勿以善小而不為：正念與智慧——社會善念與觀點采擇的鏈式中介*

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——社會善念與觀點采擇的鏈式中介*

王伊萌1,2張敬敏1汪鳳炎1,2許文濤2劉維婷3

(1南京師范大學心理學院;2南京師范大學道德教育研究所, 南京 210097) (3安徽中醫藥大學護理學院, 合肥 230012)

基于正念的去自我中心機制, 提出正念可通過觀點采擇與社會善念的鏈式中介對智慧產生正向效應的假設, 運用問卷橫斷自評、正念干預和社會善念的操縱等多種方法從特質與狀態層面進行驗證(總樣本量為909)。研究表明, 特質層面的正念與社會善念、智慧兩兩正相關, 可正向預測社會善念與智慧, 并驗證了社會善念的中介作用(研究1); 從狀態層面發現正念干預能在短期內有效提升個體的狀態社會善念與智慧推理水平, 再次驗證社會善念的中介效應(研究2); 受到操縱的社會善念也能夠提升正念對智慧的正向預測效應, 不僅驗證了社會善念中介作用的穩健性, 也驗證了社會善念與智慧的因果關聯, 同時, 觀點采擇與社會善念的鏈式中介作用也得到了研究結果的支持(研究3), 即具備特質正念或進行正念練習時體驗狀態正念的個體, 更易運用觀點采擇能力, 在人際互動中表現出善意關注, 由此作出考量他人的智慧決策。

正念, 智慧, 社會善念, 觀點采擇, 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”已逐漸從時間量詞成為一種文化現象, 他們是獨立、務實、成熟、自控的一代(“Meet generation Z”, 2014), 崇尚個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(蔡華儉等, 2020; Kaplan, 2020)。同時, 該世代的青少年擁有清晰的網絡道德認知(馬曉輝, 雷靂, 2011), 更愿在網絡上收獲具有良好道德品質的形象, 卻易忽視現實生活中的小善?！癦世代”的文化特質對教育提出了新挑戰, 需要進行新的教育。

智慧是德才一體的綜合素質(傅緒榮, 汪鳳炎, 2020), 可為人類帶來有效的決策和判斷, 具有重要的社會功能(如指導他人、管理社會機構、治理國家) (Kramer, 2000)。智慧者一定是有道德的人, 因為智慧決策需要平衡各方利益, 創造一個更美好、文明、和平的世界(Sternberg & Glück, 2021)。對“Z世代”人群開展智慧教育, 將有助于該群體克服自我桎梏, 實現道德在虛擬與現實世界的融合, 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), 未揭示其內在機制而難以開展。為增進智慧教育的實踐性, 探究生成與發展智慧的潛在機制極為重要。正念起源于東方佛教, 其修行要素涉及仁愛和培養靜心、專注等(?anamoli & Bodhi, 1994)。正念練習可幫助個體作出合乎道德與情理的決定, 為培育與發展智慧提供一定的生長環境(Beaumont, 2011)。據此, 聚焦于探索正念提升智慧的內在機制, 可助益“Z世代”實現德才的和諧發展。

1.1 智慧的正念干預路徑

正念指有目的、不評判地將注意力集中于當下(Kabat-Zinn, 2003), 既是一種獨特的心理狀態, 也被視為一種心理特質。前者指在正念練習或冥想過程中引發的一種意識形態, 目的是將意識帶入當前的經驗, 并在好奇心、開放性和接納性導向下與即時經驗相關聯(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與洞察個體思想本質的過程(Safran & Segal, 1990); 后者指對當前正在發生事件的注意和覺知(Brown & Ryan, 2004)。作為一種多維的特質性構念, 正念包括對當下直接經驗的觀察、描述、接受、不批判、不反應等維度(Baer et al., 2006)。

智慧是個體在其智力與知識的基礎上, 經由經驗與練習而習得的一種德才一體的綜合心理素質; 也是創造性地解決一個難題, 產生了利他結果, 并具有善良動機的智慧行為(Zhang et al., 2022)。該智慧觀整合了智慧的特質與狀態定義, 既清晰地表明智慧的本質, 也將智慧納入具體的問題情境考量其狀態屬性。在特質層面, 智慧與正念共享多種成分, 包括同情、自我認知、對生活的深刻理解(Baltes & Staudinger, 2000; Walsh, 2015), 以及反思與開放性(Ardelt, 2003; Glück & Bluck, 2014)。智慧的發展正需要超越主體, 以一種開放性的態度來看待一切問題。在狀態層面, 智慧思維動態地體現了問題解決的過程(傅緒榮等, 2021), 包括不確定性、多方思考、仁愛和洞察力四個方面, 要求個體從去自我中心視角看待問題, 應對當今世界所面臨的不確定性挑戰(傅緒榮等, 2021)。

在最初的佛教修行中, 正念多用于理解當下經驗, 后逐漸用于發展自我認知和智慧(Karunamuni & Werasekera, 2019)。正念作為一種身心訓練方式, 個體多進行反復的冥想練習, 在此過程中會不斷體驗正念狀態, 提高“去自我中心”能力, 增強其旁觀者視角(Desbordes et al., 2015), 實現謙遜和自我超越(Ardelt, 2008), 從而洞察事物的本質, 以發展智慧。有研究對正念與智慧的關系進行了理論探討(Rakoczy et al., 2017; Karunamuni & Weerasekera, 2019), 或利用自陳量表調查研究正念與智慧的相關關系(Beaumont, 2011; Verhaeghen, 2019; 王伊萌等, 2022)。也有研究利用移動端設備對平均年齡為25歲左右的人群進行4周的正念干預(Sharma et al., 2017), 或對19～22歲人群進行18周的正念練習(Al-Refae et al., 2021), 均發現可顯著提升智慧水平(Sharma et al., 2017)。正念既有持續多周的長期訓練(Ortner et al., 2007), 也有短短幾天的集中式正念訓練(Tang et al., 2007), 目前未有短期正念訓練對智慧的干預研究。據此, 基于時效性以及正念的狀態與特質屬性, 研究利用橫斷自評問卷與短期(5天)正念干預在Z世代群體驗證正念與智慧的關系, 嘗試為智慧的正念干預路徑提出一種簡短且高效的方式。據此提出假設1：正念正向預測智慧。

