來慶朋, 房 蕊

(曲阜師范大學體育科學學院,273165,山東省曲阜市)

0引 言

行為生活方式是影響我國人群健康的重要因素[1]. 2016年10月,黨中央、國務院印發(fā)《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》,明確了健康中國建設的宏偉藍圖和行動綱領. 綱要中明確指出要廣泛開展全民健身運動,塑造自主自律的健康行為[2]. 通過體育鍛煉有利于形成健康的生活方式,提高生活質(zhì)量,并促進生活滿意度和幸福感水平的提高. 大學生是國家發(fā)展、社會進步,中華民族偉大復興的新生力,促進大學生積極參與體育鍛煉具有重要現(xiàn)實意義.

正念是近年來受到廣泛關注的一個心理學概念,被定義為“有目的地、非判斷性地以特定方式將注意力集中于當下[3]”. Bishop等人[4](2004)從兩個方面對正念進行了描述,一方面是注意力在當前情境或體驗的意識狀態(tài),包括開放性和接受性；另一方面則是對注意的自我控制,一種將意識帶到當下體驗的能力. Brown和Ryan[5](2003)指出正念是“關注和意識到現(xiàn)在正在發(fā)生的事情的狀態(tài)”,并認為正念包含特質(zhì)正念和狀態(tài)正念兩種形式. 特質(zhì)正念是一種個體之間天然不同的、具有一定穩(wěn)定性的性格特質(zhì),而狀態(tài)正念則是一種隨著不同的情境下的變化產(chǎn)生波動的意識狀態(tài).

有綜述類研究認為,特質(zhì)正念與體育鍛煉行為顯著相關[6],并能夠顯著預測體育鍛煉等健康行為[7]，但二者間的關系仍存在爭議. 如,一些學者的研究表明,特質(zhì)正念與體育鍛煉行為顯著相關,特質(zhì)正念在一定程度上正向預測個體的體育鍛煉行為. 如,Roberts等人[8](2010)發(fā)現(xiàn),大學生特質(zhì)正念與體育鍛煉享受和日常體育鍛煉水平顯著相關,且顯著正向預測日常體育鍛煉行為；Kangasniemi等人[9](2014)的研究發(fā)現(xiàn),正念水平與日常體育鍛煉水平顯著相關,體育鍛煉活躍的個體正念水平高于不活躍的個體. 也有一些研究表明,特質(zhì)正念對體育鍛煉行為不具有顯著的正向預測作用. 如,Ruffault等人[10](2016年)發(fā)現(xiàn)特質(zhì)正念和體育鍛煉行為之間沒有直接聯(lián)系,Tsafou等人[11](2017)的研究也呼應了這一發(fā)現(xiàn).

體育鍛煉狀態(tài)正念作為狀態(tài)正念的下位概念,特指個體在體育鍛煉情境中的典型正念水平[12]. 相較于特質(zhì)正念,體育鍛煉狀態(tài)正念與體育鍛煉行為之間的關系更為密切. 如,Tsafou等人[13](2016)發(fā)現(xiàn)體育鍛煉狀態(tài)正念可正向預測體育鍛煉行為；Cox等人[14](2020)的研究發(fā)現(xiàn)體育鍛煉狀態(tài)正念既可以直接影響自主體育鍛煉動機,也可以通過基本心理需要的滿足間接提高體育鍛煉自主動機水平.

自我調(diào)節(jié)是一種包含情緒控制、互動交往、規(guī)避風險和自主學習等一系列重要能力的心理結構[15]. 意向性自我調(diào)節(jié)(ISR)是自我調(diào)節(jié)的更高表現(xiàn)形式,是積極青少年發(fā)展理論(PYD)框架下的重要組成部分,是青少年把對未來的目標(如教育、職業(yè)、物質(zhì)等)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)在的行為的能力[16]. 自我調(diào)節(jié)在促進個體體育鍛煉行為方面的作用已得到廣泛驗證. 已有研究表明,自我調(diào)節(jié)有利于提高個體自我效能[17],彌合意向—行為鴻溝[18]并促進體育鍛煉堅持性[19],對體育鍛煉行為也有一定的促進作用[20,21].

