第五章 正式研究
本章區分為七節，分別論述正式研究的七個實驗，實驗操作的變項及預期結 果如表5-1 所示，以下就各實驗區分方法、結果與討論敘述於後：
表5-1 正式研究操作變項及預期效果
實驗別 認知類型 操作變項 預期效果
實驗1 激發與抑制 增加激發優勢基模 增加優勢基模激發將抑 制創造力
實驗2 激發與抑制 降低優勢基模激發 降低優勢基模激發將提 升創造力
實驗3 內隱認知 近、遠距時間觀點促發
對內隱的頓悟性問題、
內 隱 外 顯 兼 具 的 獨 創 力、變通力及獨創力產 生影響，但不影響外顯 的精進力
實驗4 內隱認知 正、負向情緒促發 同實驗3 實驗5 內隱認知 促進、預防焦點動機促發 同實驗3
實驗6 外顯認知 高、低主觀標準
不影響內隱的頓悟性問 題，但影響內隱外顯兼 具的流暢力、變通力、
獨創力及外顯的精進力 實驗7 外顯認知 創造策略教導 同實驗6
第一節 實驗一
增加優勢基模激發對創造力表現的影響
根據MSMP 模式主張，若問題刺激激發個體的相關優勢基模，則會從長期記憶 知識系統中提取優勢基模來形成問題表徵或產生點子，所謂優勢基模為問題刺激引 發個體最常用、最典型、最可能的認知基模處在一種激發的狀態 (陳學志，1991)。
如：面對提出竹筷子的不尋常用途問題，則會激發個體大腦最慣常使用的用餐優勢 基模。若個體只是運用優勢知識基模來產生點子，則會缺乏創造力，因此，個體必 須跳脫優勢基模的激發方能產生創造性的點子。是否能夠轉換優勢基模與大腦知識 節點的促發、抑制關係密切。此外，MSMP 也主張在「問題表徵轉換模組」、「點子 轉換、產生模組」運作裡，如果優勢基模激發較強，則導致對其它基模的抑制較強，
問題表徵及點子基模的轉換將較為困難，則創造力將降低；而若優勢基模的激發較 弱，則對其它基模的抑制較弱，其對創造力的影響則反之。
根據PDP 模式主張，概念聯結間呈現的是正價及負價的加權關係，正的代表激 發，而負的代表抑制，當個體接收一個刺激時，相關的知識節點會激發，而無關的 節點則受到抑制，因此，當優勢基模激發愈強，則無關知識節點的抑制將愈強，其 它的知識節點愈不易激發，並進而而浮現於意識層面，因此，個體的創造力將降低。
相對的，當優勢基模激發程度愈弱，則對其它知識節點的抑制將較弱，則創造力將 可提升。
因此，實驗 1 主要增加個體優勢基模知識節點的激發，同時提升無關知識節點 的抑制，俾抑制產生另類的創意點子。在改變優勢知識節點激發上，主要為個體在 從事創造作業時，呈現一般、慣常性的點子刺激俾增加優勢基模的知識節點激發，
並抑制其它基模。
新編創造思考作業的語文測驗部分，其要求思考竹筷子的不尋常用途，因為竹 筷子的一般用途為用在吃飯，因此，在受試者從事竹筷子不尋常用途測驗時，將裝
滿飯的碗、筷子圖片呈現予受試者，則將激發受試者的竹筷子優勢知識基模，且會 抑制其它基模，創造力將會降低，因此，本實驗將以呈現裝滿飯的碗、筷子的圖片 來激發優勢基模，並抑制其它基模。
MSMP 模式假設當優勢知識節點激發高時，將只有少數的知識節點位在激發狀 態，因此，流暢力低；在高抑制的狀況下，也較無法做跨類別知識節點的遠距聯結，
造成變通力及獨創力的表現較差。綜合上述，本實驗假設：
1-1：控制組在新編創造思考測驗之流暢力、變通力及獨創力表現上高於優勢基模 激發組。
1-2：控制組在新編創造思考測驗語文部分總分表現上高於優勢基模激發組。
一、方法
(一)實驗設計
本實驗為單因子受試者間設計，操作的獨變項為增加優勢基模的激發程度，區 分為優勢基模激發及控制組兩組，依變項為受試者在「新編創造思考測驗」語文測 驗上的得分。
(二)受試者
受試者為政戰學校大傳科二年級及政治系一年級學生計71 人，性別均為男生，
他們經邀請來參與本實驗。
(三)
材料
新編創造思考測驗：
在創造力的測量上，使用吳靜吉等人（1998）所編製的「新編創造思考測驗」
作為創造力的評估工具。此測驗分為語文及圖形兩個部分，語文部份請受試者儘量 去想出竹筷子除了吃飯、夾食物之還有那些不同且有趣的用途。圖形創造方面，則 請受測者在57 個不同大小的「人」形上畫出一幅畫或一個東西。計分的結果在文字
方面包含有 3 個分數，分別為流暢力、變通力、獨創力；圖形方面則有 4 個分數，
分別為流暢力、變通力、獨創力、精進力，共有七個分數，以此七個分數代表創造 力。各分量表指標的評分者信度介於.79～.90 之間，再測信度介於.34～.60。圖形創 造思考測驗各指標與拓弄思圖形創造思考測驗甲式的線條活動相關介於.39～.75；與 拓弄思文字創造思考測驗乙式的空罐子活動相關介於.09～.55 間。語文創造思考測 驗各指標與拓弄思圖形創造思考測驗甲式的線條活動相關介於.20～.52；與拓弄思文 字創造思考測驗乙式的空罐子活動相關介於 .08～.70 之間。評分由一位有經驗的評 分者根據測驗的評分標準與常模得到各項創造能力分數。
本實驗僅使用新編創造思考測驗的語文部分，要求受試者寫出竹筷子的創意用 途。但是，為了使受試者在執行這項作業時能激發竹筷子用途的優勢基模知識節點，
並抑制其它知識的節點，因此，操作的方法為在新編創造思考測驗的語文測驗部分 的答案紙上印上一裝滿飯的碗，和一雙筷子的圖片，以激發竹筷子用途的優勢基模，
同時抑制其它用途的基模。因此，當受試者從事竹筷子不尋常用途的創造作業時，
面對一碗飯和竹筷子的圖片，將激發優勢用途知識節點，同時抑制其它的知識節點，
而降低創造力。
(四)實驗程序
本實驗以團體施測的方式，將受試者隨機分派至優勢基模激發組及控制組。實 驗的指導語為：「筷子和我們日常生活關係太密切了！筷子除了吃飯夾菜夾肉等食物 外，當然也可以其它的東西。筷子除了夾食物的功能以外，一定還有其他各種不同 甚至有創意的用途，這個測驗的目的就是請你想想筷子還有哪些功能？請你將所想 到的用途分別寫在畫線處，每一個畫線處寫一個用途，您所能想到的用途愈多愈好，
每個用途寫的愈清楚愈具體愈好。記住：你只能用竹子做的筷子而且這些筷子的長 短跟我們平常家裡吃飯用的差不多，你可以同時使用很多枝或很多雙筷子。」施測 時間為 10 分鐘。
二、結果與討論