1.2 社會善念促進智慧的間接路徑

1.2.1 社會善念與智慧

道德與智慧緊密相關(Walsh, 2015; Grossmann et al., 2020), 但大多數研究探討的道德一般指為人類利益無私奉獻, 且需付出一定代價(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的道德或親社會行為, 如公交車讓座、車輛主動讓行等。由此, 研究主要圍繞代表日常小善的“社會善念”來探究道德與智慧的關系。

van Doesum等人(2013)最先提出社會善念(Social Mindfulness), 并將其定義為個體在人際交往中的善意關注、尊重并保護他人選擇需要和權力的傾向。國內學者認為社會善念是一種關注他人可支配選擇的心智技能和意愿動機(竇凱等, 2018); 并結合中國人關系性的人格特征, 從人際互動情境視角將社會善念定義為一種良好品質(田一等, 2021)。綜上可從行為狀態與穩定特質兩個層面理解社會善念：(1) 狀態層面, 社會善念由人際關系或情境激活, 可利用社會善念測量范式(Social Mindfulness Paradigm, 簡稱SoMi范式)進行測量, 將選擇非唯一物品的行為視為社會善念(van Doesum et al., 2013); (2) 特質層面, 社會善念為一種內心穩定的人格特質, 可利用特質社會善念自陳量表進行測量(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。社會善念作為一種低成本的親社會行為, 正與“舉手之勞”之類的小善相映襯(van Doesum, 2013; 田一等, 2021)。智慧的狀態性與特質性表明, 智慧不僅能夠在特定情境下展現, 也具有由低至高的連續性水平, 可通過一定的干預手段讓其持續發展, 直至達到預期狀態(如智慧人格) (汪鳳炎, 鄭紅, 2014, p.180)?！暗歉弑刈员啊? 研究理應首先關注如何引導“Z世代”在生活中表現出“社會善念”的善意關注與行為, 助力個體在面對生活困境時作出德才一體的智慧決策。據此, 研究從狀態與特質兩個層面考察社會善念與智慧的關聯, 并作出假設2：社會善念正向預測智慧。

1.2.2 社會善念在正念影響智慧中的作用

正念干預在促進道德行為方面發揮著重要作用, 包括增加共情和親社會行為傾向(Verhaeghen, 2019; Hafenbrack et al., 2020)。正念狀態始于個體對微小事件的有意覺察, 社會善念同樣表現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注的過程。該視角暗含正念或許是社會善念的預備過程, 正念訓練能對社會善念產生積極的正面影響。

結合佛教教義的正念練習可直接或間接培養慈悲與仁愛, 增加正念練習或冥想者的共情, 對道德行為產生積極影響(Karunamuni & Weerasekera, 2019)。具備正念特質的個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實世界, 平衡各方利益, 實現共善(Common Good, 見Sternberg & Glück, 2021)。目前尚無直接證據表明社會善念在正念與智慧間可發揮一定作用。但無論是小善還是大智慧, 皆應一步一步積累, 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, 而是能適當放棄自身利益, 關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果惠及更多的人(Sternberg & Glück, 2021)。這也正是來源于佛教的正念練習目的 (Monteiro, 2017)。因此, 若能有效利用正念干預手段培養“Z世代”的社會善念, 可為發展其智慧人格提供一種間接路徑。據此, 社會善念或可作為正念促進智慧發展的潛在機制進行探討, 并作出假設3：社會善念在正念影響智慧間起中介作用, 關系假設模型如圖1。

1.3 觀點采擇和社會善念的鏈式中介作用

《舊唐書·元行沖傳》說：“當局稱迷, 旁觀見審”。心理學研究發現, 相比自我決策, 向他人建議或代他人決策確實表現出較少違背理性決策原則的現象, 正契合“當局者迷, 旁觀者清”的中國傳統智慧(劉翠翠等, 2013)。有學者在智慧領域驗證了“所羅門悖論” (Solomon Paradox), 即有些個體對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), 表現為“自我?他人”的智慧不對稱性。這提示了觀點采擇(perspective- taking)對于智慧決策的重要性。觀點采擇(perspective- taking)強調從他人視角或他人處境出發, 想象或推測他人觀點與態度的能力(Galinsky et al., 2008)。社會善念表現于人際互動, 包括識別他人需求和采取親社會行動兩個階段, 觀點采擇表現于第一階段, 對他人觀點進行感知與識別, 或可作為社會善念的預測因子。研究者也在調查研究中初步驗證了觀點采擇與社會善念正向關聯(van Doesum et al., 2013)。

圖1 社會善念在正念與智慧關系間的中介模型假設

正念的核心機理之一, 是增強自我心理距離的調控能力(Kabat-Zinn, 2003)。具備正念特質個體能夠持接納態度對自我覺知進行去自我中心化地調節(Lutz et al., 2016)。正念能提高個體的“去自我中心”視角, 增強其旁觀者省察能力(Desbordes et al., 2015), 促使個體在進行涉及兩方或多方的問題決策時, 更能將心比心, 考量他人觀點并綜合考慮多方建議, 進行智慧決策。故正念可通過觀點采擇在干預智慧的路徑中發揮作用。同時, 具備正念特質或進行正念練習的個體更能夠關注到他人觀點, 更多顧及他人的感受, 增強其觀點采擇能力, 在人際互動中表現出關注他人需求和興趣, 尊重他人想法的善念(van Doesum et al., 2013), 進而影響智慧決策。據此, 提出假設4：正念通過觀點采擇與社會善念的鏈式中介作用對智慧產生正向效應, 關系假設模型圖如圖2。

