黃亞娟 董 蕊 楊 震 康凱月 許 欣

(1 天津大學(xué)應(yīng)用心理研究所，天津 300350) (2 天津大學(xué)教育學(xué)院，天津 300350) (3 天津市自殺心理與行為研究實(shí)驗(yàn)室，天津300350) (4 浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，杭州 310018) (5 天津體育職業(yè)學(xué)院，天津 301600)

1 引言

國(guó)際競(jìng)技體育競(jìng)爭(zhēng)激烈，心理問(wèn)題會(huì)嚴(yán)重影響運(yùn)動(dòng)員的運(yùn)動(dòng)成績(jī)(黃新紅, 鐘秀娥, 2021)，運(yùn)動(dòng)員心理健康受到越來(lái)越多的關(guān)注(Reardon et al.,2019)。但以往研究多關(guān)注大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員和青少年運(yùn)動(dòng)員(Shannon et al., 2020; Tingaz et al., 2022)，極少涉及專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員這一為金牌而戰(zhàn)的特殊群體。由于他們長(zhǎng)期處于相對(duì)獨(dú)立、封閉的訓(xùn)練和生活環(huán)境中，因此在我國(guó)背景下探索專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理健康問(wèn)題具有重要意義。

1.1 特質(zhì)正念與心理健康

正念對(duì)運(yùn)動(dòng)員的保護(hù)作用日益顯現(xiàn)(Mehrsafar et al., 2019)。特質(zhì)正念是個(gè)體注意傾向差異，表現(xiàn)為對(duì)當(dāng)下經(jīng)驗(yàn)的非判斷性能力(Karl & Fischer,2022)。正念監(jiān)控與接受理論(monitor and acceptance theory, MAT)認(rèn)為正念包括兩部分：使用注意力監(jiān)控當(dāng)下體驗(yàn)，以及接受瞬間體驗(yàn)的心理態(tài)度(Lindsay & Creswell, 2017)。正念能夠監(jiān)控個(gè)體的精神狀態(tài)、情緒狀態(tài)和感知到的事件，并通過(guò)接受影響個(gè)體心理的適應(yīng)性和不適應(yīng)性結(jié)果(Lindsay &Creswell, 2017)。提高特質(zhì)正念水平可減輕運(yùn)動(dòng)員倦怠、壓力、抑郁和競(jìng)爭(zhēng)焦慮，提升運(yùn)動(dòng)員注意力和自信(Mehrsafar et al., 2019)，幫助運(yùn)動(dòng)員保持長(zhǎng)期心理健康。伴隨著積極心理學(xué)的發(fā)展，部分學(xué)者基于心理健康雙因素模型(the dual-factor model of mental health, DFM)將運(yùn)動(dòng)員的心理健康定位于加強(qiáng)積極心理品質(zhì)培養(yǎng)和消除心理疾病兩個(gè)方面(楊舒, 張忠秋, 2014)，即高主觀幸福感和低抑郁-焦慮-壓力結(jié)合的更完全狀態(tài)。故提出假設(shè)H1a：特質(zhì)正念正向預(yù)測(cè)專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員主觀幸福感；H1b：特質(zhì)正念負(fù)向預(yù)測(cè)專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員抑郁-焦慮-壓力。

1.2 基本心理需要滿(mǎn)足的中介作用

以往研究對(duì)正念與心理健康的中介機(jī)制研究多集中在認(rèn)知層面，忽視動(dòng)機(jī)層面(Chang et al.,2018)，如基本心理需要滿(mǎn)足(包括自主需要、關(guān)系需要和能力需要)(Ryan & Deci, 2017)。依據(jù)MAT理論，正念可通過(guò)監(jiān)控成分預(yù)測(cè)運(yùn)動(dòng)員心理需要滿(mǎn)足程度(Chang et al., 2018)。當(dāng)心理需求得到滿(mǎn)足時(shí)，個(gè)體的發(fā)展方向更加積極健康，表現(xiàn)出更多幸福感；反之，則會(huì)引發(fā)不幸感(Ryan & Deci,2017)。Bartholomew等(2011)發(fā)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)員基本心理需求滿(mǎn)足與積極情感呈正相關(guān)，與消極情感和倦怠呈負(fù)相關(guān)。正念作為一種內(nèi)部支持機(jī)制，能提高運(yùn)動(dòng)員自我調(diào)節(jié)能力和自主心理需要滿(mǎn)足，減少壓力和提升幸福感(Shannon et al., 2020)，缺少正念則導(dǎo)致心理需要滿(mǎn)足受挫(Chang et al., 2018)。故提出假設(shè)H2a：基本心理需要滿(mǎn)足在特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員主觀幸福感間起中介作用；H2b：基本心理需要滿(mǎn)足在特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員抑郁-焦慮-壓力間起中介作用。

