对相互联系的世界有深刻的理解：正念与相互关联性在推动集体行动和自主动机方面的协同效应

《British Journal of Psychology》：Mindful understanding of the interconnected world: The synergistic effects of mindfulness and interconnectedness in driving collective action and autonomous motivation

　　**摘要**

本研究探讨了互连性与正念在集体行动参与中的作用以及参与背后的动机。本研究共进行了两项实验。在实验1中，377名参与者在基线时完成了关于正念、互连性、集体行动意向和参与度的测量，其中308名和279名参与者分别在1个月和2个月后完成了后续评估。结果表明，在控制了基线正念水平后，基线互连性通过1个月时的集体行动意向间接影响了2个月时的集体行动参与度。然而，正念与互连性在预测集体行动意向或参与度方面并未显示出显著的交互作用。在实验2中，308名参与者在基线时完成了关于正念、互连性、自主动机和集体行动的测量，268名参与者完成了2个月后的后续评估。研究结果发现，基线互连性对后续自主动机的影响受到基线正念水平的调节：正念增强了互连性对自主动机在2个月时的积极效应。此外，明确的动机也与2个月时的集体行动显著相关。这些发现表明，互连性可能是驱动集体行动的主要因素，而正念可能有助于将互连性转化为更自主的参与动机。

**背景**

社会少数群体，如精神疾病患者以及性和性别多样性个体，经常因结构性歧视、系统性社会排斥和污名化而面临巨大压力（Meyer, 2003; Pescosolido et al., 2021; Thornicroft et al., 2009）。这些压力源和污名化可能导致不良的心理和社会后果，包括加剧的心理困扰以及减少的资源和生活机会（Corrigan et al., 2009; Pellicane & Ciesla, 2022; Thornicroft, 2008）。鉴于这些社会不公是根深蒂固的社会问题，需要动员集体力量来有效解决这些问题。除了大规模的集体行动（如示威活动）外，个人还可以参与私人形式的集体行动，例如通过日常行为提高对社会不平等的认识并促进自身社交圈内的积极改变（Chan & Mak, 2021）。这种日常的集体行动在挑战日常不公正现象和为更广泛的社会变革奠定基础方面发挥着重要作用。

尽管关于正念及其对幸福感益处的研究日益增多，但很少有研究探讨其与集体行动之间的关系。然而，一些研究表明正念与亲社会行为存在积极关联（例如Donald et al., 2019）。正念的特点是对当下时刻的觉知，同时保持好奇心和开放性（Bishop et al., 2004; Kabat-Zinn, 1990），它被认为可以通过增强持续觉知来促进亲社会行为，使个体更加关注他人的需求（Donald et al., 2019）。正念还有助于情绪调节，从而减轻对他人痛苦的反应带来的个人痛苦，并促进更具同情心和深思熟虑的助人行为（Donald et al., 2019）。然而，正念对亲社会和正义导向价值观的影响并不一致。事实上，正念可能有助于个体明确自己的价值观，并促使其行为与这些价值观保持一致（Mak et al., 2021; Shapiro et al., 2006）。因此，正念可能不会直接促进集体行动，但其效应可能与个体的既存价值观相互作用。例如，Cutler（2024）发现，正念在减少种族偏见和支持公平政策方面的影响会受个体社会支配倾向的影响——即个体对社会群体间不平等的偏好（Pratto et al., 1994）。具体而言，正念在低社会支配倾向的个体中提升了对少数群体的同情心，减少了歧视倾向，并增加了对公平政策的支持；而在高社会支配倾向的个体中则产生了相反的效果。另一项研究表明，正念在倾向于独立自我建构的参与者中降低了亲社会行为，而在倾向于相互依存的参与者中增强了亲社会行为（Poulin et al., 2021）。这些发现表明，虽然正念可能不会直接增强亲社会和正义导向的价值观，但它会强化个体的既存价值观。

**互连性作为集体行动的另一个预测因素**

一些研究建议，在基于正念的实践中加入其他元素以增强其对亲社会价值观的积极影响（例如Yu et al., 2020）。其中一项研究探讨了世俗正念（专注于无评判地觉察当下）与伦理正念（强调所有生命的相互依赖性）的区别（Chen & Jordan, 2020）。结果显示，在伦理正念条件下，参与者更可能表现出亲社会行为。另一项研究探讨了结合智慧实践（强调相互依存性和存在本质）是否比单纯的正念和慈悲实践更具效果（Furnell et al., 2024）。研究发现，同时实践正念、慈悲和相互依存性的参与者在社会连接性和亲社会倾向方面有更大的提升。与这些关于相互依存性如何促进亲社会价值观的研究一致（Chen & Jordan, 2020; Furnell et al., 2024），一项横断面研究表明，互连性在预测社会正义意识形态方面比正念更具预测力（Yu et al., 2020）。互连性是一个源自佛教的概念，定义为“认识到世界上所有现象的存在都是各种因果条件和结果共同作用的结果，没有任何实体能够独立存在而不依赖于其他因素”（Yu et al., 2020, p. 1239）。基于强调互连性与社会正义意识形态之间联系的横断面研究（Yu et al., 2020），纵向研究和实验研究也表明，互连性与更强的公民责任感、更高的参与意愿和实际的集体行动参与度相关（Mak et al., 2022; Yu et al., 2021, 2024）。培养互连性意识可能有助于个体认识到自己对更广泛社会问题的影响及其在推动变革中的作用，包括解决少数群体面临的挑战。支持这一观点的研究发现，当个体采取互连性视角时，他们对该群体的社会距离会逐渐缩小（Yu et al., 2022, 2025）。这些表明，与更具情境依赖性的正念相比，互连性可能是更可靠的集体行动预测因素。