圖2 觀點采擇與社會善念在正念與智慧關系間的鏈式中介模型假設

2 研究1：特質社會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)進行施測, 檢驗其所測得的多因素正念與社會善念的關系, 同時探索正念、社會善念與智慧間的關系。

2.2 研究方法

2.2.1 被試

采用Gpower 3.1.9.7進行樣本量計算, 設定顯著性水平α = 0.05, 效應量為0.25, 統計功效1 ? β = 0.95, 需要樣本量111, 考慮到篩選標準需求, 通過問卷星(https://wj.qq.com) 在安徽中醫藥大學招募450名本科生, 其中有33名被試未通過檢測題被排除, 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行在線測量, 其中五因素正念量表(FFMQ)為中文修訂版(Deng et al., 2011), 每個條目采用1 (一點也不符合) ～ 5(完全符合) 5點Likert量表評分(α = 0.73), 包括5個維度, 分別為觀察(8個條目, 例如“在行走中我會有意關注身體部位正在進行中的感覺”, α = 0.80)、描述(8個條目, 例如“我擅長用言語描述我的情感”, α = 0.75)、有意識地行動(8個條目, 例如“在做事的時候, 我經常走神, 而且容易被干擾”, α = 0.90)、不判斷(8個條目, 例如“我為自己有不理智的情緒或不適合的情緒而責備自己”, α = 0.80)、不反應(8個條目, 例如“我感到了我的情緒和情感, 但我不必對她們做出反應”, α = 0.63)。

社會善念 采用田一等人(2021)開發的特質社會善念量表, 該量表為二階四因素結構, 采用5點Likert方式進行評分, 要求被試從“1” (非常不符合)到“5” (非常符合)評定各個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個條目, 例如“我尊重他人的選擇”、“我從不強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個條目, 例如“對待生活和工作, 我是樂觀開朗的”、“我經常能夠換位思考”, α = 0.93)。

智慧 采用傅緒榮和汪鳳炎(2020)開發的整合智慧量表, 該量表基于智慧的德才一體理論構建二階九因子結構, 采用6點計分, 要求被試評定是否同意其條目符合日常行為習慣和所思所想, “1”到“6”代表從“非常不同意”到“非常同意” (α = 0.95), 包括：(1)道德：節制、誠信、責任、公正和仁愛(23個條目, 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、創新思維和批判思維(20個條目, 例如“我喜歡想一些點子, 即使用不著也無所謂”, α = 0.90)。

2.3 數據分析結果

2.3.1 共同方法偏差檢驗

利用SPSS 26.0進行Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗。結果顯示, 特征值大于1的因子共有18個, 且第一個因子解釋的變異量為25.872%, 小于40%的臨界標準, 該結果表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差(周浩, 龍立榮, 2004)。

2.3.2 描述性統計與相關分析

各變量的均值、標準差以及相關關系如表1。正念、社會善念與智慧兩兩呈顯著正相關關系(= 0.44～0.80,< 0.01)。通過量表各維度的相關分析發現, 除正念的不判斷維度與不反應維度與智慧及其各維度的相關不理想, 或負相關(= ?0.10/?0.12,= 0.042)或無關, 其余維度皆與智慧存在顯著正相關關系(= 0.19～0.46,< 0.001)。

表1 各變量描述性統計和相關分析結果

注：***< 0.001; 采用雙尾檢驗。

2.3.3 簡單中介分析

在控制性別、年齡、社會階層的情況下, 正念正向預測智慧, β = 0.41,< 0.001, 模型的調整2= 0.17, Δ2= 0.16,(1, 412) = 20.90,< 0.001, 這一結果支持了假設1。社會善念也正向預測智慧, β = 0.47,< 0.001, 模型的調整2= 0.64, Δ2= 0.63,(1, 412) = 182.83,< 0.001, 結果支持假設2。正念也正向預測社會善念, β = 0.44, 模型的調整2= 0.20, Δ2= 0.19,(1, 412) = 25.44,< 0.001。

采用SPSS的PROCESS插件對模型4簡單中介進行驗證(Hayes, 2018)。以正念為自變量, 智慧為因變量, 社會善念為中介變量, 以性別、年齡、社會階層為控制變量, 路徑系數結果如圖3所示。整個回歸方程顯著,2= 0.16,(1, 415) = 80.99,< 0.001。用Bootstrap抽樣的方法對中介效應進行檢驗, 結果表明, 以社會善念為中介變量的路徑間接效應為0.20 (95% CI = [0.16, 0.24]), 社會善念在正念對智慧的正向效應中的中介作用成立, 結果支持假設3。

圖3 社會善念影響智慧的中介路徑(特質層面) (研究1)

注：*< 0.05, ***< 0.001; 采用雙尾檢驗。

3 研究2：狀態社會善念在正念和智慧之間的中介作用——基于正念干預的動態追蹤

3.1 研究目的

該研究分3次采集狀態正念、狀態社會善念以及狀態智慧的數據, 考察短暫啟動狀態正念對人際互動情境中的社會善念與智慧的影響, 嘗試探討其短暫啟動是否存在長期效應, 并建構狀態層面的中介模型。

3.2 研究方法

3.2.1 被試

本研究在安徽中醫藥大學征集自愿參與實驗的本科生, 共86名, 其中6名被試未完整參與整個實驗或未通過檢測題被排除。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, 采用變換重復的實驗設計(switching replications experimental design) 對兩組大學生分3個時間點(Time 1, Time 2, Time 3)采集數據(Kiburz et al., 2017) (如表2)。在Time 1對兩組(A組和B組)被試均進行第一次前測, 包括狀態正念、狀態社會善念、狀態智慧與問題解決; 在Time 2和Time 3分別進行同樣的中、后測, 其中問題解決的情境有所不同。并分別在Time 2和Time 3之前對第一組、第二組被試通過正念練習音頻進行連續5天的正念啟動, 每天的練習音頻持續時間在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, 此時相對于B組而言, A 組在Time 2和Time 1之間的正念、社會善念以及智慧差異是否更大, 以此考察正念訓練的干預作用。同理, 在Time 3, A組為B組的控制組, 此時相對于A組而言, B 組在Time 3和Time 2之間的正念、社會善念以及智慧的差異是否更大, 同時通過A組在Time 3和Time 2的數據比較來考察正念訓練干預作用的長期效應。

