鐘伯光 張春青 劉靖東

香港浸會(huì)大學(xué)體育學(xué)系

1 前言

運(yùn)動(dòng)員的生活是充滿壓力和應(yīng)激的。 譬如，他們可能會(huì)日復(fù)一日地進(jìn)行單調(diào)而枯燥的訓(xùn)練， 同時(shí)還要面對(duì)正式比賽中的激烈競(jìng)爭(zhēng)以及領(lǐng)導(dǎo)和教練的期望帶來(lái)的無(wú)形壓力。 已有研究表明，運(yùn)動(dòng)員的主觀幸福感和他們的運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)有正向的關(guān)系[1]。近年來(lái)，以正念為基礎(chǔ)的心理訓(xùn)練被看作是提升運(yùn)動(dòng)員運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)和主觀幸福感的一種訓(xùn)練方式[2]。 之前的研究也表明正念和情緒調(diào)節(jié)對(duì)個(gè)人的主觀幸福感有積極的影響[3，4]。 Nyklíek (2011)[5]進(jìn)一步提出正念和主觀幸福感的關(guān)系可能受到情緒調(diào)節(jié)的中介作用。 Moore和Gardner (2011)[6]同樣也指出以正念和接受為基礎(chǔ)的運(yùn)動(dòng)員心理訓(xùn)練的調(diào)節(jié)機(jī)制也可能包含有情緒調(diào)節(jié)的中介作用。 然而，到目前為止運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域還沒有實(shí)證研究檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)在正念和主觀幸福感相互之間可能的中介作用。 因此，本研究目的是檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)中的認(rèn)知重新評(píng)估是否在正念和主觀幸福感之間擔(dān)當(dāng)著中介的角色。

正念一詞起源于東方佛教傳統(tǒng)[7]。 目前，正念通常被描述為維持自己的注意力在當(dāng)下的內(nèi)部和外部經(jīng)驗(yàn)上，覺察正在發(fā)生的事情，并抱有接納和不做判斷的態(tài)度[4，8-11]。 培養(yǎng)正念的方式一般包括冥想以及其他一些正念練習(xí)，包括正念呼吸和正念行走。 至今為止，正念已經(jīng)被納入到幾個(gè)被廣泛接受的以正念為基礎(chǔ)的心理訓(xùn)練計(jì)劃中，例如正念減壓療法（MBSR）[10]以及正念認(rèn)知療法（MBCT）[12]。 正念同樣也被看作是一種天生的個(gè)人能力差異， 也就是說沒有經(jīng)過正念訓(xùn)練的個(gè)人也可能會(huì)體驗(yàn)到[4，13，14]。 伴隨著正念在臨床和人格心理學(xué)領(lǐng)域的廣泛應(yīng)用， 正念已經(jīng)被引入到了運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域來(lái)幫助提升運(yùn)動(dòng)員的運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)和主觀幸福感[2]。不少實(shí)證研究表明運(yùn)動(dòng)員的正念訓(xùn)練有助于改善他們的積極狀態(tài)和降低消極狀態(tài)[15-18]。 在許多與正念相關(guān)的正向結(jié)果中[19]，正念與主觀幸福感的關(guān)系得到了穩(wěn)定的支持[4，20，21]。 高水平的正念與更多的積極情緒、 更少的消極情緒以及更多的生活滿意度有關(guān)。 先前的研究表明以正念為基礎(chǔ)的心理干預(yù)能夠改善個(gè)體的主觀幸福感， 包括一般人群[22]、臨床人群[23]以及運(yùn)動(dòng)員群體[2]。

情緒調(diào)節(jié)指的是調(diào)整情緒體驗(yàn)或反饋的單個(gè)或多個(gè)方面的一個(gè)過程[24]。 適當(dāng)?shù)那榫w調(diào)節(jié)被看作是日常生活中適應(yīng)能力和主觀幸福感以及健康的一個(gè)先決條件[5]。未達(dá)最佳標(biāo)準(zhǔn)或失調(diào)的情緒調(diào)節(jié)能力被認(rèn)為是具有反向作用力的并且導(dǎo)致不好的主觀幸福感[25]和軀體方面的疾病[3，26]。 作為一種情緒調(diào)節(jié)策略之一的認(rèn)知，重新評(píng)估被認(rèn)為能夠通過刻意的重新解釋情緒刺激來(lái)改變情緒影響和促進(jìn)主觀幸福感[3]。 此外，為實(shí)現(xiàn)更多的主觀幸福感，個(gè)體應(yīng)該培養(yǎng)多種情緒調(diào)節(jié)的策略[27]。