**集体行动背后的动机**

虽然互连性可能增强公民责任感和集体行动的参与度，但这种参与的可持续性可能取决于驱动这些行为的潜在动机。根据自我决定理论（SDT），个体在内化行为理由的方式上存在差异，这反过来影响他们的持久性和幸福感（Deci & Ryan, 1985, 2008, 2012; Ryan, 2017）。SDT区分了自主动机（行为与个人价值观或内在兴趣一致）和控制动机（行为受外部压力或义务驱动）。自主动机包括内在动机（为了内在满足）和认同调节（行为与个人认同的价值观一致）。相比之下，内化调节涉及内部压力，如内疚感或维护自我价值的欲望。尽管通常被认为较不理想且更具控制性，但一些研究发现，以目标为导向的内化动机（如追求社会认可）与参与度和积极情绪正相关，并被认为比回避导向的内化动机（如避免羞耻）更具自主性和较少控制性（Assor et al., 2009; Sheldon et al., 2017）。根据Sheldon et al.（2017）的框架，以目标为导向的内化动机与自主动机和认同调节一起属于自主动机范畴。本研究将自主动机定义为何种形式：积极内化动机（为了获得自我认可）、认同动机（与价值观一致的行为）和内在动机（内在满足）。这种操作化定义捕捉了预测行为持续性的相对自主的调节机制。与个人价值观一致的行为往往具有更高的持久性、更积极的情绪和满足感（Howard et al., 2021）。相比之下，出于义务或外部压力行事的人更容易感到倦怠和压力（Slemp et al., 2020）。研究还表明，当内在动机较高时，亲社会动机会增强行为的持久性；而当内在动机较低时，亲社会动机可能效果有限甚至适得其反（Grant, 2008）。这表明，正念可能不会直接增强亲社会和正义导向的价值观，而是会强化个体的既存价值观。

**集体行动背后的动机**

虽然互连性可能增强公民责任感和集体行动的参与度，但这种参与的可持续性可能取决于驱动这些行为的潜在动机。根据自我决定理论（SDT），个体在内化行为理由的方式上存在差异，这反过来影响他们的持久性和幸福感（Deci & Ryan, 1985, 2008, 2012; Ryan, 2017）。SDT区分了自主动机（行为与个人价值观或内在兴趣一致）和控制动机（行为受外部压力或义务驱动）。自主动机包括内在动机（出于内在满足）和认同调节（行为与个人认同的价值观一致）。相比之下，内化调节涉及内部压力，如内疚感或维护自我价值的欲望。虽然通常认为内化调节不太理想且更具控制性，但一些研究发现，以目标为导向的内化动机（如追求社会认可）与参与度和积极情绪正相关，并被认为比回避导向的内化动机更具自主性和较少控制性（Assor et al., 2009; Sheldon et al., 2017）。根据Sheldon et al.（2017）的框架，本研究将自主动机定义为包括三种形式：积极内化动机（为了获得自我认可）、认同动机（与价值观一致的行为）和内在动机（内在满足）。这种操作化定义捕捉了预测行为持久性的相对自主的调节机制。与个人价值观一致的行为往往具有更高的持久性、更积极的情绪和满足感（Howard et al., 2021）。相比之下，出于义务或外部压力行事的人可能更容易感到倦怠和压力（Slemp et al., 2020）。研究表明，当内在动机较高时，亲社会动机会增强行为的持久性；而当内在动机较低时，亲社会动机可能效果不佳甚至适得其反（Grant, 2008），这突显了培养内在化、自我决定的动机对于集体行动的重要性。鉴于这些差异以及自主动机的重要性，本研究旨在探讨正念和互连性如何促进这些不同形式的自主动机，而不仅仅是意向。尽管互连性与集体行动相关，但其培养自主动机的能力可能取决于正念。正念使个体能够更清晰地观察自己的思想、情绪和外部环境（Shapiro et al., 2006）。通过增强意识，正念可能帮助个体认识到自己的行为如何与其核心价值观一致，包括互连性所提供的启示。虽然互连性通过强调相互依存性来提供这种启示，但正念可能作为中介，促进这些启示转化为集体行动。此外，对集体行动与互连性一致性的认识可能增强自主动机，因为个体认为这些行动符合自己的互连性价值观。因此，与之前的研究一致，这些研究表明正念会增强既存价值观或导向对亲社会行为的影响（Cutler, 2024; Poulin et al., 2021），我们假设正念会调节互连性与集体行动之间的关联，包括意向和行为。先前的研究还表明，互连性可以预测集体行动的意向和行为（Mak et al., 2022; Yu et al., 2021, 2024）。根据计划行为理论，意向是行为的直接预测因素，反映了个体执行特定行为的计划和承诺（Ajzen, 1991; Conner & Sparks, 2005）。虽然意向可以预测行为，但自主动机也在行为改变中起到重要作用（Sheeran et al., 2021），即使在考虑了意向之后，自主动机也在某些健康行为中起到了额外的显著作用（Hagger et al., 2014）。基于SDT的实证工作进一步表明，自主动机与健康行为的维持和持久性相关（Vancampfort et al., 2015），强调了其在行为维持中的重要性。

