创造力不仅是一种思维能力，更是一种人格倾向(Eysenck, 1997; 林崇德，2004)，其中好奇心、想象力、冒险性和挑战性是公认的特质成分(Rimm & Davis, 1980; Torrance, 1988; 陈红敏，莫雷，2005)。现有研究对儿童、青少年和成人的创造性人格已有较多的探讨(Csikszentmihalyi, 1996; 林崇德，罗晓路，2006; 郑雪，聂衍刚，2005)，但对幼儿的创造性人格关注较少。实际上，由于思维发展的不成熟，幼儿的创造力本身更多的是一种潜能和个性的表达(Runco, 2003)，幼儿期创造性人格的萌芽对于后续的创造力发展也起着至关重要的作用(Alfonso-Benlliure, Meléndez, & García-Ballesteros, 2013)。

幼儿以游戏为主要活动，能够自由地表达创造潜能，最能表现出创造力，因此处于创造力发展的黄金时期(Glaveanu, 2011)。其中，4~6岁(特别是4岁)是幼儿创造力思维与人格的飞速发展阶段(Schirrmacher & Fox, 1988; 齐璐，刘文，2007; 叶平枝，马倩茹，2012)。基于此，2012年教育部颁布的《3~6岁儿童学习与发展指南》提到，不仅要在科学、语言、艺术等领域培养幼儿的好奇心、想象力和创造力，也将这些个性品质作为幼儿发展的重要指标(教育部，2012)。

创造力的研究可以分为个体取向和情境取向两种类型，个体取向的研究更多地强调内部的、跨情境的创造力表现，情境取向则关注个体与其生活环境的互动(Sternberg, 1999)。实际上，环境在创意产生、支持、评价和提升的过程中都起到着重要的作用，决定着个人的创造力潜能能否表现出来(Zhang & Sternberg, 2011)。对于幼儿来说，家庭是其成长的最初也是最主要的环境，其中母亲作为主要养育者(Fuentes, Hernandez, Escobedo, Herskovic, & Tentori, 2014)，她的状态与行为对幼儿创造性人格的发展起着重要作用。已有的关于父母状态与行为对儿童创造力的影响更多地关注了父母自身的创造力(Domino, 1979; Gute, Gute, Nakamura, & Csikszentmihalyi, 2008)、内隐观(Runco & Johnson, 2002)、期望(Noble, Runco, & Ozkaragoz, 1993)，以及酗酒行为(Plucker & Dana, 1998)等因素的作用，对于母亲的养育压力却极少关注。

幼儿期的子女本身有更多的亲子互动需要，幼儿的母亲容易体验到压力感(Crnic, Low, & Bornstein, 2002)，这种在履行角色及亲子互动中受内外因素影响而感到的压力即养育压力(Parental Stress)(Abidin, 1990)。Crnic, Gaze和Hoffman(2005)发现79%的3~5岁幼儿的母亲持续经历着或低或高的养育压力。中国长期实行的独生子女政策让母亲更关注儿童(Chang, Schwartz, Dodge, & Mcbride-chang, 2003)，加上儒教思想中对孩子教育寄予很高的期望(朱文莉，1998)，母亲育儿压力不断增高(王英，高健，2009)。另一方面，传统的“男主外女主内”的思想使家务和教育孩子成为母亲的分内事，但是现代社会的母亲同时期望在事业上谋发展(李群，2010)，这又导致工作压力和育儿压力叠加(童梅玲，洪琴，池霞，2014)，产生比父亲更高的养育压力(方荟，王美芳，邢晓沛，2012)。因此，在中国情境下探讨幼儿母亲的养育压力有着特殊的意义和重要性。

母亲的养育压力是一种不利于幼儿发展的因素(Deater, 1998)，对婴幼儿气质(张明浩，陈平，邓慧华，陆祖宏，2009)、适应性(Fisher, 2014)、社会认知(Guajardo, Snyder, & Petersen, 2009)等方面的发展都有负向预测作用，也是儿童问题行为的预测源(Neece, Green, & Baker, 2012)。然而，很少有研究探讨母亲养育压力对于幼儿创造力或创造性人格的影响。现有的一项在韩国开展的研究发现母亲的养育压力和幼儿创造性人格存在负相关关系(Zhao, 2014)。但韩国具有相对完善的育儿支持体系(王欣，2008)，其研究结论并不一定能反映中国的情况。更为重要的是，该研究并未进一步揭示母亲养育压力影响幼儿创造性人格的机制。Abidin(1992)认为父母养育压力会直接或间接地影响父母的教养行为，教养行为是教养方式的具体表现(Darling & Steinberg, 1993)，养育压力过高会导致父母采取控制、严厉的教养方式(Guajardo et al., 2009; 方荟，王美芳，邢晓沛，2012)。

