1 引言
智慧作为一种德才一体的综合心理素质(汪凤炎, 郑红, 2022)，涉及平衡多方利益和追求共善(Sternberg & Glück, 2022)，也包括深刻自我认知与对生活的洞察(Baltes & Staudinger, 2000; Walsh, 2015)。智慧推理作为解决复杂问题的能力，需具备视角采择和自我超越能力(王伊萌 等, 2024)。敬畏能够推动个体走向自我超越并追求真实自我(Jiang & Sedikides, 2022)，这意味着敬畏与智慧推理间可能存在深刻的心理与行为关联。
敬畏是人类因自身的有限性，对浩瀚的事物及超越当前理解范围的神圣性事物产生的既敬且畏的一种复合性情感，包含浩瀚和顺应(Keltner & Haidt, 2003)。敬畏融合了积极和消极成分。积极敬畏伴随愉悦体验，使人们与广阔世界联系，激发好奇心，推动成长(Bai et al., 2017)。但个体在面对敬畏对象时也可能会产生恐惧和不安，消极敬畏源于个体意识到自己的渺小和无力，以及对未知的不确定性和对失去控制的担忧(Gordon et al., 2017)。综上，敬畏既包含了对超越个体理解范围的神圣性事物的敬仰，也包含了对浩瀚事物的畏惧(Bai et al., 2017)。敬畏的积极和消极成分是可分离的，存在不同的作用机制。积极敬畏提升个体的审美体验、精神愉悦、幸福感和生活满意度(董蕊 等, 2013)，引导个体追求更真实自我(Jiang & Sedikides, 2022)，提高生命的意义感(Gordon et al., 2017)。消极敬畏作用复杂，一方面，引导个体对生命和自然的尊重与保护意识，缓解焦虑和抑郁情绪(Guan et al., 2019)；另一方面，激发个体对威胁性刺激的防御性反应，带来焦虑、恐惧和无力感，限制认知资源(Gordon et al., 2017)。
Grossmann等(2010, 2013)综合后形式运算思维和柏林智慧模式(Baltes & Staudinger, 2000)，认为智慧包括特定类型的实用推理(pragmatic reasoning)，即智慧推理，并将其归纳为六个方面：视角转换、意识到冲突可能会变化、预测的灵活性、意识到冲突的不确定性及自身的局限性、寻求解决方案、在冲突中寻求妥协。Grossmann(2017)进一步整合，将智慧推理归纳为四个方面：智识谦虚、考虑并采用更广阔视角、对不确定与变化的认识、妥协或整合不同意见(魏新东, 2021)。最初，Grossmann等(2010)结合假设情境和结构化访谈测量智慧推理。随后，为降低成本，便于大规模调查，发展出事件重建与自我报告相结合的测量范式(Brienza et al., 2018)，该方法能够更全面地评估个体在具体事件中的智慧推理能力。因此，研究将智慧推理作为评估智慧的主要指标。
敬畏扩展模型指出，当现有认知图式遭遇短暂威胁或挑战时，情绪参与会调节并增加同化过程，这一模型阐释了敬畏如何通过影响认知加工过程进而影响智慧推理(赵小红 等, 2021)。敬畏是一种典型的自我超越情绪(Pan & Jiang, 2024)，而自我超越是智慧的影响因素，也是智慧的一个方面或子类型，又是智慧心理过程的核心，甚至是智慧本身(许文涛, 汪凤炎, 2022)；自我超越经历能够表达智慧，体现在明智推理和认知谦逊上(Kim et al., 2023)。从积极与消极敬畏的正负分离机制视角研究智慧推理，有助于全面理解敬畏对智慧推理的影响。以往研究发现积极情绪能扩展个体瞬间思维与行动序列，提高智慧(Fredrickson, 2001)；悲伤情绪与智慧正相关，表明消极情绪在某些情境下促进智慧(Hu et al., 2019)。积极敬畏促进认知灵活性(赵小红 等, 2021)，对智慧推理产生正面影响；消极敬畏由威胁性刺激引发，触发防御性反应(Krenzer, 2018)，对智慧推理产生消极影响。
基于此，本研究将分别探讨积极与消极敬畏对智慧推理的不同影响，并提出以下假设。
H1：积极敬畏相较于消极敬畏，更能显著正向预测智慧推理。