表 5-2 及圖 5-1 呈現了優勢基模激發組及控制組在新編創造思考測驗語文部分 的表現。這個結果符合實驗預期，在竹筷子不尋常用途作業上，控制組在流暢力、
變通力及流暢力的平均得分依次為 13.83、7.94 及 8.40，顯著高於優勢基模激發組 的9.78、6.44 及 4.33，統計顯著檢驗值分別為 t(69)=-2.85，p=006；t(69)=-2.42；
p=.018；t(69)=-2.94，p=.004。效果量η分別為.324 、.279 及.335，均具有中效 果。而在總分的表現上，控制組平均得分為 30.17，顯著高於優勢基模激發組的 20.56，t(69)=-3.07，p=.003，效果量η= .346，具有中效果。
表5-2 優勢基模激發、控制組在新編創造思考測驗表現之平均、標準差及考驗值
組別 人數 平均數 t η
優勢基模激發 36 9.78(4.89) 流暢力
控制組 35 13.83(6.94) -2.85** .324 優勢基模激發 36 6.44(2.50)
變通力
控制組 35 7.94(2.71) -2.42* .279 優勢基模激發 36 4.33(3.67)
獨創力
控制組 35 8.40(7.41) -2.94** .335 優勢基模激發 36 20.56(9.95)
總分
控制組 35 30.17(15.88) -3.07** .346
*p<.05；**p<.01；括弧內為標準差
由實驗1 結果可知，控制組在新編創造思考測驗語文測驗部分的各指標表現上，
均高於優勢基模激發組，完全符合實驗的假設，即控制組在創造力的流暢力、變通 力、獨創力及總分表現上均顯著高於優勢基模激發組。當受試者面對新編創造思考 測驗的竹筷子不尋常用途作業，並看到裝飯的碗及筷子圖片時，將會激發受試者竹 筷子的優勢用途基模，相關筷子用途的知識節點會處於激發狀態，同時，將抑制較 無關的知識基模，其它知識節點將會受到抑制，因此，創造力表現與控制組比較起 來就呈現較差的狀態。因此，優勢基模的激發，會造成無關基模的抑制，而減損個 體的創造力。
組別
控制組 優勢基模激發
Mean
40
30
20
10
0
流暢力 變通力 獨創力 總分
圖5-1 「優勢基模激發組」及「控制組」在新編創造思考測驗上的表現
第二節 實驗二
降低優勢基模激發對創造力表現的影響
同實驗1，根據 MSMP 模式主張，若問題刺激激發個體的相關優勢基模，則會 從長期記憶知識系統中提取優勢基模來形成問題表徵或產生點子。若個體只是運用 優勢基模知識來產生點子，則創造力會較低。實驗 1 主要是增加個體優勢基模知識 節點的激發，然後觀察其在創造力的表現，但另一方面，減少優勢基模的激發，若 對創造力有提升效果，則對激發與抑制在創造力扮演的角色就更能明確辨認。
因此，實驗 2 主要降低個體優勢基模的激發，以降低對其它知識節點的抑制，
俾提升創造力。在改變優勢基模激發操弄上，主要讓個體在從事創造作業時，儘量 降低優勢基模的激發。因此，在受試者從事新編創造思考作業語文測驗部分時，即 要求思考竹筷子的不尋常用途時，儘量避免激發竹筷子的優勢功能，將可減少激發 竹筷子優勢知識基模，且會降低抑制其它基模，創造力將會提升。
MSMP 模式並假設當優勢知識節點激發較低時，抑制其它知識節點的情形也會 降低，將有較多的知識節點位在激發狀態，因此，流暢力高；而在低抑制的狀況下，
較可能做跨知識類別節點的遠距聯結，因此，變通力及獨創力均較高，綜合上述，
本實驗假設：
2-1：降低優勢基模激發組在新編創造思考測驗之流暢力、變通力及獨創力上的表 現高於控制組。
2-2：降低優勢基模激發組在新編創造測驗語文部分總分表現上高於控制組。
一、方法
(一)實驗設計
本實驗為單因子受試間設計，操作的獨變項為減少優勢知識基模激發的程度，
區分為降低優勢基模激發及控制組兩組，依變項為受試者在「新編創造思考測驗」
語文測驗上的得分。
(二)受試者
本實驗的受試者為政戰學校政治系三、四年級學生計68 人，性別皆為男生，他 們經邀請來參與本實驗。
(三)材料
新編創造思考測驗的語文測驗部分：同實驗1，但本實驗未呈現予受試者裝滿飯 的碗及筷子。
(四)實驗程序
本實驗以團體方式施測，將受試者隨機分派至降低優勢基模激發組及控制組。
本實驗控制組接受的指導語同實驗 1 的控制組，而降低優勢基模激發組除了標準的 新編創造思考測驗語文部分指導語之外，另外，加上指導語為：「你在思考時可以想 像竹筷子只是約莫25公分長，0.5公分粗的竹棒，不要認為它是竹筷子」，俾降低優 勢知識基模的激發及其它知識基模的抑制，施測時間為10 分鐘。
二、結果與討論
表 5-3 及圖 5-2 呈現了降低優勢基模激發及控制組在新編創造思考測驗的「竹 筷子的不尋常用途」的表現。這個結果符合實驗的預期，在新編創造思考測驗的竹 筷子用途上，降低優勢基模激發組在流暢力、變通力的平均得分依次為 16.29、
10.00，邊緣顯著高於控制組的 13.18、8.56，統計顯著值分別 t(66)=1.70，p=094；
t(66)=1.72，p=.090，效果量η分別為.205 及.207，具有中效果。降低優勢基模激發 組的獨創力平均表現為12.00，顯著高於控制組的 7.21，t(66)=2.35，p=.022，效果 量η= .277，具有中效果。而在總分的表現上，降低優勢基模激發組平均得分為 38.29，顯著高於控制組的 28.94，t(66)=2.13，p=.037，效果量η= .253，具有中效
果。
表5-3 降低優勢基模激發、控制組在新編創造思考測驗表現之平均數、標準差及考驗值
組別 人數 平均 t η
降低優勢基模激發 34 16.29(7.65) 流暢力
控制組 34 13.18(7.50) 1.70+ .205 降低優勢基模激發 34 10.00(3.45)
變通力
控制組 34 8.56(3.47) 1.72+ .207 降低優勢基模激發 34 12.00(10.77)
獨創力
控制組 34 7.21(5.06) 2.35* .277 降低優勢基模激發 34 38.29(20.62)
總分
控制組 34 28.94(15.21) 2.13* .253