1.3 自我同情的中介作用

自我同情作為一種親社會(huì)動(dòng)機(jī)，指?jìng)€(gè)人在經(jīng)歷失敗時(shí)同情和理解自己，并仁慈地?fù)肀ё约航?jīng)歷的所有方面(Neff, 2003)。由于競(jìng)技體育“擇優(yōu)去劣”的特點(diǎn)，運(yùn)動(dòng)員為獲得優(yōu)異成績(jī)經(jīng)常高度自我批評(píng)(Mosewich, Ferguson, et al., 2019)，在遭遇挑戰(zhàn)與失敗時(shí)會(huì)感受到更高的壓力和焦慮。依據(jù)MAT理論，接受技能可以幫助個(gè)體對(duì)經(jīng)歷持有開(kāi)放和接納的態(tài)度(Lindsay & Creswell, 2017)，產(chǎn)生更多自我同情，使個(gè)體在困難時(shí)不過(guò)度陷入自我批評(píng)，獲得平靜感和幸福感(McKay & Walker, 2021)。自我同情是提升運(yùn)動(dòng)員應(yīng)對(duì)能力的重要資源(Mosewich,Ferguson, et al., 2019)，能夠促使其在遇到挑戰(zhàn)時(shí)尋求幫助(Wasylkiw & Clairo, 2018)。自我同情增強(qiáng)正念對(duì)學(xué)生運(yùn)動(dòng)員幸福感影響的同時(shí)，緩沖了正念對(duì)個(gè)體社交焦慮的影響(Makadi & Koszycki, 2020;Tingaz et al., 2022)。據(jù)此，提出假設(shè)H3a：自我同情在特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員主觀幸福感間起中介作用；H3b：自我同情在特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員抑郁-焦慮-壓力間起中介作用。

1.4 基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

基本心理需要滿(mǎn)足是專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員在生活及訓(xùn)練中各種心理需要被滿(mǎn)足的情況，自我同情是專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員在生活和訓(xùn)練中遭遇困難和挫折時(shí)對(duì)自己的寬容態(tài)度。當(dāng)其心理需要得到滿(mǎn)足時(shí)，心理韌性會(huì)提高(樊榮 等, 2020)，并在面對(duì)挑戰(zhàn)性運(yùn)動(dòng)環(huán)境時(shí)表現(xiàn)出更多建設(shè)性反應(yīng)和更少破壞性反應(yīng)(Ferguson et al., 2015)，接納自己的失誤與困境，產(chǎn)生更多自我同情。自我同情的增加會(huì)緩沖競(jìng)賽失敗帶來(lái)的痛苦，從而減少負(fù)面情緒(Mosewich,Sabiston, et al., 2019)。依據(jù)MAT理論，缺少接受技能時(shí)，注意力監(jiān)控可能會(huì)增加對(duì)痛苦刺激的注意，導(dǎo)致情感反應(yīng)增強(qiáng)，而伴隨著接受技能增強(qiáng)，接受和監(jiān)控相互作用可以減少情感反應(yīng)(Lindsay &Creswell, 2017)。因此，注意力監(jiān)控在專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理需要滿(mǎn)足程度低時(shí)帶來(lái)更多的消極體驗(yàn)，而自我同情有利于其處于更高的自我接受水平，體驗(yàn)更多的幸福感。故提出假設(shè)H4a：基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情在特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員主觀幸福感間起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫籋4b：基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情在特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員抑郁-焦慮-壓力間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