表2 研究3實驗設計流程

狀態正念 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 )進行狀態正念的測量。該量表共13道題, 要求被試進行5點Likert評分, 從“0”～“4”代表被試認為每個條目對其當下的體驗描述“一點也不符合” ～ “非常符合” (α = 0.88), 包括兩個維度：好奇(例如“我會好奇頭腦中所發生的情況, 并一刻接一刻地持續觀察”, 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天的連續干預中, 選取多倫多正念量表的四道題項對被試進行正念訓練檢測, 并監控其正念狀態變化。

狀態社會善念 研究采用社會善念測量范式(Social Mindfulness Paradigm, 簡稱 SoMi 范式) (van Doesum et al., 2013), 該范式由一個計算機生成的社會決策任務組成, 該任務讓被試在一系列不同類別的三個物體中選擇一個, 每個類別物品均設置“唯一物品”和“非唯一物品”, 即有三個對象是完全相同的(非唯一物品), 而第三個對象的其中一個特征是不同的(唯一物品) (如一頂黃色帽子和三頂藍色帽子)。整個實驗包括12個種類的物品(如鋼筆、棒球帽、水瓶等), 每一種類呈現2次, 共24個試次。研究中提前告知被試將會有一個搭檔共同完成在線互動選擇, 并在電腦熒屏呈現“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會, 記1分, 否則記0分(如圖4)。最后統計選擇“非唯一物品”的總值作為社會善念指標。

狀態智慧 狀態智慧的測量分為兩個部分：一是向被試呈現一個日常生活問題, 要求其進行解答, 提供關于事件的思考與解決方案; 二是采用智慧思維量表測量個體在解決以上沖突情境問題時的所思所想(傅緒榮等, 2021), 該量表有4個維度, 包括多方思考、洞察力、仁愛、不確定性, 采用6點Likert對每個條目進行評定, 各維度題項較少, 故綜合考察(14個條目, 例如“我總是希望盡可能化解各方之間的矛盾”, α = 0.86)。

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

3.3 數據分析結果

3.3.1 描述性統計及相關分析

對所有觀測值(= 240)的變量平均數、標準差以及相關系數進行分析, 如表3。在狀態層面, 正念、社會善念與智慧均顯著正相關(= 0.15～0.32,< 0.05), 各個變量的子維度也均呈正相關關系(= 0.16～0.92,< 0.05)。

表3 各變量表述性統計與相關分析

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

3.3.2 基線測量差異檢驗

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

3.3.3 正念啟動效應

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正念啟動效應。多層線性回歸用于檢驗個體間正念水平的變化, 而單因素方差分析用于檢驗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。

多層線性回歸分析 利用HLM 6.0.8進行多層線性回歸分析(Raudenbush et al., 2004)。L利用擬合零模型(null model) 計算正念得分的跨層相關(Intra Class Correlation, ICC), 檢驗結果表明, 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%的方差變異由個體間差異造成, 可對本研究中的兩組數據進行多水平來分析。首先, 根據多層線性模型的分析原理, 時間為level 1的自變量(本研究中時間依次編碼為1～5)。在上述模型的基礎上將自變量納入, 建立隨機系數回歸模型(random coefficients regression model, M1); 其次, 在零模型的基礎上納入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指測量的時間點; ses指個體社會經濟地位; gender為性別; age為年齡; γ01、γ02和γ03分別指社會經濟地位、性別和年齡對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果更容易解釋, 同時減小變量間的共線性)

結果如表5：(1)時間效應：在第一組(A組) 被試中, 時間能夠顯著正向預測個體的正念得分(γ10= 0.04,= 0.037), 個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), 表明個體正念得分隨著時間變化逐漸增長, 初始水平不同, 但增長速度較為類似。在第二組(B組) 被試中, 時間邊緣顯著預測個體的正念得分(γ10= 0.03,= 0.094), 這可能是由于正念干預開始于中測之后, 前期存在一定的練習效應所導致。個體的初始水平(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, 表明個體的初始水平和增長速度均不同。(2)兩組被試中, 個體社會階層、年齡和性別均不能顯著預測個體在題目上的得分(A組：社會階層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, 個體社會階層、年齡和性別的調節效應均不顯著(A組：社會階層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, 正念干預在短期內具有一定的效果, 且不受人口學變量等控制變量的影響。

單因素方差分析 采用SPSS 26.0對A、B兩組所有正念觀測值(= 240)進行單因素方差分析, 表明時間對正念變化的主效應顯著((1, 237) = 9.90,< 0.001, η2p= 0.077)。在此基礎上, 分別對A、B兩組在Time 2前以及Time 3前的正念干預效果進行檢驗：一是在Time 1～2的干預檢測, 將正念前測作為協變量進行協方差分析, 以比較正念在Time 2在A組(實驗組)、B組(控制組)的差異顯著性。結果表明, 在控制前測后, 實驗操縱的主效應顯著((1, 77) = 29.70,< 0.001, η2p= 0.28), 即接受正念訓練的A組在Time 2的正念分數顯著高于未接受正念訓練的B組, 如圖5。二是在Time 2～3的干預檢測, 同上述操作, 結果表明Time 2～3的實驗操縱主效應不顯著((1, 77) = 2.29,= 0.135, η2p= 0.033), 可能因為A 組在Time 2 的正念啟動仍然存在一定的長期作用。

進一步比較A組在Time 3 與Time 2的數據。結果發現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), 說明短期的正念訓練只能暫時啟動正念狀態, 不具備長期效應。除此以外, 研究仍然比較了B組在Time 2和Time 3的正念狀態差異檢驗, B組在接受正念訓練后, 其正念水平有顯著提升((78)= ?6.28,<0.001), 再次提示了正念訓練可有效在短時間內啟動正念狀態(見表6)。

