王伊萌 張敬敏 汪鳳炎 許文濤 劉維婷

勿以善小而不為：正念與智慧——社會(huì)善念與觀點(diǎn)采擇的鏈?zhǔn)街薪?

王伊萌1,2張敬敏1汪鳳炎1,2許文濤2劉維婷3

(1南京師范大學(xué)心理學(xué)院;2南京師范大學(xué)道德教育研究所, 南京 210097) (3安徽中醫(yī)藥大學(xué)護(hù)理學(xué)院, 合肥 230012)

基于正念的去自我中心機(jī)制, 提出正念可通過觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念的鏈?zhǔn)街薪閷?duì)智慧產(chǎn)生正向效應(yīng)的假設(shè), 運(yùn)用問卷橫斷自評(píng)、正念干預(yù)和社會(huì)善念的操縱等多種方法從特質(zhì)與狀態(tài)層面進(jìn)行驗(yàn)證(總樣本量為909)。研究表明, 特質(zhì)層面的正念與社會(huì)善念、智慧兩兩正相關(guān), 可正向預(yù)測(cè)社會(huì)善念與智慧, 并驗(yàn)證了社會(huì)善念的中介作用(研究1); 從狀態(tài)層面發(fā)現(xiàn)正念干預(yù)能在短期內(nèi)有效提升個(gè)體的狀態(tài)社會(huì)善念與智慧推理水平, 再次驗(yàn)證社會(huì)善念的中介效應(yīng)(研究2); 受到操縱的社會(huì)善念也能夠提升正念對(duì)智慧的正向預(yù)測(cè)效應(yīng), 不僅驗(yàn)證了社會(huì)善念中介作用的穩(wěn)健性, 也驗(yàn)證了社會(huì)善念與智慧的因果關(guān)聯(lián), 同時(shí), 觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念的鏈?zhǔn)街薪樽饔靡驳玫搅搜芯拷Y(jié)果的支持(研究3), 即具備特質(zhì)正念或進(jìn)行正念練習(xí)時(shí)體驗(yàn)狀態(tài)正念的個(gè)體, 更易運(yùn)用觀點(diǎn)采擇能力, 在人際互動(dòng)中表現(xiàn)出善意關(guān)注, 由此作出考量他人的智慧決策。

正念, 智慧, 社會(huì)善念, 觀點(diǎn)采擇, Z世代

1 引言

“Z世代”指出生于1995年之后的人群(1995～ ), 不同于X (1966～1980年)、Y (1981～1994年)世代, “Z世代”已逐漸從時(shí)間量詞成為一種文化現(xiàn)象, 他們是獨(dú)立、務(wù)實(shí)、成熟、自控的一代(“Meet generation Z”, 2014), 崇尚個(gè)體主義而摒棄集體主義(蔡華儉等, 2020); 也面臨陷入自我桎梏的挑戰(zhàn)(蔡華儉等, 2020; Kaplan, 2020)。同時(shí), 該世代的青少年擁有清晰的網(wǎng)絡(luò)道德認(rèn)知(馬曉輝, 雷靂, 2011), 更愿在網(wǎng)絡(luò)上收獲具有良好道德品質(zhì)的形象, 卻易忽視現(xiàn)實(shí)生活中的小善?！癦世代”的文化特質(zhì)對(duì)教育提出了新挑戰(zhàn), 需要進(jìn)行新的教育。

智慧是德才一體的綜合素質(zhì)(傅緒榮, 汪鳳炎, 2020), 可為人類帶來有效的決策和判斷, 具有重要的社會(huì)功能(如指導(dǎo)他人、管理社會(huì)機(jī)構(gòu)、治理國家) (Kramer, 2000)。智慧者一定是有道德的人, 因?yàn)橹腔蹧Q策需要平衡各方利益, 創(chuàng)造一個(gè)更美好、文明、和平的世界(Sternberg & Glück, 2021)。對(duì)“Z世代”人群開展智慧教育, 將有助于該群體克服自我桎梏, 實(shí)現(xiàn)道德在虛擬與現(xiàn)實(shí)世界的融合, 成為德才一體的智慧型人才。但長期以來智慧教育仍停留在理論階段(汪鳳炎, 鄭紅, 2014, p.7), 未揭示其內(nèi)在機(jī)制而難以開展。為增進(jìn)智慧教育的實(shí)踐性, 探究生成與發(fā)展智慧的潛在機(jī)制極為重要。正念起源于東方佛教, 其修行要素涉及仁愛和培養(yǎng)靜心、專注等(?anamoli & Bodhi, 1994)。正念練習(xí)可幫助個(gè)體作出合乎道德與情理的決定, 為培育與發(fā)展智慧提供一定的生長環(huán)境(Beaumont, 2011)。據(jù)此, 聚焦于探索正念提升智慧的內(nèi)在機(jī)制, 可助益“Z世代”實(shí)現(xiàn)德才的和諧發(fā)展。

1.1 智慧的正念干預(yù)路徑

正念指有目的、不評(píng)判地將注意力集中于當(dāng)下(Kabat-Zinn, 2003), 既是一種獨(dú)特的心理狀態(tài), 也被視為一種心理特質(zhì)。前者指在正念練習(xí)或冥想過程中引發(fā)的一種意識(shí)形態(tài), 目的是將意識(shí)帶入當(dāng)前的經(jīng)驗(yàn), 并在好奇心、開放性和接納性導(dǎo)向下與即時(shí)經(jīng)驗(yàn)相關(guān)聯(lián)(Bishop et al., 2004), 是一種利用去自我中心視角, 主觀且短暫性地體驗(yàn)與洞察個(gè)體思想本質(zhì)的過程(Safran & Segal, 1990); 后者指對(duì)當(dāng)前正在發(fā)生事件的注意和覺知(Brown & Ryan, 2004)。作為一種多維的特質(zhì)性構(gòu)念, 正念包括對(duì)當(dāng)下直接經(jīng)驗(yàn)的觀察、描述、接受、不批判、不反應(yīng)等維度(Baer et al., 2006)。

智慧是個(gè)體在其智力與知識(shí)的基礎(chǔ)上, 經(jīng)由經(jīng)驗(yàn)與練習(xí)而習(xí)得的一種德才一體的綜合心理素質(zhì); 也是創(chuàng)造性地解決一個(gè)難題, 產(chǎn)生了利他結(jié)果, 并具有善良動(dòng)機(jī)的智慧行為(Zhang et al., 2022)。該智慧觀整合了智慧的特質(zhì)與狀態(tài)定義, 既清晰地表明智慧的本質(zhì), 也將智慧納入具體的問題情境考量其狀態(tài)屬性。在特質(zhì)層面, 智慧與正念共享多種成分, 包括同情、自我認(rèn)知、對(duì)生活的深刻理解(Baltes & Staudinger, 2000; Walsh, 2015), 以及反思與開放性(Ardelt, 2003; Glück & Bluck, 2014)。智慧的發(fā)展正需要超越主體, 以一種開放性的態(tài)度來看待一切問題。在狀態(tài)層面, 智慧思維動(dòng)態(tài)地體現(xiàn)了問題解決的過程(傅緒榮等, 2021), 包括不確定性、多方思考、仁愛和洞察力四個(gè)方面, 要求個(gè)體從去自我中心視角看待問題, 應(yīng)對(duì)當(dāng)今世界所面臨的不確定性挑戰(zhàn)(傅緒榮等, 2021)。

在最初的佛教修行中, 正念多用于理解當(dāng)下經(jīng)驗(yàn), 后逐漸用于發(fā)展自我認(rèn)知和智慧(Karunamuni & Werasekera, 2019)。正念作為一種身心訓(xùn)練方式, 個(gè)體多進(jìn)行反復(fù)的冥想練習(xí), 在此過程中會(huì)不斷體驗(yàn)正念狀態(tài), 提高“去自我中心”能力, 增強(qiáng)其旁觀者視角(Desbordes et al., 2015), 實(shí)現(xiàn)謙遜和自我超越(Ardelt, 2008), 從而洞察事物的本質(zhì), 以發(fā)展智慧。有研究對(duì)正念與智慧的關(guān)系進(jìn)行了理論探討(Rakoczy et al., 2017; Karunamuni & Weerasekera, 2019), 或利用自陳量表調(diào)查研究正念與智慧的相關(guān)關(guān)系(Beaumont, 2011; Verhaeghen, 2019; 王伊萌等, 2022)。也有研究利用移動(dòng)端設(shè)備對(duì)平均年齡為25歲左右的人群進(jìn)行4周的正念干預(yù)(Sharma et al., 2017), 或?qū)?9～22歲人群進(jìn)行18周的正念練習(xí)(Al-Refae et al., 2021), 均發(fā)現(xiàn)可顯著提升智慧水平(Sharma et al., 2017)。正念既有持續(xù)多周的長期訓(xùn)練(Ortner et al., 2007), 也有短短幾天的集中式正念訓(xùn)練(Tang et al., 2007), 目前未有短期正念訓(xùn)練對(duì)智慧的干預(yù)研究。據(jù)此, 基于時(shí)效性以及正念的狀態(tài)與特質(zhì)屬性, 研究利用橫斷自評(píng)問卷與短期(5天)正念干預(yù)在Z世代群體驗(yàn)證正念與智慧的關(guān)系, 嘗試為智慧的正念干預(yù)路徑提出一種簡(jiǎn)短且高效的方式。據(jù)此提出假設(shè)1：正念正向預(yù)測(cè)智慧。