*p<.05；**p<.01；+.05<p<.10；括弧內為標準差
由實驗 2 結果可知，雖然降低優勢基模激發組在新編創造思考測驗語文測驗部 分的流暢力、變通力的表現僅邊緣顯著高於控制組，但在獨創力、總分的表現上，
均高於控制組，因此，可宣稱實驗 2 結果符合實驗的預期。證實當受試者面對新編 創造思考測驗的竹筷子不尋常用途作業時，若減少優勢知識基模的激發，將會減少 受試者竹筷子的優勢功能基模的激發，優勢知識節點的激發程度會較低，同時，抑 制其它知識節點的程度亦較低，因此，創造力表現與控制組比較起來就呈現較佳的 狀態。因此，降低優勢基模的激發及其它基模的抑制將會提升個體的創造力。
組別
控制組 降低優勢基模激發
Mean
50
40
30
20
10
0
流暢力 變通力 獨創力 總分
圖5-2 降低優勢基模激發、控制組在新編創造思考測驗上的表現
由實驗1、2 改變優勢基模激發的不同方向 (增加或降低) 來觀察對個體創造力 的影響，實驗結果均能符合假設，因此，優勢基模的激發與抑制影響創造力表現的 命題是被支持的，激發與抑制的功能在創造力表現上扮演著重要的角色。
第三節 實驗三
近距及遠距時間觀點促發對創造力表現之影響
根據MSMP 模式主張，個體的創造歷程可以區分為「內隱」及「外顯」的認知 處理歷程。此外，不同的創造作業具有不同的特性，像頓悟性問題屬於內隱認知處 理的作業，而測量擴散性思考的新編創造思考作業則包含了內隱及外顯處理兼具的 特性。在實驗上，我們可以透過控制獨變項而比較其在兩種不同測驗作業上的效應，
如果獨變項影響受試者在一種測驗中的成績，但不影響另一測驗的成績，或獨變項 對測驗成績的影響方向不同，則其就呈現了分離 (dissociation)。因此，實驗 3 操弄 近距及遠距時間觀點促發來觀察對內隱頓悟性問題及內隱外顯兼具的擴散性思考測 驗 (由新編創造思考測驗測量) 的影響。以驗證創造力的思考包含內隱及外顯的認知 處理。
依前述文獻可知，Forster 等人認為時間觀點會引起處理的轉移，即個體涉入某 個認知作業程序的激發，並維持激發的狀態，以轉移至後續的作業，因此，在從事 創造作業之前給予促發思考的操作，將會影響後續的創造作業表現。在Forster 等人 研究裡發現，當個體從事遠距時間觀點來想像從事的作業，或者在從事遠距時間的 想像作業後，在頓悟性問題、擴散性思考作業表現上比近距時間想像組為佳，因此，
遠距時間思考促發的確可以提升創造力，而近時間觀點思考會抑制創造力。此外，
近、遠距時間觀點的促發是屬於內隱的影響，因此，經由近、遠距時間觀點的促發 只會影響到內隱特性的作業，而不會影響外顯作業。
因為本研究的MSMP 模式預測，流暢力、變通力及獨創力屬於內隱的作業指標，
而精進力屬於外顯的作業指標。因此，當操作內隱的「近、遠距時間建構觀點」促 發時，將可影響內隱的頓悟性問題表現，及內隱外顯兼具的新編創造思考測驗的流 暢力、變通力及獨創力的表現，但不影響外顯的精進力表現。綜上所述，本實驗假 設：
3-1：遠距時間觀點促發組在頓悟性問題測驗，及新編創造思考測驗之流暢力、變 通力與獨創力表現上高於近距時間觀點促發組。
3-2：遠距時間觀點促發組在新編創造思考測驗之語文及圖形總分表現上高於近距 時間觀點促發組。
3-3：近距及遠距時間觀點促發組兩組間在新編創造思考測驗之精進力表現上無顯 著差異。
一、方法
(一)實驗
設計
本實驗採取2 (近遠距時間觀點)＊2 (兩種創造力表現) 受試者間設計，以探究近 距與遠距時間觀點促發對創造力表現的影響，依變項為受試者在創造測驗上的得分。
(二)受試者
本實驗的受試者為台灣師範大學心輔系三年級學生23 人、政戰學校政治系二年 級學生69 人，共計 92 人，其中男生 77 人、女生 15 人，受試者經邀請來參與本實 驗，受試者隨機分派到各狀況，實驗各狀況之人數分配如表 5-4 所示。在本實驗裡 女生僅參與新編創造思考測驗部分，為避免性別因素影響實驗效果，將女生平均分 配於近、遠距時間觀點組，但因為女生有15 人，因此近距時間觀點組有 7 個女生，
另一組則有8 個女生。
表5-4 實驗 3 各狀況之人數分配 近遠距時間觀點
作業類別
近距時間 觀點促發
遠距時間 觀點促發
頓悟性問題測驗 19 17
新編創造思考測驗 27(7) 29(8)
註：括弧內為女生人數
(三)材料
1.新編創造思考測驗：見實驗 1，但本實驗語文及圖形測驗部分均予以施測。
2.頓悟性問題測驗：本實驗使用經預備性研究所獲得之頓悟性問題測驗。頓悟性問 題測驗由六個頓悟性問題組成 (見附錄 2)。為防止題目因曝光於教科書或雜誌上而 造成測驗偏誤，因此當受試者完成每題之頓悟性問題解答後，要求回答之前是否看 過這個問題，並且已經知道答案。若已知道答案，則這一題的反應將當作遺漏值，
不予納入計分。在計分上，答對一題記 1 分，答錯則記 0 分，加總則為其總分，因 此，最高分為6 分。
(四)實驗
程序
1.頓悟性問題測驗
本實驗以團體施測方式實施，在進行頓悟性問題測驗之前，受試者隨機分派接 受近距或遠距時間觀點促發作業 (稱為想像作業)。近距時間觀點促發作業要求受試 者想像「明天將過什麼樣的生活？」；而遠距時間觀點促發作業則要求受試者想像「明 年的某一天將過什麼樣的生活？」，要求受試者想像並且寫下來，作業時間為5 分鐘。
之後，則進行頓悟性問題測驗，施測時間10 分鐘，其施測程序相同於預備性研究。
2.新編創造思考測驗
本實驗以團體方式施測，在進行新編創造思考測驗之前，受試者隨機分派接受 近距或遠距時間觀點的促發，以接受不同的想像作業處理。因為新編創造思考測驗 區分為語文及圖形測驗兩部分，為確保促發的有效性，在進行語文及圖形分測驗前 均給予「時間觀點」作業。為平衡語文與圖形測驗間的施測序列影響效果，因此，
各組一半的受試者施測順序為：「想像作業1」－＞「圖形測驗」－＞「想像作業 2」
-＞「語文測驗」；另一半的受試者施測順序為：「想像作業 2」-＞「語文測驗」－＞
「想像作業 1」－＞「圖形測驗」。在近距時間觀點作業裡要求受試者分別想像「今 天將過什麼樣的生活」(近距想像作業 1) 及「明天將過什麼樣的生活」(近距想像作 業2)；而遠距時間觀點作業要求受試者分別想像「明年的某一天將過什麼樣的生活」