正念與意向性自我調(diào)節(jié)之間存在密切聯(lián)系. 正念相關的認識過程(如引導或集中注意力)通常有利于自我調(diào)節(jié)的執(zhí)行功能,包括轉(zhuǎn)變視角和靈活適應變化(認知靈活性)、保留信息(工作記憶)并抑制自動或沖動的反應(沖動控制)以實現(xiàn)目標[22,23]. 此外,Tsafou等人[13](2016)的研究表明狀態(tài)正念與體育鍛煉的滿足感有關,而滿足感被認為是自我調(diào)節(jié)的一個重要的影響因素. 在其隨后的一項研究中發(fā)現(xiàn)特質(zhì)正念與狀態(tài)正念有關,這一發(fā)現(xiàn)表明了狀態(tài)正念在自我調(diào)節(jié)中的積極作用,以及同時將特質(zhì)正念和狀態(tài)正念納入到研究中的重要性.

綜上所述,由于特質(zhì)正念和狀態(tài)正念不同的結構,二者與體育鍛煉行為的關系是否一致還未可知,目前鮮少有研究同時考慮特質(zhì)正念和狀態(tài)正念與體育鍛煉行為間的關系,將意向性自我調(diào)節(jié)作為正念影響體育鍛煉行為中介變量者也尚不多見. 因此,本研究基于前人學者研究成果,針對大學生群體,探討特質(zhì)正念、體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)與體育鍛煉行為的關系,并提出如下假設.

假設H1:大學生特質(zhì)正念與體育鍛煉行為呈顯著正相關.

假設H2:體育鍛煉狀態(tài)正念在特質(zhì)正念對體育鍛煉行為影響中起中介作用.

假設H3:意向性自我調(diào)節(jié)在特質(zhì)正念對對體育鍛煉行為影響中起中介作用.

假設H4:體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)在特質(zhì)正念影響體育鍛煉行為中起鏈式中介作用.

1 研究對象與方法

1.1 被試

本研究采用分層抽樣(以年級為分層)的方法. 以山東省3所本科類院校大一至大三在校學生為被試,共回收調(diào)查問卷860份,去除無效問卷和明顯亂答問卷后,得到有效問卷803份. 其中男生275人(34.2%),女生528人(65.8%)；大一年級200人(24.9%),大二年級444人(55.3%),大三年級159人(19.8%)；文史類專業(yè)282人(35.1%),理工類專業(yè)303人(37.7%),藝體類專業(yè)218人(27.1%)；城市學生389人(48.4%),農(nóng)村學生414人(51.6%)；獨生子女327人(40.7%),非獨生子女476人(59.3%).

1.2 研究工具

1.2.1 正念注意覺知量表

采用由Brown和Ryan[7](2003)開發(fā),Deng等人(2012)翻譯修訂的中文版正念注意覺知量表(Mindful Attention and Awareness Scale,MAAS). 該量表由15項題目組成,測量了意識狀態(tài)和對當下時刻的體驗,單個維度[24]. 采用李克特六級評分進行反向計分,從1(從來沒有)到6分(十分頻繁),反向計分后得分越高代表特質(zhì)正念水平越高. 本研究中該量表Cronbach α系數(shù)為0.898.

1.2.2 體育鍛煉狀態(tài)正念量表

對Tsafou等人[13](2016)編制的體育鍛煉狀態(tài)正念量表進行中文版翻譯和修訂,采用李克特五點計分法. 探索性因子分析結果表明,體育鍛煉狀態(tài)正念量表的8個題目共析出2個特征值大于1的因子. 主成分分析表明,2個項目(“我經(jīng)常被其他事情分心”和“我總是習慣性/自動化的完成而不關注過程”)加載了第2個因子,與原作者研究結果相同. 這兩個題項設計最初是為了衡量無正念(即反向評分時的正念),但是由于統(tǒng)計和理論上的原因,本研究參照作者的做法剔除了這兩個項目. 剔除這兩個題項后,最后確定的中文版體育鍛煉狀態(tài)正念量表包括1個因子、6個題項,Cronbach α系數(shù)為0.873,KMO=0.872,Bartlett球形度檢驗近似卡方值為2334.757,自由度為15,顯著性值Sig為0.000<0.001,達到極顯著水平,因子提取為1,結果解釋了61.808%的總變異數(shù). 利用AMOS軟件進行驗證性因素分析,結果發(fā)現(xiàn):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. 綜上,6個題項的體育鍛煉狀態(tài)正念量表具有較好的信度和效度.