教养方式(Parenting Style)是指父母在养育孩子时，使用的一贯的一系列态度与方法(Darling & Steinberg, 1993)，对儿童的创造力发展有重要影响。已有对大学生(Miller, Lambert, & Speirs Neumeister, 2012;Fan & Zhang, 2014)、中学生(刘彩谊等，2013)和小学生(张景焕等，2013)的研究均表明，情感温暖、支持的权威型教养方式与个体的创造力显著正相关。相反，专制型被认为是最不利于儿童创造力发展的教养方式类型(Fan & Zhang, 2014; Fearon, Copeland, & Saxon, 2013)。对于幼儿的创造性人格而言，父母权威教养的积极影响和专制教养的消极作用也得到了初步验证(刘文，张丽娜，齐璐，2007)。但是这些大多是单独地分析这两种教养方式和儿童创造力的相关关系，并未在养育压力的视角下探讨其对幼儿创造性人格的影响。

综上所述，尽管儿童青少年的创造力研究成果丰富，但对幼儿创造性人格的研究还有待拓展。母亲养育压力作为儿童发展的消极预测源已得到很多探讨，但对幼儿创造性人格的影响及其机制还有待揭示。已有研究表明母亲养育压力不仅与幼儿创造性人格有负相关关系，而且也会影响母亲的教养方式。权威型的教养方式能够正向预测幼儿的创造性人格，而专制型的教养方式则有负面影响，尚没有研究证明这两种教养方式在母亲养育压力和幼儿创造性人格之间的中介作用。因此，如图 1所示，本研究假设，母亲养育压力可以对幼儿创造性人格产生直接影响，也可以通过两种教养方式的中介作用来影响幼儿创造性人格。具体而言，本研究要探讨的问题如下：

图 1 母亲养育压力、教养方式和幼儿创造性人格的关系假设模型

图选项

(1)幼儿创造性人格的基本特点；

(2)母亲养育压力、教养方式与幼儿创造性人格之间的相关关系；

(3)母亲养育压力对幼儿创造性人格的影响及教养方式的中介作用。

选取北京市一所公立园和一所私立园中、大班4~6岁幼儿的母亲进行问卷测查。共发放问卷395份，回收338份，剔除缺失率在50%以上的无效问卷7份，得到有效问卷331份，回收率为83.8%。其中公立园156名，私立园175名，幼儿平均年龄64.19±7.49月。样本人口统计学情况如表 1所示：

采用Berry和Jones(1995)编制，Cheung(2000)修订后的父母压力量表中文版(Chinese Version of the Parental Stress Scale, PSS)来测量母亲的养育压力程度。该量表采用5点记分(1=很不同意，5=非常同意)，共17题，其中1、4、5、6、7、16和17题为反向计分项，平均分越高表明养育压力越大。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.79。

采用由Williams(1972)编制，林幸台和王木荣(1994)修订后的威廉斯创造性人格倾向量表(The Creativity Assessment Packet, CAP)，测量包括冒险性、好奇心、想象力和挑战性在内的创造性人格。由于幼儿年龄过小无法理解题项，因此将问卷主语“我”修改为“我的孩子”，由母亲来进行作答。该量表采用3点计分(1=不像，3=很像)，共50题，其中4、9、12、17、29、35、45和48题为反向计分项，平均分越高表明创造性人格越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.84。

采用由Robinson, Mandleco, Olsen和Hart(1995)开发的教养方式与维度问卷(Parenting Styles and Dimensions Questionnaire, PSDQ)测查母亲的权威教养方式和专制教养方式。权威教养问卷共27个项目，包括温暖接纳、理解引导、温和回应、鼓励民主参与四个维度；专制教养问卷共17个项目，包括专断惩罚、体罚、言语恶意、命令四个维度。该问卷采用5点计分(1=从不，5=总是)，共44题，各维度的平均分越高，表明对应的教养方式程度越高。本研究中权威教养和专制教养问卷的Cronbach’s α系数分别为0.92和0.89。

家庭社会经济地位(Social Economic Status)简称SES, 指标包括父母职业、受教育程度和家庭收入，但由于收入一项难以测查常被建议取消，并且在本研究中收入的缺失率达21.1%，因此不考虑收入这一指标。