1.2 社會(huì)善念促進(jìn)智慧的間接路徑

1.2.1 社會(huì)善念與智慧

道德與智慧緊密相關(guān)(Walsh, 2015; Grossmann et al., 2020), 但大多數(shù)研究探討的道德一般指為人類利益無私奉獻(xiàn), 且需付出一定代價(jià)(Greene, 2013)。日常生活往往僅需行小善, 即付出少許努力或微不足道的代價(jià)的道德或親社會(huì)行為, 如公交車讓座、車輛主動(dòng)讓行等。由此, 研究主要圍繞代表日常小善的“社會(huì)善念”來探究道德與智慧的關(guān)系。

van Doesum等人(2013)最先提出社會(huì)善念(Social Mindfulness), 并將其定義為個(gè)體在人際交往中的善意關(guān)注、尊重并保護(hù)他人選擇需要和權(quán)力的傾向。國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為社會(huì)善念是一種關(guān)注他人可支配選擇的心智技能和意愿動(dòng)機(jī)(竇凱等, 2018); 并結(jié)合中國人關(guān)系性的人格特征, 從人際互動(dòng)情境視角將社會(huì)善念定義為一種良好品質(zhì)(田一等, 2021)。綜上可從行為狀態(tài)與穩(wěn)定特質(zhì)兩個(gè)層面理解社會(huì)善念：(1) 狀態(tài)層面, 社會(huì)善念由人際關(guān)系或情境激活, 可利用社會(huì)善念測(cè)量范式(Social Mindfulness Paradigm, 簡(jiǎn)稱SoMi范式)進(jìn)行測(cè)量, 將選擇非唯一物品的行為視為社會(huì)善念(van Doesum et al., 2013); (2) 特質(zhì)層面, 社會(huì)善念為一種內(nèi)心穩(wěn)定的人格特質(zhì), 可利用特質(zhì)社會(huì)善念自陳量表進(jìn)行測(cè)量(田一等, 2021)。

《三國志·蜀書·先主傳》中有言：“勿以善小而不為”?！吧菩　币庵肝⑿∩菩? 即舉手之勞或不足掛齒的善行。善行雖微小, 同樣能折射個(gè)體的善心?！吨芤住は缔o下》說：“善不積不足以成名”, 積小善才能成大善。社會(huì)善念作為一種低成本的親社會(huì)行為, 正與“舉手之勞”之類的小善相映襯(van Doesum, 2013; 田一等, 2021)。智慧的狀態(tài)性與特質(zhì)性表明, 智慧不僅能夠在特定情境下展現(xiàn), 也具有由低至高的連續(xù)性水平, 可通過一定的干預(yù)手段讓其持續(xù)發(fā)展, 直至達(dá)到預(yù)期狀態(tài)(如智慧人格) (汪鳳炎, 鄭紅, 2014, p.180)?！暗歉弑刈员啊? 研究理應(yīng)首先關(guān)注如何引導(dǎo)“Z世代”在生活中表現(xiàn)出“社會(huì)善念”的善意關(guān)注與行為, 助力個(gè)體在面對(duì)生活困境時(shí)作出德才一體的智慧決策。據(jù)此, 研究從狀態(tài)與特質(zhì)兩個(gè)層面考察社會(huì)善念與智慧的關(guān)聯(lián), 并作出假設(shè)2：社會(huì)善念正向預(yù)測(cè)智慧。

1.2.2 社會(huì)善念在正念影響智慧中的作用

正念干預(yù)在促進(jìn)道德行為方面發(fā)揮著重要作用, 包括增加共情和親社會(huì)行為傾向(Verhaeghen, 2019; Hafenbrack et al., 2020)。正念狀態(tài)始于個(gè)體對(duì)微小事件的有意覺察, 社會(huì)善念同樣表現(xiàn)為日常生活中的體貼或禮貌(van Doesum et al., 2013), 這一行為涉及為他人考慮和共情關(guān)注的過程。該視角暗含正念或許是社會(huì)善念的預(yù)備過程, 正念訓(xùn)練能對(duì)社會(huì)善念產(chǎn)生積極的正面影響。

結(jié)合佛教教義的正念練習(xí)可直接或間接培養(yǎng)慈悲與仁愛, 增加正念練習(xí)或冥想者的共情, 對(duì)道德行為產(chǎn)生積極影響(Karunamuni & Weerasekera, 2019)。具備正念特質(zhì)的個(gè)體也更易覺察他人處境, 具有較高的道德敏感性(Verhaeghen, 2019)。智慧是將良好道德與聰明才智踐行于現(xiàn)實(shí)世界, 平衡各方利益, 實(shí)現(xiàn)共善(Common Good, 見Sternberg & Glück, 2021)。目前尚無直接證據(jù)表明社會(huì)善念在正念與智慧間可發(fā)揮一定作用。但無論是小善還是大智慧, 皆應(yīng)一步一步積累, 正所謂“不積跬步無以至千里, 不積小流無以成江?！?。智慧有不同類型和水平, 智慧者并不一定是智商最高的人, 而是能適當(dāng)放棄自身利益, 關(guān)心自己的想法或行為如何使他人獲益, 并致力于使自己的思想與行為結(jié)果惠及更多的人(Sternberg & Glück, 2021)。這也正是來源于佛教的正念練習(xí)目的 (Monteiro, 2017)。因此, 若能有效利用正念干預(yù)手段培養(yǎng)“Z世代”的社會(huì)善念, 可為發(fā)展其智慧人格提供一種間接路徑。據(jù)此, 社會(huì)善念或可作為正念促進(jìn)智慧發(fā)展的潛在機(jī)制進(jìn)行探討, 并作出假設(shè)3：社會(huì)善念在正念影響智慧間起中介作用, 關(guān)系假設(shè)模型如圖1。

1.3 觀點(diǎn)采擇和社會(huì)善念的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

《舊唐書·元行沖傳》說：“當(dāng)局稱迷, 旁觀見審”。心理學(xué)研究發(fā)現(xiàn), 相比自我決策, 向他人建議或代他人決策確實(shí)表現(xiàn)出較少違背理性決策原則的現(xiàn)象, 正契合“當(dāng)局者迷, 旁觀者清”的中國傳統(tǒng)智慧(劉翠翠等, 2013)。有學(xué)者在智慧領(lǐng)域驗(yàn)證了“所羅門悖論” (Solomon Paradox), 即有些個(gè)體對(duì)于他人所遇到的難題可以給出明智建議, 卻無法智慧地處理自身所遇到的難題(Grossmann & Kross, 2014; 魏新東, 汪鳳炎, 2021), 表現(xiàn)為“自我?他人”的智慧不對(duì)稱性。這提示了觀點(diǎn)采擇(perspective- taking)對(duì)于智慧決策的重要性。觀點(diǎn)采擇(perspective- taking)強(qiáng)調(diào)從他人視角或他人處境出發(fā), 想象或推測(cè)他人觀點(diǎn)與態(tài)度的能力(Galinsky et al., 2008)。社會(huì)善念表現(xiàn)于人際互動(dòng), 包括識(shí)別他人需求和采取親社會(huì)行動(dòng)兩個(gè)階段, 觀點(diǎn)采擇表現(xiàn)于第一階段, 對(duì)他人觀點(diǎn)進(jìn)行感知與識(shí)別, 或可作為社會(huì)善念的預(yù)測(cè)因子。研究者也在調(diào)查研究中初步驗(yàn)證了觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念正向關(guān)聯(lián)(van Doesum et al., 2013)。

圖1 社會(huì)善念在正念與智慧關(guān)系間的中介模型假設(shè)

正念的核心機(jī)理之一, 是增強(qiáng)自我心理距離的調(diào)控能力(Kabat-Zinn, 2003)。具備正念特質(zhì)個(gè)體能夠持接納態(tài)度對(duì)自我覺知進(jìn)行去自我中心化地調(diào)節(jié)(Lutz et al., 2016)。正念能提高個(gè)體的“去自我中心”視角, 增強(qiáng)其旁觀者省察能力(Desbordes et al., 2015), 促使個(gè)體在進(jìn)行涉及兩方或多方的問題決策時(shí), 更能將心比心, 考量他人觀點(diǎn)并綜合考慮多方建議, 進(jìn)行智慧決策。故正念可通過觀點(diǎn)采擇在干預(yù)智慧的路徑中發(fā)揮作用。同時(shí), 具備正念特質(zhì)或進(jìn)行正念練習(xí)的個(gè)體更能夠關(guān)注到他人觀點(diǎn), 更多顧及他人的感受, 增強(qiáng)其觀點(diǎn)采擇能力, 在人際互動(dòng)中表現(xiàn)出關(guān)注他人需求和興趣, 尊重他人想法的善念(van Doesum et al., 2013), 進(jìn)而影響智慧決策。據(jù)此, 提出假設(shè)4：正念通過觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)智慧產(chǎn)生正向效應(yīng), 關(guān)系假設(shè)模型圖如圖2。

圖2 觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念在正念與智慧關(guān)系間的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ图僭O(shè)

2 研究1：特質(zhì)社會(huì)善念在正念與智慧間的中介作用

2.1 研究目的

研究1利用五因素正念量表(Five Facet Mindfulness Questionnaire, FFMQ)進(jìn)行施測(cè), 檢驗(yàn)其所測(cè)得的多因素正念與社會(huì)善念的關(guān)系, 同時(shí)探索正念、社會(huì)善念與智慧間的關(guān)系。

2.2 研究方法

2.2.1 被試

采用Gpower 3.1.9.7進(jìn)行樣本量計(jì)算, 設(shè)定顯著性水平α = 0.05, 效應(yīng)量為0.25, 統(tǒng)計(jì)功效1 ? β = 0.95, 需要樣本量111, 考慮到篩選標(biāo)準(zhǔn)需求, 通過問卷星(https://wj.qq.com) 在安徽中醫(yī)藥大學(xué)招募450名本科生, 其中有33名被試未通過檢測(cè)題被排除, 最終樣本為417名(age= 20.17歲,age= 1.43歲), 其中男生占比36.90%。

