社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的元分析

摘 "要""已有研究關(guān)于社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系存在一定爭議， 為進(jìn)一步明確二者之間的關(guān)系及潛在影響因素， 本研究對納入的56篇文獻(xiàn)進(jìn)行了元分析， 共涉及70個獨(dú)立效應(yīng)值和22781名被試。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：社會排斥與創(chuàng)造力呈顯著負(fù)相關(guān)（r"= ?0.19， 95% CI [?0.25， ?0.12]）; 二者的相關(guān)強(qiáng)度受被試年齡、社會排斥和創(chuàng)造力測量工具的調(diào)節(jié)， 但不受社會排斥類型、被試性別和文化背景的調(diào)節(jié)。本研究揭示了未成年群體及長期處于社會排斥壓力環(huán)境下的個體尤其需要更多的積極反饋和鼓勵， 以減少社會排斥的負(fù)面影響。

關(guān)鍵詞""社會排斥， 社會忽視， 社會拒絕， 創(chuàng)造力， 元分析

分類號""B849： C91; B848

1""引言

Doble （2016）在“Living With Rejection： Living the Creative Life”一文中提到：那些富有創(chuàng)新精神的創(chuàng)作者， 因其思想和作品的原創(chuàng)性常常顛覆現(xiàn)有社會規(guī)范， 往往遭遇誤解、排斥， 甚至被邊緣化。社會對這類人的排斥可能源于對創(chuàng)新的抵觸， 但這種排斥本身也可能反過來塑造和激發(fā)創(chuàng)造力。這一現(xiàn)象在一定程度上表明， 社會排斥與創(chuàng)造力之間可能存在深刻的關(guān)聯(lián)。事實(shí)上， 近年來已有大量研究對社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證探索（Babalola et al.， 2021; Jahanzeb et al.， 2021; Kwan et al.， 2018; Sun et al.， 2020）， 但關(guān)于二者之間的關(guān)系至今仍說法不一。有研究者認(rèn)為， 社會排斥會消耗個體的認(rèn)知資源， 降低認(rèn)知速度和思維流暢性， 進(jìn)而抑制創(chuàng)造力（Babalola et al.， 2021; Kwan et al.， 2018）。也有研究者認(rèn)為， 社會排斥的負(fù)性體驗可能會激發(fā)個體的創(chuàng)造性動機(jī)， 從而提升創(chuàng)造力（Jahanzeb et al.， 2021; Sun et al.， 2020）。同時， 我們注意到， 盡管已有不少元分析研究探討了影響創(chuàng)造力的因素， 但這些研究多聚

焦于積極或中性的因素， 例如自尊（鄧小平， 張向葵， 2011）、組織內(nèi)信任（黃崇蓉， 胡瑜， 2020）、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格（林新奇"等， 2022）等。相比之下， 社會排斥作為一種普遍存在的威脅性刺激， 其對創(chuàng)造力的潛在復(fù)雜作用及其調(diào)節(jié)機(jī)制尚缺乏系統(tǒng)性綜述與分析。因此， 本研究擬采用元分析的方法， 對前人關(guān)于社會排斥與創(chuàng)造力之間關(guān)系的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行整合， 同時關(guān)注可能對這一關(guān)系產(chǎn)生影響的被試特征、文化背景和研究方法等因素。通過分析多個研究中的內(nèi)在趨勢和變異， 修正可能存在的誤差， 得出綜合性的結(jié)論， 從而澄清二者之間的真實(shí)關(guān)系（Littell et al.， 2008）。這一研究不僅有助于澄清社會排斥與創(chuàng)造力之間關(guān)系的分歧， 還通過探討可能影響二者關(guān)系的邊界條件， 為未來教育工作者和組織管理者提供更具針對性的實(shí)踐指導(dǎo)。

1.1 "社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系

社會排斥（Social exclusion）指個體在團(tuán)體或他人排斥下， 其關(guān)系需求和效能需求受到威脅的現(xiàn)象（杜建政， 夏冰麗， 2008）。創(chuàng)造力（Creativity）是指個體運(yùn)用獨(dú)特的方式解決問題并產(chǎn)生新穎且有價值產(chǎn)品的能力， 其中創(chuàng)造性思維是其核心（Kaufman amp; Sternberg， 2010）。大量研究顯示， 社會排斥會對個體的認(rèn)知能力和創(chuàng)造性思維產(chǎn)生影響（Babalola et al.， 2021; Kim et al.， 2013; Kwan et"al.， 2018; Staw et al.， 1981; Sun et al.， 2020）。其

中一種主流的觀點(diǎn)認(rèn)為， 社會排斥會抑制個體的整體創(chuàng)造力。根據(jù)威脅?僵化理論（Threat-Rigidity Theory）， 社會排斥作為一種威脅刺激， 會消耗個體的認(rèn)知資源（Baumeister et al.， 2002）， 抑制其注意范圍和認(rèn)知速度（Syrj?m?ki amp; Hietanen， 2018）， 進(jìn)而降低個體的創(chuàng)意想象力（尹俊婷"等， 2021; Staw et al.， 1981）。此外， 社會排斥還可能對創(chuàng)造性思維的不同加工階段產(chǎn)生阻礙。創(chuàng)造性思維分為初始搜索和認(rèn)知重構(gòu)兩個階段（呂凱， 譚頂良， 2015）。在初始搜索階段， 個體對問題情景進(jìn)行初始表征并檢索長時記憶中的相關(guān)信息。初始搜索階段與執(zhí)行功能的抑制成分（inhibition）緊密相關(guān)（Vartanian， 2002）。有研究顯示， 社會排斥會降低個體對無關(guān)刺激的抑制能力（Peng et al.， 2023）， 這可能導(dǎo)致個體無法有效檢索并篩選與創(chuàng)造性問題解決相關(guān)的線索（Smeekens et al.， 2016）， 從而降低其創(chuàng)造性表現(xiàn)（郭芳"等， 2019）。在認(rèn)知重構(gòu)階段， 個體對初始問題表征進(jìn)行更新和轉(zhuǎn)換， 打破思維定勢， 從而找到問題解決的創(chuàng)新方案（Ash amp; Wiley， 2006）。在重構(gòu)階段起主導(dǎo)作用的是轉(zhuǎn)換成分（shifting）， 即個體在不同心理活動之間靈活切換的能力（Diamond， 2013）。有研究顯示， 社會排斥會削弱個體的轉(zhuǎn)換能力（郭恩瑯， 2017）， 降低其認(rèn)知靈活性（歐陽嘯， 2021）， 使其難以突破思維定勢， 進(jìn)而阻礙創(chuàng)新觀點(diǎn)的產(chǎn)生。