平衡时间取向(balanced time perspective, BTP)指个体在心理时间框架中对过去、现在和未来取向的平衡(Boyd & Zimbardo, 2005)。敬畏与平衡时间取向的关系可从多个理论基础进行探讨：认知扩展理论认为敬畏能够扩展认知框架，有助于个体在时间维度上进行更全面思考，从而促进平衡时间取向(Droit-Volet et al., 2024)；情绪调节理论认为敬畏使个体在情绪调节过程中更关注内外平衡，影响其时间取向(赵小红 等, 2021)；社会心理理论认为敬畏增加个体社会认同感和集体意识，有助于个体在时间取向上实现更广泛的视角整合，促进平衡时间取向(刘振会 等, 2022)。
积极敬畏与平衡时间取向的关系可从以下几个方面加以解释：积极敬畏包含平静状态和愉悦体验，促使个体超越自我中心视角，促进对过去、现在和未来的平衡考虑(赵小红 等, 2021)；积极敬畏扩展时间感知，有助于做出更长远的规划决策，这是平衡时间取向的关键特征(Rudd et al., 2012)；积极敬畏也通过情绪多样性增强平衡时间取向对智慧的正向影响；积极敬畏与平衡时间取向之间存在正相关(李小保, 吕厚超, 2024)，使个体在更广阔的时空框架中思考，激发对未来的积极预期和行动。相反，消极敬畏使个体更加关注当前，表现出对未来的担忧和焦虑，改变个体的时间取向，使其更偏向于过去或现在。基于这些理论基础，提出以下假设。
H2：积极敬畏相较于消极敬畏，更能显著正向预测平衡时间取向。
智慧与时间的关系复杂，相较于时间流逝，时间取向在智慧发展中扮演更重要的角色。研究表明平衡时间取向可正向预测智慧(Webster et al., 2014)；平衡时间取向促进个体创造性地解决问题，这是智慧推理的关键成分(Mikulincer & Sheffi, 2000)；智慧者也能够审慎地回顾过去并设定长远目标，最近研究发现未来时间取向也能够促进智慧推理(Zhang et al., 2024)。积极敬畏使个体在时间上更加灵活(Rudd et al., 2012)，维持平衡时间取向，从而提升智慧推理水平；平衡时间取向影响决策过程，使个体在决策时能够综合考虑过去、现在和未来，这种全面视角有助于做出更明智决策(李小保 等, 2024)。这些证据提示平衡时间取向与智慧的关联。基于此作出以下假设。
H3：平衡时间取向显著正向预测智慧推理。
H4：相较于消极敬畏，积极敬畏通过增强平衡时间取向提升智慧推理水平。
研究通过问卷调查与实验法，探索特质与状态敬畏对智慧推理的正负分离机制，为理解敬畏、时间取向和智慧推理的关系提供新视角。
2 研究1：敬畏与智慧推理的测量
2.1 被试
采用G*Power 3.1.9.2计算样本量，设定显著性水平α=0.05，效应量为0.20，统计功效1−β=0.80，表明至少需样本量191名。考虑到样本有效率，共收集样本445名，剔除未通过检测题(n=42)和连续相同作答(n=36)的样本，剩余有效样本367名，男生占42.0%，平均年龄20.06±2.32岁。
2.2 研究工具
(1)特质积极敬畏
采用特质性积极情绪量表的敬畏情绪分量表(Shiota et al., 2006)，共6题(如“我经常感觉到敬畏”)。采用7点Likert评分(1=完全不同意, 7=完全同意)。本研究中，该分量表的Cronbach’s α系数为0.67。
(2)特质消极敬畏
采用青春期后期特质尊重相关情绪量表的消极敬畏分量表(Muto, 2016)，共7题(如“我周围有很多比我优秀的人”)。采用7点Likert评分(1=完全不符合, 7=完全符合)。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.79。
(3)平衡时间取向
采用平衡时间取向量表(Webster, 2011)，共32题(如“回顾过去的事情让我的生活更有意义”)，采用6点Likert评分(1=非常不同意, 6=非常同意)。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.97。参考香农公式求负熵的方式(Shannon, 1948)，计算平衡时间取向：$ \mathrm{B}\mathrm{T}\mathrm{P}=-{\sum }_{\mathrm{i}=1}^{\mathrm{n}}\mathrm{M}{(\mathit{tp}}_{\mathrm{i}})\mathrm{logM}{(tp}_{\mathrm{i}}) $ ，其中tpi指每一种时间取向，M指每种时间取向的平均值。熵越高，表示三个时间取向的分布越均匀，即过去、现在和未来这三种视角的平衡性越好。