(遠距想像作業 1) 及「兩年後的某一天將過什麼樣的生活」(遠距想像作業 2)，要求 受試者想像並且寫下來，作業時間為 5 分鐘。而新編創造思考測驗施測程序及指導 語同實驗1，語文與圖形測驗部分各施測 10 分鐘。
二、結果與討論
(一) 近遠距時間觀點之操弄檢核
為了確定實驗處理的有效性，必須對近、遠距時間觀點促發的操作進行檢核。
據建構層次理論，個體以遠距時間觀點思考，會引發較高層次、抽象的思考，對提 升創造力有所助益，但是，近距時間觀點思考促發則引發較具體、低層次的思考，
而抑制創造力。因此，近、遠距時間觀點促發改變了個體思考的層次。
高層次的思考屬於「以活動來描述」 (description by activity) 的反應，然而，
低層次思考則為「描述活動」(activity by description) (Hampson, John, & Goldberg, 1986; Liberman & Trope , 1998) 的反應。如：心理學的學習，高層次描述為「藉由 閱讀來擴展心理學的視域」；而低層次的描述方式為「我以瀏覽的方式來看心理學教 科書」。基於此對高、低層次描述的區分標準，當受試者在想像作業上的反應為高 層次類別時，則計 3 分 (如：加強自己的能力)，若包含高、低兩個層次反應類別記 2 分 (如：我做好時程規畫來準備考試，並加強自己的能力)；若反應類別為低層次 類別則記 1 分 (如：上認知心理學課程時認真的做筆記)。對每位受試者所有反應計 分後，並將每位受試者的全部反應分數加以平均，最後，可得到每位受試者的反應 層次分數；分數較高則層次較高，較低則反之。因此，可比較近、遠距時間觀點促 發兩組反應的層次差異。
表 5-5 呈現了近、遠距時間觀點促發在高層次活動反應上的表現。這個結果符 合實驗的假設，在頓悟性問題測驗實驗促發上，遠距時間觀點促發組的平均得分為 2.01，顯著高於近距時間觀點促發組的 1.42，統計檢驗值為：t(34)=2.62，p=.013，
效果量η= .410，效果量具大效果。
表 5-5 近、遠距時間觀點作業反應之高層次反應平均數、標準差及考驗值
組別 人數 平均數 t η
頓悟性問題測驗
近距 19 1.42(.61) 想像作業1
遠距 17 2.01(.73) 2.62* .410 新編創造思考測驗
近距 27 1.01(.02) 想像作業1
遠距 29 1.99(.53) 10.14*** .800 近距 27 1.02(.68)
想像作業2
遠距 29 2.03(.60) 8.80*** .576
*p<.05; **p<.01;*** p<.001;括弧內為標準差
而在新編創造思考測驗實驗促發上，想像作業1、2 的遠距時間觀點促發組的平 均數分別為 1.99、2.03，顯著大於近距時間觀點促發組的 1.01、1.02，統計檢驗值 分別為：t(54)=10.14，p<.001，效果量η= .800，效果量具大效果；t(54)=8.80，
p<.001，效果量η= .576，效果量具大效果。由近、遠距時間觀點促發的操弄檢核 分析結果可知，本實驗確實在遠距時間觀點促發上引發了受試者較為高層次、抽象 的思考；而近距時間觀點促發則引發了較低層次、具體的思考。
(二) 創造測驗上的表現
表 5-6 呈現了近、遠距時間觀點促發在頓悟性問題測驗上的表現。經事前比較 統計分析，結果符合實驗的假設，在遠距時間觀點促發組的平均得分為 3.24，顯著 高於近距時間觀點促發組的 2.26，統計檢驗值為：t(34)=2.14，p=.039，效果量η
= .345，效果量具中效果。
表5-6 近、遠距時間觀點促發在頓悟性問題測驗表現的平均數、標準差及考驗值
組別 人數 平均數及標準差 t η
近距 19 2.26(1.45)
遠距 17 3.24(1.25) 2.14* .345
*p<.05；括弧內為標準差
近、遠時間觀點促發對新編創造思考測驗表現的影響如表 5-7 及圖 5-3 所示。
經事前比較統計分析，在語文測驗部分，遠距時間觀點促發組在流暢力、獨創力及 語文測驗總分的平均得分分別為 15.97、11.03 及 36.76，顯著高於近距時間觀點促 發組的12.1、7.56 及 28.19，統計考驗值分別為 t(54)=2.12，p=.039、t(54)=2.05，
p=.045 及 t(54)=2.13，p=.038；而在效果量η上分別為.277、.268 及.277，具有中 效果。在變通力得分上，遠距時間觀點促發組為 9.76，邊緣顯著高於近距時間觀點 促發組的8.22， t(54)=1.86，p=.069，效果量η= .245，具有中效果。
在圖形測驗部分，遠距時間觀點促發組在流暢力、獨創力及圖形測驗總分的平 均得分分別為17.62、13.24 及 43.66，顯著高於近距時間觀點促發組的 13.48、8.67 及33.44，統計考驗值分別為 t(54)=2.52，p=.015、t(54)=2.70，p=.009 及 t(54)=2.88，
p=.006。而在效果量η上分別為：.324、.345 及.365，具有中效果。在變通力、精 進力平均得分上，遠距時間觀點促發組為9.76、2.14，與近距時間觀點組的 8.22、
1.63，未呈現顯著差異，統計考驗值為： t(54)=1.86，p=.193、t(54)=1.29，p=.204。
由以上結果可知，遠距時間觀點的促發，引發受試者在後續頓悟性問題測驗表 現上高於近距時間觀點組，因為近、遠距時間促發屬於內隱的影響，因此，內隱的 頓悟性問題測驗的表現就受到了影響。此外，近、遠距時間觀點對於新編創造思考 測驗語文測驗部分影響上，遠距觀點促發組在流暢力、變通力、獨創性及語文測驗 總分表現均高於近距時間觀點促發狀況。而在圖形部分，遠距時間觀點組在流暢力、
獨創力及圖形總分上的表現均高於近距時間觀點。但是，在變通力上，近、遠距時 間觀點兩組間並沒有呈現顯著差異。因此，以上各指標只有圖形測驗部分的變通力 指標沒有符合實驗預測。為何圖形測驗的變通力部分未能符合假設？由表5-7 可知，