**研究目的**

虽然正念增强了对价值观的意识和清晰度，但互连性提供了驱动集体行动的深刻见解。互连性和正念共同作用，可能塑造个体参与集体行动的自主动机，影响他们的行为意向、动机和实际参与度。本研究假设正念会调节（中介）互连性与集体行动之间的关联，从而促进少数群体的权利以及这种参与背后的意向和自主动机。为了验证这些假设，进行了两项实验。实验1采用纵向设计，探讨正念和互连性如何在2个月内预测精神疾病患者的集体行动意向和实际参与度。假设互连性通过意向对后续集体行动水平的中介效应取决于正念水平。具体而言，假设正念会调节互连性与后续意向水平以及互连性与后续集体行动水平之间的关联。由于测量了集体行动的实际行为，本研究在特定目标群体（包括焦虑障碍患者和精神分裂症患者）的背景下进行了研究。焦虑障碍和精神分裂症分别是常见且严重的精神疾病，它们都受到不同程度的社会污名化。在我们的研究中同时考虑这两个条件，使我们能够评估我们的发现是否适用于普遍存在的和更严重的精神疾病形式（Wood等人，2014年；Yu等人，2021年），并检验假设的路径是否在不同情境下具有一致性。研究2重点关注集体行动的动机方面，考察了正念通过互联性对自主动机和集体行动的交互效应。还假设了互联性通过自主动机对集体行动的间接效应，这种效应取决于正念的水平。由于直接相关文献有限，且我们更关注它们的协同效应，因此没有对互联性或正念对自主动机子类型提出具体的主要效应假设。相反，我们假设正念会调节互联性与三种自主动机（积极的内化、认同和内在动机）之间的正相关关系，以及互联性与集体行动之间的正相关关系，从而促进集体行动的价值内化。在第二项研究中，我们考察了为少数群体进行的集体行动，以检验假设模型对更广泛的少数群体的普遍适用性。通过考察意图和自主动机，这项研究旨在更全面地了解正念和互联性如何促进特定和一般社会边缘化群体的自我决定的集体行动。提出的模型显示在图1和图2中。

图1：研究1中提出的模型。控制了T1参与集体行动的意图、T1实际集体行动、之前的正念练习以及之前与精神疾病患者的接触情况。

图2：研究2中提出的模型。控制了T1参与集体行动的意图、T1实际集体行动、之前的正念练习以及之前与少数群体的接触情况。

**方法**

**参与者**

数据来自香港一所公立大学的377名学生（57%为女性；平均年龄=21.55岁，标准差=5.15岁）。其中，308人（82%）完成了1个月的随访，279人（74%）参与了2个月的随访。在最后评估时仍然在场的参与者中，57.3%为女性。大多数参与者报告正在接受高等教育或更高层次的教育，其中81.4%是本科生，16.8%正在攻读研究生课程。此外，有5名参与者（1.8%）报告只有文凭级别的教育。共有15名参与者（5.4%）表示有正念练习经历，其中112人（40.1%）表示在大学期间与精神疾病患者没有接触，无论是作为邻居、密友还是家人。通过Bonferroni调整比较差异后，最终评估时留下来的参与者（n=279）与退出的参与者（n=98）之间没有显著差异（ts<2.01，ps>0.05；χ2<10.64，ps>0.22）。