表5 HLM分析結果匯總

注：參數均為非標準化系數。*< 0.05; ***< 0.001; 采用雙尾檢驗。

圖5 正念Time 1～3變化趨勢

表6 正念的長期效應檢驗

注：**< 0.01; ***< 0.001; 采用雙尾檢驗。

3.3.4 正念影響社會善念、智慧思維的變化趨勢

采用SPSS 26.0對社會善念、智慧思維所有觀測值(= 240)進行單因素方差分析, 結果如表7, 時間對社會善念、智慧思維均無顯著的主效應, 但時間對A組、B組的社會善念(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)均主效應顯著。事后比較分析發現, 相比較基線Time 1, A組的社會善念在Time 2(進行正念啟動后)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的社會善念((78) = 2.29,= 0.025)、智慧思維趨于下降((78)= 2.68,= 0.009) 。說明啟動正念狀態, 僅具有短期效應, 如圖6～7。

3.3.5 社會善念的中介作用

根據中介效應檢驗程序(Hayes, 2018), 對所有觀測值(= 240)進行基于正念干預(實驗處理)的中介效應分析?；谥貜妥儞Q實驗設計與差異檢驗結果, 將Time 1的A組、B組以及Time 2的B組、Time 3的A組作為未經過實驗處理組, 其余為正念干預組。以此, 將正念干預(0 = 未干預,= 120; 1 = 干預,= 120)為自變量, 狀態社會善念為中介變量, 狀態智慧為因變量。結果發現, 在控制性別、年齡、社會階層等人口學變量后, 狀態正念對狀態智慧的預測效應顯著(β= 0.45,< 0.001), 結果支持假設1; 狀態正念對狀態社會善念也具有顯著的正向預測作用(β= 0.51,< 0.001), 以及狀態性社會善念對智慧也存在顯著預測作用(β= 0.19,< 0.001), 結果支持假設2。進一步采用偏差校正非參數百分比Bootstrap檢驗, 重復取樣5000次, 計算95%的置信區間, 在狀態層面發現社會善念在正念影響智慧間的中介作用, 其路徑系數如圖8。整個回歸方程顯著,2= 0.13,(4, 235) = 8.40,< 0.001。用Bootstrap抽樣的方法對中介效應進行檢驗, 結果表明, 以社會善念為中介變量的路徑間接效應為0.10 (95% CI = [0.03, 0.18]), 在狀態層面, 社會善念在正念對智慧的正向效應中的中介作用依然成立, 結果支持假設3。

表7 社會善念、智慧思維在Time 1～ 3的變化趨勢

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001

圖6 社會善念Time 1～3變化趨勢

圖7 智慧Time 1～3變化趨勢

圖8 社會善念影響智慧的中介路徑(狀態層面) (研究2)

注：***< 0.001

4 研究3：觀點采擇和社會善念在正念和智慧之間的鏈式中介作用

4.1 研究目的

研究2利用正念干預手段啟動正念狀態, 可短期內影響社會善念與智慧的改善, 為自變量(正念)與中介變量(社會善念)、因變量(智慧)的關系提供了因果論證。研究3參考葛梟語和侯玉波(2021)的研究方法, 進一步對中介變量(社會善念)進行操縱, 為社會善念對智慧的影響提供更有力的因果證據, 同時驗證其中介效應的穩健性。若研究1所驗證假設3成立, 即若社會善念為中介變量, 當控制社會善念為較高水平時, 個體的智慧水平將顯著增強, 且顯著高于社會善念操縱為較低水平時的智慧水平。除此之外, 鑒于研究2發現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將納入觀點采擇這一變量, 更加深入探索正念影響智慧的潛在機制。

4.2 方法

4.2.1 被試

通過問卷星(http://www.wjx.cn)進行問卷發放, 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(如“蛋糕是一種食物嗎？”)以及答題時間在正負3個標準差以外的樣本后, 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選擇題：“你的出生月份范圍在A.1～6月份/B.7～ 12月份”進行分配, 低社會善念組共分配190人; 高社會善念組共分配222人。根據G*Power的計算, 該樣本量在α= 0.05, 且統計功效1?β = 0.95的情況下能夠查明的效應量達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變量信息; 其次, 利用五因素正念量表(FFMQ)對被試的特質正念進行施測(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, 采用人際反應指數(Interpersonal reactivity index, IRI) 的觀點采擇分量表測量被試的觀點采擇(戎幸等, 2010), 共7個題項(例如“在做決定前, 我會試著去理解意見分歧的每一方”, α= 0.87), 要求被試進行5點Likert評分, 從“1”～“5”代表被試在各種情況下的想法和感受進行“非常不符合”～“非常符合”的評定。

隨后, 將被試隨機分配至高、低社會善念組。在高社會善念情境中, 請被試仔細閱讀以下指導語“接下來為一項雙人決策任務, 每輪將為您和另一位玩家呈現四樣或三樣物品, 其中有些包括‘唯一選項’與‘非唯一選項’, 如三頂藍帽子和一頂黃帽子, 另一些為平均分配選項, 如‘兩頂藍帽子與兩頂黃帽子’, 在本次決策任務中, 您被設定為第一決策者, 另一玩家將從您選擇剩下的物品中選擇, 請您在選擇時盡可能考慮到對方的選擇權, 若您實在喜歡唯一項也由您來決定”; 在低社會善念情境中, 同樣告知被試將與一名玩家進行先后選擇, 要求其按照自己的喜好進行選擇。被試在閱讀情境材料后, 完成社會善念任務, 并填寫特質社會善念量表(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)。

實驗結束時告知被試試驗后將給予10元紅包作為獎勵, 其中一部分可用于慈善捐贈, 請被試輸入愿意拿出獎勵中的多少錢進行慈善捐贈(0～10元不等), 剩余作為獎勵發放。

