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小学阶段是学生学习和成长的一个重要阶段，注意力在学生的日常生活和学习中起着非常重要的作用。小学生的注意力是家长、老师和学者普遍关注的焦点，小学生注意力水平对课堂学习效率、学业成绩、教学效果等都会产生影响。彭聃龄（2012）提出，注意（Attention）又称注意力、专注力，它与意识紧密相关但又有区别，是指心理活动或意识对一定对象的指向和集中。研究发现，数学学习注意稳定性直接影响数学学业成绩（李广凤，2019），细心型学生数学学业成绩优于粗心型学生（徐晓波、庞维国，2016），课堂定向注意的提高有利于优化语文课堂教学质量（白宗莹，2021），参照性交流学习者选择性注意水平一致高于个人学习者（张恒超、阴国恩，2015）。

正念最早源于东方佛教的禅道思想，自Kabat-Zinn率先将正念应用于临床医学后，在世界掀起了正念研究热潮（Kabat-Zinn，2003）。正念（Mindfulness），是一种有意识地觉察并将注意力不加评判地保持在当下时刻的一种觉知方法。研究表明，正念训练可改善注意力及其四个品质，提高个体的执行功能（Chiesa and Alberto，2013），正念训练则对注意力的灵活性有积极的作用（李红玉，2015），对改善注缺陷多动障碍患者有一定疗效（谌梦桂 等，2018）。本研究提出假设1：正念可以显著正向预测小学生的注意力。

自我控制资源理论认为，个体的自我控制能力有限，在进行自我控制时会消耗自身的自我控制资源（Baumeister et al.，2007），青少年失败的自我控制会导致学业困难（郑阳蕾 等，2002）。资源保护理论认为，正念与自主性动机密切相关，正念水平越高则个体的自主性动机越高（李永雪 等，2021）。个体的自主行为与正念也显著相关，个体自我调节受正念影响，正念能促进自主行为的自我调节，有利于自我控制的开展（Brown et al.，2003）。然而，对自我控制的训练则有利于小学生的注意力水平的提高（李诺，2021）。因此，本研究提出假设2：自我控制在小学生的正念与注意力之间起着中介作用。

综上所述，以往的研究虽然关注正念对注意力的影响及其影响机制，但较少探究正念、注意力与自我控制三者之间的关系。本研究以小学生为被试，探究小学生正念与注意力之间的关系，关注自我控制在二者之间的中介作用，为小学生注意力干预研究提供新的思路和一定的实证依据。

1 对象与方法

1.1 研究对象

本研究以四川省资阳市小学生为研究对象，采用随机抽样法选取3所小学，考虑城乡学校均衡，同时包含了城区小学、郊区小学和乡镇小学。共调查1686名3～6年级的小学生，年龄介于8～12岁之间，男生856人（50.8%），女生829人（49.2%）；三年级591人（35%），四年级463人（27.4%）。

1.2 研究工具

1.2.1 五因素正念量表

采用邓玉琴（2009）修订的中文版五因素正念量表，共39个条目，包括观察、描述、觉知地行动、不判断和不行动五个维度，采用Likert 5点计分法，得分越高，表明正念水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.836。

1.2.2 小学生注意力自评问卷

本研究参考成人ADHD自评量表（ASRS-v1.1）（Komsan et al.，2017），经过小组讨论、访谈文献分析，确定问卷的理论结构和条目，最终形成了小学注意力自评问卷。该问卷包括注意广度、稳定性、分配和转移四个维度，共有15题，采用Likert 5点计分法，从1到5分表示“完全不符合”到“完全符合”，得分越高，表明注意力水平越高。该问卷Cronbach’sα系数为0.782，各项目的因素载荷在0.51～0.73之间，KMO系数为0.843，Bartlett球形度检验值为2846.29，p<0.01，说明该问卷具有较好的信效度，可以作为小学生注意力的筛查工具。

1.2.3 自我控制量表

采用谭树华等修订的中文版自我控制量表，共19个条目，包括冲动控制、学习表现、健康习惯、节制娱乐和抵制诱惑五个维度，采用Likert 5点计分法，总分越高，表明自我控制能力越好。本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.764。