2.2.2 研究工具與程序

本研究采用成熟的量表進(jìn)行在線測(cè)量, 其中五因素正念量表(FFMQ)為中文修訂版(Deng et al., 2011), 每個(gè)條目采用1 (一點(diǎn)也不符合) ～ 5(完全符合) 5點(diǎn)Likert量表評(píng)分(α = 0.73), 包括5個(gè)維度, 分別為觀察(8個(gè)條目, 例如“在行走中我會(huì)有意關(guān)注身體部位正在進(jìn)行中的感覺”, α = 0.80)、描述(8個(gè)條目, 例如“我擅長用言語描述我的情感”, α = 0.75)、有意識(shí)地行動(dòng)(8個(gè)條目, 例如“在做事的時(shí)候, 我經(jīng)常走神, 而且容易被干擾”, α = 0.90)、不判斷(8個(gè)條目, 例如“我為自己有不理智的情緒或不適合的情緒而責(zé)備自己”, α = 0.80)、不反應(yīng)(8個(gè)條目, 例如“我感到了我的情緒和情感, 但我不必對(duì)她們做出反應(yīng)”, α = 0.63)。

社會(huì)善念 采用田一等人(2021)開發(fā)的特質(zhì)社會(huì)善念量表, 該量表為二階四因素結(jié)構(gòu), 采用5點(diǎn)Likert方式進(jìn)行評(píng)分, 要求被試從“1” (非常不符合)到“5” (非常符合)評(píng)定各個(gè)條目表述符合自己日常心理或行為的程度(α = 0.83), 包括(1)宜人性：善良尊重、謙和恭遜(9個(gè)條目, 例如“我尊重他人的選擇”、“我從不強(qiáng)求別人做他不喜歡做的事情”, α = 0.88); (2)外傾性：包容理解、積極開放(8個(gè)條目, 例如“對(duì)待生活和工作, 我是樂觀開朗的”、“我經(jīng)常能夠換位思考”, α = 0.93)。

智慧 采用傅緒榮和汪鳳炎(2020)開發(fā)的整合智慧量表, 該量表基于智慧的德才一體理論構(gòu)建二階九因子結(jié)構(gòu), 采用6點(diǎn)計(jì)分, 要求被試評(píng)定是否同意其條目符合日常行為習(xí)慣和所思所想, “1”到“6”代表從“非常不同意”到“非常同意” (α = 0.95), 包括：(1)道德：節(jié)制、誠信、責(zé)任、公正和仁愛(23個(gè)條目, 例如“如果有人身處困境且需幫助, 我常伸出援手”, α = 0.91); (2)才能：辯證思維、反省思維、創(chuàng)新思維和批判思維(20個(gè)條目, 例如“我喜歡想一些點(diǎn)子, 即使用不著也無所謂”, α = 0.90)。

2.3 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

2.3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

利用SPSS 26.0進(jìn)行Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。結(jié)果顯示, 特征值大于1的因子共有18個(gè), 且第一個(gè)因子解釋的變異量為25.872%, 小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn), 該結(jié)果表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差(周浩, 龍立榮, 2004)。

2.3.2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)關(guān)系如表1。正念、社會(huì)善念與智慧兩兩呈顯著正相關(guān)關(guān)系(= 0.44～0.80,< 0.01)。通過量表各維度的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn), 除正念的不判斷維度與不反應(yīng)維度與智慧及其各維度的相關(guān)不理想, 或負(fù)相關(guān)(= ?0.10/?0.12,= 0.042)或無關(guān), 其余維度皆與智慧存在顯著正相關(guān)關(guān)系(= 0.19～0.46,< 0.001)。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果

注：***< 0.001; 采用雙尾檢驗(yàn)。

2.3.3 簡(jiǎn)單中介分析

在控制性別、年齡、社會(huì)階層的情況下, 正念正向預(yù)測(cè)智慧, β = 0.41,< 0.001, 模型的調(diào)整2= 0.17, Δ2= 0.16,(1, 412) = 20.90,< 0.001, 這一結(jié)果支持了假設(shè)1。社會(huì)善念也正向預(yù)測(cè)智慧, β = 0.47,< 0.001, 模型的調(diào)整2= 0.64, Δ2= 0.63,(1, 412) = 182.83,< 0.001, 結(jié)果支持假設(shè)2。正念也正向預(yù)測(cè)社會(huì)善念, β = 0.44, 模型的調(diào)整2= 0.20, Δ2= 0.19,(1, 412) = 25.44,< 0.001。

采用SPSS的PROCESS插件對(duì)模型4簡(jiǎn)單中介進(jìn)行驗(yàn)證(Hayes, 2018)。以正念為自變量, 智慧為因變量, 社會(huì)善念為中介變量, 以性別、年齡、社會(huì)階層為控制變量, 路徑系數(shù)結(jié)果如圖3所示。整個(gè)回歸方程顯著,2= 0.16,(1, 415) = 80.99,< 0.001。用Bootstrap抽樣的方法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn), 結(jié)果表明, 以社會(huì)善念為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.20 (95% CI = [0.16, 0.24]), 社會(huì)善念在正念對(duì)智慧的正向效應(yīng)中的中介作用成立, 結(jié)果支持假設(shè)3。

圖3 社會(huì)善念影響智慧的中介路徑(特質(zhì)層面) (研究1)

注：*< 0.05, ***< 0.001; 采用雙尾檢驗(yàn)。

3 研究2：狀態(tài)社會(huì)善念在正念和智慧之間的中介作用——基于正念干預(yù)的動(dòng)態(tài)追蹤

3.1 研究目的

該研究分3次采集狀態(tài)正念、狀態(tài)社會(huì)善念以及狀態(tài)智慧的數(shù)據(jù), 考察短暫?jiǎn)?dòng)狀態(tài)正念對(duì)人際互動(dòng)情境中的社會(huì)善念與智慧的影響, 嘗試探討其短暫?jiǎn)?dòng)是否存在長期效應(yīng), 并建構(gòu)狀態(tài)層面的中介模型。

3.2 研究方法

3.2.1 被試

本研究在安徽中醫(yī)藥大學(xué)征集自愿參與實(shí)驗(yàn)的本科生, 共86名, 其中6名被試未完整參與整個(gè)實(shí)驗(yàn)或未通過檢測(cè)題被排除。最終樣本有80名(age= 18.60歲,age= 0.79歲), 男生占比27.5%。

3.2.2 研究工具與程序

該研究在Credamo.com完成, 采用變換重復(fù)的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)(switching replications experimental design) 對(duì)兩組大學(xué)生分3個(gè)時(shí)間點(diǎn)(Time 1, Time 2, Time 3)采集數(shù)據(jù)(Kiburz et al., 2017) (如表2)。在Time 1對(duì)兩組(A組和B組)被試均進(jìn)行第一次前測(cè), 包括狀態(tài)正念、狀態(tài)社會(huì)善念、狀態(tài)智慧與問題解決; 在Time 2和Time 3分別進(jìn)行同樣的中、后測(cè), 其中問題解決的情境有所不同。并分別在Time 2和Time 3之前對(duì)第一組、第二組被試通過正念練習(xí)音頻進(jìn)行連續(xù)5天的正念啟動(dòng), 每天的練習(xí)音頻持續(xù)時(shí)間在15～30分鐘, 包括覺察呼吸、身體掃描、觀呼吸與身體掃描、慈心冥想與正念伸展。在Time 2, B組為A組的控制組, 此時(shí)相對(duì)于B組而言, A 組在Time 2和Time 1之間的正念、社會(huì)善念以及智慧差異是否更大, 以此考察正念訓(xùn)練的干預(yù)作用。同理, 在Time 3, A組為B組的控制組, 此時(shí)相對(duì)于A組而言, B 組在Time 3和Time 2之間的正念、社會(huì)善念以及智慧的差異是否更大, 同時(shí)通過A組在Time 3和Time 2的數(shù)據(jù)比較來考察正念訓(xùn)練干預(yù)作用的長期效應(yīng)。

表2 研究3實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)流程

狀態(tài)正念 研究采用Yu 等人(2021)修訂的中文版多倫多正念量表(Ch-Toronto Mindfulness Scale, TMS )進(jìn)行狀態(tài)正念的測(cè)量。該量表共13道題, 要求被試進(jìn)行5點(diǎn)Likert評(píng)分, 從“0”～“4”代表被試認(rèn)為每個(gè)條目對(duì)其當(dāng)下的體驗(yàn)描述“一點(diǎn)也不符合” ～ “非常符合” (α = 0.88), 包括兩個(gè)維度：好奇(例如“我會(huì)好奇頭腦中所發(fā)生的情況, 并一刻接一刻地持續(xù)觀察”, α = 0.83)、去中心化(例如“我感覺自己與腦海中不斷變化的想法和感受是分開的”, α = 0.80)。在5天的連續(xù)干預(yù)中, 選取多倫多正念量表的四道題項(xiàng)對(duì)被試進(jìn)行正念訓(xùn)練檢測(cè), 并監(jiān)控其正念狀態(tài)變化。

狀態(tài)社會(huì)善念 研究采用社會(huì)善念測(cè)量范式(Social Mindfulness Paradigm, 簡(jiǎn)稱 SoMi 范式) (van Doesum et al., 2013), 該范式由一個(gè)計(jì)算機(jī)生成的社會(huì)決策任務(wù)組成, 該任務(wù)讓被試在一系列不同類別的三個(gè)物體中選擇一個(gè), 每個(gè)類別物品均設(shè)置“唯一物品”和“非唯一物品”, 即有三個(gè)對(duì)象是完全相同的(非唯一物品), 而第三個(gè)對(duì)象的其中一個(gè)特征是不同的(唯一物品) (如一頂黃色帽子和三頂藍(lán)色帽子)。整個(gè)實(shí)驗(yàn)包括12個(gè)種類的物品(如鋼筆、棒球帽、水瓶等), 每一種類呈現(xiàn)2次, 共24個(gè)試次。研究中提前告知被試將會(huì)有一個(gè)搭檔共同完成在線互動(dòng)選擇, 并在電腦熒屏呈現(xiàn)“您為第一決策者, 選擇的物品將不能放回, 其余物品供搭檔選擇”, 若被試選擇了“非唯一物品”, 即為搭檔提供了選擇的機(jī)會(huì), 記1分, 否則記0分(如圖4)。最后統(tǒng)計(jì)選擇“非唯一物品”的總值作為社會(huì)善念指標(biāo)。

