简短正念冥想中的注意力过程以及对内群体和外群体痛苦的社会情感反应

《Acta Psychologica》：Attentional processes in brief mindfulness meditation and socio-affective responses to in-group and out-group suffering

　　加布里埃拉·戈尔斯卡|帕维尔·霍拉斯
国家信息处理研究所（NIPI），独立大道188b号，00-608，华沙，波兰

**摘要**
共情和同情心通常是在面对他人痛苦时产生的，但当受害者属于外部群体时，这些情绪可能会受到抑制。正念冥想可能通过减轻痛苦和促进同情反应来帮助克服这些障碍。在这项研究中，我们测试了10分钟的正念干预是否能够增强对内部群体和外部群体痛苦的共情和同情反应。共有83名参与者完成了社会情感视频任务（SoVT），对八个描绘痛苦的视频进行了评分。我们将正念音频记录条件与在时长和语言结构上相匹配的主动对照组进行了比较。正念音频的重点是关注呼吸和身体感觉，并没有明确提及对自己或他人的同情。干预并没有显著增加共情痛苦或同情心。然而，参与者报告了对外部群体成员的共情痛苦和同情心显著增加。值得注意的是，通过一个关于正念状态的量表测量到的关注呼吸的能力，中介了干预对同情心、缓解感和痛苦评分的显著影响。这些发现强调了注意力过程作为短期正念实践可能影响社会和情感反应的中介机制的潜在作用。这些发现应被视为初步结果，需要在更大样本中得到验证。我们讨论了这些发现对正念干预设计、正念状态测量以及使用基于视频的范式研究群体间共情和同情心的影响。

**1. 引言**
1.1. 共情和同情心
共情和同情心是两种在社会情感中起着关键作用的状态，它们有助于培养亲社会思维、态度和行为（Singer & Klimecki, 2014）。同情心被定义为一种对痛苦者的温暖和关怀，伴随着强烈的帮助他们的动机（de Vignemont & Singer, 2006; Singer & Klimecki, 2014）。它包括情感和动机成分，这些成分在预测帮助意图方面被认为至关重要，并可能导致帮助行为（Gilbert, 2019）。尽管共情和同情心相关，但我们遵循Singer和Klimecki（2014）提出的区分，将它们视为独立的构念，而不是将同情心视为共情的子组成部分。共情由两个主要成分组成：认知成分和情感成分（Davis, 1983）。在本研究中，我们特别关注情感共情，即分享他人情感并在目睹他人痛苦时产生情感共鸣的能力（de Vignemont & Singer, 2006; Klimecki et al., 2014; Leigh et al., 2013; Singer & Klimecki, 2014; Thompson et al., 2022）。当个体想象或观察到他人的痛苦时，这种形式的情感共情尤为重要，它提供了一个探索目睹他人痛苦的情感影响的视角。
同情心与共情类似，也是复杂而多方面的。一项元分析试图给出一个明确的定义，从中提取了同情心的五个关键特征：“1）识别痛苦；2）理解人类经历中痛苦的普遍性；3）对痛苦者产生共情并产生情感共鸣；4）容忍因痛苦而产生的不适情绪（如痛苦、愤怒、恐惧），从而保持开放并接受痛苦者；5）采取行动缓解痛苦的动机”（Strauss et al., 2016, p. 19）。这些特征既适用于对他人的同情也适用于对自己的同情（Strauss et al., 2016; Neff, 2003）。在本研究中，我们强调了这种区分，因为同情心和自我同情在这里有不同的作用。同情心可以像共情一样针对他人，作为对他人痛苦的反应，可以通过各种形式的冥想训练来培养（Klimecki et al., 2013, Klimecki et al., 2014）。另一方面，自我同情被认为是促进亲社会变化的正念相关因素，在本研究中也是这样理解的（参见：正念冥想的机制，第4页；Baer, 2010; Neff, 2003）。尽管共情和同情心是可塑的（Klimecki et al., 2013），但它们似乎是对痛苦的部分自动和直觉反应（DeSteno, 2015; Rameson et al., 2012）。先前的研究表明，它们容易受到偏见的影响——当出现社会偏见（如冲突、偏见或攻击性）时，共情反应可能会消失（Cikara et al., 2014）。已经开发了多种干预措施来解决对外部群体成员的共情和同情反应减少的问题。这些方法通常侧重于重塑对外部群体的看法、扩大内部群体边界或提高换位思考和心理化能力（Behler & Berry, 2022; Fuochi et al., 2018; Mashuri et al., 2017; Schumann et al., 2014; Tarrant et al., 2009）。虽然许多这些干预措施依赖于个人、互联网辅助或想象中的与特定少数群体的接触（Paluck et al., 2021），但对于不同时针对单一外部群体的方法了解较少。正念冥想可能通过培养非评判性和自我同情的心态提供一种有前景的替代方案，从而可能将这些品质扩展到他人身上（Kabat-Zinn, 1994; Neff, 2003; Raab, 2014）。

1.2. 正念冥想
正念是一种有意识的觉察，它源于有意将注意力转向当下，并采取非评判的态度（Kabat-Zinn, 1994）。多项研究表明，正念冥想训练可以通过减少个人痛苦（如过度兴奋的负面影响）来影响个体的社会反应（Birnie et al., 2010; Eisenberg & Eggum, 2009; Thomas, 2012）。先前的研究一致表明，正念训练可以增强对受苦者的同情（Condon et al., 2013; Conversano et al., 2020; Lim et al., 2015; Tarrasch et al., 2020）。此外，正念还可以减弱与外部群体成员相关的负面词汇之间的关联，从而削弱隐性的负面联系（Lueke and Gibson, 2015, Lueke and Gibson, 2016）。Oyler等人（2022）的一项最新元分析进一步支持了正念冥想在减少对外部群体的共情和同情方面的有效性。然而，关于短期正念训练是否能达到这种效果以及其可能的作用机制知之甚少。