(4)智慧推理
采用情境智慧推理量表(Brienza et al., 2018)，包括冲突重构与自评量表。自评量表共21题(如“思考对方和我有什么共同之处”)，采用5点Likert评分(1=一点也不, 5=非常多)。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.93。
2.3 结果
2.3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验法评估共同方法偏差，特征值大于1的因子共13个，第一个因子解释的变异量是32.08%，低于常见临界标准，表明不存在严重共同方法偏差(周浩, 龙立荣, 2004)。
2.3.2 描述性统计与相关分析
各变量描述性统计与相关分析结果见表1 。积极敬畏与平衡时间取向(r=0.49, p<0.001)、智慧推理(r=0.46, p<0.001)显著正相关，平衡时间取向与智慧推理显著正相关(r=0.43, p<0.001)。三者之间两两相关可进一步进行中介分析。消极敬畏与平衡时间取向(r=0.04, p=0.604)、智慧推理(r=0.09, p=0.241)正相关但未达到显著性水平，这意味着三者间关系可能较弱。
表1 各变量描述性统计与相关分析(n=367) |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 |
| 1.积极敬畏 | 5.54 | 0.75 | |||
| 2.消极敬畏 | 4.86 | 0.86 | 0.76*** | ||
| 3.平衡时间取向 | 31.31 | 7.90 | 0.49*** | 0.04 | |
| 4.智慧推理 | 3.75 | 0.63 | 0.46*** | 0.09 | 0.43*** |
注：***p<0.001，以下同。 |
2.3.3 简单中介分析
进行简单中介分析(PROCESS in bruceR, version0.8.11)，分别以积极、消极敬畏为自变量，智慧推理为因变量，平衡时间取向为中介变量，探索平衡时间取向在敬畏与智慧推理间的中介作用，结果表明积极敬畏显著正向预测智慧推理(β=0.28, p<0.001)，消极敬畏对智慧推理的直接效应不显著(β=0.03, p=0.241)，平衡时间取向在积极敬畏与智慧推理间存在部分中介作用，间接效应ab=0.11，p<0.001，95%CI=[0.068, 0.151]，如图1 所示。平衡时间取向在消极敬畏与智慧推理间不存在显著中介效应，间接效应ab=0.01，p=0.603，95%CI=[−0.014, 0.025]。
2.4 讨论
通过问卷调查发现积极敬畏正向预测平衡时间取向与智慧推理，验证H1和H2；平衡时间取向正向预测智慧推理，验证H3；平衡时间取向是积极敬畏影响智慧推理的潜在机制，验证H4。
3 研究2：敬畏启动对智慧推理的影响
3.1 研究2a：积极敬畏启动对智慧推理的影响
3.1.1 被试
采用G*Power 3.1.9.2进行样本量计算，设定显著性水平α=0.05，效应量为0.20，统计功效1−β=0.80，表明至少需要样本量200名。考虑到样本流失与有效率，研究招募231名被试，剔除未通过检测题(n=13)的样本，最终有效样本218名，男生占63.30%，年龄21.48±1.97岁。
3.1.2 研究工具
(1)状态敬畏
在被试完成诱发任务后，让被试对当前情绪进行自我报告(Rudd et al., 2012)。本研究中，要求被试对“生气、悲伤、敬畏、厌恶、开心、害怕”进行评分(1=一点也没有, 7=非常强烈)。“状态敬畏”是单个词汇“敬畏”的评分。在正式实验前进行预实验，评估了量表的可靠性和效度(Mauchly W=0.07, p<0.001)，表明情绪测量对“敬畏”单项词汇测量可靠，且量表中各项目在测量敬畏时具有一致性。