狀態(tài)智慧 狀態(tài)智慧的測(cè)量分為兩個(gè)部分：一是向被試呈現(xiàn)一個(gè)日常生活問題, 要求其進(jìn)行解答, 提供關(guān)于事件的思考與解決方案; 二是采用智慧思維量表測(cè)量個(gè)體在解決以上沖突情境問題時(shí)的所思所想(傅緒榮等, 2021), 該量表有4個(gè)維度, 包括多方思考、洞察力、仁愛、不確定性, 采用6點(diǎn)Likert對(duì)每個(gè)條目進(jìn)行評(píng)定, 各維度題項(xiàng)較少, 故綜合考察(14個(gè)條目, 例如“我總是希望盡可能化解各方之間的矛盾”, α = 0.86)。

圖4 社會(huì)善念范式的操作示例(van Doesum et al., 2013; 竇凱等, 2018)

3.3 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

3.3.1 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

對(duì)所有觀測(cè)值(= 240)的變量平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析, 如表3。在狀態(tài)層面, 正念、社會(huì)善念與智慧均顯著正相關(guān)(= 0.15～0.32,< 0.05), 各個(gè)變量的子維度也均呈正相關(guān)關(guān)系(= 0.16～0.92,< 0.05)。

表3 各變量表述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

注：*< 0.05、**< 0.01; ***< 0.001; 采用雙尾檢驗(yàn)。

3.3.2 基線測(cè)量差異檢驗(yàn)

如表4, A、B兩組被試的基線測(cè)量(Time 1)無顯著差異, 包括人口學(xué)變量, 如性別分布、年齡、社會(huì)階層, 以及狀態(tài)正念與各個(gè)維度、社會(huì)善念、智慧思維及各個(gè)維度。

3.3.3 正念啟動(dòng)效應(yīng)

研究采用多層線性回歸分析(HLM)以及單因素方差分析兩種方式共同檢驗(yàn)正念啟動(dòng)效應(yīng)。多層線性回歸用于檢驗(yàn)個(gè)體間正念水平的變化, 而單因素方差分析用于檢驗(yàn)組間正念水平的變化。

表4 兩組各變量的基線(Time1)比較

注：*< 0.05、**< 0.01; ***< 0.001; 采用雙尾檢驗(yàn)。

多層線性回歸分析 利用HLM 6.0.8進(jìn)行多層線性回歸分析(Raudenbush et al., 2004)。L利用擬合零模型(null model) 計(jì)算正念得分的跨層相關(guān)(Intra Class Correlation, ICC), 檢驗(yàn)結(jié)果表明, 兩組被試的ICC (1)分別為0.76和0.87, 即正念得分的總變異中有76%和87%的方差變異由個(gè)體間差異造成, 可對(duì)本研究中的兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行多水平來分析。首先, 根據(jù)多層線性模型的分析原理, 時(shí)間為level 1的自變量(本研究中時(shí)間依次編碼為1～5)。在上述模型的基礎(chǔ)上將自變量納入, 建立隨機(jī)系數(shù)回歸模型(random coefficients regression model, M1); 其次, 在零模型的基礎(chǔ)上納入level 2的變量, 建立截距模型(intercept as outcomes regression model, M2); 最后, 在上述截距模型的基礎(chǔ)上納入level 1自變量, 建立全模型(full model, M3)?？偰Ｐ腿缦拢?/p>

Yij= γ00+ γ01× (ses) + γ02× (gender) + γ03× (age) + γ10× (time?group_time) + γ11× (ses-grand_ses) × (time?group_time) + γ12× (gender?grand_gender) × (time?group_time) + γ13× (age-grand_age) × (time? group_time) + μ0j+ μ1j× (time?group_time) +ij

(其中, time指測(cè)量的時(shí)間點(diǎn); ses指?jìng)€(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位; gender為性別; age為年齡; γ01、γ02和γ03分別指社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、性別和年齡對(duì)被試正念初始水平的影響; group開頭變量為變量的組平均值, grand開頭的變量為變量的總平均值, 例如time? group_time指組中心化, ses-grand_ses指總中心化, 中心化的目的是使結(jié)果更容易解釋, 同時(shí)減小變量間的共線性)

結(jié)果如表5：(1)時(shí)間效應(yīng)：在第一組(A組) 被試中, 時(shí)間能夠顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體的正念得分(γ10= 0.04,= 0.037), 個(gè)體的初始水平存在差異(μ0j= 0.62,< 0.001), 但斜率沒有顯著差異(μ1j= 0.04,= 0.291), 表明個(gè)體正念得分隨著時(shí)間變化逐漸增長, 初始水平不同, 但增長速度較為類似。在第二組(B組) 被試中, 時(shí)間邊緣顯著預(yù)測(cè)個(gè)體的正念得分(γ10= 0.03,= 0.094), 這可能是由于正念干預(yù)開始于中測(cè)之后, 前期存在一定的練習(xí)效應(yīng)所導(dǎo)致。個(gè)體的初始水平(μ0j= 0.65,= 0.42, χ2= 485.89,< 0.001)和變化速度(μ1j= 0.09,= 0.01, χ2= 140.52,< 0.001)均存在顯著差異, 表明個(gè)體的初始水平和增長速度均不同。(2)兩組被試中, 個(gè)體社會(huì)階層、年齡和性別均不能顯著預(yù)測(cè)個(gè)體在題目上的得分(A組：社會(huì)階層γ01= 0.15,= 0.074; 性別γ02= ?0.02,= 0.943; 年齡γ03= 0.18,= 0.201; B組：社會(huì)階層γ01= 0.15,= 0.094; 性別γ02= 0.35,= 0.112; 年齡γ03= ?0.09,= 0.325); (3)兩組被試中, 個(gè)體社會(huì)階層、年齡和性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)均不顯著(A組：社會(huì)階層γ11= ?0.02,= 0.349; 性別γ12= ?0.07,= 0.087, 年齡γ13= ?0.02,= 0.310; B組：社會(huì)階層γ11= ?0.01,= 0.961; 性別γ12= ?0.02,= 0.569; 年齡γ13= ?0.01.= 0.360)。綜上, 正念干預(yù)在短期內(nèi)具有一定的效果, 且不受人口學(xué)變量等控制變量的影響。

單因素方差分析 采用SPSS 26.0對(duì)A、B兩組所有正念觀測(cè)值(= 240)進(jìn)行單因素方差分析, 表明時(shí)間對(duì)正念變化的主效應(yīng)顯著((1, 237) = 9.90,< 0.001, η2p= 0.077)。在此基礎(chǔ)上, 分別對(duì)A、B兩組在Time 2前以及Time 3前的正念干預(yù)效果進(jìn)行檢驗(yàn)：一是在Time 1～2的干預(yù)檢測(cè), 將正念前測(cè)作為協(xié)變量進(jìn)行協(xié)方差分析, 以比較正念在Time 2在A組(實(shí)驗(yàn)組)、B組(控制組)的差異顯著性。結(jié)果表明, 在控制前測(cè)后, 實(shí)驗(yàn)操縱的主效應(yīng)顯著((1, 77) = 29.70,< 0.001, η2p= 0.28), 即接受正念訓(xùn)練的A組在Time 2的正念分?jǐn)?shù)顯著高于未接受正念訓(xùn)練的B組, 如圖5。二是在Time 2～3的干預(yù)檢測(cè), 同上述操作, 結(jié)果表明Time 2～3的實(shí)驗(yàn)操縱主效應(yīng)不顯著((1, 77) = 2.29,= 0.135, η2p= 0.033), 可能因?yàn)锳 組在Time 2 的正念啟動(dòng)仍然存在一定的長期作用。

進(jìn)一步比較A組在Time 3 與Time 2的數(shù)據(jù)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)A組被試在Time 3 的正念(去自我中心)((78)= 2.39,= 0.019)有所下降(見表6), 說明短期的正念訓(xùn)練只能暫時(shí)啟動(dòng)正念狀態(tài), 不具備長期效應(yīng)。除此以外, 研究仍然比較了B組在Time 2和Time 3的正念狀態(tài)差異檢驗(yàn), B組在接受正念訓(xùn)練后, 其正念水平有顯著提升((78)= ?6.28,<0.001), 再次提示了正念訓(xùn)練可有效在短時(shí)間內(nèi)啟動(dòng)正念狀態(tài)(見表6)。

表5 HLM分析結(jié)果匯總

注：參數(shù)均為非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。*< 0.05; ***< 0.001; 采用雙尾檢驗(yàn)。

圖5 正念Time 1～3變化趨勢(shì)

表6 正念的長期效應(yīng)檢驗(yàn)

注：**< 0.01; ***< 0.001; 采用雙尾檢驗(yàn)。

3.3.4 正念影響社會(huì)善念、智慧思維的變化趨勢(shì)

采用SPSS 26.0對(duì)社會(huì)善念、智慧思維所有觀測(cè)值(= 240)進(jìn)行單因素方差分析, 結(jié)果如表7, 時(shí)間對(duì)社會(huì)善念、智慧思維均無顯著的主效應(yīng), 但時(shí)間對(duì)A組、B組的社會(huì)善念(F(1, 117) = 3.26,p= 0.042, η2p= 0.05;F(1, 117) = 4.13,p= 0.018, η2p= 0.07)、智慧思維(F(1, 117) = 5.59,p= 0.005, η2p= 0.09;F(1, 117) = 15.81,p< 0.001, η2p= 0.02)均主效應(yīng)顯著。事后比較分析發(fā)現(xiàn), 相比較基線Time 1, A組的社會(huì)善念在Time 2(進(jìn)行正念啟動(dòng)后)階段有顯著提高((78)= ?2.10,0.039), 智慧思維也有顯著改善((78) = ?3.32,= 0.001)。然而, A組在Time 3的社會(huì)善念((78) = 2.29,= 0.025)、智慧思維趨于下降((78)= 2.68,= 0.009) 。說明啟動(dòng)正念狀態(tài), 僅具有短期效應(yīng), 如圖6～7。

