消極情緒與日常創(chuàng)造力的動(dòng)態(tài)關(guān)系：自戀特質(zhì)的影響

摘要采用日重現(xiàn)法連續(xù)追蹤了395名被試5天的情緒狀態(tài)、每日創(chuàng)造力狀態(tài)與每日創(chuàng)造力行為，并使用分層線性模型分析嵌套數(shù)據(jù)，探討了自戀特質(zhì)在消極情緒與日常創(chuàng)造力關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示：自戀特質(zhì)顯著預(yù)測每日創(chuàng)造力行為；消極情緒對每日創(chuàng)造力狀態(tài)和行為均具有顯著負(fù)向影響；自戀特質(zhì)顯著負(fù)向調(diào)節(jié)了消極情緒與每日創(chuàng)造力狀態(tài)之間的關(guān)系。簡單斜率分析表明，高自戀個(gè)體在消極情緒狀態(tài)下的創(chuàng)造力狀態(tài)下降更明顯。本研究揭示了情緒狀態(tài)對日常創(chuàng)造力的動(dòng)態(tài)影響，并深化了對個(gè)體特質(zhì)在情緒–創(chuàng)造力關(guān)系中作用機(jī)制的理解。關(guān)鍵詞自戀；情緒狀態(tài)；日常創(chuàng)造力；日重現(xiàn)法1引言自古以來，人類便從事創(chuàng)造性活動(dòng)，誕生了無數(shù)創(chuàng)意天才及其作品，構(gòu)成了豐富的創(chuàng)造力發(fā)展史。在該領(lǐng)域的研究和理論探討中，學(xué)者們主要關(guān)注宏觀創(chuàng)造力（marcrocreativity），即那些具有重大影響和顯著貢獻(xiàn)的創(chuàng)造性表現(xiàn)。近年來，研究者們逐漸從宏觀創(chuàng)造力視角拓展至個(gè)體日常創(chuàng)造力（Runcoamp;Albert，2010），關(guān)注個(gè)體在日常生活中的創(chuàng)造性行為（Fürstamp;Grin，2018）。Kaufman和Beghetto（2009）提出了創(chuàng)造力的4C模型（FourCModel），其中小-c（little-c）即日常創(chuàng)造力（everydaycreativity），這是一種普通人日常生活中的創(chuàng)造力，強(qiáng)調(diào)一個(gè)人在日常生活中的創(chuàng)新表達(dá)。通過研究日常創(chuàng)造力可以更好地理解普通人如何在日常生活中運(yùn)用創(chuàng)造力，從而為教育、工作和社會政策提供新的視角。研究者們主要從影響日常創(chuàng)造力的人格特質(zhì)（Changamp;Gong，2023）、動(dòng)機(jī)（Benedeketal.，2019）、情緒狀態(tài)（Perchtold-Stefanetal.，2022）等方面開展研究，且往往采用橫斷面的研究方法（李品，王暢，王瑩，2024;蘇彥捷，王依寧，張悠然，2023;相碩琪等，2024），而較少探討人格特質(zhì)對情緒與日常創(chuàng)造力的動(dòng)態(tài)關(guān)系的影響。為此，本研究擬采用日重現(xiàn)法探索個(gè)體的特質(zhì)性因素與狀態(tài)性因素是如何對日常創(chuàng)造力產(chǎn)生影響的，以便為日常創(chuàng)造力的理論發(fā)展提供更全面的理解。1.1日常創(chuàng)造力創(chuàng)造力通常被定義為生成和創(chuàng)作潛在有益的想法、洞見或問題解決方案的過程（Jamesetal.，2021）。相較于能夠突破領(lǐng)域界限、產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響的大C（Big-C），即卓越創(chuàng)造力（eminentcreativity），日常創(chuàng)造力更為普遍，存在于個(gè)體日?；顒?dòng)的創(chuàng)新表達(dá)之中（Kaufmanamp;Beghetto，2009）。日常創(chuàng)造力指的是個(gè)體在日常生活中展現(xiàn)出的創(chuàng)造性行為和體驗(yàn)（IlhaVillanovaamp;PinaeCunha，2020）。日常創(chuàng)造力可以體現(xiàn)在許多不同的情境之中，如創(chuàng)作詩歌、裝飾家具（Richards，2010）、開發(fā)新食譜（Conneramp;Silvia，2015）、策劃廣告等（Richardsamp;Goslin-Jones，2018）。