本研究参考师保国和申继亮(2007)将职业划分为5个等级的做法，但由于初次调查时发现两所幼儿园的家长中没有从事临时工或体力劳动工人的情况，因此，设定3个等级，为1)一般管理人员与一般专业技术人员，如售货员、司机等；2)中层管理人员或中层专业技术人员，如教师、医生、技师等；3)高级管理人员或高级专业技术人员，如公务员、公司经理等；分别赋予1~3分。父母受教育程度则分为5个等级：1)初中及以下；2)高中或中专；3)大专；4)本科；5)研究生及以上；分别赋予1~5分。最后把父母双方的职业等级和受教育程度总分相加，得分越高表明家庭社会经济地位越高。

在和幼儿园管理方沟通的前提下，由经过培训的主试在家长会上向家长说明本次调查的内容与目的，家长知情后签署知情同意书。家长会后，接送幼儿回家时，主试与主班教师向家长发放问卷并说明填写的具体注意事项，要求母亲在一周内填写完毕并交给主班教师，最后统一回收。

使用SPSS 21.0对变量进行描述性统计，使用方差分析探索幼儿创造性人格的特点，并采用独立样本t检验方法分析人口学变量对幼儿创造性人格、母亲养育压力和教养方式的影响。进一步采用相关分析初步探索主要研究变量之间和人口学变量与主要研究变量间的关系。在此基础上使用Mplus 7.0进行结构方程建模。由于Bootstrap方法具有较高的统计效力，被认为是最理想的中介效应检验法(Hayes, Preacher, & Myers, 2011)，因此本研究在数据分析时采用此方法，构造1000个样本(每个样本容量为331)来检验各路径系数的显著性。

由于本研究中所有变量均由母亲作答，可能存在共同方法偏差。采用Harman单因素检验对共同方法偏差进行检验(周浩，龙立荣，2004)，设定公因子数为1，结果表明因子的变异解释率为13.04%，小于40%，说明共同方法偏差不显著。

如表 2所示，幼儿创造性人格得分从高到低依次为好奇心、冒险性、挑战性和想象力，Bonferroni校正后的两两配对检验均十分显著(ps<0.001)：好奇心得分最高，冒险性得分其次，挑战性得分再次，想象力得分最低。多元方差分析表明，幼儿创造性各维度在幼儿性别、幼儿园年级和类型上的差异均不显著(ps>0.05)，但在冒险性(F(1，267)=3.95，p<0.05，partial η²=0.017)和好奇心(F(1，267)=5.05，p<0.05，partial η²=0.024)两个维度上存在显著的幼儿园类型和年级的交互作用，在好奇心也上存在显著的幼儿园类型和性别的交互作用(F(1，267)=4.29，p<0.05，partial η²=0.015)。Bonferroni校正后简单效应分析发现，在好奇心得分上，公立园的小班幼儿得分显著低于中班幼儿(p<0.01)，私立园不存在显著年级差异；私立园男生得分显著高于女生(p<0.05)，公立园不存在显著性别差异；在冒险性的得分上，公立园的小班幼儿得分显著低于中班幼儿(p<0.05)，私立园不存在显著年级差异。

表 3列出了主要研究变量的相关系数。从中可以看到，幼儿年龄只与幼儿创造性人格显著正相关(r=0.15，p<0.05)；家庭社会经济地位与母亲权威教养(r=0.23)和幼儿创造性人格(r=0.20)显著正相关(ps<0.01)，与母亲养育压力(r=-0.14)和母亲专制教养(r=-0.15)显著负相关(ps<0.05)；母亲养育压力与专制教养显著正相关(r=0.26，p<0.01)，与权威教养(r=-0.39)和幼儿创造性人格(r=-0.33)显著负相关(ps<0.01)；母亲权威教养与幼儿创造性人格显著正相关(r=0.40，p<0.01)，专制教养与幼儿创造性人格显著负相关(r=-0.18，p<0.01)。

按照温忠麟和叶宝娟(2014)的中介效应检验步骤，首先构建养育压力预测幼儿创造性人格的直接作用模型，控制家庭社会经济地位及幼儿年龄对幼儿创造性人格影响后，模型拟合良好(χ²/df=1.771，RMSEA=0.048，CFI=0.978，TLI=0.970)，养育压力对幼儿创造性人格的路径系数极其显著(b=-0.10，p<0.001)，可以进行进一步中介分析。

