来庆朋, 房 蕊

(曲阜师范大学体育科学学院,273165,山东省曲阜市)

0引 言

行为生活方式是影响我国人群健康的重要因素[1]. 2016年10月,党中央、国务院印发《“健康中国2030”规划纲要》,明确了健康中国建设的宏伟蓝图和行动纲领. 纲要中明确指出要广泛开展全民健身运动,塑造自主自律的健康行为[2]. 通过体育锻炼有利于形成健康的生活方式,提高生活质量,并促进生活满意度和幸福感水平的提高. 大学生是国家发展、社会进步,中华民族伟大复兴的新生力,促进大学生积极参与体育锻炼具有重要现实意义.

正念是近年来受到广泛关注的一个心理学概念,被定义为“有目的地、非判断性地以特定方式将注意力集中于当下[3]”. Bishop等人[4](2004)从两个方面对正念进行了描述,一方面是注意力在当前情境或体验的意识状态,包括开放性和接受性；另一方面则是对注意的自我控制,一种将意识带到当下体验的能力. Brown和Ryan[5](2003)指出正念是“关注和意识到现在正在发生的事情的状态”,并认为正念包含特质正念和状态正念两种形式. 特质正念是一种个体之间天然不同的、具有一定稳定性的性格特质,而状态正念则是一种随着不同的情境下的变化产生波动的意识状态.

有综述类研究认为,特质正念与体育锻炼行为显著相关[6],并能够显著预测体育锻炼等健康行为[7]，但二者间的关系仍存在争议. 如,一些学者的研究表明,特质正念与体育锻炼行为显著相关,特质正念在一定程度上正向预测个体的体育锻炼行为. 如,Roberts等人[8](2010)发现,大学生特质正念与体育锻炼享受和日常体育锻炼水平显著相关,且显著正向预测日常体育锻炼行为；Kangasniemi等人[9](2014)的研究发现,正念水平与日常体育锻炼水平显著相关,体育锻炼活跃的个体正念水平高于不活跃的个体. 也有一些研究表明,特质正念对体育锻炼行为不具有显著的正向预测作用. 如,Ruffault等人[10](2016年)发现特质正念和体育锻炼行为之间没有直接联系,Tsafou等人[11](2017)的研究也呼应了这一发现.

体育锻炼状态正念作为状态正念的下位概念,特指个体在体育锻炼情境中的典型正念水平[12]. 相较于特质正念,体育锻炼状态正念与体育锻炼行为之间的关系更为密切. 如,Tsafou等人[13](2016)发现体育锻炼状态正念可正向预测体育锻炼行为；Cox等人[14](2020)的研究发现体育锻炼状态正念既可以直接影响自主体育锻炼动机,也可以通过基本心理需要的满足间接提高体育锻炼自主动机水平.

自我调节是一种包含情绪控制、互动交往、规避风险和自主学习等一系列重要能力的心理结构[15]. 意向性自我调节(ISR)是自我调节的更高表现形式,是积极青少年发展理论(PYD)框架下的重要组成部分,是青少年把对未来的目标(如教育、职业、物质等)转化为现在的行为的能力[16]. 自我调节在促进个体体育锻炼行为方面的作用已得到广泛验证. 已有研究表明,自我调节有利于提高个体自我效能[17],弥合意向—行为鸿沟[18]并促进体育锻炼坚持性[19],对体育锻炼行为也有一定的促进作用[20,21].

正念与意向性自我调节之间存在密切联系. 正念相关的认识过程(如引导或集中注意力)通常有利于自我调节的执行功能,包括转变视角和灵活适应变化(认知灵活性)、保留信息(工作记忆)并抑制自动或冲动的反应(冲动控制)以实现目标[22,23]. 此外,Tsafou等人[13](2016)的研究表明状态正念与体育锻炼的满足感有关,而满足感被认为是自我调节的一个重要的影响因素. 在其随后的一项研究中发现特质正念与状态正念有关,这一发现表明了状态正念在自我调节中的积极作用,以及同时将特质正念和状态正念纳入到研究中的重要性.

综上所述,由于特质正念和状态正念不同的结构,二者与体育锻炼行为的关系是否一致还未可知,目前鲜少有研究同时考虑特质正念和状态正念与体育锻炼行为间的关系,将意向性自我调节作为正念影响体育锻炼行为中介变量者也尚不多见. 因此,本研究基于前人学者研究成果,针对大学生群体,探讨特质正念、体育锻炼状态正念和意向性自我调节与体育锻炼行为的关系,并提出如下假设.