1.3. 正念冥想的机制
已经提出了几种与正念冥想相关的机制来解释其对共情和同情的影响。其中一个关键机制是“去中心化”，即从客观的第三方视角观察自己的思想和感受（Brown et al., 2015）。研究表明，去中心化可以在正念的不同方面和共情之间建立积极的联系（Fuochi & Voci, 2020），尽管一开始可能会引起悲伤的感觉，但它可以帮助个体在观察他人痛苦时调节情绪（Martin-Allan et al., 2021）。正念训练作用机制中的另一个关键因素是自我同情，即在困难时期以善意和理解对待自己（Baer, 2010; Neff, 2003）。研究表明，自我同情与共情的多个方面相关，包括换位思考、共情关怀、个人痛苦和同情（Birnie et al., 2010; Kingsbury, 2009; Neff & Pommier, 2013）。此外，研究还表明，自我同情中介了正念干预在减轻压力和情绪痛苦方面的效果（Gu et al., 2015; Holas & Ward?szkiewicz, 2026）。值得注意的是，自我同情还被发现可以通过扩大内部群体的感知边界来减少偏见（Fuochi et al., 2018）。

1.4. 干预的持续时间
关于基于正念的干预措施对心理福祉的影响，现有研究结果不一。例如，一项元分析报告称干预时长对痛苦没有显著影响（Dawson et al., 2020）。一项纵向准实验研究发现，4周和标准的8周计划在外部情感或韧性等结果上没有差异；然而，在训练六个月后，标准长度的干预组表现出更高的自我善意（Demarzo et al., 2017）。其他研究在包括心理福祉、特质正念和痛苦在内的各种变量上没有发现显著差异，而干预组间的时间差异并未预测结果（Fincham et al., 2023; Ribeiro et al., 2018）。尽管证据尚无定论，但一项关于正念冥想对群体间关系影响的元分析表明，只有更长时间的干预才能带来更显著的改善（Oyler et al., 2022）。相比之下，另一项关于正念冥想对减少群体偏见影响的元分析未发现干预时长的效果（Chang et al., 2024）。鉴于这些混合的结果，我们认为关注正念冥想的即时、短期效果——而不是长期结果——将更有助于推进当前研究，因为它提供了更详细、更全面的视角。

1.5. 当前研究
当前研究的主要目标是评估短期正念训练是否可以减少群体间的共情偏见，并增加对受苦外部群体成员的同情。我们还旨在评估这一效果的可能机制。具体来说，我们研究了短期正念训练对内部群体和外部群体成员的个人痛苦和同情的影响。当前研究是更广泛的预注册项目（https://osf.io/ek63f/overview）的一部分，其结果被分为两份独立的手稿。第一份手稿关注短期正念训练对所有人个人痛苦和同情的一般影响，而本文则专门探讨群体间共情偏见中的共情和同情。当前研究保持相同的假设、样本量和方法，关键区别在于关注内部群体与外部群体成员。基于上述文献，我们提出以下假设：
1) 与控制组相比，短期正念训练会更大程度地增加对受苦外部群体成员的同情，因为先前的研究表明即使是很短的正念训练也能增强同情（Fernando et al., 2017; Tripathi & Mulkey, 2023）。
2) 对外部群体成员的个人痛苦会减少，同时同情心会增加。这种针对外部群体的痛苦减少，以及对外部群体的同情增强的效果，应该比内部群体成员和对照组更明显。这一假设基于先前的研究，包括一项元分析表明短期正念干预可以产生小幅但显著的负面情感减少（Schumer et al., 2018）。
基于这些前提，我们提出以下假设：
H1. 短期正念训练将导致对受苦外部群体成员的同情和自我痛苦相对于内部群体成员的增加。
H2. 心理去中心化和自我同情将中介正念训练与对照组在内部群体和外部群体成员的同情和痛苦方面的效果。
H2a. 心理去中心化和自我同情将在正念训练组中中介对外部群体成员的更大同情（相对于内部群体成员）。
H2b. 心理去中心化和自我同情将在正念训练组中中介对外部群体成员的更低个人痛苦（相对于内部群体成员）。

**2. 方法**
2.1. 研究设计
我们设计了一项混合研究实验，比较了两组（正念组与主动对照组）之间的差异，以及参与者对外部群体和内部群体成员痛苦反应的差异。该研究已获得机构伦理委员会的批准，并遵循了涉及人类参与的赫尔辛基研究规则。

2.2. 程序
共有416名成年人（年龄18岁及以上）参与了筛选研究。招募工作由第三方研究机构（ARC Rynek i Opinia Ltd.）使用其专有参与者数据库进行。该机构未参与研究设计的准备工作，也不了解本研究的目的或假设。只有那些没有正念冥想经验或仅尝试过一次正念冥想的人才有资格参与研究，以避免先前正念经验可能产生的混淆效应（n = 317）。由于本研究涉及潜在令人痛苦的视频，我们要求317名被接受的参与者完成抑郁焦虑压力量表（Lovibond & Lovibond, 1995）的测试。那些回答在平均值两个标准差范围内的参与者被允许继续参与（n = 121）。其余参与者接受了基线共情水平（通过人际关系量表（Davis, 1983）；排除了幻想量表）、特质同情心（通过Santa Clara简短同情心量表（Plante, 2022; Plante & Mejia, 2016））和特质正念（通过五因素正念问卷（Baer et al., 2006）的测试）。该程序的实施是为了控制与稳定特质差异相关的潜在混淆效应，而非状态依赖性反应。这些特质在随机分组间进行了比较，以确保基线时的等效性。招募程序如图2所示。最终，有83名通过筛选的参与者（随机分为两组：接受冥想训练的实验组与进行主动控制任务的对照组）完成了主要实验问卷的填写。