創(chuàng)造力不僅限于藝術(shù)和科學(xué)等傳統(tǒng)意義上的創(chuàng)新領(lǐng)域，而是滲透于日常生活的方方面面。年輕人平均每天都會產(chǎn)生創(chuàng)造性產(chǎn)出（Conneramp;Silvia，2015），個(gè)體約有22%的時(shí)間從事創(chuàng)造性活動(dòng)（Silviaetal.，2014）。日常創(chuàng)造力還對個(gè)體的發(fā)展和社會適應(yīng)具有積極的影響。它能夠增強(qiáng)個(gè)體的可能性思維，使個(gè)體能更靈活地適應(yīng)不斷變化的環(huán)境，突破固有思維模式，并積極規(guī)劃未來的發(fā)展方向（Craft，2013）。盡管日常創(chuàng)造力在學(xué)校、職場和家庭中普遍存在，然而其成果往往難以被量化和識別，因此尚未得到足夠的關(guān)注和探討（Amabile，2017）。1.2情緒與日常創(chuàng)造力以往研究主要關(guān)注情緒的效價(jià)，如比較積極與消極情緒對創(chuàng)造力的影響。研究表明，相較于消極或中性情緒，積極情緒能夠促進(jìn)更高水平的創(chuàng)造力（Baasetal.，2008）。研究還表明，積極情緒能夠擴(kuò)展個(gè)體對任務(wù)相關(guān)認(rèn)知元素的注意范圍，提升認(rèn)知靈活性，從而增加新穎概念組合的可能性，這一機(jī)制被認(rèn)為是創(chuàng)造力的認(rèn)知核心（Fredrickson，2001;Isen，1999）。在日常工作情境中，Amabile等人（2005）的研究發(fā)現(xiàn)，積極情緒往往先于創(chuàng)造性思維的產(chǎn)生，而消極情緒未表現(xiàn)出類似的預(yù)測作用。同樣，在日常生活情境下的創(chuàng)造力研究中，個(gè)體在進(jìn)行創(chuàng)造性活動(dòng)時(shí)，通常報(bào)告更高水平的幸福感和活力（Silviaetal.，2014）。綜上，情緒對創(chuàng)造力的影響并未達(dá)成一致共識，特別是在消極情緒的作用方面。研究人員指出，某些消極情緒，如焦慮和憤怒，在特定情境下可能增強(qiáng)創(chuàng)造力（Baasetal.，2011）。例如，Baas等人（2008）的元分析發(fā)現(xiàn)，高激活水平的情緒，無論是積極還是消極，都可能促進(jìn)創(chuàng)造性思維。陰云航等人（2022）的研究也支持了這一結(jié)論，認(rèn)為抑郁可以較好預(yù)測創(chuàng)造力傾向。消極情緒可能通過增加認(rèn)知專注性或激發(fā)更深入的思考，從而影響創(chuàng)造力（Conneramp;Silvia，2015）。盡管情緒與創(chuàng)造力的關(guān)系已經(jīng)受到一定關(guān)注，但針對日常創(chuàng)造力的研究仍然相對不足。多數(shù)研究采用實(shí)驗(yàn)室任務(wù)測量創(chuàng)造力，而對日常生活中的創(chuàng)造行為關(guān)注較少。Conner和Silvia（2015）的日記研究表明，在日常生活中，高激活的積極情緒（如興奮）比中等激活的積極情緒（如快樂）對日常創(chuàng)造力的促進(jìn)作用更強(qiáng)。Zeitlen等人（2022）的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，情緒的激活水平比情緒的效價(jià)更能預(yù)測日常創(chuàng)造思維的發(fā)生。此外，現(xiàn)有研究主要關(guān)注情緒如何影響創(chuàng)造力，而對影響這一關(guān)系的個(gè)體差異因素，如人格特質(zhì)，關(guān)注較少。自戀作為一種以自我導(dǎo)向和特權(quán)感為特征的個(gè)性特質(zhì)，被認(rèn)為可能影響個(gè)體在創(chuàng)造性任務(wù)中的表現(xiàn)（Changamp;Gong，2023;Kapooramp;Kaufman，2021;Lebudaetal.，2021）。研究表明，自戀個(gè)體傾向于在社會評價(jià)情境中表現(xiàn)出更強(qiáng)的創(chuàng)造力，這可能源于他們對外部認(rèn)可的高度敏感性和對自我形象的維護(hù)動(dòng)機(jī)（Goncaloetal.