3.3.5 社會(huì)善念的中介作用

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序(Hayes, 2018), 對(duì)所有觀測(cè)值(= 240)進(jìn)行基于正念干預(yù)(實(shí)驗(yàn)處理)的中介效應(yīng)分析?；谥貜?fù)變換實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與差異檢驗(yàn)結(jié)果, 將Time 1的A組、B組以及Time 2的B組、Time 3的A組作為未經(jīng)過實(shí)驗(yàn)處理組, 其余為正念干預(yù)組。以此, 將正念干預(yù)(0 = 未干預(yù),= 120; 1 = 干預(yù),= 120)為自變量, 狀態(tài)社會(huì)善念為中介變量, 狀態(tài)智慧為因變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在控制性別、年齡、社會(huì)階層等人口學(xué)變量后, 狀態(tài)正念對(duì)狀態(tài)智慧的預(yù)測(cè)效應(yīng)顯著(β= 0.45,< 0.001), 結(jié)果支持假設(shè)1; 狀態(tài)正念對(duì)狀態(tài)社會(huì)善念也具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用(β= 0.51,< 0.001), 以及狀態(tài)性社會(huì)善念對(duì)智慧也存在顯著預(yù)測(cè)作用(β= 0.19,< 0.001), 結(jié)果支持假設(shè)2。進(jìn)一步采用偏差校正非參數(shù)百分比Bootstrap檢驗(yàn), 重復(fù)取樣5000次, 計(jì)算95%的置信區(qū)間, 在狀態(tài)層面發(fā)現(xiàn)社會(huì)善念在正念影響智慧間的中介作用, 其路徑系數(shù)如圖8。整個(gè)回歸方程顯著,2= 0.13,(4, 235) = 8.40,< 0.001。用Bootstrap抽樣的方法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn), 結(jié)果表明, 以社會(huì)善念為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.10 (95% CI = [0.03, 0.18]), 在狀態(tài)層面, 社會(huì)善念在正念對(duì)智慧的正向效應(yīng)中的中介作用依然成立, 結(jié)果支持假設(shè)3。

表7 社會(huì)善念、智慧思維在Time 1～ 3的變化趨勢(shì)

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001

圖6 社會(huì)善念Time 1～3變化趨勢(shì)

圖7 智慧Time 1～3變化趨勢(shì)

圖8 社會(huì)善念影響智慧的中介路徑(狀態(tài)層面) (研究2)

注：***< 0.001

4 研究3：觀點(diǎn)采擇和社會(huì)善念在正念和智慧之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h2>

4.1 研究目的

研究2利用正念干預(yù)手段啟動(dòng)正念狀態(tài), 可短期內(nèi)影響社會(huì)善念與智慧的改善, 為自變量(正念)與中介變量(社會(huì)善念)、因變量(智慧)的關(guān)系提供了因果論證。研究3參考葛梟語和侯玉波(2021)的研究方法, 進(jìn)一步對(duì)中介變量(社會(huì)善念)進(jìn)行操縱, 為社會(huì)善念對(duì)智慧的影響提供更有力的因果證據(jù), 同時(shí)驗(yàn)證其中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。若研究1所驗(yàn)證假設(shè)3成立, 即若社會(huì)善念為中介變量, 當(dāng)控制社會(huì)善念為較高水平時(shí), 個(gè)體的智慧水平將顯著增強(qiáng), 且顯著高于社會(huì)善念操縱為較低水平時(shí)的智慧水平。除此之外, 鑒于研究2發(fā)現(xiàn)正念的去自我中心維度, 智慧的多方思考與仁愛維度均與視角轉(zhuǎn)換有概念重合(Grossmann & Kross, 2014; Huynh et al., 2017; 王伊萌等, 2022), 研究3將納入觀點(diǎn)采擇這一變量, 更加深入探索正念影響智慧的潛在機(jī)制。

4.2 方法

4.2.1 被試

通過問卷星(http://www.wjx.cn)進(jìn)行問卷發(fā)放, 同樣收回年齡在18～27歲的被試, 共招募460名, 剔除未通過檢測(cè)(如“蛋糕是一種食物嗎？”)以及答題時(shí)間在正負(fù)3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差以外的樣本后, 剩余有效樣本412名(age= 20.14歲,age= 1.48歲), 男生占比24.8%, 女生占比75.2%。被試通過一道隱性任務(wù)選擇題：“你的出生月份范圍在A.1～6月份/B.7～ 12月份”進(jìn)行分配, 低社會(huì)善念組共分配190人; 高社會(huì)善念組共分配222人。根據(jù)G*Power的計(jì)算, 該樣本量在α= 0.05, 且統(tǒng)計(jì)功效1?β = 0.95的情況下能夠查明的效應(yīng)量達(dá)0.21。

4.2.2 研究工具和程序

該研究在問卷星完成, 被試首先填寫人口學(xué)變量信息; 其次, 利用五因素正念量表(FFMQ)對(duì)被試的特質(zhì)正念進(jìn)行施測(cè)(同研究1, 量表與各分量表的Cronbach’ α值分別為0.70、0.79、0.69、0.89、0.82、0.65)。

之后, 采用人際反應(yīng)指數(shù)(Interpersonal reactivity index, IRI) 的觀點(diǎn)采擇分量表測(cè)量被試的觀點(diǎn)采擇(戎幸等, 2010), 共7個(gè)題項(xiàng)(例如“在做決定前, 我會(huì)試著去理解意見分歧的每一方”, α= 0.87), 要求被試進(jìn)行5點(diǎn)Likert評(píng)分, 從“1”～“5”代表被試在各種情況下的想法和感受進(jìn)行“非常不符合”～“非常符合”的評(píng)定。

隨后, 將被試隨機(jī)分配至高、低社會(huì)善念組。在高社會(huì)善念情境中, 請(qǐng)被試仔細(xì)閱讀以下指導(dǎo)語“接下來為一項(xiàng)雙人決策任務(wù), 每輪將為您和另一位玩家呈現(xiàn)四樣或三樣物品, 其中有些包括‘唯一選項(xiàng)’與‘非唯一選項(xiàng)’, 如三頂藍(lán)帽子和一頂黃帽子, 另一些為平均分配選項(xiàng), 如‘兩頂藍(lán)帽子與兩頂黃帽子’, 在本次決策任務(wù)中, 您被設(shè)定為第一決策者, 另一玩家將從您選擇剩下的物品中選擇, 請(qǐng)您在選擇時(shí)盡可能考慮到對(duì)方的選擇權(quán), 若您實(shí)在喜歡唯一項(xiàng)也由您來決定”; 在低社會(huì)善念情境中, 同樣告知被試將與一名玩家進(jìn)行先后選擇, 要求其按照自己的喜好進(jìn)行選擇。被試在閱讀情境材料后, 完成社會(huì)善念任務(wù), 并填寫特質(zhì)社會(huì)善念量表(同研究1, 總量表與各分量表的Cronbach’ α值分別為0.96、0.89、0.93)。

最后, 請(qǐng)被試填寫整合智慧量表(同研究1, 量表與各分量表的Cronbach’ α值分別為0.96、0.92、0.91)。

實(shí)驗(yàn)結(jié)束時(shí)告知被試試驗(yàn)后將給予10元紅包作為獎(jiǎng)勵(lì), 其中一部分可用于慈善捐贈(zèng), 請(qǐng)被試輸入愿意拿出獎(jiǎng)勵(lì)中的多少錢進(jìn)行慈善捐贈(zèng)(0～10元不等), 剩余作為獎(jiǎng)勵(lì)發(fā)放。

4.3 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

4.3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)關(guān)系如表8。正念、觀點(diǎn)采擇、社會(huì)善念與智慧兩兩呈顯著正相關(guān)關(guān)系(= 0.36～0.84,< 0.05)。通過量表各維度的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn), 除正念的不判斷維度與智慧負(fù)相關(guān)(= ?0.13,= 0.008), 與其余三個(gè)變量及其各維度無關(guān), 其余維度皆與各變量及其子維度存在顯著正相關(guān)關(guān)系(= 0.11～0.80,< 0.01)。

4.3.2 社會(huì)善念的操縱檢驗(yàn)

社會(huì)善念的操縱有效, 高社會(huì)善念組的量表得分(= 4.29,= 0.43) 顯著高于低社會(huì)善念(= 3.25,= 0.39),(410) = 25.20,< 0.001, Cohen’s= 2.49。且高社會(huì)善念組(= 4.86=1.72) 比低社會(huì)善念組(= 4.14,= 1.16) 愿意捐贈(zèng)更多的金錢用于慈善,(410) = ?4.95,< 0.001, Cohen’s= 0.24。

表8 各變量描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果

注：*表示< 0.05、**表示< 0.01; ***表示< 0.001; 采用雙尾檢驗(yàn)。

高社會(huì)善念組的智慧水平(= 4.71,= 0.51)顯著高于低社會(huì)善念組(= 3.91,= 0.52),(410) = 15.70,< 0.001, Cohen’s= 1.55。社會(huì)善念被操縱至較高水平后, 智慧水平顯著增強(qiáng), 這一結(jié)果再次支持了假設(shè)2。

4.3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)：以調(diào)節(jié)方式驗(yàn)證中介