1.2.3 意向性自我調(diào)節(jié)SOC策略量表

采用房蕊[25](2012)編制的青少年體育健身意向性自我調(diào)節(jié)SOC策略量表. 該量表由選擇穩(wěn)定目標、補償應對損失、優(yōu)化精力手段、優(yōu)化物力手段4個維度共計17個項目組成,使用李克特5點計分法,各項目分數(shù)相加總分表示意向性自我調(diào)節(jié)SOC策略水平. 本研究中,該量表及各維度的Cronbach α系數(shù)分別為0.899、0.884、0.876、0.829、0.733.

1.2.4 體育活動等級量表

采用梁德清等人[26](1994)修訂的《體育活動等級量表》(PARS-3)對大學生體育鍛煉行為進行測量. 該量表包括體育鍛煉強度、體育鍛煉時間和體育鍛煉頻率3個維度,以公式“體育鍛煉強度×(體育鍛煉時間-1)×體育鍛煉頻率”計算體育鍛煉量,得分越高表示運動量越大. 該量表的Cronbach α系數(shù)為0.764.

1.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 25.0、AMOS 24.0等軟件進行描述性檢驗、相關性分析、回歸分析、模型擬合度等分析.

2 研究結果

2.1 共同方法偏差

采用Harman單因素檢驗方法對特質(zhì)正念、體育鍛煉狀態(tài)正念、意向性自我調(diào)節(jié)和體育鍛煉行為進行共同方法偏差檢驗. 結果顯示,共提取出8個特征值大于1的因子,第1個主成分所解釋的方差變異量為25.92%,小于40%,且不超過總方差變異量(62.01%)的一半,說明本研究中不存在較為嚴重的共同方法偏差.

2.2 相關分析

如表1所示,特質(zhì)正念與體育鍛煉狀態(tài)正念、意向性自我調(diào)節(jié)和體育鍛煉行為兩兩之間均顯著正相關,支持假設H1.

表1 特質(zhì)正念、體育鍛煉狀態(tài)正念、意向性自我調(diào)節(jié)和體育鍛煉行為相關矩陣(n=803)

2.3 中介效應檢驗

采用SPSS軟件的PROCESS V3.4插件,選擇模型6檢驗體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)的中介作用,結果如表2所示. 回歸分析結果表明,特質(zhì)正念對體育鍛煉狀態(tài)正念有顯著的正向預測作用(β=0.377 6,P<0.001)；當特質(zhì)正念和體育鍛煉狀態(tài)正念共同預測意向性自我調(diào)節(jié)時,體育鍛煉狀態(tài)正念對意向性自我調(diào)節(jié)具有顯著的正向預測作用(β=0.397 8,P<0.01),特質(zhì)正念對意向性自我調(diào)節(jié)不具有顯著的正向預測作用(β=0.013 6,P=0.697 8>0.05)；當特質(zhì)正念、體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)同時預測體育鍛煉行為時,體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)對體育鍛煉行為均有顯著的正向預測作用(β=0.170 1,P<0.001,β=0.385 6,P<0.001),特質(zhì)正念對體育鍛煉行為的預測作用則不具有顯著性(β=0.009 6,P>0.05).

表2 變量回歸分析(n=803)

表3呈現(xiàn)了特質(zhì)正念影響體育鍛煉行為的作用路徑所對應的標準化效應值及Bootstrap顯著性檢驗. 如果中介作用的95%置信區(qū)間不包含0,則表明中介效應顯著;反之,則中介效應不顯著.

表3 體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)的中介作用顯著性Bootstrap檢驗(n=803)

如表3所示,特質(zhì)正念和體育鍛煉行為產(chǎn)生的直接效應為0.017 6,Bootstrap 95%置信區(qū)間為[-0.094 5，0.129 6],包含0值,說明特質(zhì)正念對體育鍛煉行為的直接效應不顯著.