已有研究初步表明較高的正念水平與更好的情緒調(diào)節(jié)能力有關(guān)[4，28]，情緒調(diào)節(jié)被描述為一個(gè)正念起作用的一個(gè)核心過程[19，29，30]。 情緒調(diào)節(jié)被看作是一個(gè)基于正念的心理干預(yù)起作用的一個(gè)潛在機(jī)制[31，32]。當(dāng)意識(shí)到自己的評(píng)估時(shí)，正念會(huì)促進(jìn)認(rèn)知上的重新評(píng)估，為接納當(dāng)下的如其所是創(chuàng)造空間。 在一項(xiàng)橫斷研究中，Jermann等(2009)[33]發(fā)現(xiàn)正念和抑郁癥的關(guān)系受到積極的重新評(píng)估的中介作用。

在運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域， 情緒調(diào)節(jié)被看作是正念對(duì)運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)起作用的多種可能的調(diào)節(jié)機(jī)制中的一個(gè)(例如，曝光、靈活性、不執(zhí)著、反復(fù)思考的減少以及情緒覺察)[6，34，35]。然而， 情緒調(diào)節(jié)在運(yùn)動(dòng)員群體中正念和主觀幸福感的中介作用并未被檢驗(yàn)。因此，本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）來(lái)檢驗(yàn)認(rèn)知重新評(píng)估對(duì)中國(guó)運(yùn)動(dòng)員的正念和主觀幸福感的中介作用。 三種類型的中介模型被檢驗(yàn)：（a）完全中介模型、（b）部分中介模型、（c）沒有中介模型。

2 方法

2.1 參與者

本研究調(diào)查了397名（男225名，女171名，未報(bào)告性別1名）12至23歲的省級(jí)運(yùn)動(dòng)隊(duì)運(yùn)動(dòng)員（M=15.56; SD=1.61）。 包括個(gè)人項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員342名，例如射箭、田徑、羽毛球、擊劍、體操、射擊、游泳、乒乓球、網(wǎng)球和舉重等，集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員55名，例如籃球、手球和水球等。

2.2 程序

來(lái)自香港浸會(huì)大學(xué)的倫理道德委員會(huì)批準(zhǔn)了該項(xiàng)研究。本研究采用方便抽樣的方法來(lái)招募運(yùn)動(dòng)員。研究者首先聯(lián)系了教練員或者領(lǐng)隊(duì)并向他們解釋了本研究的目的，并要求他們?cè)试S研究者接觸運(yùn)動(dòng)員。問卷調(diào)查在運(yùn)動(dòng)隊(duì)隊(duì)會(huì)前后或在訓(xùn)練開始前或結(jié)束后進(jìn)行，大約需要10分鐘。 運(yùn)動(dòng)員會(huì)以書面的形式被告知他們參與研究是出于自愿的，而且數(shù)據(jù)處理會(huì)保密。

2.3 測(cè)量工具

正念意識(shí)注意量表（MAAS）[4]。 此量表是由15個(gè)條目組成，單維度，用于測(cè)量個(gè)體的正念水平。量表采用6點(diǎn)式李克特計(jì)分方式，從“1幾乎總有”到“6幾乎沒有”評(píng)分， 分?jǐn)?shù)越高表明個(gè)體的正念水平越高。 該量表由Deng等翻譯為中文并在大學(xué)生群體中進(jìn)行了信效度檢驗(yàn)[36]，大學(xué)生群體中文版MAAS的內(nèi)部一致性信度為α=0.85，重測(cè)信度為r=0.54。 在運(yùn)動(dòng)員群體中，該量表被鐘伯光等進(jìn)一步檢驗(yàn)，且13條目的MAAS內(nèi)部一致性和重測(cè)信度分別為α =0.86 和r =0.66[37]。

訓(xùn)練和比賽滿意感量表（TCWS）[38]。 該量表由6個(gè)條目組成， 用于評(píng)估中國(guó)運(yùn)動(dòng)員在訓(xùn)練和比賽中的主觀滿意感。 所有的條目采用從“1強(qiáng)烈不同意”到“7強(qiáng)烈同意”的7點(diǎn)式李克特式評(píng)分方式。 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為α=0.75。

情緒調(diào)節(jié)問卷（ERQ）[3]。 該問卷由10個(gè)條目構(gòu)成，用于評(píng)估兩種情緒調(diào)節(jié)策略：認(rèn)知重評(píng)（6個(gè)條目）和表達(dá)抑制（4個(gè)條目）。 使用7點(diǎn)式李克特計(jì)分方式（1強(qiáng)烈不同意，7強(qiáng)烈同意）進(jìn)行回答。在該問卷中并沒有反向計(jì)分條目。 此外，條目的表述方式上沒有明確的指示哪一種調(diào)節(jié)策略與積極的或消極的結(jié)果有關(guān)。 在內(nèi)部一致性信度上，認(rèn)知重評(píng)分量表為α=0.79，表達(dá)抑制的分量表為α=0.73。 而兩個(gè)分量表3個(gè)月時(shí)間間隔的重測(cè)信度為r=0.69。 本研究中，只是采用了認(rèn)知重新評(píng)估的分量表。 在運(yùn)動(dòng)員群體中，張春青等的研究表明認(rèn)知重新評(píng)估分量表在成年運(yùn)動(dòng)員和青少年運(yùn)動(dòng)員中的內(nèi)部一致性信度和重測(cè)信度分別為α=0.73，α=0.60以及r =0.81，r=0.60[39]。