我们发现样本量对于本研究来说是足够的，这与以往使用简短正念训练的研究结果一致，例如关于减少偏见的研究中每组大约有30-40名参与者（Lueke和Gibson, 2015；Lueke和Gibson, 2016），关于工作记忆的研究也有类似的组规模（Banks等人, 2015），关于疼痛相关痛苦的研究使用了更小的组规模（Ussher等人, 2014），以及关于初学者的注意力的研究每组少于20名参与者（Norris & Creem, 2017）。在所有这些情况下，每组40名或更少的参与者就足以追踪简短正念训练的状态效应。

为了排除任何潜在的异常值，我们检查了数据中是否有点超出平均值三个标准差的情况。我们发现了两名在SoVT同情心评分中低于平均值三个标准差的参与者，因此，在后续分析中排除了他们。

研究是通过第三方调查平台在线进行的。参与者被随机分为两组：实验组或对照组。这两组作为组间条件，而参与者反应的组内因素比较则是基于社会情感视频任务（Socio-affective Video Task），该任务测量了对群体内外成员痛苦的反应。

在实验组中，参与者接受了冥想训练，而对照组则听了一段关于波兰Magurski国家公园的文字描述（基于Norris & Creem, 2017的研究）。录音的长度相同。在正念条件下，一段10分钟的音频录像包含了冥想指导，基于常用的正念冥想方法（Kabat-Zinn & Hanh, 2009），重点关注自我、身体体验以及内在的思想和情绪，没有直接涉及对他人的共情或同情。冥想或聆听结束后，参与者立即回答了操控检验问题。然后他们观看了SoVT视频，并对每个视频后的同情心和个人痛苦程度进行了评分。接下来，他们回答了问卷，首先是自我评分的形容词题目，其次是两个问卷，分别涉及：第一是去中心化（Toronto Mindfulness Scale；Lau等人, 2006），第二是自我同情（Neff等人, 2021），这两个问卷以随机顺序呈现。最后，参与者使用情感温标（feeling thermometer）对自己的群体偏见进行了评分。

操控检验包括五个陈述，用于评估参与者的听觉体验。在这五个项目中，有两个评估了身体感觉（例如，“我在练习过程中意识到了自己的身体感觉”），一个评估了专注于音频内容的能力，另外两个评估了整体体验（例如，“听这段音频对我来说很困难”）。这些项目涉及呼吸冥想的核心要素，即关注当下的焦点，改编自Berry等人2018年和2020年的两项研究。参与者使用5点李克特量表（Likert scale）对每个陈述的认同程度进行评分，范围从1（“完全不符合我的体验”）到5（“非常符合我的体验”）。由于身体感觉项目针对的是与感知质量在概念上不同的听觉体验方面，因此该量表的整体内部一致性较低（Cronbach's α = 0.68）。因此，在分析实验操控的效果时，并没有合并这些概念上不同的项目。

社会情感视频任务（Socio-Affective Video Task）是一种工具，通过使用短视频和自我评估来测量共情和同情（Klimecki等人, 2013；Klimecki等人, 2014）。在原始研究中，参与者观看了一组描绘人们处于痛苦或日常状态中的短视频。每个视频大约持续18秒。参与者在三个独立的量表上对自己的共情、负面情感和正面情感进行了评分，范围从0到10（Klimecki等人, 2013；Klimecki等人, 2014）。在我们的研究中，我们仅使用了展示了他人处于痛苦中的视频，并将它们分为两组：内群体和外群体。内群体视频中的个体是白种人和高加索人，而外群体视频中的个体是有色人种。参与者观看了八个短视频：四个内群体视频和四个外群体视频。这些视频来自原始的SoVT视频集，并在一位外部专家的协助下进行了配对，同时考虑了所描绘的主角和社会类别的平衡。具体来说：（1）我们排除了任何与军事或战争相关的视频，以避免政治影响；（2）视频如同原始研究那样无声播放，因此没有给参与者提供任何语言线索；（3）在两组中，描绘儿童、残疾人和医院/紧急情况的数量均等。此外，我们在视频的背景特征、所描绘的痛苦类型以及整体情感强度方面尽可能进行了匹配。在展示实验视频之前，参与者被告知材料可能包含令人不适的内容。然后他们被要求在每个视频后评价自己的情绪反应，这是主要任务，并提供了一个示例视频和样本问题。具体来说，参与者被要求使用0到10的量表评价自己的情绪反应（0表示“没有这种感觉”，10表示“我强烈感受到这种感觉”）。每个量表都附有说明所评估情绪的标题，如图3所示。这三个维度对应于关键变量：（a）与痛苦个体的情绪共鸣（称为痛苦评分），（b）缓解个体痛苦的意愿（缓解评分），以及（c）对个体的同情（同情评分）。

对于每个评分维度（同情、缓解和痛苦），我们分别计算了内群体和外群体条件的平均分数。内群体和外群体条件的三个子量的Cronbach's alpha值均达到了令人满意的水平：a）内群体痛苦，α = 0.87；外群体痛苦，α = 0.83；b）内群体缓解，α = 0.86；外群体缓解，α = 0.81；c）内群体同情，α = 0.86；外群体同情，α = 0.81。当前使用的SoVT程序如图3所示。