(2)平衡时间取向
同研究1，量表的Cronbach’s α系数为0.96。
(3)智慧推理
同研究1，量表的Cronbach’s α系数为0.93。
3.1.3 研究程序
第一步，被试完成状态敬畏量表；第二步，将被试随机分组；第三步，敬畏组观看极光视频，控制组观看眼保健操视频(Valdesolo & Graham, 2014)；第四步，所有被试完成状态敬畏后测、平衡时间取向和智慧推理量表并报告人口学信息(如图2 所示)。
3.1.4 结果
(1)描述性统计与相关分析
各变量描述性统计与相关分析结果见表2 。积极敬畏与平衡时间取向(r=0.48, p<0.001)、智慧推理(r=0.31, p<0.001)显著正相关，平衡时间取向与智慧推理显著正相关(r=0.53, p<0.001)。两两相关可进行中介分析。
表2 各变量描述性统计与相关分析(n=218) |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 |
| 1.积极敬畏 | 4.83 | 1.85 | ||
| 2.平衡时间取向 | 36.80 | 5.87 | 0.48*** | |
| 3.智慧推理 | 3.68 | 0.73 | 0.31*** | 0.53*** |
(2)敬畏操纵检验
采用单因素方差分析发现敬畏与害怕均差异显著，见表3 。实验组后测敬畏(M=5.88, SD=1.35)显著高于控制组(M=3.85, SD=1.71)。控制生气、悲伤、厌恶、开心和害怕后，实验操纵对敬畏仍存在主效应，F(1, 211)=64.57，p<0.001，η${_{\rm p}^2} $ =0.23，表明敬畏操纵成功。
表3 各变量的差异检验 |
| 变量 | F(1, 216) | p | η |
| 情绪 | |||
| 生气 | 0.38 | 0.536 | 0.002 |
| 悲伤 | 0.00 | 1.000 | 0.000 |
| 敬畏 | 61.27 | <0.001 | 0.221 |
| 厌恶 | 0.35 | 0.553 | 0.002 |
| 开心 | 2.91 | 0.090 | 0.013 |
| 害怕 | 15.69 | <0.001 | 0.068 |
| 智慧推理 | 0.13 | 0.720 | 0.001 |
| 平衡时间取向 | 0.90 | 0.344 | 0.004 |
(3)智慧推理
采用单因素方差分析，控制生气、悲伤、厌恶、开心和害怕后，发现实验操纵对智慧推理不存在主效应，F(1, 211)=1.94，p=0.170。但回归分析发现，敬畏得分正向预测智慧推理，β=0.12，SE=0.03，t=4.79，p<0.001。
(4)平衡时间取向
采用单因素方差分析，控制了生气、悲伤、厌恶、开心和害怕后，发现实验操纵对平衡时间取向不存在主效应，F(1, 211)=0.90，p=0.766。但回归分析发现，敬畏得分正向预测平衡时间取向，β=1.52，SE=0.19，t=8.09，p<0.001。
(5)简单中介分析
探讨平衡时间取向的中介作用。结果如图3 所示：积极敬畏正向预测智慧推理(β=0.03, p=0.303)，平衡时间取向起中介作用，积极敬畏通过平衡时间取向间接提升智慧推理水平(间接效应ab=0.10, 95%CI=[0.061, 0.128])，验证H2、H3和H4。
3.1.5 讨论
研究2a结果揭示了积极敬畏对智慧推理的直接和间接影响。中介分析进一步说明，积极敬畏帮助个体更好地整合过去、现在和未来的信息，从而在面对复杂问题时做出更智慧的决策。
3.2 研究2b：消极敬畏启动对智慧推理的影响
3.2.1 被试
样本量计算同研究2a，共招募298名被试，剔除未通过检测题(n=53)的样本，有效被试245名，男生占20.40%，平均年龄20.78±0.98岁。
3.2.2 研究工具
(1)状态敬畏
同研究2a。
(2)平衡时间取向