，2010）。為此，本研究試圖采用更為整合的視角，探討個(gè)體自戀特質(zhì)在情緒狀態(tài)和日常創(chuàng)造力動(dòng)態(tài)關(guān)系中的作用，以便更全面地理解日常創(chuàng)造力的影響因素。1.3自戀與日常創(chuàng)造力大量研究表明，日常創(chuàng)造力與多種人格特質(zhì)密切相關(guān)（Kaufman，2018;Nusbaumamp;Silvia，2011;Rodriguezetal.，2023），尤其是諸如自我為中心、不服從、傲慢和敵意（Fischeretal.，2019;Kapooramp;Kaufman，2021;Walia，2019）等黑暗人格特質(zhì)。而自戀特質(zhì)明顯的特征是以自我為中心，包括夸大的自我概念、特權(quán)意識和低同理心（Morfamp;Rhodewalt，2001）。但現(xiàn)有研究對自戀與創(chuàng)造力的關(guān)系尚未達(dá)成一致。部分研究發(fā)現(xiàn)，自戀與創(chuàng)造力之間呈正相關(guān)。如，Raskin（1980）發(fā)現(xiàn)自戀者的創(chuàng)造性思維自評分?jǐn)?shù)較高，F(xiàn)urnham等人（2013）則指出自戀是原創(chuàng)性的顯著正向預(yù)測因素。此外，自戀與個(gè)體的創(chuàng)造潛力評估（Jonasonetal.，2017）、日常創(chuàng)造活動(dòng)（McKayetal.，2017）及創(chuàng)造性成就（Galangetal.，2016）呈中等程度的正相關(guān)。然而，Goncalo等人（2010）的研究結(jié)果卻表明，自戀與創(chuàng)造力之間并無顯著關(guān)系，甚至有人認(rèn)為自戀個(gè)體對自身創(chuàng)造力的評估可能存在夸大傾向（Martinsenetal.，2019），這些矛盾的研究結(jié)果可能源于不同研究方法的使用、創(chuàng)造力測量方式的差異在創(chuàng)造力表現(xiàn)上的不同影響（Zhengetal.，2025）。因此，進(jìn)一步探討自戀在創(chuàng)造力中的作用，特別是探討自戀對情緒與日常創(chuàng)造力的動(dòng)態(tài)關(guān)系的影響，具有重要的研究價(jià)值。自戀個(gè)體因其高自信與冒險(xiǎn)傾向，往往在創(chuàng)造性任務(wù)中展現(xiàn)出更強(qiáng)的靈活性與非傳統(tǒng)性。然而，這種創(chuàng)造力表現(xiàn)受情緒狀態(tài)調(diào)節(jié)：在積極情緒下，自戀者更可能主動(dòng)參與創(chuàng)造性活動(dòng)以獲取外界認(rèn)同；而在消極情緒下，則可能因自尊脆弱而回避挑戰(zhàn)，從而抑制創(chuàng)造性表達(dá)。Conner和Silvia（2015）發(fā)現(xiàn)，高開放性個(gè)體在情緒積極時(shí)創(chuàng)造力更高，情緒消極時(shí)則降低，提示個(gè)體特質(zhì)在情緒–創(chuàng)造力關(guān)系中的關(guān)鍵作用。類似機(jī)制也可能存在于自戀個(gè)體中。基于此，本研究擬整合自戀特質(zhì)與情緒波動(dòng)，進(jìn)一步揭示其對日常創(chuàng)造力的動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)機(jī)制。1.4問題提出長期以來，情緒對創(chuàng)造力的影響一直是研究關(guān)注的核心議題，但關(guān)于消極情緒究竟是促進(jìn)還是抑制創(chuàng)造力，學(xué)界仍存在明顯分歧。一方面，有研究指出，消極情緒可通過提升專注力和堅(jiān)持性來增強(qiáng)創(chuàng)造力（Chiuetal.，2019;Ivcevicamp;Hoffmann，2017）；另一方面，也有研究認(rèn)為消極情緒會限制個(gè)體的認(rèn)知靈活性，從而削弱其創(chuàng)造力（Strasbaughamp;Connelly，2022）。這一不一致性可能源于研究方法的差異、個(gè)體特質(zhì)的影響，以及情緒狀態(tài)本身的動(dòng)態(tài)特征。