4.3 數據分析結果

4.3.1 描述性統計與相關分析

各變量的均值、標準差以及相關關系如表8。正念、觀點采擇、社會善念與智慧兩兩呈顯著正相關關系(= 0.36～0.84,< 0.05)。通過量表各維度的相關分析發現, 除正念的不判斷維度與智慧負相關(= ?0.13,= 0.008), 與其余三個變量及其各維度無關, 其余維度皆與各變量及其子維度存在顯著正相關關系(= 0.11～0.80,< 0.01)。

4.3.2 社會善念的操縱檢驗

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

表8 各變量描述性統計和相關分析結果

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

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

4.3.3 中介效應檢驗：以調節方式驗證中介

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

圖9 社會善念影響智慧的中介路徑(研究3)

參考王艷和蔣晶(2022)的數據分析方法, 進一步以調節方式驗證社會善念的中介作用。以智慧為因變量, 采用Bootstrapping方法(樣本量 5000, 95%置信區間; Model 1; Hayes, 2018), 驗證被調節的中介效應。整個回歸方程顯著,2= 0.71,(6, 399) = 163.41,< 0.001。在低社會善念組, 正念對智慧無預測作用, β = 0.04, 95% CI = [?0.37, 0.45],(402) = 0.20,= 0.084。而在高社會善念組, 正念對智慧正向預測作用顯著, β = 0.54, 95% CI = [0.32, 0.76],(402) = 4.83,< 0.001。以上結果說明操控社會善念對正念影響智慧有著顯著的調節作用, 間接驗證了社會善念的中介作用, 再次驗證假設3。

觀點采擇和社會善念的鏈式中介作用 首先采用Bootstrapping方法(樣本量 5000, 95%置信區間; Model 6; Hayes, 2018)驗證鏈式中介作用, 以正念為自變量、觀點采擇和社會善念為中介變量, 智慧為因變量。整個回歸方程顯著,2= 0.16,(4, 401) =18.83,< 0.001。結果如圖8, 正念對觀點采擇有顯著的正向影響, β = 0.50,(410) = 11.68,< 0.001; 觀點采擇對社會善念有顯著的正向影響, β = 0.59,(410) = 13.89,< 0.001; 社會善念對智慧存在顯著的正向影響, β = 0.48,(410) = 20.51,< 0.001。同時, 正念對智慧無直接影響, β = ?0.03,(410) = ?1.28,= 0.20。此外, 所有的中介效應檢驗結果如圖10和表9所示, 具體而言, 觀點采擇和社會善念的鏈式中介效應由以下三條路徑產生的間接效應組成：(1)由正念→觀點采擇→智慧路徑產生的間接效應(0.06); (2)正念→社會善念→智慧產生的間接效應(0.06); (3)正念→觀點采擇→社會善念→智慧的間接效應(0.14)。三個間接效應在總效應中的占比分別為23.07%、23.07%、53.85%, 結果驗證假設4。

再次利用調節方式驗證觀點采擇和社會善念的鏈式中介作用?？刂票辉嚨男詣e、年齡, 以正念為自變量, 社會善念為中介變量, 觀點采擇為調節變量, 智慧為因變量, 分別納入模型8和模型15進行有調節的中介分析(Hayes, 2018)。在模型8中, 觀點采擇與正念交互項顯著影響社會善念, β = 0.08, 95% CI = [0.01, 0.14],(402) = 2.28,= 0.023; 正念與社會善念的交互項對智慧的影響不顯著, β= 0.001, 95% CI = [?0.03, 0.03],(402) = 0.08,= 0.96。觀點采擇在模型中的調節效應顯著, β= 0.04, 95% CI = [0.01, 0.07], 證明觀點采擇在正念通過社會善念影響智慧的前半段路徑有顯著的調節作用, 且僅在高水平的觀點采擇顯著增強社會善念的中介效應, β= 0.10, 95% CI = [0.05, 0.14],(402) = 4.46,< 0.001。因此, 對觀點采擇的調節作用得到驗證, 再次佐證“正念→觀點采擇→社會善念→智慧”的鏈式中介成立。在模型15中, 正念與觀點采擇的交互項對智慧的影響不顯著, β = 0.02, 95% CI = [?0.01, 0.05],(402) = 1.13,= 0.26, 觀點采擇與社會善念交互項對智慧的影響顯著, β= ?0.04, 95% CI = [?0.07, ?0.01],(402) = ?2.46,= 0.014。觀點采擇在模型中的調節效應指標為, β= ?0.02, 95% CI = [?0.03, 0.00], 證明觀點采擇在正念通過社會善念影響智慧的后半段路徑無顯著調節的調節作用。

圖10 觀點采擇與社會善念影響智慧的鏈式中介路徑

注：**< 0.01; ***< 0.001

表9 觀點采擇與社會善念在正念影響智慧中的鏈式中介作用(研究3)

5 總討論

以“Z世代”為研究對象, 檢驗具備特質正念或參與正念訓練的個體是否更善于從他人視角考慮問題, 傾向于在人際互動中表現出善意關注, 從而作出考量他人的智慧決策。為檢驗這一路徑, 通過3個研究, 利用橫斷測量、正念干預以及社會善念的操縱多種方式進行實驗, 揭示利用正念手段可有效干預“Z世代”群體的智慧培養與發展, 同時驗證在人際互動中, 對他人觀點的采擇有利于和諧的人際管理, 可助個體做出平衡多方利益的決策, 直至實現智慧的共善目標。