1.5 中介作用的性別差異

男性比女性在正念中獲益更大(Amemiya &Sakairi, 2020; Sun at al., 2016)。男性運(yùn)動(dòng)員比女性運(yùn)動(dòng)員在基本心理需要滿(mǎn)足的自主性維度得分更高，維持積極心理健康結(jié)果的動(dòng)機(jī)更持久(Vlachopoulos, 2008)。相比男性運(yùn)動(dòng)員，女性運(yùn)動(dòng)員在形體外貌和運(yùn)動(dòng)成績(jī)上面臨更強(qiáng)的社會(huì)比較(Ferguson et al., 2015)，自我評(píng)價(jià)更消極，壓力更大(Mosewich, Sabiston, et al., 2019)。故提出假設(shè)H5：基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情在特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理健康之間的中介作用存在性別差異。

綜上，研究將構(gòu)建多群組結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理健康之間中介效應(yīng)的性別差異進(jìn)行檢驗(yàn)。

2 研究方法

2.1 被試

以國(guó)家隊(duì)和18個(gè)省隊(duì)的專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員作為研究對(duì)象進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，涉及水球、手球、短跑、體操、射擊等19個(gè)項(xiàng)目。剔除不認(rèn)真作答和規(guī)律性作答問(wèn)卷后，獲得有效問(wèn)卷460份(男234人，女226人；平均年齡為19.41±4.37歲)，有效率為92%。

2.2 研究工具

2.2.1 正念五因素量表

由Baer等(2006)編制，共39個(gè)項(xiàng)目(5點(diǎn)計(jì)分，1=一點(diǎn)不符合，5=完全符合)，包含觀察、描述、覺(jué)知地行動(dòng)、不判斷和不反應(yīng)5個(gè)因子，總分越高代表特質(zhì)正念水平越高。驗(yàn)證性因素分析顯示結(jié)構(gòu)效度良好，χ2/df=2.25，RMSEA=0.05，SRMR=0.03，CFI=0.96，IFI=0.96。量表的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.68。

2.2.2 基本心理需要滿(mǎn)足量表

由彭晶(2012)編制，共12個(gè)項(xiàng)目(5點(diǎn)計(jì)分，1=完全不符合，5=完全符合)，包含能力感、自主感、歸屬感3個(gè)因子，總分越高代表運(yùn)動(dòng)員的基本心理需要滿(mǎn)足程度越高。驗(yàn)證性因素分析顯示結(jié)構(gòu)效度良好，χ2/df=2.52，RMSEA=0.06，SRMR=0.03，CFI=0.98，IFI=0.98。量表的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.89。

2.2.3 簡(jiǎn)版自我同情量表

由Raes等(2011)編制，共12個(gè)項(xiàng)目(5點(diǎn)計(jì)分，1=幾乎從不，5=幾乎總是)，包含積極自我同情(自我善良、共同人性、正念)和消極自我同情(自我批評(píng)、孤立、過(guò)度認(rèn)同)2個(gè)領(lǐng)域，6個(gè)因子，總分越高表明自我同情水平越高。驗(yàn)證性因素分析顯示結(jié)構(gòu)效度良好，χ2/df=3.94，RMSEA=0.08，SRMR=0.09，CFI=0.93，IFI=0.93。量表的Cronbach’s α 系數(shù) 0.66。

2.2.4 主觀幸福感

根據(jù)心理健康雙因素模型(DFM)的觀點(diǎn)，因主觀幸福感中的消極情緒與消極指標(biāo)中的內(nèi)化問(wèn)題有重疊，具體應(yīng)根據(jù)人群特征及實(shí)踐需求靈活選擇相應(yīng)的積極和消極指標(biāo)進(jìn)行簡(jiǎn)化(王鑫強(qiáng), 張大均, 2011; Doll, 2008)，因此本研究采用生活滿(mǎn)意度和積極情緒測(cè)量主觀幸福感，抑郁-焦慮-壓力測(cè)量消極指標(biāo)。

生活滿(mǎn)意度問(wèn)卷(Diener et al., 1985)共5個(gè)項(xiàng)目(7點(diǎn)計(jì)分，1=非常不同意，7=非常同意），得分越高表示生活滿(mǎn)意度越高。第5題“如果我能回頭重走人生之路，我?guī)缀醪幌敫淖內(nèi)魏螙|西”因不適合問(wèn)卷調(diào)查法刪除。驗(yàn)證性因素分析顯示結(jié)構(gòu)效度良好，χ2/df=3.47，RMSEA=0.07，SRMR=0.04，CFI=0.10，IFI=0.10。問(wèn)卷的 Cronbach’s α 系數(shù)為0.87。