盡管已有研究初步揭示了情緒與創(chuàng)造力之間的關(guān)系，但對于人格特質(zhì)在其中所起的調(diào)節(jié)作用仍缺乏系統(tǒng)探討（Ivcevicamp;Hoffmann，2017;Sordiaetal.，2022）。事實(shí)上，個(gè)體在情緒體驗(yàn)和創(chuàng)造性表達(dá)上的差異可能導(dǎo)致情緒對創(chuàng)造力的影響具有高度的個(gè)體化特征，因此引入人格變量，尤其是自戀等與創(chuàng)造性表現(xiàn)密切相關(guān)的特質(zhì)，或可為揭示其作用機(jī)制提供更深入的解釋。此外，現(xiàn)有研究多為橫斷面設(shè)計(jì)，難以捕捉日常創(chuàng)造力的波動(dòng)性特征。創(chuàng)造力本質(zhì)上是一個(gè)受情緒與情境共同影響的動(dòng)態(tài)過程（Corazzaetal.，2022），但目前尚缺乏將自戀人格與情緒狀態(tài)同時(shí)納入動(dòng)態(tài)分析框架的研究。因此，有必要采用動(dòng)態(tài)研究方法，深入探討人格特質(zhì)如何調(diào)節(jié)情緒與日常創(chuàng)造力之間的關(guān)系。基于此，本研究從日常創(chuàng)造力的動(dòng)態(tài)視角出發(fā)，采用日重現(xiàn)法（dayreconstructionmethod，DRM;Dieneramp;Tay，2014;Kahnemanetal.，2004）與多層線性建模（hierarchicallinearmodeling，HLM），探討自戀特質(zhì)如何調(diào)節(jié)消極情緒與日常創(chuàng)造力之間的關(guān)系，填補(bǔ)該領(lǐng)域的研究空白。據(jù)此提出以下研究假設(shè)：研究假設(shè)1：消極情緒正向預(yù)測每日創(chuàng)造力狀態(tài)與每日創(chuàng)造行為。研究假設(shè)2：自戀正向預(yù)測每日創(chuàng)造力狀態(tài)與每日創(chuàng)造行為。研究假設(shè)3：自戀調(diào)節(jié)消極情緒與每日創(chuàng)造力狀態(tài)之間的關(guān)系。研究假設(shè)4：自戀調(diào)節(jié)消極情緒與每日創(chuàng)造行為之間的關(guān)系。2方法2.1被試本研究通過網(wǎng)絡(luò)廣告招募了404名成人被試，其中女性177名（占比43.80%），平均年齡為30.62±5.88歲。其中，50.28%的被試為本科學(xué)歷，24.94%為研究生學(xué)歷，19.79%為大專學(xué)歷，4.99%的被試為其他學(xué)歷水平。為確保數(shù)據(jù)質(zhì)量，本研究依據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)開展數(shù)據(jù)篩選：①參與天數(shù)少于3天；②問卷完成率低于60%；③作答內(nèi)容明顯異常（如連續(xù)作答同一選項(xiàng)、回答矛盾等）。最終有效樣本為395人，其中女性占比44.60%，平均年齡30.59±5.96歲。本研究于2023年11月完成，采用日重現(xiàn)法進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，研究持續(xù)5個(gè)工作日，每日測量1次，每次測量完成后均需立即提交數(shù)據(jù)。所有被試均簽署了知情同意書，并獲知其參與本研究的權(quán)益與隱私保護(hù)措施。本研究已獲得首都醫(yī)科大學(xué)倫理委員會審核批準(zhǔn)（審批編號：Z2023SY047）。所有被試完成研究后均獲得了30元人民幣作為報(bào)酬。2.2測量工具測量變量分為基線測量變量和每日測量變量?；€測量包括自戀特質(zhì)；每日測量變量包括每日情緒、每日創(chuàng)造力行為、每日創(chuàng)造力狀態(tài)。其中自戀特質(zhì)、情緒狀態(tài)為自變量，每日創(chuàng)造力行為和每日創(chuàng)造力狀態(tài)為因變量。（1）自戀特質(zhì)本研究使用Schoenleber等（2015）的簡式病理性自戀量表（Brief-PathologicalNarcissismInventory，B-PNI）測量被試的自戀特質(zhì)。