2.4 數(shù)據(jù)分析

研究者使用SPSS 21 對(duì)數(shù)據(jù)模型的偏態(tài)和峰態(tài)進(jìn)行檢驗(yàn)。偏態(tài)和峰態(tài)值處于-2到2之間表明數(shù)據(jù)是單維正態(tài)分布的。 接下來(lái)，中介作用模型將采用兩個(gè)步驟來(lái)完成。 首先，正念、認(rèn)知重新評(píng)估和主觀幸福感的三個(gè)變量的測(cè)量模型會(huì)在Mplus 7[40]中進(jìn)行檢驗(yàn)，使用最大似然估計(jì)。如果數(shù)據(jù)不符合正態(tài)分布，則使用均值校正的最大似然估計(jì)MLM。其次，在三個(gè)嵌套的結(jié)構(gòu)模型中檢驗(yàn)認(rèn)知重新評(píng)估對(duì)正念和主觀幸福感的中介作用。模型擬合評(píng)估的指標(biāo)包括：CFI和TLI大于等于0.90小于0.95表明模型擬合良好，大于等于0.95表明模型擬合更佳[41]；RMSEA不超過0.05代表了模擬擬合良好，不超過0.08代表模型擬合合理[41，42]。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)和變量之間的相關(guān)

表1呈現(xiàn)了三個(gè)主要變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差以及皮爾森相關(guān)系數(shù)。在正念、認(rèn)知重新評(píng)估以及主觀幸福感三者之間存在顯著的正向相關(guān)。 結(jié)果表明高的正念水平的運(yùn)動(dòng)員有高的認(rèn)知重新評(píng)估能力和主觀幸福感水平， 而高認(rèn)知重新評(píng)估能力的運(yùn)動(dòng)員也有高的主觀幸福感水平。總之，各變量之間的顯著相關(guān)被確認(rèn)。因此，進(jìn)一步的中介分析是可行的。

表1 主要變量的平均數(shù)(M)、標(biāo)準(zhǔn)差(SD)以及相關(guān)系數(shù)

3.2 中介分析

測(cè)量模型。 三個(gè)潛變量的測(cè)量模型包括：正念、認(rèn)知重新評(píng)估以及主觀幸福感。 最初的測(cè)量模型（模型1）的擬合指數(shù)很差。 基于模型擬合的修正指數(shù)（M1），認(rèn)知重新評(píng)估的一個(gè)條目（條目5） 的因子負(fù)荷非常低（λ=0.237），并且同時(shí)負(fù)荷到正念和主觀幸福感上。 在去掉條目5后，校正的χ2分析表明新模型的擬合度得到了顯著的改善（模型2）。 然而，一個(gè)主觀幸福感的條目（條目5）的因子負(fù)荷同樣也非常低（λ=0.295），并且該條目同時(shí)也負(fù)荷到了正念上。 因此，確定了最終的模型（模型3），并且該模型的擬合非常好。 各個(gè)模型的擬合指數(shù)見表2。

表2 三個(gè)模型的擬合指數(shù)

結(jié)構(gòu)模型。 在沒有納入中介因子認(rèn)知重新評(píng)估的條件下， 從預(yù)測(cè)變量正念到結(jié)果變量主觀幸福感的直接回歸系數(shù)是顯著的（β=0.33，P < 0.001）。 同樣，在沒有納入結(jié)果變量主觀幸福感的條件下， 從預(yù)測(cè)變量正念到中介因子認(rèn)知重新評(píng)估的直接回歸系數(shù)是顯著的（β=0.17，P = 0.013）。 然而，從中介因子認(rèn)知重新評(píng)估到結(jié)果變量主觀幸福感的直接回歸系數(shù)是不顯著的，無(wú)論是控制（β = 0.05，P = 0.54）或者不控制（β = 0.12，P = 0.18）預(yù)測(cè)變量正念。 將三個(gè)變量都納入模型后的回歸路徑系數(shù)見圖1。 總之，我們可以得出結(jié)論是：盡管我們進(jìn)一步確認(rèn)了正念和主觀幸福感以及正念和認(rèn)知重新評(píng)估之間的關(guān)系， 我們無(wú)法確定認(rèn)知重新評(píng)估在正念和主觀幸福感關(guān)系之間的中介作用。