語文的變通力表現上也只呈現邊緣的顯著效果，因此，近、遠距時間觀點的處理在 圖形測驗的變通力指標表現上沒有呈現差異，有可能是受試者在近距時間觀點促發 上，導致受試者無法做較遠距的聯結，因此，獨創力表現上兩組呈現差異。但是，
近距時間觀點促發所導致較具體、脈絡化的思考型態，並不會減少知識節點聯結的 類別數量，因此兩組在變通力表現上就呈現較小的效果差異。
表5-7 近、遠距時間觀點在新編創造思考測驗表現的平均數、標準差及考驗值
人數 平均數、標準差 t η
語文部分
近距 27 12.41(5.44) 流暢力
遠距 29 15.97(6.98) 2.12* .277 近距 27 8.22(2.93)
變通力
遠距 29 9.76(3.25) 1.86+ .245 近距 27 7.56(6.09)
獨創力
遠距 29 11.03(6.55) 2.05* .268 近距 27 28.19(13.76)
語文總分
遠距 29 36.76(16.21) 2.13* .277 圖形部分
近距 27 13.48(5.37) 流暢力
遠距 29 17.62(6.78) 2.52* .324 近距 27 9.67(3.01)
變通力
遠距 29 10.66(2.60) 1.32 .176 近距 27 8.67(5.72)
獨創力
遠距 29 13.24(6.88) 2.70** .345 近距 27 1.63(1.42)
精進力
遠距 29 2.14(1.53) 1.29 .173 近距 27 33.44(13.15)
圖形總分
遠距 29 43.66(13.34) 2.88** .365
*p<.05；**p<.01；+.05<p<.10；括弧內為標準差
而在外顯的精進力表現上，近、遠距時間觀點促發兩組間並沒有呈現顯著差異，
此主要是內隱的近遠距時間觀點促發並不會影響外顯特性的精進力，符合實驗假 設。由以上結果可以發現，雖然圖形測驗的變通力部分未能符合實驗假設，但其它 指標皆強烈的支持近遠距時間觀點的內隱促發只影響內隱認知運作的指標，但不影 響外顯認知運作的指標。
組別
遠距 近距
Mean
50
40
30
20
10
0
流暢文 變通文 獨創文 流暢圖 變通圖 獨創圖 精進圖 文總分 圖總分
圖5-3 近、遠距時間觀點在新編創造思考測驗上的表現
第四節 實驗四
正、負向情緒促發對創造力表現的影響
根據MSMP 主張，個體的創造歷程可以區分為「內隱」及「外顯」的認知處理 歷程，因此，實驗 4 目的在於探究內隱正、負向情緒促發對創造力表現的影響。本 實驗區分為實驗4A、4B。實驗 4A 目的在檢核正、負向情緒誘發影片操弄的有效性，
就是說受試者經正向情緒影片誘發後可激發正向情緒，而經由負向情緒影片誘發後 可激發負向情緒。當確定正負向情緒操作的有效性後，方才將正負向情緒誘發影片 應用於實驗4B 的正負向情緒促發處理。實驗 4B 目的則在探究受試者經過正、負向 情緒的促發後，觀察其在頓悟性問題及新編創造思考測驗上的表現。
根據 Bower (1981) 的連結網絡理論，正向情緒之觸發，有助於搜尋歷程的擴 展，進而增進擴散性思考以及問題解決之變通力。實徵研究顯示，正向情緒對於擴 散性思考有所提升 (Isen, 1985)，而負向情緒卻對創造力有所損害。情緒對於創造活 動的影響是屬於內隱的管道，因為其是一種間接的影響，因此，實驗 4 假設正向情 緒會增進內隱的頓悟性問題的表現，及新編創造思考測驗上內隱外顯兼具的「獨創 力」、流暢力」及「變通力」指標，但不會影響外顯的「精進力」指標。而負向情緒 則會抑制頓悟性問題的表現，及新編創造思考測驗上的「獨創力」、流暢力」及「變 通力」指標，但不會影響「精進力」指標。綜合上述，實驗4 的假設：
4A-1：觀看正向情緒誘發影片後的正向情緒大於觀看前。
4A-2：觀看負向情緒誘發影片後的負向情緒大於觀看前。
4B-1：正向情緒促發組在頓悟性問題測驗，及新編創造思考測驗之流暢力、變通 力與獨創力表現上高於負向情緒促發組。
4B-2：正向情緒促發組在新編創造思考測驗上的語文及圖形總分表現上高於負向 情緒促發組。
4B-3：正向及負向情緒促發兩組間在新編創造思考測驗之精進力表現上無顯著差 異。
實驗四 A
正、負向情緒誘發影片之操弄檢核
一、方法
(一)實驗設計
本實驗為單因子受試者內設計，檢驗受試者接受情緒誘發前、後的情緒改變狀 態，並區分為正向及負向情緒誘發的實驗。藉由正、負向情緒影片的情緒誘發，觀 察受試者觀賞影片前後在「身心狀態調查表」的情緒評估改變量。在正向情緒影片 的誘發實驗上，觀察受試者觀賞正向情緒誘發影片前後的正向情緒的改變情形；而 在負向情緒影片誘發實驗裡，觀察受試者在觀賞負向情緒誘發影片前後負向情緒改 變情形。
(二)受試者
本實驗擬檢驗正向及負向影片對受試者情緒誘發的改變情形。正、負向情緒實 驗各有受試者14 及 15 人，合計有 29 位受試者，受試者為政戰學校心理系三年級學 生，性別皆為男生，他們經邀請來參與本實驗。
(三)材料
1.正向情緒誘發影片：本材料以影片方式呈現，內容為電視「觀笑一籮筐」影片。
影片主要由數個短片構成，短片的內容拮取令人發笑的片段剪接而成，在考量受試 者可能對影片題材的接受度不同，故內容蒐集考慮材料的多元性，剪輯多種內容影 片，最後形成15 分鐘的影片。在實驗時以單槍投影方式呈現。
2.負向情緒誘發影片：負向影片內容為電影「搶救雷恩大兵」片段。內容為二次大 戰期間一群人奉命救二等兵雷恩的故事。找出其中可以引發緊張、害怕的片段，並 將之剪接成15 分鐘的片段。在實驗時以單槍投影方式呈現。
3.身心狀態調查表：以王強之 (1998) 根據 Levine、Wyer、Shwarz 所改編的情緒
檢核量表為工具 (見附錄 4)。此量表分別有 14 個情緒的檢核詞，正、負向情緒詞各 有 7 個，分別為正向詞：歡喜的、快樂的、愉悅的、滿足的、興奮的、得意的、如 意的；而負向詞為鬱悶的、沮喪的、憂鬱的、憂愁的、悲傷的、生氣的、煩悶的等7 個詞。在量表的計分上，本量表採五點量表，「1」為 1 分、「2」為 2 分，其它類推 之。在正向情緒影片誘發實驗裡，主要獲得正向情緒的指標，因此，在正向詞部分 除依受試者於五點量表上的反應計分外，也將受試者在負向詞的反應予以反向計 分，1 分重編碼為 5 分，2 分重編碼為 4 分，其它類推之。而在負向情緒影片誘發實 驗裡，主要獲得負向情緒的指標，因此，在負向詞部分除依受試者於五點量表上的 反應計分外，也將受試者在正向詞的反應加以反向計分，1 分重編碼為 5 分，2 分重 編碼為4 分，其它類推之。