假设H1:大学生特质正念与体育锻炼行为呈显著正相关.

假设H2:体育锻炼状态正念在特质正念对体育锻炼行为影响中起中介作用.

假设H3:意向性自我调节在特质正念对对体育锻炼行为影响中起中介作用.

假设H4:体育锻炼状态正念和意向性自我调节在特质正念影响体育锻炼行为中起链式中介作用.

1 研究对象与方法

1.1 被试

本研究采用分层抽样(以年级为分层)的方法. 以山东省3所本科类院校大一至大三在校学生为被试,共回收调查问卷860份,去除无效问卷和明显乱答问卷后,得到有效问卷803份. 其中男生275人(34.2%),女生528人(65.8%)；大一年级200人(24.9%),大二年级444人(55.3%),大三年级159人(19.8%)；文史类专业282人(35.1%),理工类专业303人(37.7%),艺体类专业218人(27.1%)；城市学生389人(48.4%),农村学生414人(51.6%)；独生子女327人(40.7%),非独生子女476人(59.3%).

1.2 研究工具

1.2.1 正念注意觉知量表

采用由Brown和Ryan[7](2003)开发,Deng等人(2012)翻译修订的中文版正念注意觉知量表(Mindful Attention and Awareness Scale,MAAS). 该量表由15项题目组成,测量了意识状态和对当下时刻的体验,单个维度[24]. 采用李克特六级评分进行反向计分,从1(从来没有)到6分(十分频繁),反向计分后得分越高代表特质正念水平越高. 本研究中该量表Cronbach α系数为0.898.

1.2.2 体育锻炼状态正念量表

对Tsafou等人[13](2016)编制的体育锻炼状态正念量表进行中文版翻译和修订,采用李克特五点计分法. 探索性因子分析结果表明,体育锻炼状态正念量表的8个题目共析出2个特征值大于1的因子. 主成分分析表明,2个项目(“我经常被其他事情分心”和“我总是习惯性/自动化的完成而不关注过程”)加载了第2个因子,与原作者研究结果相同. 这两个题项设计最初是为了衡量无正念(即反向评分时的正念),但是由于统计和理论上的原因,本研究参照作者的做法剔除了这两个项目. 剔除这两个题项后,最后确定的中文版体育锻炼状态正念量表包括1个因子、6个题项,Cronbach α系数为0.873,KMO=0.872,Bartlett球形度检验近似卡方值为2334.757,自由度为15,显著性值Sig为0.000<0.001,达到极显著水平,因子提取为1,结果解释了61.808%的总变异数. 利用AMOS软件进行验证性因素分析,结果发现:卡方值=21.139,自由度=7,卡方/自由度=3.020,GFI=0.992,AGFI=0.975,NFI=0.991,IFI=0.994,CFI=0.994,SRMR=0.050. 综上,6个题项的体育锻炼状态正念量表具有较好的信度和效度.

1.2.3 意向性自我调节SOC策略量表

采用房蕊[25](2012)编制的青少年体育健身意向性自我调节SOC策略量表. 该量表由选择稳定目标、补偿应对损失、优化精力手段、优化物力手段4个维度共计17个项目组成,使用李克特5点计分法,各项目分数相加总分表示意向性自我调节SOC策略水平. 本研究中,该量表及各维度的Cronbach α系数分别为0.899、0.884、0.876、0.829、0.733.

1.2.4 体育活动等级量表

采用梁德清等人[26](1994)修订的《体育活动等级量表》(PARS-3)对大学生体育锻炼行为进行测量. 该量表包括体育锻炼强度、体育锻炼时间和体育锻炼频率3个维度,以公式“体育锻炼强度×(体育锻炼时间-1)×体育锻炼频率”计算体育锻炼量,得分越高表示运动量越大. 该量表的Cronbach α系数为0.764.

1.3 数据处理

采用SPSS 25.0、AMOS 24.0等软件进行描述性检验、相关性分析、回归分析、模型拟合度等分析.

2 研究结果

2.1 共同方法偏差

采用Harman单因素检验方法对特质正念、体育锻炼状态正念、意向性自我调节和体育锻炼行为进行共同方法偏差检验. 结果显示,共提取出8个特征值大于1的因子,第1个主成分所解释的方差变异量为25.92%,小于40%,且不超过总方差变异量(62.01%)的一半,说明本研究中不存在较为严重的共同方法偏差.