同研究1，量表的Cronbach’s α系数为0.97。
(3)智慧推理
同研究1，量表的Cronbach’s α系数为0.91。
3.2.3 研究程序
敬畏组观看海啸视频，其余同研究2a。
3.2.4 结果
(1)描述性统计与相关分析
各变量描述性统计与相关分析结果见表4 。消极敬畏与平衡时间取向(r=0.08, p=0.241)、智慧推理(r=0.07, p=0.290)相关均不显著，平衡时间取向与智慧推理显著正相关(r=0.35, p<0.001)。
表4 各变量描述性统计与相关分析(n=245) |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 |
| 1.消极敬畏 | 3.55 | 1.66 | ||
| 2.平衡时间取向 | 25.08 | 8.88 | 0.08 | |
| 3.智慧推理 | 3.35 | 0.71 | 0.07 | 0.35*** |
(2)敬畏操纵检验
采用单因素方差分析发现敬畏、悲伤与害怕均差异显著，见表5 。实验组后测敬畏(M=4.22, SD=1.44)显著高于控制组(M=2.34, SD=1.32)。控制生气、悲伤、厌恶、开心和害怕后，实验操纵对敬畏仍存在主效应，F(1, 238)=24.46，p<0.001，η${_{\rm p}^2} $ =0.093，表明操纵成功。
表5 各变量的差异检验 |
| 变量 | F(1, 243) | p | η |
| 情绪 | |||
| 生气 | 12.81 | 0.001 | 0.050 |
| 悲伤 | 55.12 | <0.001 | 0.185 |
| 敬畏 | 102.19 | <0.001 | 0.296 |
| 厌恶 | 8.56 | 0.004 | 0.034 |
| 开心 | 5.88 | 0.016 | 0.024 |
| 害怕 | 66.73 | <0.001 | 0.215 |
| 智慧推理 | 0.17 | 0.682 | 0.001 |
| 平衡时间取向 | 0.11 | 0.742 | 0.000 |
(3)智慧推理
采用单因素方差分析，控制生气、悲伤、厌恶、开心和害怕后，发现实验操纵对智慧推理不存在主效应，F(1, 238)=0.73，p=0.400。回归分析发现，敬畏得分对智慧推理无显著影响，β=0.03，SE=0.03，t=1.06，p=0.290。
(4)平衡时间取向
采用单因素方差分析，控制生气、悲伤、厌恶、开心和害怕后，发现实验操纵对平衡时间取向不存在主效应，F(1, 238)=0.03，p=0.864。回归分析发现，敬畏得分对平衡时间取向无显著影响，β=0.40，SE=0.34，t=1.18，p=0.241。
(5)简单中介分析
构建简单中介模型，消极敬畏为自变量，平衡时间取向为中介变量，智慧推理为因变量。结果显示消极敬畏未对智慧推理产生显著影响(β=0.02, p=0.485)，平衡时间取向中介效应不显著(间接效应ab=0.01，p=0.247，95%CI=[−0.008,0.030])。
3.3 讨论
研究2分别探讨积极、消极敬畏启动对智慧推理的影响，并考察平衡时间取向的中介作用。结果显示，积极敬畏正向预测智慧推理，支持H1。中介分析表明，平衡时间取向在积极敬畏和智慧推理之间起到中介作用，支持H2。不过，消极敬畏无法预测智慧推理。这一结果反向论证H4，即相比消极敬畏，只有积极敬畏对智慧推理存在间接的正向影响。
4 总讨论
4.1 敬畏与智慧推理
特质积极敬畏和状态积极敬畏均正向预测智慧推理。敬畏包含浩瀚、顺应两大核心特征，以及内部与外部、积极与消极两大主要维度(Shiota et al., 2006)。在实验中，积极敬畏通过极光视频激发顺应和欣赏(Keltner & Haidt, 2003)，能够使个体以全新的认知和灵活的视角建构世界，进而促进智慧。智慧个体对不确定性有更大的洞察力(Meacham, 1982)，积极敬畏能够正向预测智慧推理，这可能得益于敬畏能够增加对不确定性的容忍度。积极敬畏同时能够将视角从自我中心转向非自我中心，让注意力从自身转移到更宏大事物上，唤醒自我超越与追求真实自我(Jiang & Sedikides, 2022)，从而在认知、社会和幸福感三个层面带来积极心理效应。积极敬畏与智慧推理之间的正向关联，为理解智慧推理的情感基础提供了新视角。