**程序**

本研究的数据来自一个更大的研究，该研究探讨了影响污名化和集体行动的因素。参与者是通过香港一所公立大学的大规模电子邮件招募的。要符合资格，个人必须年满18岁，自报没有临床诊断的精神疾病史，并且能够阅读和理解中文。在提供在线知情同意后，参与者在2个月内使用Qualtrics在线调查平台完成了三项在线调查。调查在三个时间点进行：同意后立即（T1）、1个月后（T2）和2个月后（T3）。为了提高参与率，在邀请进行1个月和2个月评估后的第3天和第5天发送了电子邮件提醒。未能在第7天之前完成调查的参与者被视为在该时间点缺失。作为对所花费时间的补偿，参与者每完成一项调查可获得50港元（50港元≈1美元）。完成全部三项评估的参与者额外获得了50港元，因此参与研究的总报酬为200港元（约25.6美元）。该研究在数据收集开始前获得了香港理工学院的机构审查委员会批准。该研究未预先注册。

**测量工具**

**正念**

使用15项的正念注意意识量表（MAAS）（Brown & Ryan，2003年）来测量正念水平。其中一个示例项是“我可能会经历某种情绪，但直到一段时间后才会意识到”。每个项目都在一个6点的李克特量表上评分，范围从1（几乎从不）到6（几乎总是）。MAAS的中文翻译版本具有令人满意的内部可靠性（Deng等人，2012年）。本研究中该量表的Cronbach's alpha值为0.88。

**互联性**

使用12项的互联性量表（Yu等人，2020年）来评估参与者的互联性水平。其中一个示例项是“我相信/认为今天的我是过去经验的结合”。每个项目都在一个6点的李克特量表上评分，范围从1（完全不同意）到6（完全同意）。该量表是在香港开发和验证的，具有令人满意的可靠性（Yu等人，2020年）。本研究中该量表的Cronbach's alpha值为0.78。

**参与集体行动的意图**

本研究改编了集体行动量表（Chan & Mak，2021年）中的3项私人集体行动子量表，分别用于评估参与者为焦虑症患者或精神分裂症患者倡导的意图。对于每个时间点，参与者总共完成了六个项目：三个项目明确指的是焦虑症患者，另外三个项目重新措辞以明确指的是精神分裂症患者。参与者在5点的李克特量表上评估他们参与集体行动的意愿程度（1=完全不，5=非常愿意）。例如，一对项目包括“与家人和/或朋友讨论心理健康问题，以提高人们对焦虑症患者权利的认识”和“与家人和/或朋友讨论心理健康问题，以提高人们对精神分裂症患者权利的认识”。对于每个目标群体，分别平均了项目得分，较高的得分表示对该特定群体的支持意愿更强。该量表的Cronbach's alpha值在基线评估和1个月随访评估中分别为0.77到0.81。

**实际集体行动参与**

为了评估实际参与情况，本研究改编了集体行动量表（Chan & Mak，2021年；Yu等人，2024年）中的3项私人集体行动子量表。参与者完成了两个平行的3项版本，考察他们在过去一个月内支持（a）焦虑症患者和（b）精神分裂症患者的集体行动的频率。参与者使用5点的李克特量表回答，范围从1（从不）到5（经常）。其中一个行动包括“与家人和/或朋友讨论心理健康问题，以提高人们对焦虑症患者（或精神分裂症患者）权利的认识”。为每个目标群体分别计算了两个综合得分，较高的得分表示在过去一个月内参与了更多的私人集体行动。

**之前的正念练习和与精神疾病患者的接触**

参与者被问及他们是否有冥想经验。他们还被问及在大学期间与精神疾病患者的接触程度，无论是作为邻居、密友还是家人，从（1）完全没有到（7）非常频繁。计算了这四个项目的总分，较高的得分表示与精神疾病患者的接触程度更高。

**数据分析**

对于主要分析，使用PROCESS宏（Hayes，2018年）中的观察变量路径分析来估计模型，而不是潜在变量结构方程建模（SEM）。尽管SEM具有明确建模测量误差等优点，但路径模型需要大幅较小的样本量才能达到与其SEM对应模型相当的效力（例如，Sim等人，2022年）。假设效应大小为中等，对于一个具有两个自变量、一个中介变量和一个结果的中介模型，大约需要110个样本；而相同模型的SEM版本则需要大约430个样本，并且因素载荷适中。此外，也表明对于观察变量模型，从PROCESS和SEM软件获得的估计结果大致相似，而且在样本量较小的情况下SEM程序也可能存在偏差（Hayes等人，2017年）。鉴于这些样本量考虑以及观察变量SEM程序和PROCESS之间预期结果高度相似，选择PROCESS作为测试假设的调节中介模型的工具。缺失数据通过列表删除处理。为了评估T1互联性和T1正念对T2集体行动意图和T3集体行动的交互效应，使用模型8来测试调节中介作用。具体来说，T1互联性视为自变量，T1正念视为中介变量，T2集体行动意图视为中介变量，T3集体行动视为因变量。还包括了之前与精神疾病患者的接触、之前的冥想经验、T1集体行动意图和T1集体行动作为协变量。