5.1 正念與智慧

研究擴充了正念與智慧的現有理論觀點。近年來, 正念領域的理論研究多關注于正念的多維結構, 認為正念是一個復雜概念, 涉及一系列的心理過程(Desbordes et al., 2015), 該理論建構的出發點是研究正念干預能產生廣泛積極結果的原因?；诖苏畹谋姸嗄Ｐ偷靡愿倪M, 以解釋正念如何促成或轉化積極結果, 其正念干預促成智慧轉化便是之一。這一過程包括三種機制：一是自我意識的改變, 包括識別自動化習慣與反應模式, 以及增強對當下身心直接體驗的意識; 二是自我調節的改變, 包括改善情緒調節能力, 增強自我同情、認知靈活性, 同時減少冗思和負面情緒, 增加非依戀性和接納性; 三是加強自我超越性, 這意味著不斷增強的去自我中心化, 更強烈的自我、他人互依程度, 以及更高的同情心。通過正念的這三種機制, 智慧逐漸從對經驗覺察、接納、反思中, 超越智力或知識, 洞察現象本質而獲得發展(Verhaeghen, 2019)。

基于此, 研究一采用五因素正念量表(FFMQ), 從特質層面驗證特質正念與智慧的正相關關系。其中, 對當下直接經驗的描述、觀察、有覺知地行動、非批判成份有利于拓寬視角, 助個體看到現實本質, 從而更大限度提高個體的智慧推理或智慧行為能力。此外, 智慧也需要付諸實際行動, 從微觀層面需要運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對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功能(Grossmann et al., 2020)?？傊? 研究一從特質層面再次驗證現代意義的正念作為一種復雜的多維構念, 可預測智慧, 為正念干預智慧路徑提供初步驗證。

正念既有類特質特征, 也有類狀態特征(Desbordes et al., 2015), 智慧也存在特質與狀態之爭(張昊天等, 2021)。研究一在特質層面驗證了正念對智慧的正向影響, 研究二沿此思路繼續在狀態層面驗證該效應。在進行正念或冥想練習以培養或發展特質正念的過程中, 練習者會不斷反復體驗正念狀態, 而目前研究中正念訓練的時間長短不一, 也并不清楚進行多長時間的正念訓練能培養個體的特質正念, 因培養個體的特質正念需要在理想狀態下進行長時期的追蹤測量, 實施較困難。因此, 在同樣誘發個體正念狀態的條件下, 結合時效性, 研究二采用持續5天的短期正念干預手段, 短暫啟動被試的狀態正念, 從狀態層面探究正念與智慧的關聯。為了檢驗5天正念干預的時間效應, 研究采用重復變換實驗設計(switching replications experimental design) 進行三個時間點的測量, 結果發現短期正念干預可短暫啟動正念狀態, 此操縱有效, 同時正念干預也確可在狀態層面進一步提升個體的智慧思維, 但其效果無法持續較長時間, 若要為智慧發展帶來長久效應, 個體還需堅持進行正念或冥想練習。當面對生活困境問題時, 處于正念狀態下的個體能夠去自我中心, 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 社會善念的作用機制

研究利用五因素正念量表(FFMQ)所測得的正念與社會善念存在顯著的正相關關系。具體表現為正念總分及其觀察、描述、有覺知地行動與社會善念總分及其外傾特質、宜人特質基本兩兩正相關, 暗含社會善念結構的復雜性。同時, 社會善念也指一種“社會心態” (Social Mind), 即在當下的時刻, 以很少或不需要自己付出代價的方式, 識別并滿足他人的需求和愿望(van Doesum et al., 2013)。而正念的多維結構, 包括觀察與描述, 要求個體有意識的覺察當下的直接體驗或內心活動, 并進行客觀描述, 對當前經驗保持好奇心與開放性(Baer et al., 2006), 此階段正與社會善念的第一階段“識別他人需求”相呼應(van Doesum et al., 2013); 社會善念也需表現出親社會行為, 正念的“有覺知地行動”正促使個體將善意的“社會心態”踐行于生活。

此外, 研究初次探索并發現社會善念在正念對智慧效應中的中介作用, 為正念干預智慧提供一條新的間接路徑。以往研究沿用道德基礎(Moral Foundation)框架, 發現正念的多維結構和道德敏感性(ethical sensitivities)之間存在明顯的關聯, 此種關聯可能通過智慧來調節的(Verhaeghen, 2019)。此外, 正念正是在道德與哲學的背景下實踐的, 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, 也是智慧發展的有效路徑。研究一從特質層面進行橫斷自評問卷調查, 結果發現特質社會善念確實能夠積極影響“Z世代”的智慧發展, 同時也能增強正念影響智慧的正向效應。具體言之, 具備正念特質的“Z世代”若具備社會善念這一良好品質, 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使自己和其他人(朋友、家人、同事)受益(Sternberg & Glück, 2021)。同時, 智慧者也往往比普通個體更關心倫理價值觀, 對自己或內群體成員懷仁愛之心, 對整個人類和自然普遍心存的關心(Sternberg & Glück, 2021), 正體現社會善念作為發展智慧人格的潛在機制作用。

虛擬化的社會生活加劇了“Z世代”對人際關系的逃避(Kaplan, 2020), 社會善念作為在人際互動中對他人表達善意的良好品質(田一等, 2021), 對“Z世代”在現實生活中進行人際管理極其重要?；诖? 研究二從現實角度, 進一步利用正念干預在狀態層再次證明社會善念的中介作用。首先, 當啟動狀態正念時, 被試的狀態社會善念與狀態智慧皆有所提高。與以往研究一致, 在正念實踐中, 個體可逐漸培養出一些心理特質, 如洞察力、仁愛、慈悲和自覺性等(Bhikkhu, 2007)。且以往正念的fMRI研究也發現, 處于高水平正念狀態的被試前額葉皮質區域激活較強, 而右側杏仁核反應較弱, 但低水平被試則未有此現象。杏仁核通常與厭惡情緒有關, 也參與道德判斷過程(Creswell et al., 2007)。同時, 正念也可通過增強個體的道德動機與行為表現傾向, 培養利他主義, 消除自我中心視角(Shapiro, 2009; Walsh, 2015), 此時個體能夠對自己意識內容進行更清晰、客觀地把握, 超越自我主體性, 關注他人需求與興趣, 以更廣闊的格局看待事物本身。