2.2 相关分析

如表1所示,特质正念与体育锻炼状态正念、意向性自我调节和体育锻炼行为两两之间均显著正相关,支持假设H1.

表1 特质正念、体育锻炼状态正念、意向性自我调节和体育锻炼行为相关矩阵(n=803)

2.3 中介效应检验

采用SPSS软件的PROCESS V3.4插件,选择模型6检验体育锻炼状态正念和意向性自我调节的中介作用,结果如表2所示. 回归分析结果表明,特质正念对体育锻炼状态正念有显著的正向预测作用(β=0.377 6,P<0.001)；当特质正念和体育锻炼状态正念共同预测意向性自我调节时,体育锻炼状态正念对意向性自我调节具有显著的正向预测作用(β=0.397 8,P<0.01),特质正念对意向性自我调节不具有显著的正向预测作用(β=0.013 6,P=0.697 8>0.05)；当特质正念、体育锻炼状态正念和意向性自我调节同时预测体育锻炼行为时,体育锻炼状态正念和意向性自我调节对体育锻炼行为均有显著的正向预测作用(β=0.170 1,P<0.001,β=0.385 6,P<0.001),特质正念对体育锻炼行为的预测作用则不具有显著性(β=0.009 6,P>0.05).

表2 变量回归分析(n=803)

表3呈现了特质正念影响体育锻炼行为的作用路径所对应的标准化效应值及Bootstrap显著性检验. 如果中介作用的95%置信区间不包含0,则表明中介效应显著;反之,则中介效应不显著.

表3 体育锻炼状态正念和意向性自我调节的中介作用显著性Bootstrap检验(n=803)

如表3所示,特质正念和体育锻炼行为产生的直接效应为0.017 6,Bootstrap 95%置信区间为[-0.094 5，0.129 6],包含0值,说明特质正念对体育锻炼行为的直接效应不显著.

Bootstrap分析结果表明,由“特质正念→体育锻炼状态正念→体育锻炼行为”组成的间接效应 1,95%的置信区间为[0.067 7,0.155 3],中介效应显著,标准化效应值0.109 6,占总效应的46.61%,支持假设 H2；由“特质正念→意向性自我调节→体育锻炼行为”组成的间接效应2,其 95%置信区间为[-0.034 1,0.053 7],该路径中介效应不显著,假设 H3不成立；由“特质正念→体育锻炼状态正念→意向性自我调节→体育锻炼行为”组成的间接效应3,其 95%的置信区间为[0.070 5,0.133],链式中介效应显著(见图1),标准化效应值=0.099,占总效应的42.11%,支持假设 H4. 由于特质正念对体育锻炼行为的直接效应不显著,因此,体育锻炼状态正念和意向性自我调节在特质正念与体育锻炼行为之间的独立和链式中介作用为完全中介作用.

图1 体育锻炼状态正念和意向性自我调节链式中介作用模型图

3 讨 论

3.1 大学生特质正念对体育锻炼行为的影响

相关分析结果显示,大学生特质正念、体育锻炼状态正念与意向性自我调节和体育锻炼行为均显著正相关,表明大学生特质正念对于体育锻炼行为有积极作用. 这与Chatzisarantis等人[27](2007)的研究结果一致,更高的特质正念与更高的体育锻炼意愿相关,进而影响着更多的体育锻炼行为. 进一步的中介效应分析发现,体育锻炼状态正念和意向性自我调节在特质正念对体育锻炼行为的影响中起中介作用,其产生中介作用的两条路径为:体育锻炼状态正念的独立中介作用以及“体育锻炼状态正念→意向性自我调节”的链式中介作用. 需要特别指出的是,中介效应回归分析中特质正念对体育锻炼行为的直接效应在本研究中未得到证实. 根据MacKinnon等人[28](2000)的解释,中介效应与遮掩效应的统计方法具有一致性,只是在概念上存在差异. 因此,当中介变量存在时,特质正念与体育锻炼行为之间的关系会被体育锻炼状态正念和意向性自我调节部分地解释,从而导致直接效应减弱或不显著. 此外,也可能是由正念的性质所引起,一方面,特质正念作为一种性格特质,它具有一定的时空稳定性[5]；另一方面,正念更接近于一种心理过程,其对注意力调节能力具有相当的依赖性,个体的正念水平与其在不同的情境下有意识地调节注意力以进入某种情境密切相关[4]. 由此,特质正念更多地通过体育锻炼状态正念和意向性自我调节对体育锻炼行为产生影响.