**结果**

**在不同目标群体之间的集体行动意图和行为的差异**

进行了重复测量方差分析，以比较两个目标群体（焦虑症患者与精神分裂症患者）之间的集体行动意图和行为。在T1和T2时观察到集体行动意图的显著差异（T1：F(1, 278)=36.91，p<.001；T2：F(1, 278)=15.05，p<.001；T3：F(1, 278)=0.65，p=.42），当目标群体是焦虑症患者时意图更高。同样，与精神分裂症患者相比，焦虑症患者在不同时间点的集体行动行为也显著更高（T1：F(1, 278)=20.60，p<.001；T2：F(1, 278)=17.02，p<.001；T3：F(1, 278)=16.95，p<.001）。这些发现表明，参与者在为较少受污名的群体（焦虑症患者）倡导时表现出更强的意图和行为，相对于更受污名的群体（精神分裂症患者）。

**互联性和正念对集体行动意图和实际集体行动行为的交互效应**

结果显示，互联性与正念的交互效应在预测焦虑症患者的T2集体行动意图（B=0.01，SE=0.09，p=.95，95% CI：[-0.17, 0.18]）和T3实际集体行动行为（B=-0.03，SE=0.12，p=.80，95% CI：[-0.26, 0.20]）方面不显著。同样，互联性与正念的交互效应在预测精神分裂症患者的T2集体行动意图（B=0.06，SE=0.08，p=.42，95% CI：[-0.09, 0.22]）和T3集体行动行为（B=-0.15，SE=0.12，p=.20，95% CI：[-0.39, 0.08]）方面也不显著。交互效应的参数估计总结在表1中。

**中介模型**

**集体行动意图**

**实际集体行动**

**集体行动意图**

**B（标准误）**

**95%置信区间**

**B（标准误）**

**95%置信区间**

**B（标准误）**

**95%置信区间**

**互联性**

**0.20 (0.08)*/0.16 (0.07)***

**0.04, 0.35/0.02, 0.30**

**0.03 (0.11)/0.12 (0.11)**

**?0.24, 0.18/?0.09, 0.33**

**0.18 (0.26)/?0.02 (0.23)**

**?0.34, 0.70/?0.48, 0.44**

**0.05 (0.35)/0.55 (0.36)**

**?0.64, 0.75/?0.15, 1.25**

**正念**

**?0.08 (0.06)/?0.04 (0.05)**

**?0.19, 0.04/?0.14, 0.05**

**0.17 (0.08)*/0.24 (0.08)**

**0.02, 0.32/0.09, 0.39**

**?0.10 (0.40)/?0.33 (0.35)**

**?0.88, 0.69/?1.02, 0.37**

**0.31 (0.53)/0.92 (0.54)**

**?0.74, 1.36/?0.14, 1.98**

**集体行动意图**

**0.35 (0.08)***/0.32, (0.09)***

**0.19, 0.51/0.14, 0.50**

**0.35 (0.08)***/0.33 (0.09)***

**0.19, 0.51/0.51**

**互联性 × 正念**

**0.01 (0.09)/0.06 (0.08)**

**?0.17, 0.18/?0.09, 0.22**

**?0.03 (0.12)/?0.16 (0.12)**

**?0.26, 0.20/?0.39, 0.08**

**注意：斜杠前的数字和斜杠后的数字分别代表焦虑症患者和精神分裂症患者的集体行动意图和行为。控制了基线集体行动意图、基线实际集体行动、之前的正念练习以及之前与精神疾病患者的接触情况。**

* p<.05；

** **

** p<.01；**

** ***

** p<.001。**

**互联性和正念通过集体行动意图对实际集体行动行为的间接效应**

**不显著的调节分析表明，中介作用可能不依赖于正念的水平。因此，进行了中介分析，以探索互联性和正念通过意图对集体行动的影响，而不包括交互项。**

**焦虑症患者的集体行动**

**结果显示，T1正念与T2集体行动意图无显著关联（B=-0.07，SE=0.06，p=.19，95% CI：[-0.19, 0.04]）。然而，发现对集体行动行为有显著的直接效应（B=0.17，SE=0.08，p=.03，95% CI：[0.02, 0.32]）。另一方面，T1的相互关联性（interconnectedness）与T2的集体行动意向（collective action intention）相关（B = 0.20，SE = 0.08，p = 0.01，95%置信区间：[0.04, 0.35]）。T2的集体行动意向也与T3的实际集体行动（actual collective action）相关（B = 0.35，SE = 0.08，p < 0.001，95%置信区间：[0.19, 0.51]）。从T1的相互关联性通过T2的集体行动意向到T3的集体行动的间接效应也是显著的（B = 0.07，SE = 0.03，Boot置信区间：[0.02, 0.14]）。