該量表包含28個(gè)條目，評估個(gè)體在幻想才華、自我展示以及應(yīng)對批評的防御性等方面的特征，采用6點(diǎn)計(jì)分，從“0完全不像我”到“6非常像我”，得分越高表示自戀程度越高。在本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.90。（2）每日情緒狀態(tài)本研究采用黃麗等（2003）改編自Watson等（1988）的中文版積極情感消極情感量表（PositiveAffectandNegativeAffectScale，PANAS）測量被試每日情緒狀態(tài)，包含20個(gè)情緒詞，其中10個(gè)描述積極情緒（如興奮、熱情、充滿活力等），10個(gè)描述消極情緒（如緊張、易怒、戰(zhàn)戰(zhàn)兢兢等）。該量表要求被試根據(jù)自己過去24小時(shí)的情緒狀態(tài)，采用5點(diǎn)計(jì)分，從“1極少或沒有”到“5非常強(qiáng)烈”。在本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.86（其中積極情感維度的Cronbach’sα系數(shù)為0.92，消極情感維度的Cronbach’sα系數(shù)為0.93）。（3）日常創(chuàng)造力行為采用Batey（2007）的創(chuàng)造行為傳記量表（BiographicalInventoryofCreativeBehaviorScale），測量日常創(chuàng)造力行為，包含34項(xiàng)日常創(chuàng)造性行為清單。被試被問及過去24小時(shí)內(nèi)是否從事過清單中的創(chuàng)造力行為（例如，拍攝視頻、裝飾房間等），若有作過這些行為則回答“是”計(jì)1分，若沒有過這些行為則回答“否”則計(jì)0分。得分越高表示該日的創(chuàng)造行為越多。該量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度（Silviaetal.，2021）。（4）日常創(chuàng)造力狀態(tài)本研究采用自編的創(chuàng)造力狀態(tài)問卷，用以測量每日創(chuàng)造力狀態(tài)。該問卷包含4個(gè)條目，被試需根據(jù)自己過去24小時(shí)內(nèi)在新穎性、流暢性、實(shí)用性以及創(chuàng)造力總體狀態(tài)作出自評，采用5點(diǎn)計(jì)分，從“1完全沒有”到“5非常符合”，得分越高表示個(gè)體當(dāng)日的創(chuàng)造狀態(tài)水平越高。2.3程序本研究共分為兩個(gè)階段。第一階段為基線測量，主要用于收集被試的人口統(tǒng)計(jì)信息（如性別、年齡、受教育水平等信息），并要求其完成簡式病理性自戀量表，此過程約10分鐘。第二階段為連續(xù)5天的測量。每日21：30被試會收到手機(jī)通知，提醒其完成當(dāng)日的評估。被試需根據(jù)過去24小時(shí)的情緒體驗(yàn)及創(chuàng)造力狀態(tài)與行為進(jìn)行自評，填寫積極情感消極情感量表、創(chuàng)造力狀態(tài)和創(chuàng)造力行為量表。整個(gè)過程約需2分鐘。對于那些當(dāng)天23：00前沒有完成問卷的被試，主試將會通過微信再次予以提醒，如果當(dāng)天24：00沒有完成，則此次測試結(jié)果以缺失值進(jìn)行記錄。每天測量之后，被試都將獲得現(xiàn)金紅包獎(jiǎng)勵(lì)。2.4數(shù)據(jù)處理本研究所得數(shù)據(jù)呈現(xiàn)嵌套結(jié)構(gòu)，即每日觀察數(shù)據(jù)（被試內(nèi)水平）嵌套于個(gè)體特質(zhì)水平（被試間水平）之中。為控制數(shù)據(jù)的層級依賴性，本研究采用分層線性模型開展分析。在數(shù)據(jù)預(yù)處理中，被試間變量采用樣本均值中心化，被試內(nèi)變量采用個(gè)體均值中心化，以消除個(gè)體間差異對被試內(nèi)效應(yīng)的影響。多層模型的參數(shù)估計(jì)采用完全極大似然估計(jì)方法（Raudenbushamp;Bryk，2002），以確保模型的統(tǒng)計(jì)穩(wěn)定性和精確性。3結(jié)果3.1共同方法偏差本研究采用重復(fù)采集5天的數(shù)據(jù)開展分析，剔除報(bào)告率不足60%的被試（共9人）后，共收集1841個(gè)數(shù)據(jù)點(diǎn)。