接下来，构建如下的中介模型：母亲养育压力为外源观测变量，即模型的自变量；权威教养(温暖接纳、理解引导、温和回应、鼓励民主)、专制教养(专断、体罚、命令、言语恶意)和幼儿创造性人格(冒险性、好奇心、想象力和挑战性)为内源潜变量，其中权威教养和专制教养为中介变量(设定两者相关)，幼儿创造性人格为因变量；控制家庭社会经济地位和幼儿年龄对幼儿创造性人格影响。模型拟合良好(χ²/df=2.457，RMSEA=0.066，CFI=0.942，TLI=0.926)。在这个模型中，母亲养育压力对幼儿创造性人格的路径虽然有所下降，但仍然极其显著(b=-0.08，p<0.01)；母亲养育压力对权威教养的路径系数(b=-0.13)和权威教养对幼儿创造性人格的路径系数(b=0.14)均达到显著水平(ps<0.05)。尽管母亲养育压力和专制教养的路径系数显著(b=-0.09，p<0.001)，但是专制教养对幼儿创造性人格的路径系数却不显著(b=-0.03，p>0.05)。

因此，去除专制教养预测幼儿创造力人格这条路径后，构建母亲养育压力为自变量，幼儿创造性人格为因变量，权威教养为中介变量的模型，同样控制社会经济地位和年龄对幼儿创造性人格的影响。模型拟合良好(χ²/df=2.258，RMSEA=0.062，CFI= 0.963，TLI=0.949)。母亲养育压力对幼儿创造性人格的路径系数极其显著(b=-0.06，p<0.01)；母亲养育压力对权威教养的路径系数(b=-0.23)和权威教养对幼儿创造性人格的路径系数(b=0.18)均达到极其显著水平(ps<0.001)，说明权威教养在母亲养育压力和幼儿创造性人格之间起部分中介作用。

图 2 母亲权威教养方式在养育压力对幼儿创造性人格影响中的中介作用模型图 注：由于使用bootstrap方法，因此所有路径系数均为非标准化系数(b)

图选项

进一步对权威教养方式的中介效应进行显著性检验。对1000个Bootstrap样本进行计算，得到1000个系数乘积估计值，按数值从小到大排序，其中第0.5个百分位点和第99.5个百分位点就构成ab一个置信度为99%的置信区间。如果置信区间不包含0，则系数乘积显著(温忠麟，叶宝娟，2014)。

在本研究中母亲养育压力和幼儿创造性人格的中介效应99%的置信区间为[-0.067，-0.013]，不包含0，因此权威教养方式的中介效应达到0.01的显著水平。母亲养育压力到幼儿创造性人格的直接效应值为0.061，中介效应值为0.040。效果量为中介效应值除以总效应值(温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云，2004)，权威教养的中介效应效果量为39.60%。

本研究发现母亲评价的幼儿的创造性人格得分处于中等水平，其中好奇心得分最高，想象力得分最低，这与邓小平(2013)的研究结论一致。研究还发现性别、幼儿园类型和年级对幼儿创造性人格没有影响，但幼儿年龄和家庭社会经济地位与幼儿创造性人格相关。

幼儿创造性人格各维度并不存在显著的性别差异，已有关于幼儿创造性人格的性别差异的结论也存在着分歧(邓小平，2013; 齐璐，2007)，这种差异是否存在还有待进一步研究进行探讨。由于本研究选取的公立园和私立园均属于市一级一类示范园，园所的教育质量相对一致，因此幼儿创造性人格不存在显著的幼儿园类型差异。在幼儿年龄与创造性人格的关系上，本研究发现尽管年级差异不显著，但幼儿创造性人格与年龄存在显著的线性正相关关系，这与邓小平(2013)和齐璐、刘文(2007)认为两者不存在相关或是曲线相关的结论不一致。

另外，研究还发现4~6岁幼儿的创造性人格和家庭社会经济地位存在着极其显著的正相关关系。一般来说，家庭社会经济地位决定着资源的分配方式，中产阶层的家长有充足的资源分配于教养子女的物质需要及时间上，能提供子女良好的学习环境和较多的文化刺激，也为孩子选择更好的学校(Dai et al., 2012)，因此出身高社会经济地位的儿童创造力往往更高(Halpin, Payne, & Ellett, 1974)。相比之下，低社会经济地位的家庭不能够提供利于创造力发展的物质资源，家长也更容易限制孩子的行为(Coolahan, McWayne, Fantuzzo, & Grim, 2002)，因此孩子的创造力更低。已有研究大多从创造力整体或从创造力思维角度得出这样的结论，本研究从幼儿创造性人格的角度验证了家庭社会经济地位的影响。

本研究发现即使考虑到教养方式的中介作用，母亲的养育压力对幼儿创造性人格仍然有直接的影响，进一步拓展了Zhao(2014)关于母亲养育压力与幼儿创造性人格研究的相关结论。