在比较反应时，我们发现了两个视频——一个代表内群体，一个代表外群体——显著降低了反应分数。具体来说，这两个视频都描绘了在医疗环境中受苦的主角。在内群体代表的视频中，主角是一位年轻的白人女性，她有深色的头发，正在有节奏地摇晃身体，并用手遮住脸。外群体视频分为两部分：第一部分展示了一个皮肤较深的男孩在窗户旁摇晃；第二部分展示了两名青少年，可能是一女孩和一名男孩，坐在医疗环境中的长椅上。女孩也在摇晃，而男孩看起来明显很痛苦，可能赤裸着。我们决定验证从统计角度排除这两段视频的反应是否合理，并使用Lavaan（版本0.6–18）进行了验证性因素分析，比较了基于所有八个视频的模型和排除这两个问题视频的模型。对于每个SoVT评分，当排除这两个视频时，模型拟合指标显示出更好的结果，这可以在表2（补充材料）中看到。为了使文本清晰简洁，这里我们将展示排除这些视频的结果（六视频模型），而所有视频的分析结果（全视频模型）则在补充材料中呈现。

此外，还使用问卷评估了其他变量。State Self-Compassion Scale - Short Form（Neff等人, 2021）包含6个项目，例如“我对自己感到不耐烦和没有耐心”，答案范围从1（“完全不适用于我”）到5（“非常适用于我”），最后三个项目是反向的。我们计算了所有回答的平均值。通过对波兰语版本的初步研究，发现冥想组的平均值（3.38）高于对照组（3.26），n = 28。Cronbach's Alpha值不令人满意：α = 0.125。我们进行了因子分析，发现三个（反向的）项目的因子载荷为负。我们特别针对反向项目提出了类似的反对意见（Muris, 2016；Neff, 2016）。因此，我们决定不在后续分析中使用该量表。

我们使用Toronto Mindfulness Scale - State（TMSS；Lau等人, 2006）来测量去中心化（不包括好奇心子量表）。去中心化子量表包含7个项目，例如“我意识到自己的想法和感受，但没有过度认同它们”，答案范围从0到4。我们计算了去中心化的平均值和Cronbach's Alpha值（结果令人满意：α = 0.763）。

在展示实验视频之前，参与者被告知材料可能包含令人不适的内容。然后他们被要求在每个视频后评价自己的情绪反应作为主要任务，并提供了一个示例视频和样本问题。具体来说，参与者被要求使用0到10的量表评价自己的情绪反应。每个量表都附有说明所评估情绪的标题，如图3所示。这三个维度对应于关键变量：（a）与痛苦个体的情绪共鸣（称为痛苦评分），（b）缓解个体痛苦的意愿（缓解评分），以及（c）对个体的同情（同情评分）。

对于每个评分维度（同情、缓解和痛苦），我们分别计算了内群体和外群体条件的平均分数。内群体和外群体条件的三个子量的Cronbach's alpha值均达到了令人满意的水平：a）内群体痛苦，α = 0.87；外群体痛苦，α = 0.83；b）内群体缓解，α = 0.86；外群体缓解，α = 0.81；c）内群体同情，α = 0.86；外群体同情，α = 0.81。目前使用的SoVT程序如图3所示。

在比较反应时，我们发现了两个显著降低了反应分数的视频——一个代表内群体，一个代表外群体。具体来说，这两个视频都描绘了在医疗环境中受苦的主角。在内群体代表的视频中，主角是一位单身的年轻白人女性，她有深色的头发，正在有节奏地摇晃身体，并紧张地用手遮住脸。外群体视频分为两部分：第一部分展示了一个皮肤较深的男孩在窗户旁摇晃；第二部分展示了两名青少年，可能是一女孩和一名男孩，坐在医疗环境中的长椅上。女孩也在摇晃，而男孩显然很痛苦，可能没有穿衣服。我们决定验证从统计角度来看排除对这些特定视频的反应是否合理，并使用Lavaan（版本0.6–18）进行了验证性因素分析，比较了基于所有八个视频的模型和排除这两个问题视频的模型。对于每个SoVT评分，当排除这两个视频时，模型拟合指标显示出更好的结果，这在表2（补充材料）中可见。为了确保文本的清晰简洁，这里我们将展示不包括这些视频的结果（六视频模型），而所有视频的分析结果（全视频模型）则在补充材料中呈现。

使用问卷还评估了其他变量。State Self-Compassion Scale - Short Form（Neff等人, 2021）包含6个项目，例如“我对自己感到不耐烦和没有耐心”，答案范围从1（“完全不适用于我”）到5（“非常适用于我”），最后三个项目是反向的。我们计算了所有回答的平均值。波兰语翻译的初步研究表明，冥想组的平均分（3.38）高于对照组（3.26），n = 28。Cronbach's Alpha值不令人满意：α = 0.125。我们进行了因子分析，发现三个（反向的）项目的因子载荷为负。我们发现针对反向项目的类似反对意见（Muris, 2016；Neff, 2016）。因此，我们决定不在后续分析中使用该量表。

我们使用Toronto Mindfulness Scale - State（TMSS；Lau等人, 2006）来测量去中心化（不包括好奇心子量表）。去中心化子量表包含7个项目，例如“我意识到自己的想法和感受，但没有过度认同它们”，答案范围从0到4。我们计算了去中心化的平均值和Cronbach's Alpha值（结果令人满意：α = 0.763）。