社會(huì)善念的中介作用 首先采用Bootstrapping方法(樣本量 5000, 95%置信區(qū)間; Model 4; Hayes, 2018) 驗(yàn)證簡(jiǎn)單中介作用, 以正念為自變量, 社會(huì)善念為中介變量, 智慧為因變量。整個(gè)回歸方程顯著,2= 0.16,(4, 401) = 18.83,< 0.001。結(jié)果如圖9, 正念對(duì)社會(huì)善念有顯著的正向影響, β = 0.42,(410) = 9.42,< 0.001; 社會(huì)善念對(duì)智慧存在顯著的正向影響, β = 0.54,(410) = 27.64,< 0.001。同時(shí), 正念對(duì)智慧無直接影響, β = 0.01,(410) = 0.38,= 0.70。然而“正念→社會(huì)善念→智慧”存在顯著的間接效應(yīng), 其效應(yīng)量為0.23, 其所在置信區(qū)間95% CI = 0.18 ～ 0.28, 不包括零, 驗(yàn)證假設(shè)3。

圖9 社會(huì)善念影響智慧的中介路徑(研究3)

參考王艷和蔣晶(2022)的數(shù)據(jù)分析方法, 進(jìn)一步以調(diào)節(jié)方式驗(yàn)證社會(huì)善念的中介作用。以智慧為因變量, 采用Bootstrapping方法(樣本量 5000, 95%置信區(qū)間; Model 1; Hayes, 2018), 驗(yàn)證被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。整個(gè)回歸方程顯著,2= 0.71,(6, 399) = 163.41,< 0.001。在低社會(huì)善念組, 正念對(duì)智慧無預(yù)測(cè)作用, β = 0.04, 95% CI = [?0.37, 0.45],(402) = 0.20,= 0.084。而在高社會(huì)善念組, 正念對(duì)智慧正向預(yù)測(cè)作用顯著, β = 0.54, 95% CI = [0.32, 0.76],(402) = 4.83,< 0.001。以上結(jié)果說明操控社會(huì)善念對(duì)正念影響智慧有著顯著的調(diào)節(jié)作用, 間接驗(yàn)證了社會(huì)善念的中介作用, 再次驗(yàn)證假設(shè)3。

觀點(diǎn)采擇和社會(huì)善念的鏈?zhǔn)街薪樽饔?首先采用Bootstrapping方法(樣本量 5000, 95%置信區(qū)間; Model 6; Hayes, 2018)驗(yàn)證鏈?zhǔn)街薪樽饔? 以正念為自變量、觀點(diǎn)采擇和社會(huì)善念為中介變量, 智慧為因變量。整個(gè)回歸方程顯著,2= 0.16,(4, 401) =18.83,< 0.001。結(jié)果如圖8, 正念對(duì)觀點(diǎn)采擇有顯著的正向影響, β = 0.50,(410) = 11.68,< 0.001; 觀點(diǎn)采擇對(duì)社會(huì)善念有顯著的正向影響, β = 0.59,(410) = 13.89,< 0.001; 社會(huì)善念對(duì)智慧存在顯著的正向影響, β = 0.48,(410) = 20.51,< 0.001。同時(shí), 正念對(duì)智慧無直接影響, β = ?0.03,(410) = ?1.28,= 0.20。此外, 所有的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如圖10和表9所示, 具體而言, 觀點(diǎn)采擇和社會(huì)善念的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)由以下三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)組成：(1)由正念→觀點(diǎn)采擇→智慧路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)(0.06); (2)正念→社會(huì)善念→智慧產(chǎn)生的間接效應(yīng)(0.06); (3)正念→觀點(diǎn)采擇→社會(huì)善念→智慧的間接效應(yīng)(0.14)。三個(gè)間接效應(yīng)在總效應(yīng)中的占比分別為23.07%、23.07%、53.85%, 結(jié)果驗(yàn)證假設(shè)4。

再次利用調(diào)節(jié)方式驗(yàn)證觀點(diǎn)采擇和社會(huì)善念的鏈?zhǔn)街薪樽饔??？刂票辉嚨男詣e、年齡, 以正念為自變量, 社會(huì)善念為中介變量, 觀點(diǎn)采擇為調(diào)節(jié)變量, 智慧為因變量, 分別納入模型8和模型15進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介分析(Hayes, 2018)。在模型8中, 觀點(diǎn)采擇與正念交互項(xiàng)顯著影響社會(huì)善念, β = 0.08, 95% CI = [0.01, 0.14],(402) = 2.28,= 0.023; 正念與社會(huì)善念的交互項(xiàng)對(duì)智慧的影響不顯著, β= 0.001, 95% CI = [?0.03, 0.03],(402) = 0.08,= 0.96。觀點(diǎn)采擇在模型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著, β= 0.04, 95% CI = [0.01, 0.07], 證明觀點(diǎn)采擇在正念通過社會(huì)善念影響智慧的前半段路徑有顯著的調(diào)節(jié)作用, 且僅在高水平的觀點(diǎn)采擇顯著增強(qiáng)社會(huì)善念的中介效應(yīng), β= 0.10, 95% CI = [0.05, 0.14],(402) = 4.46,< 0.001。因此, 對(duì)觀點(diǎn)采擇的調(diào)節(jié)作用得到驗(yàn)證, 再次佐證“正念→觀點(diǎn)采擇→社會(huì)善念→智慧”的鏈?zhǔn)街薪槌闪?。在模?5中, 正念與觀點(diǎn)采擇的交互項(xiàng)對(duì)智慧的影響不顯著, β = 0.02, 95% CI = [?0.01, 0.05],(402) = 1.13,= 0.26, 觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念交互項(xiàng)對(duì)智慧的影響顯著, β= ?0.04, 95% CI = [?0.07, ?0.01],(402) = ?2.46,= 0.014。觀點(diǎn)采擇在模型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)指標(biāo)為, β= ?0.02, 95% CI = [?0.03, 0.00], 證明觀點(diǎn)采擇在正念通過社會(huì)善念影響智慧的后半段路徑無顯著調(diào)節(jié)的調(diào)節(jié)作用。

圖10 觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念影響智慧的鏈?zhǔn)街薪槁窂?/p>

注：**< 0.01; ***< 0.001

表9 觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念在正念影響智慧中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?研究3)

5 總討論

以“Z世代”為研究對(duì)象, 檢驗(yàn)具備特質(zhì)正念或參與正念訓(xùn)練的個(gè)體是否更善于從他人視角考慮問題, 傾向于在人際互動(dòng)中表現(xiàn)出善意關(guān)注, 從而作出考量他人的智慧決策。為檢驗(yàn)這一路徑, 通過3個(gè)研究, 利用橫斷測(cè)量、正念干預(yù)以及社會(huì)善念的操縱多種方式進(jìn)行實(shí)驗(yàn), 揭示利用正念手段可有效干預(yù)“Z世代”群體的智慧培養(yǎng)與發(fā)展, 同時(shí)驗(yàn)證在人際互動(dòng)中, 對(duì)他人觀點(diǎn)的采擇有利于和諧的人際管理, 可助個(gè)體做出平衡多方利益的決策, 直至實(shí)現(xiàn)智慧的共善目標(biāo)。

5.1 正念與智慧

研究擴(kuò)充了正念與智慧的現(xiàn)有理論觀點(diǎn)。近年來, 正念領(lǐng)域的理論研究多關(guān)注于正念的多維結(jié)構(gòu), 認(rèn)為正念是一個(gè)復(fù)雜概念, 涉及一系列的心理過程(Desbordes et al., 2015), 該理論建構(gòu)的出發(fā)點(diǎn)是研究正念干預(yù)能產(chǎn)生廣泛積極結(jié)果的原因?；诖苏畹谋姸嗄Ｐ偷靡愿倪M(jìn), 以解釋正念如何促成或轉(zhuǎn)化積極結(jié)果, 其正念干預(yù)促成智慧轉(zhuǎn)化便是之一。這一過程包括三種機(jī)制：一是自我意識(shí)的改變, 包括識(shí)別自動(dòng)化習(xí)慣與反應(yīng)模式, 以及增強(qiáng)對(duì)當(dāng)下身心直接體驗(yàn)的意識(shí); 二是自我調(diào)節(jié)的改變, 包括改善情緒調(diào)節(jié)能力, 增強(qiáng)自我同情、認(rèn)知靈活性, 同時(shí)減少冗思和負(fù)面情緒, 增加非依戀性和接納性; 三是加強(qiáng)自我超越性, 這意味著不斷增強(qiáng)的去自我中心化, 更強(qiáng)烈的自我、他人互依程度, 以及更高的同情心。通過正念的這三種機(jī)制, 智慧逐漸從對(duì)經(jīng)驗(yàn)覺察、接納、反思中, 超越智力或知識(shí), 洞察現(xiàn)象本質(zhì)而獲得發(fā)展(Verhaeghen, 2019)。

基于此, 研究一采用五因素正念量表(FFMQ), 從特質(zhì)層面驗(yàn)證特質(zhì)正念與智慧的正相關(guān)關(guān)系。其中, 對(duì)當(dāng)下直接經(jīng)驗(yàn)的描述、觀察、有覺知地行動(dòng)、非批判成份有利于拓寬視角, 助個(gè)體看到現(xiàn)實(shí)本質(zhì), 從而更大限度提高個(gè)體的智慧推理或智慧行為能力。此外, 智慧也需要付諸實(shí)際行動(dòng), 從微觀層面需要運(yùn)用智慧以解決生活沖突困境, 從宏觀層面需要平衡各方利益應(yīng)對(duì)世界上不斷增加的不確定性與沖突, 此為智慧最基本的社會(huì)功能(Grossmann et al., 2020)?？傊? 研究一從特質(zhì)層面再次驗(yàn)證現(xiàn)代意義的正念作為一種復(fù)雜的多維構(gòu)念, 可預(yù)測(cè)智慧, 為正念干預(yù)智慧路徑提供初步驗(yàn)證。