由于主要依賴自我報(bào)告測量，為評估共同方法偏差的影響，本研究采用哈曼單因子檢驗(yàn)（Harman’ssingle-factortest）進(jìn)行檢測。結(jié)果表明，第一個(gè)成分解釋了23.44%的方差，低于40%的臨界值，表明數(shù)據(jù)中不存在顯著的共同方法偏差。因此，本研究變量的測量未受嚴(yán)重的共同方法偏差影響，測量效度較為可靠。3.2自戀、情緒狀態(tài)及日常創(chuàng)造力的描述性分析及相關(guān)性分析本研究考察了自戀、積極情緒、消極情緒和每日創(chuàng)造力狀態(tài)、每日創(chuàng)造力行為之間的相關(guān)關(guān)系，如表1所示。在被試間水平（水平2），表1中相關(guān)分析部分斜對角線下方的相關(guān)系數(shù)是基于被試間層面計(jì)算的。具體而言，被試間水平是針對對所有被試在變量上（每日創(chuàng)造力狀態(tài)、每日創(chuàng)造力行為、積極情緒、消極情緒和自戀）的總平均數(shù)進(jìn)行相關(guān)分析（n=395）。在被試內(nèi)水平（水平1），表1中相關(guān)分析結(jié)果部分斜對角線上方的相關(guān)系數(shù)則是基于被試內(nèi)層面計(jì)算的。具體而言，對于被試內(nèi)層面的變量（每日創(chuàng)造力狀態(tài)、每日創(chuàng)造力行為、積極情緒、消極情緒）在每位被試內(nèi)取平均值，并開展Pearson相關(guān)分析。在被試內(nèi)水平上（水平1，N=1841），積極情緒與每日創(chuàng)造力狀態(tài)呈顯著正相關(guān)，r=0.56，plt;0.01，且與每日創(chuàng)造力行為呈顯著正相關(guān)，r=0.41，plt;0.01。消極情緒于每日創(chuàng)造力狀態(tài)呈顯著負(fù)相關(guān)，r=-0.16，plt;0.01，與每日創(chuàng)造力行為呈顯著正相關(guān)，r=0.06，plt;0.01。在被試間水平上（水平2，n=395），自戀與每日創(chuàng)造力行為亦呈顯著正相關(guān)，r=0.13，plt;0.05。此外，積極情緒與每日創(chuàng)造力狀態(tài)（r=0.70，plt;0.01）和每日創(chuàng)造力行為（r=0.51，plt;0.01）均呈顯著正相關(guān)。3.3自戀對消極情緒與日常創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用我們首先構(gòu)建零模型以檢驗(yàn)日常創(chuàng)造力在群體內(nèi)和群體間的方差是否顯著。在零模型中，我們將日常創(chuàng)造力作為結(jié)果變量，且模型中未包含任何預(yù)測變量，具體方程如下：零模型分析結(jié)果表明，日常創(chuàng)造力在組間存在顯著差異（每日創(chuàng)造力行為：χ2（394）=1399.35，plt;0.001；每日創(chuàng)造力狀態(tài)：χ2（394）=3424.77，plt;0.001），支持構(gòu)建多層線性模型的可行性。每日創(chuàng)造力狀態(tài)的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（Intra-classCorrelationCoefficient，ICC），即ICC（1）為0.63，表明37.00%的創(chuàng)造力狀態(tài)變異來自個(gè)體間的差異。ICC（2）主要衡量變量在個(gè)體間的均值、內(nèi)部一致性以及相對于其他個(gè)體創(chuàng)造力水平的均值變異。通常，ICC（1）應(yīng)大于0.12，ICC（2）應(yīng)大于0.60。本研究中，每日創(chuàng)造力狀態(tài)的ICC（2）值為0.88，表明個(gè)體間在創(chuàng)造力狀態(tài)上存在顯著差異。此外，每日創(chuàng)造力狀態(tài)和每日創(chuàng)造力行為的ICC（1）和ICC（2）值均表明組間變異充分，符合構(gòu)建多層線性模型的要求，見表2。本研究進(jìn)一步構(gòu)建了斜率作為結(jié)果模型。