3.2 体育锻炼状态正念和意向性自我调节的中介作用

本研究结果表明,体育锻炼状态正念在特质正念影响体育锻炼行为的过程中起中介作用,研究假设H2成立. 根据Brown和Ryan[5](2003)的观点,个体的特质正念与状态正念之间存在着紧密地联系. 一方面,状态正念是特质正念在具体情境下的体现,另一方面,较高水平状态正念可以反哺于特质正念,促进个体特质正念的发展. 本研究中,该路径为特质正念正向预测体育锻炼状态正念,进而促进体育锻炼行为. 根据积极情绪扩建理论[29],积极情绪是体育锻炼行为产生的一个重要的前提条件. 体育锻炼状态正念水平高的个体对体育锻炼保持更高的注意力水平,对当下具体情况保持好奇心和非判断性,能够避免压力的产生,促进认知重评能力[30],满足能力和自主性等基本心理需要满足[13],提高个体在体育锻炼中的积极体验,进而影响个体体育锻炼行为.

本研究结果表明假设H3不成立,即意向性自我调节在特质正念对体育锻炼行为的影响中不存在单独的中介作用. 回归分析表明,特质正念对意向性自我调节没有直接预测作用,而体育锻炼状态正念则可显著正向预测意向性自我调节. 其原因可能是,本研究中意向性自我调节量表所测量的意向性自我调节集中于个体在体育锻炼情境下的积极自我调节[16],由此体育锻炼状态正念与意向性自我调节之间的关系更为密切,特质正念与体育锻炼情境下意向性自我调节的关联性弱于体育锻炼状态正念.

3.3 体育锻炼状态正念和意向性自我调节的链式中介作用

本研究结果表明研究假设H4成立,即体育锻炼状态正念和意向性自我调节构成的链式中介也是特质正念影响体育锻炼行为的重要途径. 根据Kabat-Zinn[31](1990)提出的交易压力模型,个体在压力环境中会引起习惯性的、无意识的压力反应,而状态正念可以提高对当下的意识以准确地评估应对环境,从而根据个体自身的运动目标进行意向性自我调节. Garland等人[32](2009)探究正念与积极评价间关联时将正念描述为通过“偏离”或“重新感知”的认知转变,认为个体在活动受阻时通过远离或摆脱自动的反应来进行有效的自我调节；体育锻炼状态正念的注意力和接受力等这些认知特征使个体具有远离或抑制不需要的习惯倾向的能力[33],从而使个体在目标受阻时通过积极的意向性自我调节以完成最终目标. 因此,特质正念水平影响着个体体育锻炼状态正念,而体育锻炼状态正念促使个体在体育锻炼情境中保持更多的专注力和接受力,从而提高个体体育锻炼意向性自我调节,有计划地选择运动目标、选择和利用策略并优化自身的精力和物力手段,以达到体育锻炼目标. 因此,体育锻炼状态正念和体育锻炼意向性自我调节在特质正念和体育锻炼行为之间起链式完全中介作用.

4 结论与建议

(1)大学生特质正念与体育锻炼行为显著正相关,但在链式中介模型中特质正念对体育锻炼行为的直接预测作用不显著.

(2)体育锻炼状态正念在特质正念和体育锻炼行为间起独立完全中介作用,意向性自我调节在特质正念和体育锻炼行为间不存在独立中介作用.

(3)体育锻炼状态正念和意向性自我调节在特质正念和体育锻炼行为间起链式完全中介作用.

(4)正念是影响大学生体育锻炼行为的重要因素. 在体育锻炼开始前和过程中,压力反应和不愉快的体验是导致个体放弃参与体育锻炼的重要原因. 正念可以为个体提供一个正视消极情感、有效评估消极事件的心灵空间,并主动地应对消极反应,从而能够寻找替代方案而不是放弃体育锻炼. 因此,建议高校在促进大学生体育锻炼行为的同时,重视进行个体特质正念和体育锻炼状态正念的培养,提高体育锻炼意向性自我调节能力,促使大学生有计划地选择运动目标、选择和利用策略并优化自身的精力和物力手段,从而实现对大学生体育锻炼行为的有效干预.