正念既有類特質(zhì)特征, 也有類狀態(tài)特征(Desbordes et al., 2015), 智慧也存在特質(zhì)與狀態(tài)之爭(zhēng)(張昊天等, 2021)。研究一在特質(zhì)層面驗(yàn)證了正念對(duì)智慧的正向影響, 研究二沿此思路繼續(xù)在狀態(tài)層面驗(yàn)證該效應(yīng)。在進(jìn)行正念或冥想練習(xí)以培養(yǎng)或發(fā)展特質(zhì)正念的過程中, 練習(xí)者會(huì)不斷反復(fù)體驗(yàn)正念狀態(tài), 而目前研究中正念訓(xùn)練的時(shí)間長短不一, 也并不清楚進(jìn)行多長時(shí)間的正念訓(xùn)練能培養(yǎng)個(gè)體的特質(zhì)正念, 因培養(yǎng)個(gè)體的特質(zhì)正念需要在理想狀態(tài)下進(jìn)行長時(shí)期的追蹤測(cè)量, 實(shí)施較困難。因此, 在同樣誘發(fā)個(gè)體正念狀態(tài)的條件下, 結(jié)合時(shí)效性, 研究二采用持續(xù)5天的短期正念干預(yù)手段, 短暫?jiǎn)?dòng)被試的狀態(tài)正念, 從狀態(tài)層面探究正念與智慧的關(guān)聯(lián)。為了檢驗(yàn)5天正念干預(yù)的時(shí)間效應(yīng), 研究采用重復(fù)變換實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)(switching replications experimental design) 進(jìn)行三個(gè)時(shí)間點(diǎn)的測(cè)量, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)短期正念干預(yù)可短暫?jiǎn)?dòng)正念狀態(tài), 此操縱有效, 同時(shí)正念干預(yù)也確可在狀態(tài)層面進(jìn)一步提升個(gè)體的智慧思維, 但其效果無法持續(xù)較長時(shí)間, 若要為智慧發(fā)展帶來長久效應(yīng), 個(gè)體還需堅(jiān)持進(jìn)行正念或冥想練習(xí)。當(dāng)面對(duì)生活困境問題時(shí), 處于正念狀態(tài)下的個(gè)體能夠去自我中心, 從更寬闊的視角思考問題, 理智冷靜地平衡多方利益, 做出更為明智地決策(王伊萌等, 2022)。

5.2 社會(huì)善念的作用機(jī)制

研究利用五因素正念量表(FFMQ)所測(cè)得的正念與社會(huì)善念存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。具體表現(xiàn)為正念總分及其觀察、描述、有覺知地行動(dòng)與社會(huì)善念總分及其外傾特質(zhì)、宜人特質(zhì)基本兩兩正相關(guān), 暗含社會(huì)善念結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性。同時(shí), 社會(huì)善念也指一種“社會(huì)心態(tài)” (Social Mind), 即在當(dāng)下的時(shí)刻, 以很少或不需要自己付出代價(jià)的方式, 識(shí)別并滿足他人的需求和愿望(van Doesum et al., 2013)。而正念的多維結(jié)構(gòu), 包括觀察與描述, 要求個(gè)體有意識(shí)的覺察當(dāng)下的直接體驗(yàn)或內(nèi)心活動(dòng), 并進(jìn)行客觀描述, 對(duì)當(dāng)前經(jīng)驗(yàn)保持好奇心與開放性(Baer et al., 2006), 此階段正與社會(huì)善念的第一階段“識(shí)別他人需求”相呼應(yīng)(van Doesum et al., 2013); 社會(huì)善念也需表現(xiàn)出親社會(huì)行為, 正念的“有覺知地行動(dòng)”正促使個(gè)體將善意的“社會(huì)心態(tài)”踐行于生活。

此外, 研究初次探索并發(fā)現(xiàn)社會(huì)善念在正念對(duì)智慧效應(yīng)中的中介作用, 為正念干預(yù)智慧提供一條新的間接路徑。以往研究沿用道德基礎(chǔ)(Moral Foundation)框架, 發(fā)現(xiàn)正念的多維結(jié)構(gòu)和道德敏感性(ethical sensitivities)之間存在明顯的關(guān)聯(lián), 此種關(guān)聯(lián)可能通過智慧來調(diào)節(jié)的(Verhaeghen, 2019)。此外, 正念正是在道德與哲學(xué)的背景下實(shí)踐的, 其目的便是減少并消除隱藏智慧的阻礙(Karunamuni & Weerasekera, 2019), 因此正念通過追求道德提升智慧, 也是智慧發(fā)展的有效路徑。研究一從特質(zhì)層面進(jìn)行橫斷自評(píng)問卷調(diào)查, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)特質(zhì)社會(huì)善念確實(shí)能夠積極影響“Z世代”的智慧發(fā)展, 同時(shí)也能增強(qiáng)正念影響智慧的正向效應(yīng)。具體言之, 具備正念特質(zhì)的“Z世代”若具備社會(huì)善念這一良好品質(zhì), 更有可能擁有較高水平的智慧人格。究其原因, 智慧者不僅具有聰明才智, 還能利用自己的思想和行動(dòng)使自己和其他人(朋友、家人、同事)受益(Sternberg & Glück, 2021)。同時(shí), 智慧者也往往比普通個(gè)體更關(guān)心倫理價(jià)值觀, 對(duì)自己或內(nèi)群體成員懷仁愛之心, 對(duì)整個(gè)人類和自然普遍心存的關(guān)心(Sternberg & Glück, 2021), 正體現(xiàn)社會(huì)善念作為發(fā)展智慧人格的潛在機(jī)制作用。

虛擬化的社會(huì)生活加劇了“Z世代”對(duì)人際關(guān)系的逃避(Kaplan, 2020), 社會(huì)善念作為在人際互動(dòng)中對(duì)他人表達(dá)善意的良好品質(zhì)(田一等, 2021), 對(duì)“Z世代”在現(xiàn)實(shí)生活中進(jìn)行人際管理極其重要?；诖? 研究二從現(xiàn)實(shí)角度, 進(jìn)一步利用正念干預(yù)在狀態(tài)層再次證明社會(huì)善念的中介作用。首先, 當(dāng)啟動(dòng)狀態(tài)正念時(shí), 被試的狀態(tài)社會(huì)善念與狀態(tài)智慧皆有所提高。與以往研究一致, 在正念實(shí)踐中, 個(gè)體可逐漸培養(yǎng)出一些心理特質(zhì), 如洞察力、仁愛、慈悲和自覺性等(Bhikkhu, 2007)。且以往正念的fMRI研究也發(fā)現(xiàn), 處于高水平正念狀態(tài)的被試前額葉皮質(zhì)區(qū)域激活較強(qiáng), 而右側(cè)杏仁核反應(yīng)較弱, 但低水平被試則未有此現(xiàn)象。杏仁核通常與厭惡情緒有關(guān), 也參與道德判斷過程(Creswell et al., 2007)。同時(shí), 正念也可通過增強(qiáng)個(gè)體的道德動(dòng)機(jī)與行為表現(xiàn)傾向, 培養(yǎng)利他主義, 消除自我中心視角(Shapiro, 2009; Walsh, 2015), 此時(shí)個(gè)體能夠?qū)ψ约阂庾R(shí)內(nèi)容進(jìn)行更清晰、客觀地把握, 超越自我主體性, 關(guān)注他人需求與興趣, 以更廣闊的格局看待事物本身。

正念、社會(huì)善念、智慧三者既有類狀態(tài)特征, 又有類特質(zhì)的特征。當(dāng)前國內(nèi)鮮少探討三者間的關(guān)聯(lián), 更未從狀態(tài)與特質(zhì)兩個(gè)層面進(jìn)行有針對(duì)性且全面地探索。由此, 研究從兩個(gè)層面剖析正念對(duì)智慧的影響, 以及社會(huì)善念作為潛在機(jī)制的作用, 既拓展正念與智慧的理論基礎(chǔ), 也從中探索出通過正念培養(yǎng)與發(fā)展“Z世代”智慧人格的直接、間接路徑。

5.3 觀點(diǎn)采擇和社會(huì)善念的鏈?zhǔn)阶饔脵C(jī)制

該研究另一個(gè)理論貢獻(xiàn)在于豐富了“所羅門悖論”與“當(dāng)局者迷, 旁觀者清”的中國傳統(tǒng)智慧觀。在研究中表現(xiàn)為觀點(diǎn)采擇作為社會(huì)善念的前因變量, 與社會(huì)善念共同增強(qiáng)了正念影響智慧的正向效應(yīng)。簡(jiǎn)要地說, 觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念在正念對(duì)智慧效應(yīng)中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。由? 提升智慧的核心機(jī)制或?yàn)槔谩白晕页殡x視角”或“旁觀者視角”把握事件全局的能力, 即觀點(diǎn)采擇能力(Walsh, 2015)。

對(duì)道德的追求能有效緩解“所羅門悖論”的負(fù)面影響, 降低自我?他人智慧的不對(duì)稱性, 即使面對(duì)自我的沖突, 也能促使個(gè)體產(chǎn)生類似于旁觀者視角的明智決策(Huynh et al., 2017)。因智慧與美德有千絲萬縷的聯(lián)系, 善良動(dòng)機(jī)正是智慧的核心組成部分(Baltes & Staudinger, 2000), 在以往有限的道德與智慧相關(guān)研究中發(fā)現(xiàn), 表現(xiàn)出更高水平的善良動(dòng)機(jī)個(gè)體最有可能具備最小化的自我關(guān)注(Huta & Ryan, 2010), 能夠在經(jīng)歷艱難的生活困境后表現(xiàn)出更大的成長與洞察力。正由于個(gè)體在追求美德的過程中逐漸減少對(duì)自我的關(guān)注, 增加對(duì)他人經(jīng)驗(yàn)和視角的感知, 才能助其實(shí)現(xiàn)維持人際和諧的最高目標(biāo)。當(dāng)個(gè)體進(jìn)行觀點(diǎn)采擇時(shí), 可有意識(shí)地從他人所處情境出發(fā), 站在他人視角思考問題(Galinsky et al., 2008), 以此培養(yǎng)個(gè)體在人際互動(dòng)中對(duì)他人善意關(guān)注的社會(huì)善念水平, 在實(shí)現(xiàn)人際和諧的同時(shí), 也有助于個(gè)體考量多方觀點(diǎn)與利益, 做出平衡多方利益的決策, 這也是運(yùn)用智慧實(shí)現(xiàn)共善的最終目標(biāo)(Sternberg & Glück, 2021), 達(dá)到培育與發(fā)展其智慧的效果。