積極情緒量表(Watson et al., 1988)選自積極消極情緒量表中的積極情緒分量表，基于文化和群體差異刪除條目7和9，共8個(gè)正性情緒詞語(yǔ)(5級(jí)計(jì)分，1=幾乎沒(méi)有，5=極其多)，得分越高積極情緒越明顯。驗(yàn)證性因素分析顯示結(jié)構(gòu)效度良好，χ2/df=4.23，RMSEA=0.08，SRMR=0.04，CFI=0.96，IFI=0.96。量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.90。

2.2.5 抑郁-焦慮-壓力量表

由Lovibond和Lovibond(1995)編制，共21個(gè)項(xiàng)目，包含抑郁、焦慮和壓力3個(gè)因子，按照0～3計(jì)分，各因子分?jǐn)?shù)之和為總分，總分越高代表個(gè)體的負(fù)性情緒體驗(yàn)越高。驗(yàn)證性因素分析顯示結(jié)構(gòu)效度良好，χ2/df=3.91，RMSEA=0.08，SRMR=0.03，CFI=0.90，IFI=0.90。量表的 Cronbach’s α 系數(shù) 0.94。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS25.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析；利用Amos23.0進(jìn)行路徑分析(最大似然估計(jì)法)及性別差異檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素法進(jìn)行檢驗(yàn)，得到特征根大于1的因子共21個(gè)，第一個(gè)因子解釋18.46%的變異，低于臨界值40%，故不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

特質(zhì)正念、基本心理需要滿(mǎn)足、自我同情、主觀幸福感兩兩呈顯著正相關(guān)，以上變量都與抑郁-焦慮-壓力呈負(fù)相關(guān)(見(jiàn)表1)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)顯示性別在特質(zhì)正念(t=2.05,p＜0.05)、基本心理需要滿(mǎn)足(t=3.10,p＜0.01)、主觀幸福感(t=3.45,p＜0.01)上差異顯著，可進(jìn)行中介效應(yīng)性別差異的檢驗(yàn)，描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)系數(shù) (n=460)

表2 不同性別專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員的各變量平均分(M±SD)

3.3 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)

測(cè)量模型擬合良好：χ2/df=3.16，RMSEA=0.07，SRMR=0.08，CFI=0.90，IFI=0.90。以特質(zhì)正念為預(yù)測(cè)變量，以主觀幸福感和抑郁-焦慮-壓力分別為結(jié)果變量，基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情為中介變量進(jìn)行路徑分析。首先，檢驗(yàn)特質(zhì)正念對(duì)主觀幸福感和抑郁-焦慮-壓力的直接預(yù)測(cè)作用，建立沒(méi)有中介的直接路徑模型，結(jié)果顯示特質(zhì)正念顯著正向預(yù)測(cè)主觀幸福感(β=0.44,p＜0.001)、顯著負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁-焦慮-壓力 (β=-0.38,p＜0.001)。接著依據(jù)理論假設(shè)構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停Y(jié)果顯示假設(shè)模型擬合指數(shù)良好：χ2/df=1.66，RMSEA=0.04，SRMR=0.01，CFI=0.99，IFI=0.90。同時(shí)，為了找到最佳模型，建立了完全中介模型(特質(zhì)正念對(duì)主觀幸福感和抑郁-焦慮-壓力沒(méi)有直接影響)和并行中介模型(基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情相互獨(dú)立)依次進(jìn)行比較(見(jiàn)表3)。分析表明，鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ褪亲顬槔硐氲姆治瞿Ｐ汀３颂刭|(zhì)正念到抑郁-焦慮-壓力的直接路徑 (β=-0.05,p＞0.05)外，所有的直接路徑和間接路徑均顯著。見(jiàn)圖1。

圖1 特質(zhì)正念影響心理健康的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>

表3 比較模型的擬合指數(shù)