情感温标（使用Alwin, 1997；Wilcox等人, 1989设计的温度计图片）标记从?50（冷）到50（暖），参与者对SoVT视频中出现的三个不同社会群体的人（残疾人、有色人种和穆斯林）的态度（感到温暖或冷漠）进行了评分。

83名参与者符合实验研究的标准并完成了招募程序。其中38名为女性，43名为男性（平均年龄M = 37岁；年龄范围从20岁到54岁）。我们变量的描述性统计数据显示在表1中。参与者被随机分为两组：实验组和控制组。他们通过同意研究的条款和条件（包括通用数据保护条例（GDPR）提供了知情同意。他们还被告知所观看的视频可能会引起不适，并被建议如果感到任何不适可以停止研究。

表1. 主要研究变量的描述性统计摘要。

变量 组别 平均值 标准差 中位数 最小值 最大值
同情评分，外群体 8.19 1.14 6 8.25 5.50 10
缓解评分，外群体 8.24 1.48 8.50 5.50 10
同情评分，内群体 8.25 6.11 6 8.25 5.75 10
缓解评分，控制组 8.08 3.19 4 8.50 4.50 10
痛苦评分，外群体 7.45 8.13 4 7.25 4.50 10
同情评分，内群体 6.76 2.18 6 7.25 9.75 10
缓解评分，内群体 6.73 2.18 6 6.50 2.25 10
痛苦评分，内群体 6.20 8.19 16 2.25 10
缓解评分，内群体 6.21 2.06 6.25 2.25 10
去中心化 3.43 9 0.63 13.35 7 2.42 9
温标（残疾） 3.43 9 0.63 13.35 7 2.42 9
温标（有色人种） 3.17 8 1.74 23.6 ?2 9
温标（穆斯林） 15.55 23.20 6 16.5 ?4 15
注：操作变量的描述性统计。注：同情评分，外群体：社会情感视频任务，仅针对外群体受苦者的同情评分；缓解评分，外群体：社会情感视频任务，仅针对外群体受苦者的缓解评分；痛苦评分，外群体：社会情感视频任务，仅针对外群体受苦者的痛苦评分；同情评分，内群体：社会情感视频任务，仅针对内群体受苦者的同情评分；缓解评分，内群体：社会情感视频任务，仅针对内群体受苦者的缓解评分；痛苦评分，内群体：社会情感视频任务，仅针对内群体受苦者的痛苦评分；SCS - State Self-Compassion Scale - Short Form；去中心化 - Toronto Mindfulness Scale（仅去中心化子量表）；Disab - 残疾人，PoC - 有色人种，Mus - 穆斯林。

参与者没有被直接询问他们的种族、宗教或其他身份信息。与其他国家相比，波兰社会相对同质化，超过90%的公民声明自己的种族仅为波兰人（Gudaszewski, 2015），大多数居民是基督教徒（Statistics Poland, 2024a, Statistics Poland, 2024b），并且没有任何人声明有残疾（Statistics Poland, 2024a, Statistics Poland, 2024b）。然而，如前一节所述，为了控制对任何描绘的外群体的个人偏见，我们进行了情感温标测试，并将这些结果纳入了统计验证的模型中。

在分析中，我们计划使用R Studio（版本2022.12.0）进行组间比较和中介作用测试。预先注册的分析计划包括组间效应的混合ANOVA。如果ANOVA的假设不成立，我们将使用非参数等效方法。中介作用分析将使用PROCESS（Hayes, 2012）进行。由于方差同质性的假设没有得到满足（F(1,79) = 3.98，p = .049），我们使用了非参数检验来分别验证各组之间的操控检查问题：问题1（“在听音频时，我的注意力集中在呼吸上”）：X2 (1, 79) = 25.928，p < .001；问题2（“在听音频时，我意识到了呼吸引起的身体感觉”）：X2 (1, 79) = 11.949，p = .001；问题3（反向表述，“我试图逃避音频内容”）：X2 (1, 79) = 0.085，p = .771；问题4（“听音频对我来说很容易”）：X2 (1, 79) = 0.484，p = .487；问题5（反向表述，“听音频让我感到不适”）：X2 (1, 79) = 0.024，p = .877。我们发现前两个问题在实验组和对照组之间存在显著差异，这是一个令人满意的结果。其余问题旨在确保无论在何种条件下都能获得高质量的音频体验，这一点通过操控检查的问题3、4和5得到了验证。

3.2. 假设1验证了与对照组相比，短暂的正念训练对内群体和外群体成员的同情心和痛苦感的影响。我们检查了混合设计方差分析的假设。使用Shapiro-Wilk检验发现了一些正态性偏离（对照组成员的痛苦感：W = 0.933，p = .025；对照组成员的同情心：W = 0.908，p = .004；对照组和外群体成员的缓解感：W = 0.911，p = .005；实验组的外群体成员的缓解感：W = 0.948，p = .055）。由于这些偏离以及组大小的原因，我们决定使用nparLD包实现一个非参数的混合设计方差分析方法，该方法基于Wald统计量（Noguchi等人，2012年）。图4显示了与我们的假设相反的结果：在所有SoVT评分中，对外群体的反应都高于对内群体的反应。我们对只有六个视频的SoVT进行了相同的分析，发现了相同的结果模式。所有组间比较的效果见表2。

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图4. 组别条件（冥想与对照组）和视频条件（内群体与外群体）对SoVT评分的影响：a) 缓解感评分；b) 同情心评分；c) 痛苦感评分。所呈现的效果包括对六个SoVT视频的反应。