關(guān)于社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系， 同時也存在另外一種觀點(diǎn)， 即社會排斥有助于提升個體的創(chuàng)造力。有研究表明， 直接的社會拒絕， 尤其對那些追求獨(dú)特性或擁有獨(dú)立自我概念的個體， 能夠通過激發(fā)尋求差異化的動機(jī)來提升其創(chuàng)造力（Kim et al.， 2013）。同樣， 間接的社會忽視也能提高依存型自我建構(gòu)個體的創(chuàng)造力， 這可能與個體內(nèi)在警覺系統(tǒng)對威脅的覺察及相應(yīng)的心理緩沖機(jī)制有關(guān)（Sun et al.， 2020）。因此， 社會排斥對個體創(chuàng)造力提升的關(guān)鍵心理機(jī)制可能與其內(nèi)在動機(jī)系統(tǒng)緊密相關(guān)。社會排斥會激活個體的趨避動機(jī)系統(tǒng)， 以應(yīng)對社會排斥這一負(fù)性經(jīng)歷可能帶來的不利影響（Neuberg et al.， 2011）。一方面， 排斥體驗會引發(fā)個體更強(qiáng)的防御性動機(jī)（龐巍巍， 2016）， 這種防御性聚焦會使個體對與排斥相關(guān)的情景更加警覺（Park amp; Baumeister， 2015）， 從而提高其識別潛在干擾的能力（Twenge et al.， 2001）。盡管這種選擇性注意縮小了信息處理的范圍， 但也減輕了社會排斥造成的資源耗竭（Zhang et al.， 2021）， 反而讓個體更加專注于當(dāng)前任務(wù)， 有利于創(chuàng)造性思維的深入（Baas et al.， 2012）; 另一方面， 社會排斥也有助于提升個體的喚醒水平（Cheng et al.， 2018）， 增加注意力強(qiáng)度， 延長信息處理的時間和深度（Kyle et al.， 2014; Zhang et al.， 2021）， 從而通過增強(qiáng)認(rèn)知持久性促進(jìn)創(chuàng)造力（Roskes et al.， 2012）。

在梳理了大量關(guān)于社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的前期研究后， 我們發(fā)現(xiàn)， 研究者普遍認(rèn)為社會排斥不僅會抑制個體的整體創(chuàng)造力水平， 還會在創(chuàng)造性思維的不同加工階段造成阻礙。盡管有些研究指出， 社會排斥可能通過激活動機(jī)系統(tǒng)促進(jìn)個體的創(chuàng)造力， 但這一效應(yīng)通常在具有特定特征的個體中表現(xiàn)得更為顯著， 例如追求獨(dú)特性或依存型自我建構(gòu)的個體（Kim et al.， 2013; Sun et al.， 2020）。因此， 本研究提出假設(shè)H1：社會排斥與創(chuàng)造力呈顯著負(fù)相關(guān)。

1.2 "社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

1.2.1""社會排斥類型

社會排斥分為直接的社會拒絕和間接的社會忽視兩種類型（Molden et al.， 2009）。前者是一種明確的負(fù)面反饋， 表明人們建立新關(guān)系的機(jī)會減少; 后者則是一種正面反饋的缺失， 表明人們未能獲得社交聯(lián)系（Lee amp; Shrum， 2012; Williams， 2007）。不同類型的社會排斥可能對個體的創(chuàng)新動機(jī)和創(chuàng)新行為產(chǎn)生不同的影響（程蘇"等， 2011）。明確的負(fù)面反饋會促使個體意識到社會合作的不可能， 以及個人創(chuàng)新的必要性， 這會激發(fā)個體從多角度思考問題（Arndt et al.， 2005）， 從而產(chǎn)生更多創(chuàng)新性解決方案。相比之下， 正面反饋的缺失會讓個體感到在人際關(guān)系的拓展方面毫無進(jìn)展， 并且認(rèn)為自身努力難以改變現(xiàn)狀， 從而更傾向于遵循群體規(guī)范， 而非冒險提出可能顛覆常規(guī)的創(chuàng)新方案（Lu et al.， 2019; Shepherd et al.， 2011）?；谶@一邏輯， 本研究提出假設(shè)H2：社會排斥類型調(diào)節(jié)社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。即， 直接的社會拒絕可能增強(qiáng)個體的創(chuàng)造力， 而間接的社會忽視則可能抑制個體的創(chuàng)造力。

1.2.2""樣本特征

被試性別可能會影響社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。盡管社會排斥會同時威脅效能需求（與控制感密切相關(guān)）和關(guān)系需求（與歸屬感密切相關(guān)） （Williams， 2007）， 但男性和女性在不同需求的敏感度和重視程度上存在顯著差異。正如多元動機(jī)模型（Multimotive Model）所提到的， 被排斥者的即時反應(yīng)具有相似性， 但由于個體持有的動機(jī)和需求不同， 其后續(xù)行為反應(yīng)會存在差異（Richman amp; Leary， 2009）。通常認(rèn)為， 男性更為重視效能需求， 對效能威脅的刺激更為敏感; 而女性的自我價值中包含更多的社會成分， 認(rèn)為關(guān)系需求更為重要， 并且對關(guān)系威脅的刺激更加敏感（Kelmendi amp; Jemini-Gashi， 2022）。因此， 在遭受社會排斥后， 男性可能會因自我關(guān)注程度的提升， 體驗到個人能力上的不足， 進(jìn)而將創(chuàng)造性活動視為緩解挫敗感的有效途徑; 而女性則由于自我關(guān)注程度的下降， 更容易感知到社會關(guān)系方面的受挫， 傾向于做出順應(yīng)他人的行為， 從而抑制其創(chuàng)造性表現(xiàn)（王紫薇， 涂平， 2014）?；诖?， 本研究提出假設(shè)H3：性別調(diào)節(jié)社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。即， 對于男性來說， 社會排斥可能會增強(qiáng)其創(chuàng)造力， 而對于女性來說， 則可能起相反的作用。