綜上, 正是基于正念的去自我中心機(jī)制, 以及正念訓(xùn)練增強(qiáng)個(gè)體旁觀者省察的能力, 塑造了正念對(duì)觀點(diǎn)采擇、社會(huì)善念及其智慧的干預(yù)路徑。同時(shí), 由于表達(dá)社會(huì)善念的起點(diǎn)是識(shí)別他人想法(van Doesum et al., 2013), 為正念通過影響觀點(diǎn)采擇進(jìn)而促使個(gè)體進(jìn)行善意選擇, 從而提升其智慧決策能力提供新視角, 即“正念—觀點(diǎn)采擇—社會(huì)善念—智慧”的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ统闪ⅰ?/p>

6 局限與展望

當(dāng)前, “Z世代”已經(jīng)成為一個(gè)值得關(guān)注、具有普遍意義的跨領(lǐng)域文化現(xiàn)象。作為當(dāng)今時(shí)代的主力軍, “Z世代”也覆蓋當(dāng)前各級(jí)各類學(xué)校教育的主體。基于此, 本研究主要關(guān)注如何對(duì)“Z世代”科學(xué)開展智慧教育, 并利用多種實(shí)驗(yàn)方法探索正念在其中發(fā)揮的積極作用。同時(shí), 在該世代人群開展短期干預(yù), 驗(yàn)證正念培育智慧的穩(wěn)健性。研究取得了預(yù)期成果, 也存在一定局限。首先, 雖然運(yùn)用操縱、情景模擬等檢驗(yàn)了變量間的因果關(guān)聯(lián), 但未進(jìn)行長期的縱向追蹤研究檢驗(yàn)結(jié)果, 只驗(yàn)證了正念在短期內(nèi)(5天) 效應(yīng), 未來研究應(yīng)更加關(guān)注長期的正念干預(yù), 對(duì)同一被試進(jìn)行長期的追蹤研究, 探究能否通過培育青年期個(gè)體的特質(zhì)正念, 從而培養(yǎng)其智慧人格; 其次, 受新冠疫情影響, 該研究采用線上問卷以及線上行為編程實(shí)驗(yàn)進(jìn)行研究, 缺乏實(shí)驗(yàn)室檢驗(yàn)以及田野研究, 需要進(jìn)一步檢驗(yàn)其生態(tài)效度; 第三, 研究從特質(zhì)與狀態(tài)層面對(duì)正念、社會(huì)善念以及智慧三者的關(guān)系進(jìn)行了探討, 未從兩個(gè)層面進(jìn)一步分析觀點(diǎn)采擇在其中的作用, 因本研究屬于首次探索研究, 研究3僅在特質(zhì)層面檢驗(yàn)了觀點(diǎn)采擇與社會(huì)善念在正念影響智慧間的鏈?zhǔn)街薪? 未完全區(qū)分狀態(tài)與特質(zhì)正念, 后續(xù)研究將進(jìn)一步完善; 第四, 社會(huì)善念與智慧皆屬于多維的復(fù)雜概念, 影響因素眾多, 除了觀點(diǎn)采擇外, 移情關(guān)懷、共情等也是潛在因素, 更是未來的研究議題, 后續(xù)研究需要綜合考慮多種因素, 完善其理論模型與實(shí)踐路徑; 最后, 正念來源于佛教, 基于互依自我文化背景進(jìn)行練習(xí), 或可增加互依自我個(gè)體的親社會(huì)傾向, 但可能會(huì)降低獨(dú)立自我個(gè)體的親社會(huì)傾向(Poulin et al., 2021), 而“Z世代”被認(rèn)為是獨(dú)立、個(gè)性的一代, 受西方文化影響較深, 更崇尚個(gè)體主義(蔡華儉等, 2020), 因此, 未來研究也需要細(xì)致考慮“Z世代”的自我類型, 以及不同自我類型在正念推動(dòng)智慧發(fā)展中的文化效應(yīng)。

7 結(jié)論

研究基于特質(zhì)與狀態(tài)兩個(gè)層面考察智慧的正念干預(yù)路徑, 檢驗(yàn)社會(huì)善念在其中的作用機(jī)制, 同時(shí)解決在研究中發(fā)現(xiàn)的新問題, 即觀點(diǎn)采擇是否作為社會(huì)善念的前因變量與其共同起作用, 由此得出以下結(jié)論：

(1)無論在特質(zhì)層或狀態(tài)層, 正念皆能穩(wěn)定地正向預(yù)測(cè)智慧。

(2)包括觀察、描述、有意識(shí)地行動(dòng)、不判斷、不反應(yīng)的多維特質(zhì)正念與社會(huì)善念存在顯著的相關(guān)關(guān)系, 且正向預(yù)測(cè)社會(huì)善念。

(3)社會(huì)善念在正念影響智慧間發(fā)揮著穩(wěn)定的中介作用, 高社會(huì)善念者更能增強(qiáng)正念對(duì)智慧的正向影響。

(4)研究中對(duì)觀點(diǎn)采擇這一變量的關(guān)注確有必要, 該變量和社會(huì)善念共同增強(qiáng)正念對(duì)智慧的正向效應(yīng), 構(gòu)成“正念—觀點(diǎn)采擇—社會(huì)善念—智慧”的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ汀?/p>

致謝：正念啟動(dòng)音頻來源于中國心理學(xué)會(huì)正念心理學(xué)專業(yè)委員會(huì)抗疫公益指導(dǎo)音頻, 感謝專委會(huì)的組織征集與專家評(píng)定; 感謝北京師范大學(xué)心理學(xué)部徐慰副教授給予正念相關(guān)方面的悉心指導(dǎo)。

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Do not think any virtue trivial, and thus neglect it: Serial mediating role of social mindfulness and perspective taking

WANG Yimeng1,2, ZHANG Jingmin1, WANG Fengyan1,2, XU Wentao2, LIU Weiting3

(1School of Psychology, Nanjing Normal University;2Institute of Moral Education, Nanjing Normal University, Nanjing 210097, China) (3School of Nursing, Anhui University of Chinese Medicine, Hefei 10369, China)

Mindfulness has roots in Eastern Buddhism and is generally defined as focusing one’s complete attention to experiences occurring in the present moment in a nonjudgmental or accepting way. The objective of mindfulness intervention is to first understand current experiences then gradually develop self-awareness and wisdom. Moreover, following Buddhist ethics, mindfulness predicts wisdom, which is linked with emphasis on individualized moral foundations of care, empathy, benevolence, and so on. Social mindfulness, as a positive quality and state behavior of mindful attention to others, may potentially affect the influence of mindfulness on wisdom by providing an indirect way to promote the common good. Moreover, social mindfulness involves minding the needs and interests of others in a way that honors the idea that most people prefer choosing for themselves. Based on this statement, the skill of processing the perspectives of others may lay the foundation for social mindfulness. Therefore, based on the above propositions, the hypothesis that mindfulness positively affects wisdom, mediated by perspective taking and social mindfulness, is proposed in this study.

Through three studies, the above hypothesis is examined. For Study 1 (n = 417), a self-rated wisdom, mindfulness, and social mindfulness questionnaire is adopted to investigate the link between trait mindfulness, wisdom, and social mindfulness. For Study 2 (n = 80), data on state mindfulness, social mindfulness, and wisdom are collected at three points using a switching replication experimental design, which further examines the influence of social mindfulness on the link between mindfulness and wisdom at the state level. For Study 3 (n = 412), social mindfulness is manipulated using the scenario simulation method, and the role of perspective taking is considered, which demonstrates the influence of mindfulness on wisdom through perspective taking and social mindfulness.

Results show multidimensional mindfulness, with awareness and acceptance, is positively correlated with increased social mindfulness and wisdom, thereby verifying the mediating role of social mindfulness. Mindfulness intervention can effectively initiate state mindfulness and simultaneously improve social mindfulness and wisdom within a short period. Manipulated social mindfulness can enhance the positive predicted effect of mindfulness on wisdom and verify the mediating role of social mindfulness. Evidence on the mediating effect of perspective taking and social mindfulness is provided in this study. Specifically, mindful individuals are likely to demonstrate benign attention in interpersonal interactions by perspective taking, thereby constructing a practical path to wisdom.

The theoretical model aims to complement and enrich the burgeoning mindfulness, wisdom, and morality literature. In studies 1 and 2, the standard finding (trait and state levels) that mindfulness triggers wisdom is replicated, and the correlation between mindfulness, social mindfulness, and wisdom is explored. A new perspective for improving individual wisdom is also provided. In summary, mindfulness positively influences wisdom through perspective taking and social mindfulness, thereby suggesting an indirect path from mindfulness to wisdom.

mindfulness, wisdom, social mindfulness, perspective-taking, generation Z

2022-05-11

* 國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(31971014)、2020年度江蘇省第五期“333高層次人才培養(yǎng)工程”科研資助項(xiàng)目“文化對(duì)個(gè)體智慧表現(xiàn)的影響及機(jī)制”、2021年度博士學(xué)術(shù)新人計(jì)劃項(xiàng)目以及2022年江蘇省研究生科研與實(shí)踐創(chuàng)新計(jì)劃項(xiàng)目資助

汪鳳炎, E-mail: fywangjx8069@163.com

B849: C091