(四)實驗程序
本實驗以團體施測的方式實施，將受試者隨機分派至「正向情緒」、「負向情緒」
實驗。「正向情緒」實驗看完「歡笑一籮筐」影片 (15 分鐘) 前後接受身心狀態調查 表；而「負向情緒」實驗也是看完「搶救雷恩大兵」影片 (15 分鐘) 前後接受身心 狀態調查表。身心狀態調查表的施測指導語為：「親愛的同學您好：因為研究目的想 瞭解同學在欣賞影片前的身心狀態，以得知影片欣賞前 (前測為欣賞前，後測為欣 賞後) 同學的身心感受。當您作答的時候，您會看到一列形容你目前身心狀態的形 容詞。每個形容詞後都有一排由 1 到 5 的阿拉伯數字。這五個數字代表該形容詞的 程度評比值，依次為 1：一點也不；2.有一點；3.中等；4.頗為；5.非常如此。在每 個形容詞中，請您依照自己的直覺，決定『該詞可以形容您現在的狀態』程度，然 後在您選的數字上畫圈。請注意，這並沒有一定的標準答案，您只要以現在的狀況 作答即可。此外，雖然我們並沒有作答的時間限制，但請勿在同一個形容詞上做太 多的考慮。謝謝您的幫忙！」
二、結果與討論
表 5-8 為受試者觀看正向情緒誘發影片「歡笑一籮筐」，及負向情緒誘發影片「搶 救雷恩大兵」前後的正、負向情緒誘發結果。由表5-8 可知，在正向情緒誘發部分，
後測的正向情緒評估平均值為56.71，顯著高於前測的 49.07，t(13) = 4.55，p=.001，
效果量η=.784，具有大效果。在負向情緒誘發部分，後測的負向情緒評估平均值為 48.60，顯著高於前測的 34.47，t(14) = 4.55， p =.0001，效果量η=.993，具有大 效果。
表5-8 正、負向情緒感受前後測之平均數、標準差及差異檢定及考驗值
人數 平均數、標準差 t η
前測 14 49.07(5.53) 正向
情緒 後測 14 56.71(6.40) 4.55** .784 前測 15 34.47(8.53)
負向
情緒 後測 15 48.60(4.44) 6.06*** .993
**p<.01；***P<.001；括弧內為標準差
由以上對實驗4B 實驗操作使用的情緒誘發影片操弄檢核的研究可知，「歡笑一 籮筐」影片確實可以誘發正向的情緒狀態，而「搶救雷恩大兵」影片也可誘發負向 的情緒狀態，因此，使用上述兩種影片的片段呈現於受試者，來操弄正負向情緒促 發對創造力表現的影響是適切的。
實驗 四B
正、負向情緒促發對創造力表現的影響
一、方法
(一)實驗
設計
本實驗採取2 (正、負向情緒促發)＊2 (兩種創造力表現) 受試者間設計，俾探究 正、負向情緒促發對創造力表現的影響，依變項為受試者在創造作業上的表現。
(二)受試者
本實驗的受試者為政戰學校心理系三年級及社工系四年級學生 101 人，性別皆 為男生，受試者經邀請來參與本實驗，實驗各狀況之人數分配如表5-9 所示。
表5-9 實驗 4B 各狀況之人數分配 正、負向情緒促發
作業類別 正向情緒促發 負向情緒促發
頓悟性問題測驗 24 25
新編創造思考測驗 24 28
(三)材料
1.正向情緒誘發影片：同實驗 4A。
2.負向情緒誘發影片：同實驗 4A 3.頓悟性問題測驗：同實驗 3。
4.新編創造思考測驗：同實驗 3。
(四)實驗
程序
1.頓悟性問題測驗
本實驗以團體施測方式實施，受試者隨機分派至正向或負向情緒誘發組，在進 行頓悟性問題測驗之前，各觀賞完正向情緒 (歡笑一籮筐) 或負向情緒 (搶救雷恩大 兵) 誘發影片，之後，進行頓悟性問題測驗，其施測程序、指導語同實驗 3。
2.新編創造思考測驗
本實驗以團體施測方式實施，受試者隨機分派正向或負向情緒誘發組，在進行 頓悟性問題測驗之前，各觀賞完正向情緒 (歡笑一籮筐) 或負向情緒 (搶救雷恩大兵) 誘發影片，之後，進行新編創造思考測驗。因為新編創造思考測驗有語文及圖形測 驗兩部份，為平衡語文與圖形測驗間之施測序列影響效果，因此，各組一半受試者 的施測順序為：「圖形測驗」－＞「語文測驗」，另一半的施測順序為：「語文測驗」
－＞「圖形測驗」，以平衡時序誤差。語文與圖形測驗各施測 10 分鐘，另外，施測 的指導語同實驗3。
二、結果與討論
表5-10 呈現了正向及負向情緒促發組在頓悟性問題上的表現，經事前比較統計 分析後發現，正向情緒促發組在頓悟性問題測驗的解題平均得分為 3.50，顯著大於 負向情緒促發組的2.40，t(47)＝2.41, p=.020，效果量η=.332，具有中效果，實驗 的結果符合預期。
表5-10 正、負向情緒促發在頓悟性問題測驗表現之平均數、標準差及考驗值 組別 人數 平均數 t η 正向情緒 24 3.50(1.91)
頓悟 負向情緒 25 2.40(1.22) 2.41* .332
*p<.05；括弧內為標準差
正、負向情緒促發對新編創造思考測驗表現的影響如表5-11 及圖 5-4 所示。經 事前比較統計分析後發現，在語文測驗部分，正向情緒促發組在流暢力、變通力、
獨創力的平均得分分別為 19.88、10.79 及 13.25，顯著高於負向情緒促發組的
14.04、9.07 及 6.11，統計考驗值分別為 t(50)=2.97，p=.005；t(50)=2.68，p=.010 及 t(50)=3.15，p=.003；效果量η分別為.371、.342 及.406，流暢力及獨創力具有 大效果，而變通力具有中效果。在語文測驗總分上，正向情緒促發組為43.92，顯著 高於負向情緒促發組的29.21，t(50)=3.26，p=.002，效果量η=.410，具有大效果，
實驗結果均符合假設。
在圖形測驗部分，正向情緒促發組在流暢力、獨創力的平均得分分別為20.75、
17.79，顯著高於負向情緒促發組的 17.36、13.57，統計考驗值分別為 t(50)=2.03，