年齡可能會影響社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。不同年齡階段的個體對社會排斥的敏感性和情緒調(diào)節(jié)能力上可能有所不同（Abrams amp; Killen， 2014）。青春期和成年初期個體正處于自我身份形成和確認(rèn)的重要階段， 更加關(guān)注他人的看法和社會的認(rèn)可， 因此對排斥更加敏銳（Pharo et al.， 2011）。同時， 這一年齡段個體的大腦尚未完全發(fā)育成熟， 尤其是與情緒調(diào)節(jié)和決策能力密切相關(guān)的前額葉皮質(zhì)部分（Blakemore amp; Choudhury， 2006）， 這使得他們難以將社會排斥的不利影響轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新的契機(jī)和動力。相反， 成年中期甚至老年群體對社會排斥的敏感性較低， 情緒調(diào)節(jié)能力更強(qiáng)， 這與他們通過長期生活經(jīng)驗習(xí)得的應(yīng)對策略有關(guān)（Charles amp; Carstensen， 2010）。研究顯示， 年齡較大的個體更傾向于采用積極的情緒調(diào)節(jié)策略（如認(rèn)知重評、積極接納）， 從而緩解負(fù)面情緒干擾， 維持心理平衡（Whitmoyer et al.， 2024）。因此， 他們在面對社會排斥時更加從容， 排斥經(jīng)歷對其認(rèn)知能力的負(fù)面影響可能會得到一定的緩解（Mather amp; Carstensen， 2005）?；诖?， 本研究提出假設(shè)H4：年齡能夠調(diào)節(jié)社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。具體而言， 年輕個體的創(chuàng)造力更容易受到社會排斥的負(fù)面影響， 而年齡較大的個體的創(chuàng)造力受到的負(fù)面影響相對較小， 甚至可能有所提升。

1.2.3""文化背景

在不同文化背景下， 個體在遭受社會排斥后的認(rèn)知和行為反應(yīng)存在顯著差異。以集體主義文化為主導(dǎo)的東方文化強(qiáng)調(diào)群體和諧以及對社會規(guī)范的尊重與維護(hù)。長期生活在這種文化背景下的個體， 在遭受排斥后， 傾向于回避沖突， 尋求修復(fù)關(guān)系以重新融入集體（Morris amp; Leung， 2010）。對人際關(guān)系的依賴和重視可能會挫傷個體的創(chuàng)新動力。相比之下， 個人主義文化更加關(guān)注個人成就和獨(dú)立性， 在經(jīng)歷排斥時， 個體可能更依賴自我應(yīng)對策略和個人成就來應(yīng)對排斥情境， 這可能會激發(fā)個體的創(chuàng)造性潛能（盧俊"等， 2017）。因此， 本研究提出假設(shè)H5：文化背景能夠調(diào)節(jié)社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系， 個人主義傾向越強(qiáng)， 社會排斥對創(chuàng)造力的影響越積極。

1.2.4 "測量工具

社會排斥的測量工具可能影響社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。社會排斥的測量主要采用實(shí)驗啟動法和問卷調(diào)查法。實(shí)驗法通過模擬社會互動情境或引導(dǎo)被試回憶過去被排斥的場景來誘發(fā)被排斥感（Chen et al.， 2008; Twenge et al.， 2001; Williams et al.， 2000）。問卷法則通過被試對排斥體驗的自我報告來獲取數(shù)據(jù)， 涉及多種社會排斥量表（蔣獎"等， 2011; Ferris et al.， 2008; Ng et al.， 2021）。不同的社會排斥測量工具和實(shí)驗范式在排斥類型和程度等方面均有差異， 導(dǎo)致被試在不同實(shí)驗任務(wù)中的心理體驗有所不同（Baumeister et al.， 2002）。這些差異使得研究工具本身成為影響社會排斥結(jié)果的重要因素（Bernstein amp; Claypool， 2012）?；诖耍?本研究提出假設(shè)H6：社會排斥的測量工具能夠調(diào)節(jié)社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。

創(chuàng)造力的測量工具也可能影響社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。目前， 創(chuàng)造力的測量通常包括主觀問卷和客觀創(chuàng)造力測驗。首先， 不同的主觀創(chuàng)造力問卷有不同的測量側(cè)重點(diǎn)， 有的關(guān)注個體的創(chuàng)造潛能或傾向， 如《威廉斯創(chuàng)造力傾向量表》（威廉斯， 2003）， 而有的則側(cè)重于個體已有的創(chuàng)造性表現(xiàn)或成就， 即創(chuàng)造性行為， 如《創(chuàng)意活動和成就清單問卷》（Diedrich et al.， 2018）。其次， 客觀創(chuàng)造力測驗主要評估個體當(dāng)前的實(shí)際創(chuàng)造能力或思維水平， 而不同測驗側(cè)重于不同的創(chuàng)造性思維形式。例如， 遠(yuǎn)距離聯(lián)想任務(wù)（Remote Associates Test， RAT）側(cè)重于聚合思維（Mednick， 1968）， 而非常規(guī)多用途任務(wù)（Alternate Use Task， AUT）則強(qiáng)調(diào)發(fā)散思維（Guilford， 1967）。盡管兩者都屬于創(chuàng)造性思維， 但社會排斥對其影響可能存在差異。因此， 社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系可能會受到創(chuàng)造力測量工具的影響?；诖?， 本研究提出假設(shè)H7：創(chuàng)造力的測量工具能夠調(diào)節(jié)社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。