4 討論

圖1 正念、認(rèn)知重新評(píng)估和主觀幸福感之間的回歸模型

本研究的目的是檢驗(yàn)在運(yùn)動(dòng)員群體中認(rèn)知重新評(píng)估是否是正念和主觀幸福感的中介變量， 而結(jié)果并不能夠支持認(rèn)知重新評(píng)估的中介作用。 尤其是，認(rèn)知重新評(píng)估和主觀幸福感之間的回歸關(guān)系在結(jié)構(gòu)模型中不能夠被建立。

認(rèn)知重新評(píng)估和主觀幸福感之間的關(guān)系需要被進(jìn)一步檢驗(yàn)。 認(rèn)知重新評(píng)估和主觀幸福感兩者之間的相關(guān)系數(shù)是顯著的， 這可能是由于認(rèn)知重新評(píng)估中的一個(gè)條目同時(shí)負(fù)荷在主觀幸福感和正念的維度上， 另外一個(gè)原因可能是本研究并未收集到足夠多的年長(zhǎng)的運(yùn)動(dòng)員（年齡>25歲），而認(rèn)知重新評(píng)估能力的發(fā)展是隨著年齡增加而成長(zhǎng)的， 腦部前額葉區(qū)域有助于自我調(diào)節(jié)的部分在25歲之前尚未完全成熟[43]。 已有研究發(fā)現(xiàn)年齡較小和較大的個(gè)體在前額皮質(zhì)（PFC）區(qū)域的激活上存在顯著差別， 因此年齡較長(zhǎng)的個(gè)體可能能夠更好地運(yùn)用情緒調(diào)節(jié)[43]。 從定量的角度上看，張春青等的研究發(fā)現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)問卷兩個(gè)分量表中成年運(yùn)動(dòng)員的內(nèi)部一致性系數(shù)和重測(cè)信度都相對(duì)地高于青少年運(yùn)動(dòng)員[39]。

情緒調(diào)節(jié)作為基于正念和接受的心理干預(yù)和治療中的中介作用和改變機(jī)制需要進(jìn)一步的實(shí)證研究來(lái)支持[44]。 隨著目前針對(duì)中國(guó)運(yùn)動(dòng)員的心理干預(yù)計(jì)劃的發(fā)展[45]，研究者可以在針對(duì)運(yùn)動(dòng)員的心理干預(yù)中檢驗(yàn)認(rèn)知重新評(píng)估對(duì)正念和積極的心理效應(yīng)如主觀幸福感以及心境方面的中介作用。 運(yùn)動(dòng)員的心境與運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)關(guān)系密切[46]，研究者可以進(jìn)一步驗(yàn)證正念與積極和消極情緒的關(guān)系。 比如，情緒調(diào)節(jié)能力是否對(duì)運(yùn)動(dòng)員的正念和焦慮的關(guān)系起到中介作用， 進(jìn)而可以防止運(yùn)動(dòng)員窒息（choking）現(xiàn)象的出現(xiàn)[18]。 再者，研究者需要調(diào)查情緒調(diào)節(jié)對(duì)正念和抑郁的中介作用， 這不僅有助于運(yùn)動(dòng)員表現(xiàn)的提高， 同時(shí)可以防止運(yùn)動(dòng)員出現(xiàn)反復(fù)思考（rumination）的問題。 對(duì)正念干預(yù)的中介效應(yīng)調(diào)查可以有助于對(duì)正念干預(yù)計(jì)劃的進(jìn)一步發(fā)展， 幫助研究者和實(shí)踐者進(jìn)一步提高對(duì)運(yùn)動(dòng)員正念干預(yù)的有效性。

從實(shí)踐層面上來(lái)說，本研究結(jié)果表明，實(shí)踐工作者通過提升運(yùn)動(dòng)員的認(rèn)知重新評(píng)估能力來(lái)改善運(yùn)動(dòng)員的主觀幸福感時(shí)需謹(jǐn)慎，尤其是青少年運(yùn)動(dòng)員。未來(lái)的研究可以在年長(zhǎng)的運(yùn)動(dòng)員群體中檢驗(yàn)認(rèn)知重新評(píng)估的中介作用， 同時(shí)也可以在非運(yùn)動(dòng)員的群體中進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。 另外，由于本研究采用的是橫斷設(shè)計(jì)，在檢驗(yàn)中介效應(yīng)時(shí)受到一定的局限性。 未來(lái)的研究可以采用縱向的長(zhǎng)時(shí)設(shè)計(jì)或標(biāo)準(zhǔn)化的隨機(jī)分組實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)來(lái)進(jìn)一步探討認(rèn)知重新評(píng)估在正念和主觀幸福感關(guān)系中的中介作用。

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