1.3 数据处理

采用SPSS 25.O和Mplus 8.3对所得数据进行处理和统计分析。

2 研究结果

2.1 共同方法偏差检验

本研究采用的三个量表均为自评量表，有必要检验共同方法偏差问题。采用Harman单因素检验法检验共同方法偏差，将正念、注意力和自我控制3个变量包含的所有条目进行探索性因子分析，结果显示，特征值大于1的因子共有13个，第一个因子方差贡献率为23.54%（小于临界值40%），表明本研究数据不存在严重的共同方法偏差。

2.2 各变量的描述性统计与相关分析

如表1所示，小学生正念、自我控制、注意力两两之间显著正相关，即正念与自我控制呈显著正相关，正念与注意力呈显著正相关，自我控制与注意力呈显著正相关。

表 1 各变量描述性统计及相关分析（n=1686）

Table 1 Descriptive statistics and Correlation analysis of each variable (n=1686)

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

2.3 自我控制的中介作用分析

将正念、注意力、自我控制进行标准化处理。采用非参数Bootstrap方法（n=5000），使用海斯编制的SPSS宏程序Process插件中的Model 6，以正念为自变量，自我控制为中介变量，小学生的注意力为因变量分别进行中介效应检验。

如表2所示，回归分析结果表明，正念显著正向预测自我控制（β=0.647，p<0.001）；把正念和自我控制同时作为预测变量，注意力作为结果变量进行回归分析时，正念显著正向预测注意力（β=0.424，p<0.001），且自我控制也显著正向预测注意力（β=0.349，p<0.001）。

表 2 自我控制中介效应的回归分析

Table 2 Regression analysis of mediation effects of self-control

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

如表3和图1所示，中介效应分析表明，自我控制间接效应Bootstrap 95%置信区间是［0.186，0.332］，表明自我控制在正念对小学生注意力的影响中存在显著的中介效应。而正念对小学生注意力的直接效应Bootstrap 95%置信区间是［0.282，0.463］，区间内不含0，说明自我控制对小学生注意力的影响中起着部分中介作用，间接效应为23.54%。

表 3 中介效应分析

Table 3 Mediation effect analysis

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

图 1 自我控制的中介作用

Figure 1 The mediating effect of self-control

3 讨论

本研究显示，正念与小学生的注意力呈显著正相关，即正念可以显著正向预测小学生的注意力，正念水平越高注意力越好，支持了假设1。究其原因，正念作为一个多维度概念，它的内涵包括了态度、动机、注意和规范（郭璞洋 等，2017），个体完成任务的态度端正则做事更高效，完成任务的动机越强则更有利于任务的完成，完成任务时的注意力越集中则更不容易出错，规范的要求也是有利于任务完成的。个体正念水平越高，其对自我心智游移的元意识能力就越强，对注意的调整作用就越好，减少了对持续注意的干扰，使个体在完成任务时表现得更好（於洪波，2020）。因此，正念水平的提升意味着注意力的显著改善。

本研究结果表明，正念不仅可以直接影响小学生的注意力，还可以通过自我控制去影响小学生的注意力，即自我控制在正念与小学生注意力之间起着中介作用，支持了假设2。

正念是一种被强化的觉察（Brown et al.，2003），往往与自我觉察和自我认知有关（李永红 等，2021），个体正念水平与其有意识地觉察内外经验的能力密不可分，自我觉察能力越高的个体往往具有更好的自控能力，因而完成任务时注意力更为集中。正念的练习通过提高感觉统合影响个体的自我认知能力，这种认知能力主要体现为抗干扰能力、任务转换能力、专注能力等方面，自我认知能力的提高，增强了自我控制意识，进而影响了小学生的注意力（李泉 等，2019）。正念的练习有利于个体优化自我控制资源的分配，在面对诱惑时采取合理行为的自我控制力量，抵制冲动，减少自我损耗。自我控制力与注意稳定性息息相关，学习自控力的提高会促进学习注意稳定性的提升（郑佳佳，2018），即自我控制对注意力起着积极的影响作用。

4 结论

本研究揭示了小学生正念、注意力与自我控制的关系：（1）正念、注意力与自我控制三者之间呈正相关。（2）正念水平对小学生注意力具有正向预测作用。（3）自我控制在小学生正念与注意力之间的中介作用显著，即自我控制既可直接影响小学生的注意力，也可通过自我控制的中介效应对小学生的注意力产生间接影响。

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