中介分析的结果显示，T1的正念（mindfulness）与T2的集体行动意向没有显著关联（B = ?0.04，SE = 0.05，p = 0.38，95%置信区间：[?0.14, 0.05]）。虽然没有观察到正念通过意向对集体行动的间接效应，但发现了一个显著的直接效应（B = 0.24，SE = 0.08，p < 0.01，95%置信区间：[0.09, 0.39]）。另一方面，T1的相互关联性与T2的集体行动意向显著相关（B = 0.16，SE = 0.07，p = 0.02，95%置信区间：[0.02, 0.30】），而这又与T3的实际集体行动相关（B = 0.32，SE = 0.09，p < 0.001，95%置信区间：[?0.14, 0.50】。从T1的相互关联性通过T2的集体行动意向到T3的集体行动的间接效应也是显著的（B = 0.05，SE = 0.03，Boot置信区间：[0.004, 0.11]）。表1总结了正念和相互关联性通过集体行动意向对集体行动的中介效应。

**研究2**

**方法**

**参与者**

共招募了308名参与者（70.1%为女性；平均年龄=22.35岁，标准差=6.62岁）。在2个月的随访中，共保留了268份有效回应（87%）（70.2%为女性；平均年龄=22.41岁，标准差=6.93岁）。大多数参与者有过与社会少数群体的经历或接触（63.4%），但其中大多数人从未实践过正念（72.0%）。在2个月随访时退出研究的参与者（n=40）与保留下来的参与者（n=268）在基线测量和人口统计特征上没有显著差异（Bonferroni调整后，ts < 2.02，ps > 0.04；χ2 < 2.66，ps > 0.10）。

**伦理批准**

在研究开始前，已获得香港中文大学的伦理批准。参与者通过香港一所公立大学的大规模电子邮件系统招募。入选标准如下：（1）年龄18岁及以上；（2）拥有装有WhatsApp/Signal等主要在线通信软件的电子设备，用于提醒进行随访评估；（3）能够理解中文。符合所有三个标准并同意参与研究的参与者被邀请完成在线问卷以及基线问卷之后的问卷。完成两项调查的参与者将有机会参加抽奖获奖，共有23名获胜者：3名参与者获得1000港元，5名获得500港元，15名获得300港元作为对他们在研究中所花费的时间和努力的补偿。该研究没有预先注册。

**测量工具**

使用的研究1中相同的正念和相互关联性量表。正念和相互关联性的Cronbach's alpha分别为0.87和0.80。

**实际集体行动**

使用与研究1相同的3项量表，但目标群体改为具有少数身份的个体。参与者被要求对少数身份的项目进行评分，并给出了少数群体的例子，包括种族多样性个体、性别多样性个体、低收入者、无家可归者和精神疾病患者。基线和2个月随访时的Cronbach's alpha分别为0.70和0.80。

**自主动机**

采用Sheldon等人（2017）开发的全面相对自主性指数（C-RAI）来衡量个人为支持社会少数群体而产生的动机。每个项目在1（完全不属实）到7（非常属实）的7点李克特量表上评分。C-RAI包含六个子量表：无动机（amotivation）、外部动机（external motivation）、负面内化（negative introjection）、正面内化（positive introjection）、认同动机（identified motivation）和内在动机（intrinsic motivation）。在本研究中，使用了测量自主动机的三个子量表，即正面内化、认同动机和内在动机。一个示例项目是“因为我非常重视支持少数群体”。C-RAI在大学样本中显示出令人满意的可靠性（Sheldon等人，2017）。

**与少数群体的先前接触和正念实践**

参与者被问及他们是否之前与少数群体有过接触，以及他们是否有过正念实践。

**数据分析**

为了检验假设的调节中介模型，使用了PROCESS模型（Hayes，2018）。通过5000个自助法样本，将T1的相互关联性、T1的正念、T2的实际集体行动和T2的三种动机类型分别视为自变量、调节变量和中介变量。将与少数群体的先前接触、之前的正念实践、T1的动机和T1的实际集体行动视为协变量。缺失数据采用列表删除法处理。

**结果**

表2显示了变量之间的相关性总结。在基线和2个月随访时，相互关联性分别与认同动机和内在动机有轻微的相关性，而正念与任何动机类型均无显著相关性。

** PROCESS模型的结果**

PROCESS模型的结果显示，相互关联性和正念的交互项在预测所有三种动机类型时均显著。特别是当正念高于平均水平1个标准差时，相互关联性与认同动机（B = 0.32，SE = 0.10，p = 0.001，95%置信区间[0.13, 0.52]）和内在动机（B = 0.33，SE = 0.10，p = 0.001，95%置信区间[0.13, 0.53]）之间存在显著的正相关。当正念较高时，相互关联性与正面内化动机的相关性也接近显著（B = 0.21，SE = 0.11，p = 0.06，95%置信区间[?0.01, 0.44]）。当正念较低时，相互关联性与三种动机类型的关联都不显著。T2的正面内化动机（B = 0.13，SE = 0.06，p = 0.04，95%置信区间[0.003, 0.26]和认同动机（B = 0.23，SE = 0.07，p = 0.002，95%置信区间[0.08, 0.38]进一步预测了T2的集体行动。然而，内在动机在预测T2的集体行动时并不显著（B = 0.06，SE = 0.08，p = 0.45，95%置信区间[?0.10, 0.22]）。相互关联性和正念对T2集体行动的交互效应也不显著（B = ?0.04，SE = 0.07，p = 0.57，95%置信区间[?0.19, 0.10]）。只有在认同动机上，调节中介效应才是显著的（指数=0.05，Boot SE = 0.03，Boot置信区间[0.01, 0.11]），其中通过认同动机从相互关联性到集体行动的中介效应在正念较高时显著（B = 0.07，Boot SE = 0.04，Boot置信区间[0.02, 0.16]）。表3显示了参数估计的详细信息。