采用偏差校正Bootstrap法進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)的結(jié)果表明，基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情在特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員主觀幸福感、抑郁-焦慮-壓力之間分別發(fā)揮部分中介作用(β=0.31, 70.45%)、完全中介作用(β=-0.33, 86.84%)，見(jiàn)表4。各路徑的Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0，6條中介效應(yīng)均達(dá)到顯著水平，其效應(yīng)值依次占總效應(yīng)的45.45%、20.45%、4.55%、28.95%、47.37%和10.53%。表明基本心理需要滿(mǎn)足、自我同情的獨(dú)立中介效應(yīng)及鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)均顯著。

表4 中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的 Bootstrap 分析

3.4 模型的性別差異檢驗(yàn)

以鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蜑榛A(chǔ)，分別建立男性和女性?xún)蓚€(gè)群體模型。男性模型擬合指標(biāo)為：χ2/df=1.29，RMSEA=0.04，SRMR=0.01，CFI=0.99，IFI=0.99；女性模型擬合指標(biāo)為：χ2/df=0.88，RMSEA=0.00，SRMR=0.01，CFI=0.90，IFI=0.99。兩個(gè)模型指標(biāo)均在可接受范圍，可進(jìn)行跨組比較(侯杰泰, 2004)。隨后，在假設(shè)模型基礎(chǔ)上建立自由估計(jì)模型(M1)，在M1基礎(chǔ)上構(gòu)建限制路徑模型(M2)，卡方差異顯著 (Δχ2=5.64, Δdf=5,p＜0.05)，結(jié)果表明鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ痛嬖陲@著性別差異(見(jiàn)表5)。

表5 不同性別在鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蜕系亩嗳航M結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指標(biāo)

男、女性專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員中介模型詳見(jiàn)圖2，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相較于假設(shè)模型，在男性模型中，特質(zhì)正念對(duì)主觀幸福感的預(yù)測(cè)作用不顯著(p＞0.05)。僅在基本心理需要滿(mǎn)足、自我同情對(duì)主觀幸福感以及特質(zhì)正念對(duì)抑郁-焦慮-壓力的直接預(yù)測(cè)中，男性預(yù)測(cè)能力大于女性，其它直接路徑均為女性大于男性。

圖2 中介模型的性別差異

采用Bootstrap法抽樣5000次分別對(duì)男性、女性模型的中介效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)?；拘睦硇枰獫M(mǎn)足和自我同情的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)在男性、女性專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員中都存在，但其在特質(zhì)正念與主觀幸福感的關(guān)系中，男性總中介效應(yīng)(β=0.34,p＜0.001)顯著大于女性(β=0.25,p＜0.001)；而在特質(zhì)正念與抑郁-焦慮-壓力的關(guān)系中，女性總中介效應(yīng)(β=-0.37,p＜0.001)顯著大于男性 (β=-0.29,p＜0.001)。

4 討論

4.1 特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理健康的關(guān)系

研究顯示，特質(zhì)正念顯著正向預(yù)測(cè)專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員主觀幸福感、負(fù)向預(yù)測(cè)專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員抑郁-焦慮-壓力。該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H1a和H1b，也支持了以往有關(guān)特質(zhì)正念與心理健康雙因素關(guān)系的研究結(jié)果(Kong et al., 2016)。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，在納入中介變量后，特質(zhì)正念對(duì)主觀幸福感的預(yù)測(cè)作用依舊顯著，但對(duì)抑郁-焦慮-壓力的預(yù)測(cè)作用不再顯著。原因可能是主觀幸福感側(cè)重反應(yīng)個(gè)體對(duì)自身生活質(zhì)量的情感體驗(yàn)，依賴(lài)于人格特質(zhì)，具有主觀性、穩(wěn)定性等特征(Diener, 2000)。專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員的主觀幸福感受特質(zhì)正念影響顯著，具有跨時(shí)間和情景的一致性。根據(jù)正念壓力緩沖模型(mindfulness stress buffering account, MSBA)，提高處于高壓力狀態(tài)下專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員的特質(zhì)正念水平，會(huì)使其在面臨意外壓力源時(shí)依舊感受到更多的幸福感(Creswell &Lindsay, 2014)。而在此基礎(chǔ)上發(fā)展而來(lái)的MAT理論認(rèn)為個(gè)體的消極情感更多通過(guò)監(jiān)測(cè)瞬間體驗(yàn)、有意識(shí)的動(dòng)機(jī)選擇等間接方式發(fā)揮作用(Lindsay &Creswell, 2017)，具有獨(dú)特的喚起路徑。這表明專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員積極和消極心理健康的影響機(jī)制有所不同，在未來(lái)的研究和實(shí)踐中要分別考量。