2""方法

2.1""文獻(xiàn)檢索與篩選

首先， 在中國知網(wǎng)期刊、萬方期刊、維普期刊數(shù)據(jù)庫和碩博學(xué)位論文數(shù)據(jù)庫中， 搜索篇名或摘要里含有社會排斥與創(chuàng)造力的文獻(xiàn)。社會排斥的檢索詞包括“排斥”、“拒絕”、“忽視”和“邊緣化”; 創(chuàng)造力的檢索詞包括“創(chuàng)造力”、“創(chuàng)造”、“創(chuàng)新”、“創(chuàng)造性思維”、“創(chuàng)造性潛力”、“創(chuàng)造性表現(xiàn)”、“創(chuàng)造性成就”、“頓悟”、“發(fā)散思維”、“聚合思維”。其次， 在英文數(shù)據(jù)庫中（Web of Science， ProQuest， Elsevier， Google Scholar， Spring Link）進(jìn)行文獻(xiàn)檢索。社會排斥的檢索詞包括“exclusion”、“rejection”、“ignore”、“neglect”、“alienation”、“ostracism”， 創(chuàng)造力的檢索詞包括“creativity”、“creation”、“innovation”、“creative thinking”、“creative potential”、“creative performance”、“creative achievement”、“insight”、“divergent thinking”、“convergent thinking”。將兩類關(guān)鍵詞兩兩匹配， 進(jìn)行聯(lián)合搜索。同時， 運(yùn)用文獻(xiàn)回溯法從參考目錄進(jìn)行手工檢索， 以查漏補(bǔ)缺。最近一次文獻(xiàn)更新時間為2024年9月， 共獲取文獻(xiàn)1418篇。

納入元分析的文獻(xiàn)需滿足以下標(biāo)準(zhǔn)：（1）研究應(yīng)同時考察了社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系。（2）必須是實(shí)證研究， 排除純理論、質(zhì)性分析和文獻(xiàn)綜述類文章。（3）樣本量大小明確， 且研究對象為一般人群， 不包含殘障人士、精神病患等特殊群體。（4）明確報告了相關(guān)系數(shù)（r）或可轉(zhuǎn)換的統(tǒng)計值（F值、t值、β值）。最終獲得滿足元分析標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)56篇， 共70個獨(dú)立的效應(yīng)值， 涉及被試22781人。文獻(xiàn)篩選流程見圖1。

2.2""文獻(xiàn)質(zhì)量評估與編碼

根據(jù)張亞利等（2019）制定的標(biāo)準(zhǔn)， 對納入元分析的文獻(xiàn)從被試選取、數(shù)據(jù)有效率、測量工具的內(nèi)部一致性信度和刊物級別等方面進(jìn)行質(zhì)量評估。評估過程由兩位評分者獨(dú)立完成。兩位評分者編碼完成后計算得到的評價者一致性Kappa值為0.92， 大于0.75， 說明本研究中兩位評分者的一致性達(dá)到了較高水平（Orwin amp; Vevea， 1994）。本研究的文獻(xiàn)質(zhì)量得分的均值為6.54， 其中有3篇文獻(xiàn)的質(zhì)量評分低于理論均值（5分）， 需謹(jǐn)慎對待該文獻(xiàn)對研究結(jié)果的影響。

對納入元分析的文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼（見表1）：作者、出版年份、年齡、女性比、國家地區(qū)、個人主義指數(shù)、效應(yīng)值、樣本量、社會排斥類型和測量工具。效應(yīng)值的提取遵循以下標(biāo)準(zhǔn)：（1）對于每個獨(dú)立樣本只進(jìn)行一次編碼， 若一篇論文報告了多個獨(dú)立樣本， 則分開進(jìn)行編碼。（2）若一個獨(dú)立樣本有兩個統(tǒng)計指標(biāo)， 則選取相對不顯著的統(tǒng)計指標(biāo)。（3）使用同一份數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)， 僅選擇信息更充分的文獻(xiàn)進(jìn)行編碼。（4）研究報告了元分析所需的r值， 若只報告了單因素方差分析的F值、獨(dú)立樣本t檢驗的t值或一元線性回歸分析的β值， 則分別通過公式[r"= ; r"=";"r"= β × 0.98 + 0.05 （β ≥"0）; r"= β × 0.98（β lt; 0）]， 轉(zhuǎn)換為r值再進(jìn)行編碼（Peterson amp; Brown， 2005）。編碼過程由兩位編碼者獨(dú)立完成， 最終編碼一致性達(dá)到93.6%， 說明文獻(xiàn)編碼是較為有效且準(zhǔn)確的。針對編碼不一致的情況， 兩位編碼者通過查看原始文獻(xiàn)并進(jìn)行討論來統(tǒng)一編碼結(jié)果。

2.3""異質(zhì)性檢驗與模型選定

目前元分析主要采用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型。前者假定不同研究具有相同的真實(shí)效應(yīng)值， 各研究間的差異是由隨機(jī)誤差導(dǎo)致的， 后者假定不同研究間的真實(shí)效應(yīng)值不同， 研究結(jié)果除了受隨機(jī)誤差影響， 還可能受到被試特征和測量方法等因素的影響（Borenstein et al.， 2009）。本研究在梳理文獻(xiàn)時發(fā)現(xiàn)， 社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系可能受到性別、年齡和國家區(qū)域等因素的影響， 因而采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析， 同時通過異質(zhì)性檢驗來驗證所選模型的適切性（Nikolakopoulou et al.， 2014）。檢驗方法主要有Q檢驗和I²檢驗。Q檢驗服從卡方分布， Q值顯著則表明研究間呈異質(zhì)性（丁鳳琴， 趙虎英， 2018）。I²為效應(yīng)量的真實(shí)差占總方差的百分比， I²高于75%表明研究間存在高異質(zhì)性。若Q值顯著或I²高于75%， 則選擇隨機(jī)效應(yīng)模型， 反之， 則選用固定效應(yīng)模型。