Bootstrap分析結果表明,由“特質(zhì)正念→體育鍛煉狀態(tài)正念→體育鍛煉行為”組成的間接效應 1,95%的置信區(qū)間為[0.067 7,0.155 3],中介效應顯著,標準化效應值0.109 6,占總效應的46.61%,支持假設 H2；由“特質(zhì)正念→意向性自我調(diào)節(jié)→體育鍛煉行為”組成的間接效應2,其 95%置信區(qū)間為[-0.034 1,0.053 7],該路徑中介效應不顯著,假設 H3不成立；由“特質(zhì)正念→體育鍛煉狀態(tài)正念→意向性自我調(diào)節(jié)→體育鍛煉行為”組成的間接效應3,其 95%的置信區(qū)間為[0.070 5,0.133],鏈式中介效應顯著(見圖1),標準化效應值=0.099,占總效應的42.11%,支持假設 H4. 由于特質(zhì)正念對體育鍛煉行為的直接效應不顯著,因此,體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)在特質(zhì)正念與體育鍛煉行為之間的獨立和鏈式中介作用為完全中介作用.

圖1 體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)鏈式中介作用模型圖

3 討 論

3.1 大學生特質(zhì)正念對體育鍛煉行為的影響

相關分析結果顯示,大學生特質(zhì)正念、體育鍛煉狀態(tài)正念與意向性自我調(diào)節(jié)和體育鍛煉行為均顯著正相關,表明大學生特質(zhì)正念對于體育鍛煉行為有積極作用. 這與Chatzisarantis等人[27](2007)的研究結果一致,更高的特質(zhì)正念與更高的體育鍛煉意愿相關,進而影響著更多的體育鍛煉行為. 進一步的中介效應分析發(fā)現(xiàn),體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)在特質(zhì)正念對體育鍛煉行為的影響中起中介作用,其產(chǎn)生中介作用的兩條路徑為:體育鍛煉狀態(tài)正念的獨立中介作用以及“體育鍛煉狀態(tài)正念→意向性自我調(diào)節(jié)”的鏈式中介作用. 需要特別指出的是,中介效應回歸分析中特質(zhì)正念對體育鍛煉行為的直接效應在本研究中未得到證實. 根據(jù)MacKinnon等人[28](2000)的解釋,中介效應與遮掩效應的統(tǒng)計方法具有一致性,只是在概念上存在差異. 因此,當中介變量存在時,特質(zhì)正念與體育鍛煉行為之間的關系會被體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)部分地解釋,從而導致直接效應減弱或不顯著. 此外,也可能是由正念的性質(zhì)所引起,一方面,特質(zhì)正念作為一種性格特質(zhì),它具有一定的時空穩(wěn)定性[5]；另一方面,正念更接近于一種心理過程,其對注意力調(diào)節(jié)能力具有相當?shù)囊蕾囆?個體的正念水平與其在不同的情境下有意識地調(diào)節(jié)注意力以進入某種情境密切相關[4]. 由此,特質(zhì)正念更多地通過體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)對體育鍛煉行為產(chǎn)生影響.

3.2 體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)的中介作用

本研究結果表明,體育鍛煉狀態(tài)正念在特質(zhì)正念影響體育鍛煉行為的過程中起中介作用,研究假設H2成立. 根據(jù)Brown和Ryan[5](2003)的觀點,個體的特質(zhì)正念與狀態(tài)正念之間存在著緊密地聯(lián)系. 一方面,狀態(tài)正念是特質(zhì)正念在具體情境下的體現(xiàn),另一方面,較高水平狀態(tài)正念可以反哺于特質(zhì)正念,促進個體特質(zhì)正念的發(fā)展. 本研究中,該路徑為特質(zhì)正念正向預測體育鍛煉狀態(tài)正念,進而促進體育鍛煉行為. 根據(jù)積極情緒擴建理論[29],積極情緒是體育鍛煉行為產(chǎn)生的一個重要的前提條件. 體育鍛煉狀態(tài)正念水平高的個體對體育鍛煉保持更高的注意力水平,對當下具體情況保持好奇心和非判斷性,能夠避免壓力的產(chǎn)生,促進認知重評能力[30],滿足能力和自主性等基本心理需要滿足[13],提高個體在體育鍛煉中的積極體驗,進而影響個體體育鍛煉行為.