表2. 使用非参数Wald检验对假设1的分析结果。每个效应都是针对包含6个SoVT视频的模型计算的。

SoVT评分
主要音频效应
主要视频效应
混合音频*视频效应
Wald统计量
p值

Post-hoc功效分析是为了评估研究的敏感性，考虑到观察到的样本量（n = 79）、观察到的效应大小以及α水平为0.05。对于音频效应，观察到的功效非常低（≈ 0.05）。对于主要视频效应，在所有SoVT评分中观察到的功效都很高（≈ 0.99）。对于混合效应，观察到的功效较低：同情心和缓解感约为0.059，痛苦感约为0.142。这些功效估计是使用G*Power（Faul等人，2009年）计算得出的，旨在辅助解释非显著发现；我们强调观察到的效应大小和95%置信区间作为主要证据。更多关于效应大小的信息（以相对处理效应的形式报告）可以在补充材料中的表6（SoVT缓解感）、表7（SoVT同情心）和表8（SoVT痛苦感）中找到。

3.3. 假设2验证了中介作用在预测SoVT评分中内群体与外群体反应方面的影响。我们只纳入了一个中介变量“去中心化”，因为“状态自我同情量表-简版”的可靠性非常低，无法适当地纳入统计测试中。我们使用了Macro Process（Hayes，2012年）方法，分别对每个子组（内群体与外群体）进行了分析，并进行了10,000次重采样的自助法。由于间接效应的符号相同且假设是预先设定的，因此建议比较部分标准化效应之间的原始差异（Coutts & Hayes，2022年）。包括六个视频的SoVT模型的效应见表3（所有视频模型的分析见补充材料中的表4）。重要的是，6个视频模型和8个视频模型的结果呈现了相同的模式。

表3. 根据条件（冥想与对照组）和视频条件（内群体与外群体）对同情心、缓解感和痛苦感评分的回归分析。

基于Macro Process的结果分析，我们不能接受假设（H2），即去中心化会对缓解感、同情心和痛苦感评分有显著中介作用。

总结来说，正念相关的操控检查问题显示实验组和对照组之间存在显著差异，这与预测一致。对于假设1，我们发现对外群体的同情心、缓解感和痛苦感评分有显著增强。然而，与我们的预期相反，这种效应并未受到音频条件（正念与对照组）的影响。因此，更强的同情心和个人痛苦感并不依赖于实验操控，根据数据，我们无法验证假设1。同样，包含一个中介变量的研究模型（假设2）也没有得到支持，因为去中心化并未显著中介音频条件与任何SoVT评分之间的关系，无论视频中描绘的是内群体成员还是外群体成员。

3.4. 在我们的探索性分析的第一步中，我们将对外群体的感受作为协变量纳入了假设2中提出的模型。分析显示，对残疾人的感受是两个结果指标的显著预测因素：对外群体的同情心，t(5; 73) = 2.03，p = .046，95%置信区间[0.0004, 0.05]；对外群体的痛苦感，t(5, 73) = 2.26，p = .03，95%置信区间[0.004, 0.06]。然而，在针对外群体、内群体或所有群体的自助法分析中，这些协变量均未显示出显著性。尽管统计上显著，但这些效应应在整体结果的背景下谨慎解读，因为置信区间接近零，表明其稳健性有限，且自助法分析中的非显著性可能表明这些探索性发现较为脆弱，可能会产生膨胀的效应估计。此外，使用音频条件作为自变量、两个中介变量（操控检查问题1/2和去中心化）以及因变量（区分内群体/外群体的SoVT测量）的自助法分析见表4（所有视频模型的分析见补充材料中的表5）。与之前的分析一致，结果显示出统计上显著的效应；然而，自助法置信区间接近零，表明稳健性有限，因此需要谨慎解读这些发现。