2.4""出版偏倚

出版偏倚是指由于顯著的結(jié)果更容易被發(fā)表， 某些元分析在文獻(xiàn)檢索過程中往往只納入已出版的文章， 而不涉及未出版的論文， 導(dǎo)致研究結(jié)果可能存在誤差的現(xiàn)象（靳宇倡， 李俊一， 2014）。因此， 為保證元分析的有效性， 本研究將采用漏斗圖、經(jīng)典失安全系數(shù)和Egger’s回歸法來評估出版偏倚。

2.5""數(shù)據(jù)處理

本研究采用Comprehensive Meta-Analysis Version 3.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。首先， 進(jìn)行異質(zhì)性檢驗和出版偏倚檢驗。其次， 運(yùn)用選定的模型， 對社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系進(jìn)行主效應(yīng)分析。最后， 進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。具體來說， 對連續(xù)變量進(jìn)行元回歸分析， 包括年齡、每項研究中女性被試占總被試數(shù)的比例和所在國家或地區(qū)的個人主義指數(shù); 對類別變量進(jìn)行亞組分析， 包括社會排斥類型（社會拒絕和社會忽視）、社會排斥測量工具、創(chuàng)造力測量工具。

3""結(jié)果

3.1""異質(zhì)性檢驗

檢驗結(jié)果表明， Q值為2242.73 （df"= 69， p"lt; 0.001）， I²值為96.92%， 說明本研究適合選用隨機(jī)效應(yīng)模型來合并效應(yīng)值。此外， Tau²值為0.078， 說明研究間總體效應(yīng)值的變異有7.8%可用于計算權(quán)重。該結(jié)果表明， 在社會排斥與創(chuàng)造力之間可能存在調(diào)節(jié)變量， 因此有必要進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

3.2""出版偏倚檢驗

漏斗圖顯示（圖2）， 效應(yīng)值大多集中于圖形上方， 且均勻分布于中線兩側(cè); 經(jīng)典失安全系數(shù)結(jié)果表明， 在p值為0.05時， 失安全系數(shù)Nfs為5189， 遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于臨界值360 （5K+10， K = 70）。這說明， 若使社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系變得不顯著， 至少需要增加5189篇未發(fā)表的研究; Egger’s檢驗顯示， 截距為?3.39 （p"= 0.08 gt; 0.05）。以上結(jié)果均表明， 本研究不存在明顯的出版偏倚。

3.3""主效應(yīng)檢驗

采用隨機(jī)效應(yīng)模型對社會排斥與創(chuàng)造力的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行主效應(yīng)分析， 涉及獨(dú)立效應(yīng)量70例， 被試22781名， 結(jié)果顯示社會排斥與創(chuàng)造力的相關(guān)系數(shù)r"= ?0.19 （95% CI [?0.25， ?0.12]， p lt; 0.001）。根據(jù)Gignac和Szodorai （2016）提出的判斷標(biāo)準(zhǔn)， r"= 0.1為低相關(guān)， r"= 0.2為中相關(guān)， r"= 0.3為強(qiáng)相關(guān)， 社會排斥與創(chuàng)造力的相關(guān)系數(shù)在[0.1， 0.2]之間， 說明二者具有中等偏低程度的負(fù)相關(guān)關(guān)系。敏感性分析發(fā)現(xiàn)， 排除任意一個樣本后的效果量r值在?0.195 ～ ?0.174之間浮動。根據(jù)文獻(xiàn)質(zhì)量評分結(jié)果， 剔除低于5分的3個效應(yīng)值后（見表1）， 對結(jié)果重新進(jìn)行估計， 發(fā)現(xiàn)社會排斥與創(chuàng)造力的效果值r"= ?0.20， p"lt; 0.001。以上結(jié)果均表明本元分析結(jié)果具有較高的穩(wěn)定性。

3.4""調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

元回歸分析發(fā)現(xiàn)：（1）性別的調(diào)節(jié)作用不顯著。女性比例對效應(yīng)值的回歸系數(shù)不顯著（b"= 0.40， 95% CI [?0.13， 0.93]）; （2）年齡的調(diào)節(jié)作用顯著（b"= ?0.011， 95% CI [?0.019， ?0.002]， p"lt; 0.05）， 即隨著年齡的增長， 社會排斥與創(chuàng)造力的負(fù)相關(guān)關(guān)系變?nèi)? （3）個人主義指數(shù)對效應(yīng)值的調(diào)節(jié)作用不顯著（b"= 0.006， 95% CI [?0.001， 0.013]）。

亞組分析發(fā)現(xiàn)：（4）社會排斥類型的調(diào)節(jié)作用顯著（Q_B"= 32.65， p_B"lt; 0.001）。其中， 整體社會排斥與創(chuàng)造力呈顯著負(fù)相關(guān)（r"= ?0.32， p lt; 0.001）， 社會拒絕與創(chuàng)造力（r"= ?0.01， p"gt; 0.05）和社會忽視與創(chuàng)造力的相關(guān)均不顯著（r"= ?0.03， p"gt; 0.05）。（5）社會排斥測量工具的調(diào)節(jié)作用顯著（Q_B"= 54.33， p_B"lt; 0.001）。采用職場排斥類問卷測量的社會排斥與創(chuàng)造力相關(guān)最高（r"= ?0.35）， 采用家庭拒絕問卷類測量的社會排斥與創(chuàng)造力相關(guān)最低（r"= ?0.02）。（6）創(chuàng)造力測量工具的調(diào)節(jié)作用顯著（Q_B"= 26.45， p_B"lt; 0.001）。其中， 創(chuàng)造性潛能類問卷（r"= ?0.28， p lt; 0.001）與創(chuàng)造性行為類問卷測得的社會排斥與創(chuàng)造力呈顯著負(fù)相關(guān)（r"= ?0.23， p lt; 0.001）， 創(chuàng)造性思維測驗測得的社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系不顯著（r"= 0.02， p"gt; 0.05）。亞組分析結(jié)果詳細(xì)見表2。