正念、社會善念、智慧三者既有類狀態特征, 又有類特質的特征。當前國內鮮少探討三者間的關聯, 更未從狀態與特質兩個層面進行有針對性且全面地探索。由此, 研究從兩個層面剖析正念對智慧的影響, 以及社會善念作為潛在機制的作用, 既拓展正念與智慧的理論基礎, 也從中探索出通過正念培養與發展“Z世代”智慧人格的直接、間接路徑。

5.3 觀點采擇和社會善念的鏈式作用機制

該研究另一個理論貢獻在于豐富了“所羅門悖論”與“當局者迷, 旁觀者清”的中國傳統智慧觀。在研究中表現為觀點采擇作為社會善念的前因變量, 與社會善念共同增強了正念影響智慧的正向效應。簡要地說, 觀點采擇與社會善念在正念對智慧效應中起鏈式中介作用。由此, 提升智慧的核心機制或為利用“自我抽離視角”或“旁觀者視角”把握事件全局的能力, 即觀點采擇能力(Walsh, 2015)。

對道德的追求能有效緩解“所羅門悖論”的負面影響, 降低自我?他人智慧的不對稱性, 即使面對自我的沖突, 也能促使個體產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系, 善良動機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研究中發現, 表現出更高水平的善良動機個體最有可能具備最小化的自我關注(Huta & Ryan, 2010), 能夠在經歷艱難的生活困境后表現出更大的成長與洞察力。正由于個體在追求美德的過程中逐漸減少對自我的關注, 增加對他人經驗和視角的感知, 才能助其實現維持人際和諧的最高目標。當個體進行觀點采擇時, 可有意識地從他人所處情境出發, 站在他人視角思考問題(Galinsky et al., 2008), 以此培養個體在人際互動中對他人善意關注的社會善念水平, 在實現人際和諧的同時, 也有助于個體考量多方觀點與利益, 做出平衡多方利益的決策, 這也是運用智慧實現共善的最終目標(Sternberg & Glück, 2021), 達到培育與發展其智慧的效果。

綜上, 正是基于正念的去自我中心機制, 以及正念訓練增強個體旁觀者省察的能力, 塑造了正念對觀點采擇、社會善念及其智慧的干預路徑。同時, 由于表達社會善念的起點是識別他人想法(van Doesum et al., 2013), 為正念通過影響觀點采擇進而促使個體進行善意選擇, 從而提升其智慧決策能力提供新視角, 即“正念—觀點采擇—社會善念—智慧”的鏈式中介模型成立。

6 局限與展望

當前, “Z世代”已經成為一個值得關注、具有普遍意義的跨領域文化現象。作為當今時代的主力軍, “Z世代”也覆蓋當前各級各類學校教育的主體?；诖? 本研究主要關注如何對“Z世代”科學開展智慧教育, 并利用多種實驗方法探索正念在其中發揮的積極作用。同時, 在該世代人群開展短期干預, 驗證正念培育智慧的穩健性。研究取得了預期成果, 也存在一定局限。首先, 雖然運用操縱、情景模擬等檢驗了變量間的因果關聯, 但未進行長期的縱向追蹤研究檢驗結果, 只驗證了正念在短期內(5天) 效應, 未來研究應更加關注長期的正念干預, 對同一被試進行長期的追蹤研究, 探究能否通過培育青年期個體的特質正念, 從而培養其智慧人格; 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驗進行研究, 缺乏實驗室檢驗以及田野研究, 需要進一步檢驗其生態效度; 第三, 研究從特質與狀態層面對正念、社會善念以及智慧三者的關系進行了探討, 未從兩個層面進一步分析觀點采擇在其中的作用, 因本研究屬于首次探索研究, 研究3僅在特質層面檢驗了觀點采擇與社會善念在正念影響智慧間的鏈式中介, 未完全區分狀態與特質正念, 后續研究將進一步完善; 第四, 社會善念與智慧皆屬于多維的復雜概念, 影響因素眾多, 除了觀點采擇外, 移情關懷、共情等也是潛在因素, 更是未來的研究議題, 后續研究需要綜合考慮多種因素, 完善其理論模型與實踐路徑; 最后, 正念來源于佛教, 基于互依自我文化背景進行練習, 或可增加互依自我個體的親社會傾向, 但可能會降低獨立自我個體的親社會傾向(Poulin et al., 2021), 而“Z世代”被認為是獨立、個性的一代, 受西方文化影響較深, 更崇尚個體主義(蔡華儉等, 2020), 因此, 未來研究也需要細致考慮“Z世代”的自我類型, 以及不同自我類型在正念推動智慧發展中的文化效應。

7 結論

研究基于特質與狀態兩個層面考察智慧的正念干預路徑, 檢驗社會善念在其中的作用機制, 同時解決在研究中發現的新問題, 即觀點采擇是否作為社會善念的前因變量與其共同起作用, 由此得出以下結論：

(1)無論在特質層或狀態層, 正念皆能穩定地正向預測智慧。

(2)包括觀察、描述、有意識地行動、不判斷、不反應的多維特質正念與社會善念存在顯著的相關關系, 且正向預測社會善念。

(3)社會善念在正念影響智慧間發揮著穩定的中介作用, 高社會善念者更能增強正念對智慧的正向影響。

(4)研究中對觀點采擇這一變量的關注確有必要, 該變量和社會善念共同增強正念對智慧的正向效應, 構成“正念—觀點采擇—社會善念—智慧”的鏈式中介模型。

致謝：正念啟動音頻來源于中國心理學會正念心理學專業委員會抗疫公益指導音頻, 感謝專委會的組織征集與專家評定; 感謝北京師范大學心理學部徐慰副教授給予正念相關方面的悉心指導。

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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

* 國家自然科學基金面上項目(31971014)、2020年度江蘇省第五期“333高層次人才培養工程”科研資助項目“文化對個體智慧表現的影響及機制”、2021年度博士學術新人計劃項目以及2022年江蘇省研究生科研與實踐創新計劃項目資助

汪鳳炎, E-mail: fywangjx8069@163.com

B849: C091