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1 引言

焦虑在大学生中普遍存在，尤其在新冠疫情导致的学业、就业和生活压力都显著增大的情况下更是如此。最近的一项元分析显示，疫情前大学生焦虑症状检出率为21.9%，疫情期间的检出率上升到24.2%（翟文海等，2022）。更为重要的是，大多数大学生的焦虑症状达不到临床诊断的标准，但长期处于焦虑状态会显著增加身心疾病发生的可能性，降低社会功能。在当前疫情情况下，焦虑状态发展成临床焦虑疾病的可能性也更大。因此，对于大学生焦虑状态的干预不容忽视。

正念是个体有目的地、不加评判地觉察此时此刻的内在或外在体验的一种练习方法（Kabat-Zinn，2003），以此为核心发展出的正念减压疗法（mindfulness-based stress reduction，MBSR，Kabat-Zinn，1982）在临床上广泛用于缓解疼痛、压力应对及辅助治疗其他心理疾病的方案之中。MBSR能有效缓解健康人群的焦虑症状也得到了实证（Keyes，2005；Keyes and Simoes，2012）支持。例如，任志洪，张雅文和江光荣（2018）的元分析发现，正念冥想对焦虑的干预产生了即时的、显著的、中等以上的临床效果。

然而，目前临床治疗使用的正念训练仍然门槛略高。MBSR的标准方案需要参与者持续训练8周，每周1次专业正念培训师的现场带领，以及每天至少40分钟的训练。基于此，一些研究者对正念练习方案进行了优化。例如，Berghoff等（2017）将正念训练方案缩短到2周，发现每天在家练习10分钟或20分钟均可显著提升参与者的正念水平、减轻压力水平。吴琼等（2013）发现，4周正念训练能显著降低被试的抑郁水平。另有一些研究者开发了没有专业人员现场指导的在线自助正念训练方案，并证实此方案同样能提高参与者的正念水平，减少抑郁和焦虑（Jiwon and Hyejeen，2017）；降低压力水平，提高幸福感（刘斯漫、卢佳琪、卢莉，2015）。Gu、Cavanagh和 Strauss（2018）发现，缩短到2周的在线正念训练也能显著缓解压力水平。处于压力中的大学生有缓解焦虑的需求，并且比较适合短时长的自助练习。基于上述需求，本研究第一个目的是探讨10-15分钟短时长正念自助训练2周和4周对大学生正念水平和焦虑的干预效果。

同时，元分析表明，以往研究中，随访追踪研究的数量较少，且未发现正念训练对焦虑的干预效果（任志洪、张雅文、江光荣，2018）。但是，在随访追踪里能看到延时效果，这才是理想的正念治疗方案应该达成的治疗效果。因此，本研究的第二个目的是在随访追踪里考察正念短时长自助训练对缓解焦虑有没有延时效果。

以及，本研究的第三个目的是考察正念短时长自助训练对“完全心理健康”（Keyes，2002）中生活满意度的影响。因为焦虑症状很容易受到环境的影响，尤其是在当下因疫情而紧张的社会环境中，焦虑症状出现反复的可能性很大。而且，从正念干预起效的机制来看，觉察痛苦并接纳痛苦是其中必要的部分（Germer，2005）。这个接纳的过程可能会加重参与者对焦虑的感知，进而影响到焦虑的自评分数。但是，对焦虑的感知与生活满意度同为“完全心理健康”概念中的成分（前者为消极成分，后者为积极成分，Keyes and Lopez，2002），对焦虑的感知不等于“完全心理健康”水平的下降。我们可以通过提升生活满意度来提升人的“完全心理健康”水平。同时，提升生活满意度也可以减轻压力生活事件对大学生的负面影响（Park，2004），让大学生具有一种更具适应性的生活方式，“即使焦虑，仍可积极生活”。总之，本研究考察正念对具有缓解焦虑需求的大学生的生活满意度的影响，为正念减压训练的干预效果提供新的支持，也为需要缓解焦虑的大学生提供新的认知。

2 研究方法

2.1 被试

在线公开招募自我报告明显焦虑，且有缓解焦虑需求的大学生80名。参考Cohen（1988）提出的标准，通过G*Power计算（设f2=0.25，α=0.05，1-β=0.95），最少需14名样本。考虑脱落、提前退出等因素，本研究共计纳入80个样本。

要求参与者（1）未患各类精神障碍和精神病；（2）没有正在接受药物治疗、心理治疗以及心理咨询；（3）非正念经验者（未参与过8周正式正念减压训练）。在参与者了解实验具体流程与要求后，由一名资深的心理咨询师对其进行筛选，征得知情同意后招募入组。将参与者随机分配到实验组40人，对照组34人。实验过程中，实验组有7人因难以坚持主动退出，1人因超过5天未完成每日反馈默认退出实验，最终获得有效样本32人（19.7±2.0岁），其中女生22人（68.75%）。对照组有3人未收集到完整实验数据，默认退出实验，最终获得有效样本31人（20.5±2.0岁），其中女生20人（64.52%）。本研究已通过学院伦理委员会审批，所有被试均自愿参加，并签署知情同意书，第8周实验结束后支付所有被试相应报酬。两组样本基础信息如表1所示。