特质消极敬畏和状态消极敬畏均未能稳健预测智慧推理。个体面对宏大刺激通过顺应补充认知图式缺口(Valdesolo & Graham, 2014)，但如果个体难以顺应，将难以对智慧推理产生积极影响。消极敬畏体验中的“畏”更占主导，限制思维灵活性和开放性，虽能引发深刻的内省和自我反思，却未必能够为复杂问题的智慧性解决提供支持，其后续反应可能不利于智慧的发展。侧重人生的智慧的核心在于对死亡和痛苦等问题的理解和管理(Jaspers & Ashton, 1969)，但消极敬畏可能让个体更多地引发恐惧和焦虑(Gordon et al., 2017)，沉浸在负面情绪中，从而抑制其智慧推理。因此，敬畏对智慧推理的影响是复杂的，积极与消极敬畏对智慧推理产生了不同的影响机制。这与以往研究一致，即积极、消极敬畏对个体的生理状态、联结感、幸福感、亲社会行为等方面产生不同影响(Gordon et al., 2017)。通过区分积极敬畏和消极敬畏，研究细化了对敬畏情绪复杂性的理解，并深入揭示其对智慧推理的不同影响。
4.2 平衡时间取向的中介作用
平衡时间取向在积极敬畏与智慧推理间起中介作用。首先，积极敬畏促使个体整合不同时间取向，进而正向影响智慧推理(Webster et al., 2014)；积极敬畏使个体以开放灵活的认知方式活在当下(Bluth & Blanton, 2014)，而认知开放性是平衡时间取向的一个重要方面，这种体验有助于促进智慧推理。其次，Lin等(2020)提出特质敬畏与中庸思想紧密关联，中庸实践者善于从不同角度考虑事物，多视角不仅是平衡时间取向的必要条件，也是智慧推理的关键成分(Grossmann, 2017)。最后，积极敬畏可能通过增强个体的情绪稳定性，使个体灵活地依据情境选择时间取向(Stellar et al., 2018)，以提升智慧推理能力。不过，平衡时间取向在消极敬畏与智慧推理之间并未起到显著中介作用，这表明消极敬畏对智慧推理的影响机制与积极敬畏存在差异。消极敬畏可能倾向于引发单一时间取向。根据病原体增加社会习俗和传统偏好的理论，当人们面临病原体威胁时，可能会表现出更强烈的过去时间取向(Terrizzi et al., 2013)。视频诱发的消极敬畏可能导致个体的情绪波动幅度大，不利于个体根据情境选择时间取向以提升智慧推理(Stellar et al., 2018)。综上，结果揭示了积极与消极敬畏影响智慧推理的不同作用机制及平衡时间取向在其中的中介作用，为理解敬畏影响智慧推理提供新视角。
研究检验了敬畏与智慧推理之间的内在联系，可为临床和教育等实践领域提供切实可行的指导方案。具体而言，通过引导患者体验积极敬畏，可有效拓展其认知视野，进而显著提升其智慧推理能力。教育工作者可借助引入自然雄伟的美景或伟大成就的体验，激发学生的积极敬畏情绪，通过精心设计的时间管理课程或活动，引导学生合理整合过去、现在与未来的信息，提升其智慧推理能力。
4.3 局限与展望
研究仍存在局限性：(1)研究样本主要来自大学生，限制研究结果的适用性，未来应纳入更广泛的年龄层和社会背景样本，以提高研究的文化生态效度；(2)研究依赖自我报告，存在主观偏差，未来应采用多元化数据收集方法；(3)研究从横向层面上进行实证研究，未来可采用纵向研究设计，考察两者在时间维度上的动态变化与发展规律，揭示潜在的因果关系；(4)对状态敬畏进行评价仅采用了单一词语，限制对其内部一致性的全面把握，未来可考虑采用更丰富多元的评价方法；(5)未发现实验操纵对智慧推理或平衡时间取向上的直接显著效应，可能由于未有效控制和排除潜在第三方共因，未来可深入挖掘可能存在的第三方共因；(6)未有效控制潜在混淆因素和双向因果关系，对中介效应解释需谨慎，未来可考虑通过操纵中介变量来观察其对因变量的影响。
5 结论
研究发现，特质积极敬畏和状态积极敬畏均能正向影响智慧推理，还通过平衡时间取向间接促进智慧推理。不过，消极敬畏并未展现出类似模式。