4""討論

4.1""社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系

本研究首次對社會排斥這一負(fù)性經(jīng)歷與個體創(chuàng)造力關(guān)系的相關(guān)研究進(jìn)行系統(tǒng)梳理， 從整體上分析了二者之間的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度及潛在的調(diào)節(jié)變量。研究發(fā)現(xiàn)， 社會排斥與創(chuàng)造力呈中等偏低程度的顯著負(fù)相關(guān)， 驗證了假設(shè)H1， 同時澄清了前人關(guān)于社會排斥與創(chuàng)造力之間關(guān)系的爭議。該結(jié)果支

持了威脅?僵化理論（Staw et al.， 1981）， 即社會排斥作為一種威脅性刺激， 會占用個體的認(rèn)知資源， 降低其抑制無關(guān)信息的能力和在不同信息之間靈活切換的能力。這不僅不利于個體在初始搜索階段將注意力聚焦于有用信息， 也不利于個體在重構(gòu)階段靈活地進(jìn)行定勢轉(zhuǎn)換， 進(jìn)而導(dǎo)致個體陷入僵局狀態(tài)， 難以生成創(chuàng)造性觀點(diǎn)（Benedek et al.， 2014; Otten amp; Jonas， 2013）。例如， 在解決物品多用途任務(wù)（測量創(chuàng)造性思維的經(jīng)典任務(wù)之一）時， 要求參與者盡可能多地寫下該物品的新穎用途。要完成該任務(wù)， 個體首先需要抑制大腦中自動激活的常規(guī)用途的優(yōu)勢反應(yīng)， 進(jìn)而通過聯(lián)想和想象在物品與新穎用途之間建立聯(lián)結(jié)。然而， 社會排斥會影響這一過程。由于社會排斥的負(fù)面影響， 個體可能會調(diào)動大量認(rèn)知資源去緩解因排斥而引起的消極情緒， 或反復(fù)思考自己被排斥的原因， 這會導(dǎo)致個體無法在物品的常規(guī)用途和新穎用途之間靈活轉(zhuǎn)換， 從而不利于其在重構(gòu)階段解除不恰當(dāng)表征的限制。這與以往多數(shù)研究結(jié)果相一致（謝莉"等， 2023; Babalola et al.， 2021; Kwan et al.， 2018; Zhang et al; 2022）。

需要注意的是， 盡管本研究結(jié)果支持社會排斥不利于個體的創(chuàng)造力， 但也有研究表明， 當(dāng)個體處于低認(rèn)知負(fù)荷狀態(tài)時， 社會排斥會促進(jìn)個體的創(chuàng)造力， 相反， 程度較為嚴(yán)重的社會排斥可能給個體帶來較大的認(rèn)知負(fù)擔(dān)， 從而抑制創(chuàng)造性思維（Fan amp; Jing， 2015; Roskes et al.， 2012）。因此， 在解釋本研究關(guān)于社會排斥不利于個體創(chuàng)造力的結(jié)果時， 應(yīng)慎重考慮社會排斥的嚴(yán)重程度。

4.2 "調(diào)節(jié)變量分析

本研究探討了影響社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)變量， 初步揭示了以往研究中關(guān)于二者關(guān)系結(jié)果不一致的原因。研究結(jié)果表明， 被試的年齡、社會排斥和創(chuàng)造力的測量工具能夠顯著影響社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系， 而社會排斥的類型、被試的性別和文化背景則未能顯著調(diào)節(jié)二者的關(guān)系。

社會排斥類型的調(diào)節(jié)作用雖然顯著， 但社會拒絕和社會忽視對個體創(chuàng)造力的影響差異不顯著， 這一結(jié)果未能完全支持假設(shè)H2?？赡艿脑蛴袃蓚€：一是社會排斥類型與創(chuàng)造力之間的關(guān)系可能受到其他個體特征的影響， 如自我建構(gòu)類型。不同自我建構(gòu)類型的個體對社會拒絕和社會忽視的敏感程度和應(yīng)對方式存在差異。例如， 注重效能需求的獨(dú)立型自我建構(gòu)個體更容易受到間接忽視的影響， 而重視人際關(guān)系的依存型自我建構(gòu)的個體對直接拒絕更為敏感（Sun et al.， 2020）， 從而影響其創(chuàng)造力表現(xiàn); 二是本研究中納入的社會忽視與創(chuàng)造力的文獻(xiàn)只有3篇（共4個效應(yīng)值）， 較少的數(shù)據(jù)點(diǎn)可能也是導(dǎo)致結(jié)果不顯著的原因之一。