**变量**

**T2的正面内化动机（B (SE) 和 95%置信区间**
| 变量 | B (SE) | 95%置信区间 | B (SE) | 95%置信区间 |
|-----------------|--------------|-----------------|-----------------|-----------------|
| T1的相互关联性 | 0.07 (0.08) | ?0.09, 0.23 | 0.15 (0.07)* | 0.01, 0.29 |
| T1的正念 | 0.05 (0.06) | ?0.17, 0.07 | 0.04 (0.05) | ?0.07, 0.14 |
| T1的正面内化动机 | 0.13 (0.06)* | 0.003, 0.26 | 0.23 (0.07)** | 0.08, 0.38 |
| T2的认同动机 | 0.08 (0.08) | 0.23 (0.07)** | 0.06 (0.08) | ?0.10, 0.22 |
| T1的相互关联性 × T1的正念 | 0.18 (0.08)* | 0.02, 0.34 | 0.22 (0.07)** | 0.09, 0.37 |
| 条件效应 | | ?0.08 (0.09) | ?0.26, 0.11 | ?0.03 (0.08) | ?0.19, 0.13 |
| 低正念 | 0.07 (0.08) | ?0.09, 0.23 | 0.15 (0.07)* | 0.01, 0.29 |
| 中等正念 | 0.21 (0.11) | ?0.01, 0.44 | 0.32 (0.10)** | 0.13, 0.52 |
| 高正念 | 0.21 (0.11) | ?0.01, 0.44 | 0.13, 0.52 | 0.33 (0.10)** |