表1 两组样本基础信息

Table 1 Information of two groups of samples

2.2 研究工具

2.2.1 正念训练录音

依据MBSR并以适合新手训练的正念呼吸和正念身体扫描为内容核心，具有临床经验10年以上的正念师进行MBSH课程编制，并由有正念经验的主试录制成课程音频，音频共有28个，每个音频10～15分钟并配有相应简短文本说明。具体正念训练内容见表2。

表2 正念训练内容

Table 2 Mindfulness training course

2.2.2 正念注意觉知量表（mindfulness attention awareness scale，MAAS）

MAAS（Brown and Ryan，2003）测量参与者的正念水平。共15个条目，采用六点计分，涉及日常生活中的认知、情绪、生理等多个方面。汉化版量表Cronbach’s α系数为0.890。受测者参考最近7天（包括测量当天）情况选择，越高得分表示正念水平越高。

2.2.3 焦虑自评量表（self-rating anxiety scale，SAS）

SAS（Zung，1971）测量参与者的焦虑水平。共20个条目，采用四点计分，受测者根据近7天内出现的症状频度自行填写，越高得分表示焦虑水平越高。

2.2.4 生活满意度量表（satisfaction with life scale，SWLS）

生活满意度量表（Lucas、Diener、Suh，1996）测量参与者对生活质量的主观认知评价。共5个条目，采用七点计分。越高得分表示生活满意度越高。汉化版量表信效度良好（α=0.78，折半信度为0.70）。

2.3 实验程序

研究采用线上干预实验的方式，分为实验组和对照组。实验开始前对两组人员分别说明实验要求及安排并实施前测，随后实验组持续进行4周的正念训练，期间对照组不做任何训练。每一天的课程由主试提前一晚在专用微信平台发布训练内容（包括音频与文本），课程中并不限制参与者训练的时间、地点和次数，每天训练当晚收集参与者的训练日记，以便敦促参与者每日的训练。由正念师对参与者训练日记中的疑惑进行解答，确保参与者的训练质量。在四个时间点上对参与者追踪测量：第0周，即正念训练开始前（前测）、第2周时（中期）、第4周时（后测）与第8周时（训练结束后第4周的随访）。所有测量均通过网络进行。

2.4 统计分析

使用SPSS 23.0进行统计分析，通过重复测量方差分析检验干预处理和测量时间的主效应与交互效应，通过独立样本t检验考察组间差异。并且，使用内嵌在SPSS中的由Hayes（2013）编写的PROCESS macro（model 4）来考察4周正念训练之后，生活满意度能否在正念水平和焦虑水平之间起到中介作用。

3 结果

3.1 两组人口学资料与训练前各变量同质性检验

以干预前测量表得分与两组年龄、性别信息为因变量，做方差齐性检验，结果显示两组被试的前测量表得分（SAS、MAAS、生活满意度量表）无统计学意义（ps.>0.05），性别和年龄无统计学意义（p=0.727，p=0.062）；说明两组被试同质，具有可比性（见表2）。

3.2 短时长正念自助训练对正念、焦虑与生活满意度分数的影响

采用2（组别：正念训练、控制对照组）×4（时间：训练前第2周、第4周、第8周）的双因素重复测量方差分析探讨各组在训练不同时间的正念水平、焦虑水平和生活满意度的变化，MASS、SAS和生活满意度量表的得分为因变量。并作进一步的简单效应分析。数据详见表3。

表3 实验组和对照组在训练前和第2、4、8周的正念水平、焦虑水平和生活满意度

Table 3 Mindfulness, anxiety, and life satisfaction of the experimental group and control group before, 2, 4, and 8 weeks training

注：*表示在0.05水平上显著，**表示在0.01水平上显著，***表示在0.001水平上显著。

结果发现，正念水平上，组别主效应不显著，F（1，61）=2.79，p=0.100，ηp2=0.044；时间主效应显著，F（3，183）=7.62，p<0.001，ηp2=0.11；组别和时间的交互作用显著，F（3，183）=8.32，p<0.001，ηp2=0.12。进一步分析发现，实验组仅训练前与第4周（p<0.0001）、第8周（p=0.004）存在显著差异；对照组之间均不存在显著差异。

图1 实验组和对照组被试的正念水平变化

Figure 1 The change of mindfulness level of the experiment group and control group

焦虑水平上，组别主效应不显著，F（1，61）=3.16，p=0.080，ηp2=0.049；时间主效应显著，F（3，183）=2.88，p=0.039，ηp2=0.05；组别和时间的交互作用显著，F（3，183）=4.03，p=0.009，ηp2=0.06。进一步分析发现，实验组仅训练前与第4周（p=0.011）、第8周（p=0.043）存在显著差异；对照组之间均不存在显著差异。