4.2 基本心理需要滿(mǎn)足與自我同情的中介效應(yīng)

研究進(jìn)一步探討了特質(zhì)正念影響專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理健康的作用機(jī)制。首先，基本心理需要滿(mǎn)足在特質(zhì)正念與主觀幸福感、抑郁-焦慮-壓力間起中介作用。依據(jù)MAT理論，特質(zhì)正念幫助專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員監(jiān)控此刻正在發(fā)生的事情，并以符合自身利益和價(jià)值觀的方式有意識(shí)地選擇動(dòng)機(jī)，使其需求受挫程度更低，需求滿(mǎn)足程度更高，從而有更多機(jī)會(huì)體驗(yàn)積極狀態(tài)，更少體驗(yàn)消極狀態(tài)。結(jié)果支持了以往研究(Chang et al., 2018; Shannon et al.,2020)，假設(shè)H2a和H2b得到驗(yàn)證。

其次，自我同情在特質(zhì)正念與主觀幸福感、抑郁-焦慮-壓力間起中介作用。依據(jù)MAT理論，正念會(huì)幫助個(gè)體有意識(shí)的監(jiān)控行為和情感模式，并通過(guò)接納進(jìn)一步降低情感反應(yīng)性(Lindsay &Creswell, 2017)。因此，當(dāng)專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員特質(zhì)正念水平高時(shí)，更可能促發(fā)其有意識(shí)的親社會(huì)動(dòng)機(jī)，承認(rèn)和接納自己的運(yùn)動(dòng)成績(jī)、挫折經(jīng)歷、人際沖突，自我同情水平更高，從而體驗(yàn)到的消極情緒更低，幸福感更高。這與以往研究結(jié)果一致(Makadi & Koszycki, 2020; Tingaz et al., 2022)，假設(shè)H3a和H3b得到了驗(yàn)證。

最后，研究發(fā)現(xiàn)特質(zhì)正念能夠通過(guò)基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情的鏈?zhǔn)街薪樽饔妙A(yù)測(cè)專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員主觀幸福感、抑郁-焦慮-壓力?；贛AT理論，部分研究者認(rèn)為個(gè)體可以通過(guò)特質(zhì)正念來(lái)滿(mǎn)足基本心理需要(Chang et al., 2018; Shannon et al.,2020)。專(zhuān)注于當(dāng)下的專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員會(huì)充分意識(shí)到內(nèi)部和外部世界，自主做出選擇和行動(dòng)而非受習(xí)慣驅(qū)動(dòng)(Chang et al., 2018)，有意識(shí)地?fù)肀шP(guān)系而非防御，專(zhuān)注于享受訓(xùn)練中能力的提升而非結(jié)果，從而獲得基本心理需要滿(mǎn)足。自我同情為專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員自身感受和動(dòng)機(jī)選擇之間建立了更積極的關(guān)系，接納并承擔(dān)責(zé)任而非否認(rèn)或扭曲(Gerber & Anaki,2021)，從而提升積極體驗(yàn)，降低消極體驗(yàn)。假設(shè)H4a和H4b得到驗(yàn)證。這提示，在日常生活和訓(xùn)練中要注重滿(mǎn)足專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員的基本心理需要并鍛煉其自我同情能力，同時(shí)基于其心理需要有目的地開(kāi)展正念及自我同情訓(xùn)練等綜合性預(yù)防和干預(yù)工作。