其次，我们使用两个操控检查问题进行了序列中介分析：问题1（“在听音频时，我的注意力集中在呼吸上”）和问题2（“在听音频时，我意识到了呼吸引起的身体感觉”）。这两个问题捕捉了正念冥想的核心组成部分，即对当前时刻体验的持续关注，重点放在呼吸上（Kabat-Zinn & Hanh，2009）。值得注意的是，这些问题是研究中唯一能有效区分实验组和对照组的问题。使用音频条件作为自变量、两个中介变量（操控检查问题1/2和去中心化）以及因变量（区分内群体/外群体的SoVT测量）的自助法分析结果见表4（所有视频模型的分析见补充材料中的表5）。与之前的分析一致，结果表明效应具有统计显著性；然而，自助法置信区间接近零，表明稳健性有限，因此应谨慎解读这些发现。我们发现，只有对残疾人的情感是一些SoVT结果（即：对外群体的同情和对外群体的痛苦）的显著预测因子。这表明，参与者可能会认为外群体情境中的视频人物需要帮助（Fiske, 2015）。这一效应意味着，在使用视频来测量外群体偏见时，必须特别关注混淆变量，并需要独立评估者的意见，特别是在主角身上可以观察到多个属于外群体的原因时。对外群体苦难的更高程度的痛苦和同情反应可能反映了当前研究中没有直接呈现的一个因素——对全球南方的刻板印象。正如一些学者所论证的，对全球南方的看法往往受到后殖民视角的影响，当代的描绘（如对非洲的描绘）加剧了现有的刻板印象（Hungerford等人，2023）。另一项研究表明，即使是没有明确确认刻板印象的描绘，观察者也可能通过刻板印象的视角来解读，这种现象被称为“刻板印象牵引”（Jha等人，2024）。同一项研究还表明，全球南方国家经常被与“贫穷”、“疾病”或“瘦弱”等词语联系在一起。我们得出结论，在研究中展示正在受苦的有色人种视频需要特别小心，不仅是为了避免强化刻板印象，也是为了挑战它们，尤其是在人类物化的敏感背景下。参与者可能有倾向于将刺激与刻板印象相对应的心理表征对齐的倾向。这些表征“可能导致真正的‘污名理论’，这些理论维持社会不平等，通过道德考虑排除和边缘化外群体”（Crapolicchio等人，2022），并可能使人们认为外群体成员能力较低，因此需要帮助（Fiske, 2015）。另一方面，未来的研究不仅要考虑视频中呈现的社会群体，还需要进一步研究参与者所属的种族/国家群体。潜在地，参与者对外群体的更高同情和痛苦反应可能是由于对陌生人的更强关怀——更大的好客心（或愿意对外群体更加开放），甚至是内群体偏见的表现。支持这一点的是，最近对进步政治的深入分析强调了美国白人自由派对于黑人的情感温度计发生了不寻常的变化：“白人自由派现在更有可能表示他们对白人有负面情绪——这个群体可能包括他们的父母和其他亲密亲属——而黑人美国人则不然”（Mounk, 2024）。对中欧国家这一趋势的更深入分析可以解释我们在各自文化框架内获得的效果。此外，在群体间关系研究中使用来自原始SoVT的真实生活视频代表了一种相对新颖但具有风险的方法学选择。在这项研究之前，SoVT主要用于测量个体对视频中描绘的苦难存在或消失的瞬间情感反应（Klimecki等人，2013，Klimecki等人，2014）。这些视频旨在捕捉同情和痛苦等反应（通常被概念化为积极和消极的情感），但没有区分视频主角的社会群体。在本研究中，我们旨在考虑这些社会关联，并在从原始SoVT集中选择视频时遵循严格的方法论，如方法部分所描述的。由于我们的结果显示，当参与者接触到外群体与内群体的苦难时，同情和痛苦存在显著差异，因此视频选择可以被认为是有效的。使用视频来测量群体间同理心偏见是该领域的一个新颖方法，我们建议需要进一步的研究来评估其相对于其他方法的实用性。

基于我们之前的发现（[匿名ized]）以及对两个与正念相关的操纵检查项目的显著效果，我们检验了包含这些测量的序列中介模型。两步中介分析显示，当注意力集中在呼吸上（“在听音频时，我的注意力集中在呼吸上”）作为初始中介，以及去中心化作为后续中介时，存在显著的间接效应。当将呼吸相关身体感觉的意识作为初始中介时，也出现了类似的、但较弱的模式。总体而言，与假设2相关的结果以及随后的探索性分析表明，有意将注意力集中在呼吸上的能力可能会启动促进对受苦个体更具同情心和同理心反应的下游过程。然而，由于只有间接路径达到统计显著性，这些发现应谨慎解释，不应得出强有力的因果结论。重要的是，这些结果提出了一个更广泛的概念性问题，即什么构成了正念冥想及其哪些组成部分可以被视为其更直接或下游的效果。根据Brown和Ryan（2003）提出的有影响力的模型，正念被概念化为一种对当下体验的接受性和注意力的状态和特质。在这个框架内，有意图地调节注意力——特别是对呼吸或身体感觉的注意力——可以被视为一个基础过程，但它不同于随后的态度和调节结果，如去中心化和增强同理心反应。与这一观点一致，并得到我们之前的研究和先前工作的支持（Górska & Holas, 2025），我们建议，对当下体验的注意力集中构成了正念实践的核心组成部分，而亲社会反应的变化可能反映了下游后果，而不是简短正念干预的直接效果。这一概念支持我们将操纵检查问题与常用的多伦多正念量表（Lau等人，2006）分开使用。在本研究中，通常被认为是正念状态组成部分的——去中心化——被构想为可能的变化机制，而不是实践本身的本质。操纵检查问题旨在测量注意力和身体感觉作为当下状态层面的体验。正如探索性分析所示，这种方法在我们的分析中被证明是一个关键因素。然而，鉴于其探索性质和项目数量的限制——这带来了方法论上的约束——当前结果不应被普遍化，而应使用经过验证的问卷和更具代表性的研究样本来验证。尽管有这些考虑，使用有限数量的项目仍是一个方法论上的限制，未来的研究应优先采用经过验证的多项目状态正念测量方法。未来的研究应采用经过验证的多项目状态正念测量方法，以提高测量精度。这些发现告诫我们不要过度扩展正念的定义，将其中心的注意力过程与其下游的调节、情感或人际结果混为一谈。这种混淆可能会掩盖基于正念的实践发挥效果的具体机制。

从临床角度来看，目前的发现与基于过程的治疗（PBT；Hofmann & Hayes, 2019）的原则一致，后者强调识别和针对特定的、可改变的变化过程，而不是广泛的治疗方案。观察到的间接效应模式表明，对呼吸的注意力集中可能作为一个初始的、直接的过程，使得后续的视角发生变化。在PBT框架内，这可能意味着并非所有与基于正念的干预相关的组成部分都代表主要的变化过程。这种区分鼓励更精确地针对注意力过程，而不是假设正念干预对广泛的正念相关结果有统一的效果。虽然简短的正念干预非常适合检查状态层面的效果，但它们的持续时间有限，这是一个重要的方法论限制。尽管先前的研究表明，类似长度的干预可以影响社会感知（Lueke和Gibson, 2015, Lueke和Gibson, 2016），但这样的暴露在正念研究中属于最短的（Howarth等人，2019）。因此，当前结果表明，单次会话、技术辅助的正念练习可能不足以可靠地影响根深蒂固的群体间偏见，这突出了评估正念相关结果时干预剂量的重要性。总之，目前的发现表明短暂的正念冥想与他人之间的反应之间存在初步关联；然而，鉴于一些分析的探索性质，这些效果应谨慎解释。观察到的结果模式表明，对外群体成员的态度变化可能很复杂，并且相对难以通过单次会话干预来改变。重要的是，我们的发现指出了特定正念相关过程——特别是对当下体验的注意力集中——作为潜在的直接机制，而亲社会反应的变化则是下游效果。从基于过程的角度来看，这种区分强调了识别和针对特定、可改变的变化机制的重要性，而不是假设正念干预对社会和人际结果有统一的效果。需要采用多种方法论方法和不同的干预持续时间来进行进一步的研究，以澄清基于正念的实践可能在何种条件下影响对不同社会群体的同理心和同情心。

