To achieve the research objectives， three experiments were conducted. These experiments setted up simulation operating contexts to manipulate media multitasking and used multiple creativity tasks to measure creativity performance， including a standardized alternative uses task （Experiment 1 and Experiment 2） and a higher ecological validity idea generation task （Experiment 3）. Specifically， Experiment 1 verified the boosting effect of media multitasking on creativity and initially explored the mediating role of mind wandering through thought probe; Experiment 2 further tested whether mind wandering is the psychological mechanism causing differences in creativity performance through manipulating the frequency of mind wandering; and Experiment 3 explored possible boundary conditions to test the moderating role of working memory capacity on media multitasking and creativity.

As predicted， the present research found significantly higher creativity performance in the media multitasking group than in the non-media multitasking group， and this difference was robust （Experiment 1， Experiment 3）. Using thought probe （Experiment 1） and experimental manipulations （Experiment 2）， we further identified mind wandering as a potential mechanism for the difference in creativity performance. Specifically， compared to non-media multitasking， media multitasking caused individuals to produce a higher frequency of mind wandering and therefore exhibit better levels of creativity. By measuring individuals' working memory capacity （Experiment 3）， we also found that the effect of mind wandering on creativity was moderated by working memory capacity. For those with low working memory capacity， performing media multitasking not only resulted in a higher frequency of mind wandering experiences， but also enhanced creativity performance; for those with high working memory capacity， although media multitasking still resulted in a higher frequency of mind wandering experiences， this mind wandering state impaired creativity performance.

In summary， this study demonstrates the causal relationship between media multitasking and creativity， examines the mediating effect of mind wandering， and provides insight into the moderating role of working memory capacity. The results of this study have important implications for revealing the positive functions of media multitasking， expanding the persistence-flexibility interaction perspective to compensate for the parallel perspective of the dual pathway to creativity model， and helping individuals with different traits to effectively use media multitasking to enhance creativity.

Keywords" media multitasking， creativity， mind wandering， working memory capacity， dual pathway to creativity model