以往的研究表明，过高的养育压力会使父母更多地关注自身，降低教养的卷入程度(Fagan & Lee, 2014;Osborne & Reed, 2010)，导致父母减少对儿童的支持(张萌，张文新，2001)。不仅如此，父母的养育压力也在家庭中营造了一个消极的情绪氛围(Davies & Cummings, 1998)。Harrington(1990)提出的创造性行为的生态系统理论(the Ecology of Human Creativity)认为外部环境主要是通过影响个体的人格特质起到作用，而作用的机制是匹配。消极情绪不利于创造力的发展(林崇德，胡卫平，2012)，这种消极的情绪氛围也与幼儿创造性人格中的好奇心、想象力、挑战性和冒险性是不匹配的。

另外，母亲的养育压力甚至可能会通过感应效应对儿童进行压力传递(Liu & Wang, 2015)，使儿童也感受到压力感，而压力对个体创造力的负面影响已得到广泛的验证(Yeh, Lai, Lin, Lin, & Sun, 2015; 李琼，2014)。

综上所述，母亲的养育压力会使其减少教养卷入程度，营造消极的情绪氛围，也可能将压力传递给幼儿，使得幼儿的创造性人格发展受到影响。

本研究证实了教养方式在母亲养育压力和幼儿创造性人格间的中介作用假设。与已有研究结论一致的是，母亲养育压力越大，其教养中的积极成分就越少，消极成分也就越多(陶沙，董奇，王耘，2000)。但是，本研究发现在养育压力视角下，只有权威教养能在母亲养育压力和幼儿创造性人格间起中介作用，这与Lim和Smith(2008)认为只有接纳与儿童更高的创造性人格有关的结论一致。权威教养和专制教养最大的差异是心理控制或接纳(Darling, 1999)，权威教养和专制教养对儿童都有很高的要求，但是专制教养更少地接纳儿童的想法与行为。母亲的养育压力越大就会表现出越少的权威教养行为，特别是会对幼儿有更少的接纳。

Csikszentmihalyi(2014)的创造性系统观(Systems View of Creativity)认为创造力是个体、专业和领域两两双向作用的结果。对于在家庭中的幼儿而言，日常生活都是表现创造力的领域，而父母或养育者凭借自身经验充当着对其表现进行评价的专业人士角色。也就是说如果父母对幼儿的行为越接纳、评价越积极就越有利于幼儿创造性人格的发展。在接纳的教养方式下，儿童能够感到安全感，进而大胆地去探索环境(Lim & Smith, 2008)。实证研究也表明温暖接纳是创造性人格最显著的预测变量(单玲玲，2006; 刘彩谊，等，2013)，它能够给予孩子更多的支持和安全感，使孩子更能够自由探索(Harrington, Block, & Block, 1987)。接纳也意味着更少地进行负面评价，这使儿童更好地专注于创造的过程之中，而非关注如何满足外部评价(Amabile, Goldfarb, & Brackfleld, 1990; Runco, Ebersole, & Mraz, 1991)。而温暖接纳本身是权威教养的维度，这就解释了为什么只有权威教养在母亲养育压力和幼儿创造性人格之间起中介作用。

本研究在取样上总体属于中产阶层，母亲的养育压力处于中等水平，并不能够反映不同阶层的情况。在样本中也只对中大班幼儿的母亲进行了调查，缺乏小班和婴班幼儿母亲的数据，因此无法揭示幼儿创造性人格发展的关键期。

在研究方法上，首先，研究工具都采用母亲报告的方式收集所有变量信息，但母亲的作答不一定能够反映各变量的实际水平，这种做法会导致结果受到社会称许性的影响，如权威教养方式的得分高于专制教养方式。其次，本研究属于横断研究，尽管模型路径显著，但并不能很好地探讨因果关系，母亲的养育压力本身也可能受到幼儿创造性人格的影响。

另外，Sen和Sharma(2013)认为环境并不是一套固定的能够促进创造力发展的程序，创造力并不是固有的或优越的特定环境的产物，而是人和环境之间的互动和动态关系。母亲养育压力、教养方式可能因为特定的儿童性格特征和环境背景而对儿童的创造力有完全不同的影响(Lisi & De Lisi, 2007)。本研究并未考虑到儿童特质的影响，这种交互作用还有待进一步研究的探讨。

(1)幼儿创造性人格得分处于中等水平，与幼儿年龄、家庭社会经济地位显著正相关；

(2)母亲的养育压力、专制教养方式与幼儿创造性人格显著负相关，母亲的权威教养方式与幼儿创造性人格显著正相关；

(3)控制幼儿年龄与家庭社会经济地位影响后，母亲的权威教养方式在其养育压力对幼儿创造性人格的影响中起到部分中介作用。