5. 局限性与未来研究

目前的发现应在考虑到几个方法论限制的情况下谨慎解释。首先，在群体间同理心偏见的背景下使用社会情感视频任务（SoVT）存在固有的挑战。尽管这项研究为正念冥想在培养对受苦个体的同情和同理心痛苦方面的作用提供了初步证据，但观察到的效果并不足以清楚地区分对内群体与外群体成员的反应。这个问题在SoVT评分的确认性因素分析中进一步体现出来：六个视频模型和八个视频模型之间的拟合指数非常相似，没有显示出显著不同的模型表现。这些发现并没有支持一个刺激集优于另一个刺激集，而是突显了基于SoVT的群体间研究中刺激异质性带来的挑战。因此，CFA结果应被解释为方法论上的说明，而不是刺激选择的决定性证据。此外，选择内群体/外群体刺激时应谨慎，并且主角及其环境应严格控制。群体区分内容应在社会线索方面等同，以最小化刻板印象的引发。另一个限制是正念干预的持续时间。虽然简短的正念练习非常适合检查状态层面的效果，但它们的持续时间有限，这是一个重要的方法论限制。尽管先前的研究表明，类似长度的干预可以影响社会感知（Lueke和Gibson, 2015, Lueke和Gibson, 2016），但这些暴露在正念研究中属于最短的（Howarth等人，2019）。因此，当前结果表明，单次会话、技术辅助的正念练习可能不足以可靠地影响根深蒂固的群体间偏见，这突出了在评估正念相关结果时干预剂量的重要性。此外，音频干预缺乏明显的积极效果——甚至对一些SoVT评分的负面直接影响——引发了对技术辅助正念冥想效果的质疑。元分析证据表明，技术辅助正念干预对自我报告的正念效果通常较小但显著，并且取决于干预长度，较长的培训与更强的效果相关（Victorson等人，2020）。在当前研究中，单次简短的正念练习可能不足以充分利用技术的潜在好处，如支持定期练习或维持动力。此外，一些作者认为，使用技术可能会矛盾地降低亲社会状态，包括同理心和同情心（Hadar & Ergas, 2019）。同时，当技术工具嵌入到长期实践中时，可能会支持正念训练并培养自我与他者的联系感。另一个限制是缺乏明确模制的自我同情变量。先前的研究表明，简短的正念干预可能会增强对陌生人的关怀反应，可能是通过正念和自我同情之间的互动（例如，Fernando等人，2017）。然而，与状态自我同情量表（Neff等人，2021）相关的方法论挑战阻止了其在本分析中的使用。尽管原始的验证研究支持单维结构，但我们的分析表明了一个双因素解决方案，其中反向编码的项目与其余项目呈相反的方向加载。这些心理测量问题在文献中已被广泛讨论（Kotera & Sheffield, 2020；Muris等人，2016；Muris & Otgaar, 2020；von Boros等人，2025）。虽然最近的工作表明量表的属性有所改进（Neff & Miyagawa, 2025），但目前的发现可能反映了这些更广泛的测量挑战，而不是样本特定的异常。此外，新手冥想者的无聊或脱离可能导致了音频相关效果的意外方向或缺失。未来的研究如果在控制参与者先前冥想经历的基础上进行，可能会有助于澄清这些效果是否受到对正念实践熟悉程度的影响。尽管波兰参与者属于SoVT视频中所描绘的“外群体”的可能性相对较低，但未来的研究应该包括更细致的种族、宗教和身体能力测量。虽然使用了感受温度计来评估个人偏见，但额外的指标将提高方法论的精确度。关于正念冥想在个体层面效果的未来研究将受益于预先设计的研究方案、具有足够统计功效的样本、重复的研究验证以及对干预剂量和参与者经验的严格控制。当这些方法与基于视频的同理心和慈悲测量（如SoVT）结合时，可以在适当的方法论谨慎规范下，为正念实践的即时效果提供宝贵的见解。综上所述，这些发现强调了在评估基于正念的干预措施时采取过程导向方法的重要性，特别是在处理像群体间偏见这样复杂且难以改变的社会态度时。目前的结果还处于初步阶段，应谨慎解读；需要更大规模、更具代表性的样本进行进一步研究以确定其普遍性。

伦理考量
本研究已于2021年8月18日获得波兰国家信息处理研究所伦理委员会的批准，并遵循《赫尔辛基宣言》进行。参与者被告知可以随时退出研究。参与同意是通过在线方式收集的。

作者贡献声明
Gabriela Gorska：撰写初稿、可视化处理、数据验证、资源管理、项目协调、研究实施、资金筹集、数据分析、概念构建。
Pawe? Holas：审阅与编辑、研究指导、方法论设计、研究实施、概念构建。

资助
本研究由波兰华沙的国家信息处理研究所资助。