多層線性模型可以表示為以下方程：具體而言，Creativityij代表被試j在第i次采樣時(shí)的創(chuàng)造力（以每日創(chuàng)造力狀態(tài)和每日創(chuàng)造力行為為指標(biāo)），由被試內(nèi)層面的情緒狀態(tài)（即消極情緒，negativeaffect，NA）預(yù)測，Narcissismj為被試j的自戀得分，β1j被明確設(shè)定為隨機(jī)效應(yīng)，以被試的自戀特質(zhì)差異為基礎(chǔ)，對這些關(guān)系進(jìn)行定量描述，詳見方程（3）-（5）。以每日創(chuàng)造力狀態(tài)（creativitystatus，CS）和每日創(chuàng)造力行為（dailycreativebehavior，DCB）為因變量，分別建立模型1和模型2進(jìn)行分析，分別為：模型1：水平1CSij=β0j+β1jNAij+rij水平2β0j=γ00+γ01Narcissismj+μ0jβ1j=γ10+γ11Narcissismj+μ1j模型1的結(jié)果表明，消極情緒對每日創(chuàng)造力行為的主效應(yīng)顯著，γ10=1.79，t（393）=2.50，plt;0.01。自戀對創(chuàng)造力狀態(tài)的主效應(yīng)不顯著（pgt;0.05），但消極情緒與自戀對創(chuàng)造力狀態(tài)的跨層次交互效應(yīng)顯著（γ11=-0.31，t（393）=-3.00，plt;0.01）：相比低自戀得分的個(gè)體，高自戀得分的個(gè)體表現(xiàn)出更強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。簡單斜率檢驗(yàn)顯示，自戀高低分組的調(diào)節(jié)效應(yīng)均顯著（w1：t=2.22，plt;0.001;w2：t=-0.77，plt;0.001），如圖1所示。模型2：水平1DCBij=β0j+β1jNAij+rij水平2β0j=γ00+γ01Narcissismj+μ0jβ1j=γ10+γ11Narcissismj+μ1j模型2的結(jié)果顯示，消極情緒對每日創(chuàng)造力行為的主效應(yīng)顯著（γ10=4.12，t（393）=2.12，plt;0.05），自戀對每日創(chuàng)造力行為的主效應(yīng)也顯著（γ01=0.42，t（393）=2.34，plt;0.05），但其調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（pgt;0.05）。結(jié)果如表3所示。4討論本研究探討了自戀對消極情緒與日常創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明，自戀顯著正向預(yù)測了每日創(chuàng)造力行為；消極情緒不僅顯著正向預(yù)測了每日創(chuàng)造力狀態(tài)，也顯著正向預(yù)測每日創(chuàng)造性行為。此外，自戀負(fù)向調(diào)節(jié)了消極情緒與每日創(chuàng)造力狀態(tài)的關(guān)系，即對于自戀個(gè)體而言，消極情緒與每日創(chuàng)造力狀態(tài)之間的正向關(guān)系被削弱。4.1消極情緒對日常創(chuàng)造力的影響這一結(jié)果與以往研究一致：情緒表達(dá)有助于個(gè)體更全面地處理情緒性刺激，在消極情緒情境下激發(fā)反思與內(nèi)省，從而提升創(chuàng)造力（Escobaramp;Perez，2023;Forgeardetal.，2020）。此外，消極情緒與每日創(chuàng)造力狀態(tài)的交互作用，可能受到自戀特質(zhì)的調(diào)節(jié)。消極情緒通常反映個(gè)體對威脅或未滿足需求的反應(yīng)，并可能激發(fā)應(yīng)對動(dòng)機(jī)。但自戀個(gè)體高度關(guān)注自我價(jià)值（Krizanamp;Herlache，2018），傾向于通過貶低他人、夸大自我、否認(rèn)沖突等防御機(jī)制維持積極自我形象（Kampeetal.，2021）。這些機(jī)制源于早期被拒絕與貶低的經(jīng)歷，是保護(hù)其自尊免受羞恥與焦慮侵蝕的無意識補(bǔ)償過程（Kernberg，1970;Prunasetal.，2018）。此外，自戀的個(gè)體在識別與調(diào)節(jié)情緒信息方面能力受限，表現(xiàn)出較弱的情緒調(diào)節(jié)反應(yīng)。4.2自戀與消極情緒對日常創(chuàng)造力的跨層交互作用本研究采用整合視角，聚焦特質(zhì)變量與狀態(tài)變量對日常創(chuàng)造力的共同影響，揭示了自戀