本研究結果表明假設H3不成立,即意向性自我調(diào)節(jié)在特質(zhì)正念對體育鍛煉行為的影響中不存在單獨的中介作用. 回歸分析表明,特質(zhì)正念對意向性自我調(diào)節(jié)沒有直接預測作用,而體育鍛煉狀態(tài)正念則可顯著正向預測意向性自我調(diào)節(jié). 其原因可能是,本研究中意向性自我調(diào)節(jié)量表所測量的意向性自我調(diào)節(jié)集中于個體在體育鍛煉情境下的積極自我調(diào)節(jié)[16],由此體育鍛煉狀態(tài)正念與意向性自我調(diào)節(jié)之間的關系更為密切,特質(zhì)正念與體育鍛煉情境下意向性自我調(diào)節(jié)的關聯(lián)性弱于體育鍛煉狀態(tài)正念.

3.3 體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)的鏈式中介作用

本研究結果表明研究假設H4成立,即體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)構成的鏈式中介也是特質(zhì)正念影響體育鍛煉行為的重要途徑. 根據(jù)Kabat-Zinn[31](1990)提出的交易壓力模型,個體在壓力環(huán)境中會引起習慣性的、無意識的壓力反應,而狀態(tài)正念可以提高對當下的意識以準確地評估應對環(huán)境,從而根據(jù)個體自身的運動目標進行意向性自我調(diào)節(jié). Garland等人[32](2009)探究正念與積極評價間關聯(lián)時將正念描述為通過“偏離”或“重新感知”的認知轉(zhuǎn)變,認為個體在活動受阻時通過遠離或擺脫自動的反應來進行有效的自我調(diào)節(jié)；體育鍛煉狀態(tài)正念的注意力和接受力等這些認知特征使個體具有遠離或抑制不需要的習慣傾向的能力[33],從而使個體在目標受阻時通過積極的意向性自我調(diào)節(jié)以完成最終目標. 因此,特質(zhì)正念水平影響著個體體育鍛煉狀態(tài)正念,而體育鍛煉狀態(tài)正念促使個體在體育鍛煉情境中保持更多的專注力和接受力,從而提高個體體育鍛煉意向性自我調(diào)節(jié),有計劃地選擇運動目標、選擇和利用策略并優(yōu)化自身的精力和物力手段,以達到體育鍛煉目標. 因此,體育鍛煉狀態(tài)正念和體育鍛煉意向性自我調(diào)節(jié)在特質(zhì)正念和體育鍛煉行為之間起鏈式完全中介作用.

4 結論與建議

(1)大學生特質(zhì)正念與體育鍛煉行為顯著正相關,但在鏈式中介模型中特質(zhì)正念對體育鍛煉行為的直接預測作用不顯著.

(2)體育鍛煉狀態(tài)正念在特質(zhì)正念和體育鍛煉行為間起獨立完全中介作用,意向性自我調(diào)節(jié)在特質(zhì)正念和體育鍛煉行為間不存在獨立中介作用.

(3)體育鍛煉狀態(tài)正念和意向性自我調(diào)節(jié)在特質(zhì)正念和體育鍛煉行為間起鏈式完全中介作用.

(4)正念是影響大學生體育鍛煉行為的重要因素. 在體育鍛煉開始前和過程中,壓力反應和不愉快的體驗是導致個體放棄參與體育鍛煉的重要原因. 正念可以為個體提供一個正視消極情感、有效評估消極事件的心靈空間,并主動地應對消極反應,從而能夠?qū)ふ姨娲桨付皇欠艞夡w育鍛煉. 因此,建議高校在促進大學生體育鍛煉行為的同時,重視進行個體特質(zhì)正念和體育鍛煉狀態(tài)正念的培養(yǎng),提高體育鍛煉意向性自我調(diào)節(jié)能力,促使大學生有計劃地選擇運動目標、選擇和利用策略并優(yōu)化自身的精力和物力手段,從而實現(xiàn)對大學生體育鍛煉行為的有效干預.