p=.047；t(50)=2.01，p=.050，效果量η分別為.270、.282，具有中效果。而正向情 緒促發組在變通力及精進力的平均得分分別為12.21、1.91，與負向情緒促發組的平 均得分 10.96、1.07 間未有顯著差異，統計考驗值分別為 t(50)=1.46，p=.150；
t(49)=2.01，p=.119。在圖形測驗總分得分上，正向情緒促發組為 52.70，顯著高於 負向情緒促發組的 42.96，t(49)=2.22，p=.031，效果量η=.303，具中效果。圖形 測驗部分除了變通力指標不符合假設外，其餘均符合假設。
由以上的結果可知，正向情緒的促發，引發受試者在後續頓悟性問題測驗的表 現高於負向情緒組，因為正、負向情緒的促發屬於內隱的促發，因此，內隱的頓悟 性問題測驗的表現就受到影響。此外，正、負向情緒促發對於新編創造思考測驗語 文部分測驗影響上，正向情緒在流暢力、變通力、獨創性及語文測驗總分上表現均 高於負向情緒促發狀況。而在圖形測驗部分，正向情緒在流暢力、獨創力及圖形總 分上的表現均高於負向情緒組。但是，變通力在正、負向情緒促發兩組間並沒有呈 現顯著差異，此有可能是正、負向情緒的促發，在知識節點的跨類別激發聯結的效 果上，在圖形形態的圖形測驗部分影響力較小。
而在外顯的精進力表現上，正、負向情緒促發兩組間並沒有呈現顯著差異，此 主要是內隱的正、負向情緒促發並不會影響外顯特性的精進力，符合實驗假設。因 此，以上各指標只有圖形測驗部分的變通力指標沒有符合實驗預測。由以上結果可 以發現，雖然圖形測驗的變通力部分未能符合實驗假設，但其它指標均強烈的支持 正、負向情緒的內隱促發只影響內隱或內隱外顯兼具的指標，但不影響外顯指標。
表5-11 正、負向情緒促發在新編創造思考測驗表現的平均數、標準差及考驗值 組別 人數 平均數、標準差 t η
語文部分
正向 24 19.88(8.53) 流暢力
負向 28 14.04(5.55) 2.97** .371 正向 24 10.79(2.45)
變通力
負向 28 9.07(2.18) 2.68* .342 正向 24 13.25(10.74)
獨創力
負向 28 6.11(4.96) 3.15** .406 正向 24 43.92(20.45)
總分
負向 28 29.21(11.47) 3.26** .410 圖形部分
正向 24 20.75(5.42) 流暢力
負向 28 17.36(6.45) 2.03* .270 正向 24 12.21(2.50)
變通力
負向 28 10.96(3.46) 1.46 .184 正向 24 17.79(8.00)
獨創力
負向 28 13.57(7.20) 2.01* .282 正向 23 1.91(2.23)
精進力
負向 28 1.07(1.54) 1.59 .221 正向 23 52.70(14.70)
總分
負向 28 42.96(16.20) 2.22* .303
*p<.05；**p<.01；括弧內為標準差
組別
負向情緒 正向情緒
Mean
60
50
40
30
20
10
0
流暢文 變通文 獨創文 流暢圖 變通圖 獨創圖 精進圖 文總分 圖總分
圖5-4 正負向情緒促發在新編創造思考測驗上的表現
第五節 實驗五
促進焦點及預防焦點動機促發對創造力表現之影響
根據MSMP 主張，個體的創造歷程可以區分為「內隱」及「外顯」的處理歷程，
因此，實驗 5 目的在於探究促進及預防焦點動機促發對創造力表現的影響。動機狀 態與創造力的表現具有密切關係，Higgins 提出了兩種不同的動機狀態，一個為促進 焦點，其為得到撫養的動機，如：獲得食物。另一為預防焦點，其為得到安全的動 機，如：避免傷害。
促進焦點動機涉入了較冒險的處理風格，導致個體追求新奇點子。然而，預防 焦點動機假定涉入較不喜歡冒險的風格，較偏好習慣性的事物 (Crowe & Higgins, 1997)。因此，促進焦點動機引發的處理風格可能會提升創造思考，而由預防焦點動 機引發的處理風格會減損創造思考。
Friedman 與 Forster 以作業來操作促進及預防焦點動機，其狀況為卡通鼠落入 陷阱的迷津中，在促進焦點動機促發的狀況中，有一片乳酪在迷津外，受試者為卡 通鼠找到出路，卡通鼠將可獲得乳酪。而在預防焦點動機的狀況，代替乳酪的是有 一隻貓頭鷹盤旋於迷津上空，假設準備飛下來抓這隻老鼠，除非牠能逃離迷津或者 於入口後退，完成此版本的作業將可促發預防焦點動機狀態。
本實驗的受試者為軍校生，因此，促發及預防焦點動機的促發可利用軍校的特 殊生活型態來操作。因為軍校是軍事管理，因此，會有許多酬賞及懲罰的規範活動。
如：在軍校軍事管理裡有禁足、榮譽假、罰站等的懲罰或獎賞，因此，本實驗在操 弄促進及預防焦點動機的方式為：在促進焦點動機上，要求受試者提出如何追求獎 賞或榮譽假的方法；而預防焦點動機則要求受試者提出如何避免受到懲罰及禁足。
當各接受完促進或預防焦點動機的促發後，緊接著接受創造作業，以觀察經由促進 及預防焦點動機作業促發後，其在創造作業表現上的差異。
促進或預防焦點動機對於創造活動的影響是屬於內隱的形式，因為其是一種間 接的影響，因此，實驗 5 預測促進焦點動機會影響內隱的頓悟性問題表現，及新編
創造思考測驗上的內隱、外顯兼具的「獨創力」、流暢力」及「變通力」的表現，但 不會影響外顯的「精進力」表現。綜合上述，本實驗假設：
5-1：促進焦點動機促發組在頓悟性問題測驗，及新編創造思考測驗之流暢力、變 通力與獨創力表現上高於預防焦點動機促發組。
5-2：促進焦點動機促發組在新編創造思考測驗的語文及圖形總分表現上高於預防 焦點動機促發組。
5-3：促進焦點動機及預防焦點動機促發兩組間在新編創造思考測驗之精進力表現 上無顯著差異。
一、方法
(一)實驗設計
本實驗採取2 (促進及預防焦點動機)＊2 (兩種創造力表現) 受試者間設計，以探 究促進及預防焦點動機促發對創造力表現的影響，依變項為受試者在創造測驗上的 得分。
(二)受試者
本實驗的受試者為政戰學校社工科一、二年級學生 107 人，性別皆為男生，他 們經邀請來參與本實驗，實驗各狀況之人數分配如表5-12 所示。