**讨论**

本研究考察了相互关联性和正念在预测集体行动中的作用及其对自主动机的影响。研究结果表明，相对于正念而言，相互关联性可能是集体行动的主要驱动因素。重要的是，这项研究通过前瞻性设计扩展了以往的研究，表明在控制了正念之后，相互关联性仍然是实际参与集体行动的显著预测因素。通过培养人们对个体及其周围环境相互依赖性的认识，相互关联性使人们能够认识到自己在解决社会不公正问题中的责任和作用（Yu等人，2025），这可能促使他们采取行动。鉴于之前的研究发现它与集体行动参与和倡导有关（Mak等人，2022；Yu等人，2021, 2024），相互关联性可能是人们参与集体行动行为意向的直接决定因素。与我们的假设相反，即正念主要起到调节作用而非直接预测集体行动，研究1表明，即使在控制了意向和相互关联性之后，T1的正念仍然对T3的行为有显著的直接影响。然而，正念与意向本身无关。这表明正念可能通过超出刻意规划的机制促进集体行动。例如，正念可能增强对当前时刻的意识并明确个人价值观（Shapiro等人，2006），使个体能够自发地根据这些价值观行事，而不一定需要事先有明确的意向。此外，研究1显示，尽管在基线意向和集体行动参与方面存在显著差异，相互关联性在两个目标群体（焦虑障碍患者和精神分裂症患者）中一致地预测了集体行动意向和随后的行为。从相互关联性到集体行动的间接路径无论目标群体如何都保持显著，且正念并未调节这一路径。这一发现表明，相互关联性对于在不同污名化程度下的社会群体中形成意向和集体行动具有普遍的促进作用。虽然之前的研究关于正念与亲社会行为之间的联系得出了混合结果，这些结果往往受到特质或现有价值观的调节（例如，Cutler，2024；Poulin等人，2021），但研究2揭示了正念如何调节相互关联性与少数群体集体行动之间的动机路径。具体来说，相互关联性与实际行为之间的关联显著地通过自主动机（尤其是认同动机）进行了中介，这种间接效应在较高水平的正念下更为明显。这种调节效应表明，将相互关联性转化为自我决定的动机可能需要正念作为促进机制。正念似乎增强了个体认识到相互关联的价值观与其个人身份的一致性的能力，从而促进了更自主（自我决定）的动机。总体而言，这些发现表明相互关联性和正念在集体行动中具有互补但不同的作用。相互关联性可能为不同污名化程度的群体提供了支持意向形成和后续集体行动的核心洞察。正念可能进一步通过促进这种洞察转化为行动来放大相互关联性的效果，这种行动是由更自主的动机引导的。虽然研究1表明从相互关联性到集体行动的意向中介路径在两个特定目标群体中表现相似，但研究2考察了一个更一般的背景下的动机路径，并重点关注了少数群体。鉴于这种范围上的差异，未来的研究需要检验研究2中确定的动机过程是否在特定的少数群体中有所不同，以及正念在多大程度上以不同方式塑造这些路径。我们的结果进一步表明，虽然正念调节了相互关联性对所有三种动机类型的影响，但只有认同动机预测了实际的集体行动。这与先前的研究结果一致，这些研究表明，被认同的动机（而非内在动机）能够更可靠地预测那些需要纪律和持续努力的行为，例如投票或组织公民行为（Gagné & Deci, 2005; Koestner et al., 1996; Van den Broeck et al., 2021）。集体行动很少是为了乐趣而进行的，因为如果是由内在动机驱动的，情况应该正好相反。相反，集体行动通常需要付出努力和遵守纪律。在这种背景下，被认同的动机可能尤为重要，因为它反映了个人认同的价值观所驱动的行为，即使这些行为本身需要付出努力。综上所述，相互关联性可以解释谁愿意参与集体行动，而正念可以通过促进价值观的澄清来影响人们参与的原因，从而在参与背后形成更自主的动机。这些发现对动员集体行动和社会变革的方式具有重要意义。虽然仅培养相互关联性可能就足以激发参与的动力，但结合正念实践可能会带来额外的、更长期的好处。鉴于自主动机对于防止职业倦怠和脱离的重要作用（Hardre & Reeve, 2003; Slemp et al., 2020），将正念与相互关联性结合起来可能有助于维持参与热情，尤其是在社会活动家或经常参与集体行动的人中。基于正念的培训可以明确培养对相互依赖性的认识，通过引导性练习促使人们反思自己在集体福祉中的角色。通过加深个体与自身价值观及更广泛社会环境的联系，这种协同效应可能会促进对社会事业的更加自主和持久的承诺。然而，这项研究也存在一些局限性。首先，依赖自我报告的数据可能会引入偏见，例如社会期望效应或参与者对动机和行为的评估不准确。其次，研究样本主要由大学生组成，这可能限制了研究结果的普遍适用性。未来的研究应考察这些关系是否适用于不同人群，包括来自不同社会经济背景的人或参与社会活动的人。第三，在PROCESS模型中使用了列表删除法处理缺失数据，这并没有充分利用部分随访数据的全部信息。尽管关于基线人口统计特征和关键变量的流失是非系统的，并且自助法增强了推断的稳健性，但使用结构方程模型（SEM）结合完全信息最大似然估计和更大样本的后续研究可以提供额外的稳健性检验。第四，两项研究在评估的时间点上有所不同：研究1在三个时间点（基线、一个月随访和两个月随访）收集数据，从而能够在结果行为之前测量参与意图；而研究2则采用两波设计（基线和两个月随访），在同一个随访时间点测量自主动机和集体行动行为。尽管这种设计仍允许我们研究动机路径，但它限制了对研究2中介效应的时间解释。另一个局限性是研究2涉及的‘社会少数群体’范围较广。虽然指导说明中提供了少数群体的例子，但参与者可能基于他们的实际经历或社会地位有不同的理解。未来的研究可以针对特定的少数群体进行探讨。最后，尽管这项研究采用了纵向设计，但无法推断因果关系。通过操纵正念和相互关联性干预的实验研究可以提供更有力的证据，说明这些因素如何相互作用影响集体行动的参与度和动机。总体而言，这项研究强调了相互关联性在推动集体行动中的关键作用，以及正念在促进自主动机方面的调节作用。虽然相互关联性通过意图预测参与度，但正念通过加强个体与集体行动的一致性，增强了个体参与的自主性。来自相互关联性意识并由正念支撑的动机，可能成为维持长期参与社会正义努力的强大动力，以倡导社会中少数群体的权利和福利。这些发现为研究和实践提供了新的见解，强调了在促进集体行动和推动社会可持续性变革的努力中整合正念和相互关联性的必要性。

**作者贡献**
Floria H. N. Chio：概念化；调查；写作——审阅和编辑；正式分析；撰写初稿。
Ben C. L. Yu：资金筹集；概念化；写作——审阅和编辑。
Winnie W. S. Mak：概念化；数据收集监督；资金筹集；写作——审阅和编辑。

**致谢**
该研究得到了香港中文大学研究配对计划（参考编号6905419）和香港理工大学科研启动基金（参考编号P0048586）的支持。

**利益冲突声明**
作者声明没有利益冲突。

**遵守伦理标准**
本手稿描述的研究已经获得了相应伦理委员会的批准，并遵循了《赫尔辛基宣言》中规定的伦理标准。

**知情同意**
所有参与者均签署了知情同意书。

**数据可用性声明**
支持本研究结果的数据可向通讯作者索取。由于隐私或伦理限制，这些数据不对外公开。