4.3 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷男詣e差異

研究發(fā)現(xiàn)，中介模型在男女中均成立，但存在性別差異。當(dāng)主觀幸福感為結(jié)果變量，男性組的中介效應(yīng)高于女性組；當(dāng)抑郁-焦慮-壓力為結(jié)果變量，女性組的中介效應(yīng)高于男性組。假設(shè)H5得到驗(yàn)證。群體模型比較發(fā)現(xiàn)，男性組的基本心理需要滿(mǎn)足對(duì)主觀幸福感的預(yù)測(cè)作用大于女性組，這可能與男性運(yùn)動(dòng)員比女性運(yùn)動(dòng)員在訓(xùn)練中體會(huì)到更多的自主性有關(guān)(Vlachopoulos, 2008)，從而能體會(huì)到更多的生活滿(mǎn)意度和積極情緒。女性組的自我同情對(duì)抑郁-焦慮-壓力的預(yù)測(cè)水平高于男性組，可能是女性運(yùn)動(dòng)員在運(yùn)動(dòng)中承受的壓力和評(píng)價(jià)多于男性(Mosewich, Sabiston, et al., 2019)，特質(zhì)正念水平低于男性(Amemiya & Sakairi, 2020)，更可能陷入思維反芻，產(chǎn)生更多的自我批評(píng)而不是自我同情，從而導(dǎo)致更多的消極體驗(yàn)(Mosewich,Sabiston, et al., 2019)。這說(shuō)明多關(guān)注和滿(mǎn)足男性專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員的心理需要，有利于提高他們?cè)谟?xùn)練和生活中的幸福感。同時(shí)自我同情可以作為女性專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員發(fā)展的一種積極資源，在干預(yù)中培養(yǎng)自我同情能力可能會(huì)取得更佳效果。

研究結(jié)果為專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理健康問(wèn)題的預(yù)防和干預(yù)提供了啟示。第一，專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員作為專(zhuān)門(mén)從事體育訓(xùn)練和參加體育比賽的特殊群體，高強(qiáng)度的訓(xùn)練以及競(jìng)賽壓力使他們具有苛求完美、焦慮等心理特點(diǎn)(楊舒, 張忠秋, 2014)。關(guān)注其特質(zhì)正念水平及積極和消極心理狀態(tài)，有助于識(shí)別可能出現(xiàn)心理問(wèn)題的高風(fēng)險(xiǎn)個(gè)體并及時(shí)采取正念訓(xùn)練等干預(yù)措施。第二，研究構(gòu)建了一個(gè)鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ涂疾焯刭|(zhì)正念如何通過(guò)監(jiān)控與接納影響專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理健康，以及基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情的重要性，并闡釋了不同性別條件下中介路徑的差異，結(jié)果支持了MAT的觀點(diǎn)，這對(duì)于引導(dǎo)專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員提升接納技能以及采取更具差異化的預(yù)防和干預(yù)措施具有一定的理論和實(shí)踐意義。

研究也存在一些不足。首先，研究只從個(gè)體間探討了正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員心理健康的關(guān)系及機(jī)制，未考慮特質(zhì)正念與狀態(tài)正念的差異，未來(lái)研究可以聚焦個(gè)體內(nèi)差異，對(duì)狀態(tài)正念與心理健康進(jìn)行探究。其次，作為一項(xiàng)橫斷研究，無(wú)法嚴(yán)格驗(yàn)證各變量隨時(shí)間推移的變化特點(diǎn)和因果關(guān)系，未來(lái)研究可以追蹤樣本，采用交叉滯后的研究設(shè)計(jì)來(lái)證實(shí)模型的穩(wěn)定性和方向性，更好地驗(yàn)證特質(zhì)正念的長(zhǎng)期效益。再次，主觀幸福感和病理學(xué)指標(biāo)測(cè)量工具尚未形成標(biāo)準(zhǔn)化，原因可能與被試異質(zhì)性以及文化差異有關(guān)，未來(lái)研究可以采用不同的測(cè)量工具繼續(xù)檢驗(yàn)心理健康雙因素模型的指標(biāo)及穩(wěn)定性。最后，本研究將專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員群體合并分析，未考慮不同運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目帶來(lái)的效應(yīng)差異，在今后的研究中需進(jìn)一步探討。

5 結(jié)論

(1)特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員主觀幸福感呈正相關(guān)，與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員抑郁-焦慮-壓力呈負(fù)相關(guān)。(2)基本心理需要滿(mǎn)足和自我同情在特質(zhì)正念與專(zhuān)業(yè)運(yùn)動(dòng)員主觀幸福感、抑郁-焦慮-壓力間均起獨(dú)立中介作用及鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?3)該模型存在顯著的性別差異，以主觀幸福感為結(jié)果變量時(shí)，男性組中介效應(yīng)大于女性組；以抑郁-焦慮-壓力為結(jié)果變量時(shí)，女性組大于男性組。