表5-12 實驗 5 各狀況之人數分配 促進或預防動機
作業類別 促進焦點動機促發 預防焦點動機促發
頓悟性問題測驗 30 30
新編創造思考測驗 23 24
(三)
材料
1.新編創造思考測驗：同實驗 3。
2.頓悟性問題測驗：同實驗 3。
(四)實驗程序 1.頓悟性問題測驗
本實驗以團體施測方式實施，在進行實驗之前，受試者隨機分派接受促進焦點 或預防焦點動機促發作業 (稱為「因應策略作業」)。促進焦點動機促發因應策略作 業要求受試者提出「在學校應如何獲得榮譽假」的策略；而預防焦點動機促發因應 策略作業則要求受試者提出「應如何避免禁足」的策略，為了保證受試者確實依照 指導語指示，要求受試者提出並且寫下來，作業時間為 5 分鐘。之後，則進行頓悟 性問題測驗10 分鐘，其施測程序、指導語相同於實驗 3。
2.新編創造思考測驗
本實驗以團體施測方式實施，在進行「新編創造思考測驗」之前，受試者隨機 分派接受促進或預防焦點動機促發的處理，接受不同的動機焦點促發作業。因為新 編創造思考測驗區分為語文及圖形部分，為確保促發的有效性，在進行語文及圖形 分測驗前均給予動機焦點促發的「因應策略作業」。為平衡語文與圖形測驗間的施測 序列影響效果，因此，各組一半受試者施測程序為「促進或預防焦點動機因應策略 作業1」－＞「圖形測驗」－＞「促進或預防焦點動機因應策略作業 2」－＞「語文 測驗」，各組另外一半實驗程序為：「促進或預防焦點動機因應策略作業2」－＞「語 文測驗」－＞「促進或預防焦點動機因應策略作業 1」－＞「圖形測驗」。促進焦點 動機促發作業要求受試者分別提出「在學校應如何獲得榮譽假」(促進焦點動機促發 因應策略作業 1) 及「在學校應如何獲得獎勵」(促進焦點動機促發因應策略作業 2) 的策略；而預防焦點動機作業要求受試者分別提出「在學校應如何避免被禁足」(預 防焦點動機促發因應策略作業 1) 及「在學校應如何避免被處份」(預防焦點動機促 發因應策略作業 2)的策略，為保證受試者確實依照指導語處理，要求受試者分別提 出策略並且寫下來，作業時間為 5 分鐘。而新編創造思考測驗施測時間、程序、指 導語如同實驗3。
二、結果與討論
(一) 促進、預防焦點動機之操弄檢核
根據Higgins (1997) 的調整焦點理論，個體有促進及預防焦點動機狀態，促進 焦點動機為獲得撫育，而預防焦點動機則為獲得安全的動機。因此，促進焦點動機 促發作業會引發趨近某事物的行為，而預防焦點動機則為迴避、預防的行為。如：
受試者對「在學校應如何獲得獎勵？」因應策略作業反應中，其反應為「我要主動 的代表學校參加各項比賽」，而對「在學校應如何避免被禁足」因應策略因應反應中，
其反應為「我要遵守規定」。由以上例子可以清楚看到，前者為主動的趨近反應，而 後者為迴避的反應。
當受試者在因應策略作業反應為趨近類別時，則計 2 分 (如：我要爭取出公差 的機會)；若反應為迴避類別則記 1 分 (如：我儘量不要強出頭)。對每位受試者所 有反應計分後，並將每位受試者的全部反應分數加以平均，最後，可得到每位受試 者的趨近反應程度分數；分數較高則趨近反應程度較高，較低則反之。因此，可比 較促進、預防焦點動機促發兩組反應的趨近反應程度差異。
表 5-13 呈現了受試者在因應策略作業反應上的表現。這個結果符合實驗的假 設，在頓悟性問題測驗實驗促發上，促進焦點動機促發的因應策略作業反應的趨近 平 均 得 分 為 1.94 ， 顯 著 高 於 預 防 焦 點 動 機 促 發 組 的 1.30 ， 統 計 檢 驗 值 為 ： t(58)=11.14，p<.001，效果量η= .825，效果量具大效果。
而在新編創造思考測驗實驗促發上，因應策略作業1、2 的促進焦點動機促發組 平均數分別為 1.81、1.90，顯著大於預防焦點動機促發組的 1.08、1.03，統計檢驗 值分別為：t(45)=10.65，p<.001，效果量η= .849，效果量具大效果；t(45)=15.32，
p<.001，效果量η= .918，效果量具大效果。由促進、預防焦點動機促發因應策略 作業的操弄檢核分析結果可知，本實驗確實在促進焦點動機促發實驗上引發了受試 者趨近的反應及思考，而預防焦點動機促發組則引發了迴避的反應及思考。
表5-13 促進、預防焦點動機促發作業操弄檢核之平均數、標準差及考驗值
頓悟性問題測驗 人數 平均數 t η
促進 30 1.94(.14) 因應策略1
預防 30 1.30(.29) 11.14*** .825 新編創造思考測驗
促進 23 1.81(.29) 因應策略1
預防 24 1.08(.54) 10.65*** .849 促進 23 1.90(.25)
因應策略2
預防 24 1.03(.10) 15.32*** .918
***p<.001；括弧內為標準差
(二) 創造測驗上的表現
表 5-14 呈現了促進焦點動機促發及預防焦點動機促發組在頓悟性問題上的表 現，經事前比較統計分析結果發現，促進焦點動機組在頓悟性問題的解題平均表現 為2.67，表現高於預防焦點動機組的 1.83，t(58)＝2.20， p=.032，效果量η=.277，
具中效果，實驗的結果符合預期。
表5-14 促進及預防焦點動機在頓悟性問題測驗表現平均數、標準差及考驗值
人數 平均數 t η
促進 30 2.67(.29)
頓悟 預防 30 1.83(.25) 2.20* .277
*p<.05；括弧內為標準差
動機焦點促發對新編創造思考測驗表現的影響如表5-15 及圖 5-5 所示。經事前 比較統計分析結果發現，在語文測驗部分，促進焦點動機促發組在流暢力、變通力 及語文測驗總分的平均得分分別為12.04、7.26 及 26.91，與預防焦點動機促發組的 8.83、6.38 及 19.33，並沒有呈現顯著差異，統計考驗值分別為 t(45)=1.50，p=.142、
t(45)=1.18，p=.244 及 t(45)=1.64，p=.107。在獨創力得分上，促進焦點動機狀態促 發組為7.61，邊緣顯著高於預防焦點動機促發組的 4.13， t(45)=1.75，p=.086，效 果量η=.253，具有中效果。