性別對社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。社會排斥對創(chuàng)造力的抑制作用表現(xiàn)出跨性別的一致性， 未能支持假設(shè)H3。這一結(jié)果可能與性別角色的逐漸多樣化有關(guān)（Taylor et al.， 2024）?，F(xiàn)代社會中， 性別角色的多樣性和流動性增加， 傳統(tǒng)的性別差異逐漸減小。因此， 男性和女性在面對社會排斥時可能表現(xiàn)出相似的情緒和認(rèn)知反應(yīng)， 從而導(dǎo)致其對創(chuàng)造力的影響沒有顯著差異。本研究還發(fā)現(xiàn)， 年齡對社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著， 隨著年齡的增加， 社會排斥對創(chuàng)造力的負(fù)面影響逐漸減弱， 這支持了假設(shè)H4。該結(jié)果可能與個體對負(fù)性社交情境的敏感度逐漸降低以及應(yīng)對經(jīng)驗的逐漸增加有關(guān)（Charles amp; Carstensen， 2010）。有研究顯示， 個體報告的排斥經(jīng)歷頻率與年齡呈負(fù)相關(guān)（Rudert et al.， 2020）， 這反映了年長個體對負(fù)性刺激敏感度的下降。另一方面， 隨著生活閱歷的增加， 年齡較大的個體在面對社會排斥時， 更加善于運(yùn)用有效的情緒調(diào)節(jié)策略和社會支持系統(tǒng)來緩解其負(fù)面影響（Gross amp; Barrett， 2011）， 因此社會排斥對其創(chuàng)造力的消極影響逐漸減弱。值得注意的是， 本研究涉及的被試年齡范圍為8至40歲， 未涵蓋老年群體。有研究指出， 隨著老年人逐漸退出社會角色， 他們可能由于社會參與度和社會支持的減少而遭遇更多的社會排斥， 且在應(yīng)對這些排斥時面臨更大的挑戰(zhàn)（王宇"等， 2024）。因此， 年齡對社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)結(jié)果應(yīng)謹(jǐn)慎看待。

文化背景對社會排斥與創(chuàng)造力的調(diào)節(jié)作用不顯著， 社會排斥對創(chuàng)造力的抑制作用在跨文化情境中表現(xiàn)出一致性， 未能支持假設(shè)H5。盡管文化背景在許多心理和行為反應(yīng)中起著重要作用， 但社會排斥作為一種負(fù)性社交體驗， 可能是通過更具普適性的心理機(jī)制對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生影響。例如， 社會排斥往往通過激發(fā)個體的基本心理需求， 尤其是關(guān)系需求， 來影響創(chuàng)造力（王紫薇， 涂平， 2014）。而歸屬感、自尊和人際關(guān)系等需求是人類共有的核心心理需求（Williams， 2007）， 這意味著， 無論是在集體主義文化還是個人主義文化中， 個體在遭受社會排斥時， 都會產(chǎn)生類似的基本反應(yīng)， 如負(fù)性情緒的激發(fā)和認(rèn)知資源的耗竭等。這些心理反應(yīng)作為普遍的應(yīng)激機(jī)制， 可能壓倒了文化差異對個體應(yīng)對方式的影響， 進(jìn)而使社會排斥對創(chuàng)造力的抑制作用不受文化背景的顯著調(diào)節(jié)。

社會排斥測量工具對社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著， 支持了假設(shè)H6。首先， 研究發(fā)現(xiàn)， 在工作和職場中所遭受的排斥體驗會顯著抑制個體的創(chuàng)造力， 而在家庭中體驗到的拒絕對個體創(chuàng)造力的影響則不顯著。這一差異性結(jié)果可能與不同排斥情景所帶來的威脅程度不同有關(guān)。職場排斥直接威脅到個體的經(jīng)濟(jì)安全， 觸及基本的生理與安全需求， 而家庭排斥則更多地威脅個體的情感需求。與情緒需求的缺失相比， 生存需求方面的威脅通常會讓個體體驗到更強(qiáng)烈的負(fù)性情緒， 從而影響其對創(chuàng)造性活動的投入（Williams， 2007）。此外， 個體在遭受家庭排斥后， 往往可能從其他家庭成員那里得到安慰與鼓勵， 而職場環(huán)境則可能缺乏相應(yīng)的支持渠道， 難以幫助個體抵御社會排斥帶來的負(fù)面影響。其次， 研究還發(fā)現(xiàn)， 與主觀問卷測量得到的社會排斥結(jié)果相反， 實(shí)驗范式誘發(fā)的社會排斥可以顯著提升個體的創(chuàng)造力， 這與前人的研究結(jié)果相一致（Kim et al.， 2013; Sun et al.， 2020）。實(shí)驗啟動范式通常誘發(fā)短暫的排斥體驗（楊曉莉， 魏麗， 2017）， 這種短期的壓力環(huán)境可能有助于激發(fā)個體的創(chuàng)新動機(jī)， 從而提升創(chuàng)造性表現(xiàn)。而問卷測量得到的社會排斥通常與長期的壓力和負(fù)面情緒相關(guān)， 這可能導(dǎo)致個體認(rèn)知資源的耗竭， 從而抑制其創(chuàng)新動機(jī)和行為（Williams， 2007）。

創(chuàng)造力測量工具對社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著， 支持了假設(shè)H7。采用創(chuàng)造性潛能類問卷和創(chuàng)造性行為類問卷測得的社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系均呈顯著負(fù)相關(guān)， 而采用創(chuàng)造性思維類測驗測得的社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系則不顯著。這可能與社會排斥對不同類型創(chuàng)造性思維的影響效能相互抵消有關(guān)。發(fā)散思維和聚合思維是創(chuàng)造力最為典型的兩種思維形式。社會排斥容易誘發(fā)個體消極的情緒反應(yīng)和思維模式， 從而削弱其在發(fā)散思維任務(wù)上的表現(xiàn)。然而， 社會排斥與聚合思維之間的關(guān)系可能呈正相關(guān)。當(dāng)個體遭受群體排斥時， 他們可能會主動搜索和整合自己與團(tuán)體之間的相關(guān)信息， 以確認(rèn)自己是否還有再被接納的機(jī)會， 這種思維模式與聚合思維相似。因此， 社會排斥對發(fā)散思維的負(fù)面影響與對聚合思維的正面影響可能在總體效應(yīng)上相互抵消， 從而導(dǎo)致整體效應(yīng)不顯著。

總體而言， 本研究發(fā)現(xiàn)， 社會排斥與創(chuàng)造力之間存在中等偏低程度的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這一結(jié)果不僅澄清了關(guān)于社會排斥與創(chuàng)造力關(guān)系的爭議， 還驗證了威脅?僵化理論（Staw et al.， 1981）。根據(jù)該理論， 社會排斥作為一種威脅性刺激， 會占用個體有限的認(rèn)知資源， 削弱其抑制無關(guān)信息的能力以及在不同信息之間靈活切換的能力， 從而對創(chuàng)造力產(chǎn)生負(fù)面影響（Benedek et al.， 2014; Otten amp; Jonas， 2013）。此外， 研究還表明， 未成年群體及長期處于社會排斥壓力環(huán)境下的個體尤為需要積極的反饋與支持。因此， 在教育和管理實(shí)踐中， 需要特別關(guān)注此類群體的心理健康和創(chuàng)造力培養(yǎng)。通過構(gòu)建包容性的社交環(huán)境、增強(qiáng)情緒調(diào)節(jié)能力以及提供多樣化的創(chuàng)造性活動等方式（Gross amp; Barrett， 2011）， 以有效促進(jìn)個體的創(chuàng)造性思維與行為表現(xiàn)。

4.3""研究不足與展望

本研究首次系統(tǒng)梳理了前人關(guān)于社會排斥與個體創(chuàng)造力關(guān)系的研究， 并探討了可能影響二者關(guān)系的調(diào)節(jié)因素。研究發(fā)現(xiàn)， 社會排斥會抑制個體的創(chuàng)造力， 這一結(jié)果為如何預(yù)防社會排斥的負(fù)面影響提供了啟示。然而， 本研究存在以下幾點(diǎn)不足：第一， 本研究僅關(guān)注有利于自我實(shí)現(xiàn)或社會建設(shè)的一般性創(chuàng)造力， 未納入以傷害他人為目的的惡意創(chuàng)造力的相關(guān)文獻(xiàn)。已有研究對社會排斥與惡意創(chuàng)造力之間的關(guān)系進(jìn)行了探討， 并一致發(fā)現(xiàn)社會排斥會促進(jìn)惡意創(chuàng)造力（李嬌嬌"等， 2024; 吳思佳， 2022; Perchtold-Stefan et al.， 2022）。這表明， 社會排斥對一般性創(chuàng)造力和惡意創(chuàng)造力的影響存在差異， 其內(nèi)在的作用機(jī)制也應(yīng)有所不同， 未來研究可以對此進(jìn)行深入探討。第二， 本研究沒有區(qū)分社會排斥實(shí)驗范式的對照組類型， 這可能對研究結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。在納入本元分析的文獻(xiàn)中， 部分研究僅設(shè)置了一個對照組（接納組或空白組）， 而另一部分研究則同時設(shè)置了兩個對照組（接納組和空白組）， 未來研究可區(qū)分這三種對照組類型， 以便更全面地評估社會排斥與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。第三， 部分文獻(xiàn)未直接報告被試的平均年齡， 而是僅提供了不同年齡段的分布比例。為了解決這一問題， 我們對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行了中值估算， 推導(dǎo)出每個樣本的平均年齡， 并再次進(jìn)行了元回歸分析。結(jié)果顯示， 年齡對效應(yīng)值的回歸系數(shù)仍然顯著（b"= ?0.015， 95% CI [?0.023， ?0.007]， p"lt; 0.01）， 這表明盡管在數(shù)據(jù)處理方式上有所調(diào)整， 年齡在元回歸中的結(jié)果依然具有較高的穩(wěn)定性。即隨著年齡增長， 社會排斥與創(chuàng)造力的關(guān)系呈逐漸減弱的趨勢。此外， 某些亞組中獨(dú)立效應(yīng)量較少， 如以社會忽視為自變量的效應(yīng)量僅4例， 可能導(dǎo)致代表性不足， 進(jìn)而在相互比較時出現(xiàn)誤差。未來可待相關(guān)數(shù)據(jù)更加豐富后， 再進(jìn)一步檢驗本研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

5""結(jié)論

整體分析顯示， 社會排斥與創(chuàng)造力之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系， 相關(guān)強(qiáng)度為中等偏低。調(diào)節(jié)變量分析表明， 被試的年齡、社會排斥和創(chuàng)造力的測量工具對這一關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用， 而社會排斥類型的調(diào)節(jié)、被試的性別和文化背景作用則不顯著。具體而言， 隨著年齡的增長， 社會排斥對創(chuàng)造力的負(fù)面影響逐漸減弱; 通過主觀問卷測量的社會排斥顯著抑制個體的創(chuàng)造力， 而通過實(shí)驗范式誘發(fā)的社會排斥則能夠顯著提升個體的創(chuàng)造力; 社會排斥顯著抑制個體的創(chuàng)造性潛能和行為， 但對個體當(dāng)前的創(chuàng)造性思維水平并未產(chǎn)生負(fù)面影響。

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*Zhao， X.， amp; Yang， J. （2021）. Fostering creative thinking in the family： The importance of parenting styles. Thinking Skills and Creativity， 41， Article 100920. https：//doi.org/ 10.1016/j.tsc.2021.100920

Meta-analysis of the relationship between social exclusion and creativity

ZHANG Tingyu¹， LIN Jiajia¹， SUN Cuicui^1，2

（¹"School of Psychology， Sichuan Normal University， Chengdu 610066， China）（²"Sichuan Key Laboratory of Psychology and Behavior of Discipline Inspection and Supervision， Sichuan Normal University， Chengdu 610066， China）

Abstract： Previous research on the relationship between social exclusion and creativity has shown some inconsistencies. To clarify this relationship and identify potential influencing factors， this study conducted a meta-analysis of 56 studies， encompassing 70 independent effect sizes and 22， 781 participants. The results revealed a significant negative correlation between social exclusion and creativity （r"= ?0.19， 95% CI [?0.25， ?0.12]）. The strength of this correlation was moderated by participants' age， as well as the measurement tools for social exclusion and creativity， but not by the type of social exclusion， participants' gender， or cultural background. This study highlights the importance of providing more positive feedback and encouragement， particularly to minors and individuals under long-term social exclusion stress， to mitigate the negative effects of social exclusion.

Keywords："social exclusion， social ignorance， social rejection， creativity， meta-analysis