图2 实验组和对照组被试的焦虑水平变化

Figure 2 The change of anxiety of the experiment group and control group

生活满意度水平上，组别主效应显著F（1，61）=12.35，p=0.001，ηp2=0.17；时间主效应显著，F（3，183）=14.35，p<0.001，ηp2=0.19；组别和时间的交互作用显著，F（3，183）=3.16，p=0.028，ηp2=0.05。进一步分析发现，实验组训练前与第2周（p=0.014）、第4周（p<0.0001）、第8周（p<0.0001）存在显著差异，对照组仅第2周与第8周差异显著（p=0.035）。

结果表明，短时长自助正念训练4周后，大学生的正念水平显著提高，焦虑情绪显著下降，并且正念训练的作用持续到随访的第8周。而生活满意度水平在第2周就开始显著提升，并且这个提升持续到随访的第8周。对照组没有表现出显著的变化。

图3 实验组和对照组被试的生活满意度水平的变化

Figure 3 The change of life satisfaction of the experiment group and control group

3.3 生活满意度在正念缓解焦虑过程中的中介作用

为了进一步考察三个变量之间的关系，我们对实验组第4周的数据进行进一步中介效应检验。正念作为自变量，焦虑作为因变量，生活满意度作为中介变量，使用SPSS内嵌PROCESS macro（model 4，Hayes＜A. F. Hayes，2013＞）检验生活满意度在正念和焦虑之间的中介效应。检验结果见表4，正念能够显著正向预测生活满意度，当正念和生活满意度共同进入回归方程时，结果显示只有生活满意度能够显著负向预测焦虑水平。因此，生活满意度在正念对焦虑的作用中起到中介作用，模型图见图2。

表4 实验组（n=32）在第0、2、4、8周的量表得分的回归分析数据

Table 4 Regression analysis of the experimental group (n=32) at week 0, 2, 4 and 8

图4 生活满意度在正念与焦虑之间的部分中介作用

Figure 4 Life satisfaction partially mediates the relationship between mindfulness and anxiety

采用Bootstrap分析方法对数据进行中介效应检验（Bootstrap抽样5000次，确认中介作用95%置信区间），结果见表5。结果显示，在正念对焦虑的影响中，生活满意度的中介效应显著（Bootstrap置信区间不包含0）。正念对焦虑的Bootstrap置信区间包含0，标志直接效应不显著。生活满意度的中介效应占总效应的55.25%。

表5 对照组（n=31）在第0、2、4、8周的量表得分的回归分析数据

Table 5 Regression analysis at week 0, 2, 4 and 8 of the control group (n=31)

4 讨论

4.1 正念短时长自助训练（MBSH）对缓解焦虑的效果

本研究发现4周短时长MBSH对缓解大学生焦虑具有良好效果，训练显著提升参与者的正念水平，改善焦虑。这与以往的研究结果（刘雷、陈朝阳、王红芳，2016；任志洪、张雅文、江光荣，2018；Spijkerman、Pots、Bohlmeijer，2016；Valley and Stallones，2017）一致。并且，本研究所获得的新颖发现是，短时长MBSH降低焦虑的效果在2周时未显现，在4周时显现，且训练结束之后，再过4周仍然持续有效。

在这一点上，以往研究有不同发现。例如Gu、Cavanagh和Strauss（2018）的2周MBSH能显著减轻压力，但Glück和Maercker（2011）没有发现2周MBSH对减轻感知压力有显著效果。造成这种差别的原因可能在于两个研究的2周训练方案包含的内容不同。前项研究采用的方案有很多部分，包括正念相关知识说明、正念训练录音、日常训练以及训练反馈和提问等；而后项研究采用的训练方案主要是现场任务训练。与之相比，本研究的训练方式更接近前者，但未发现2周训练缓解焦虑的效果。此外，Cebolla等（2017）发现正念训练的效果与参与者已经积累的终生训练时间有很高相关性，提示正念训练总时长可能是一个“底线参数”（需要总时长高于合格底线参数，才能产生显著疗效）。因此，本研究指出正念训练需要足够时间的积累，才能体现出对焦虑的显著效果。

以往研究中未发现正念对焦虑干预的追踪效果（任志洪、张雅文、江光荣，2018）。本研究发现了显著的追踪效果，这可能是短时长自助训练带来的特别之好处。因为每天只需10-15分钟，任何时间和地点，打开音频就可以进行练习，这使得正念练习像是一种介于正式练习与非正式练习之间的状态，更容易让参与者培养出自己在日常生活中的正念态度。尤其是，本研究在训练过程中向参与者反复强调“开放”和“非评判”态度，强调“注意力集中在此时此刻”的方法。这有利于参与者将正念的态度与行为融入日常生活之中，可能给参与者带来深远影响。另外，虽然我们没有统计来访者在我们的训练计划结束后有没有继续练习，但我们可以推测，本研究采用的便利练习方式更容易让参与者坚持练习（尤其是健康大学生），从而让干预效果更持续。

4.2 生活满意度在短时长MBSH缓解焦虑中的中介作用

与以往关于正念训练的研究类似（Kropp and Sedlmeier，2019），本研究也发现短时长MBSH提升了健康大学生的生活满意度。并且本研究发现，正念训练对生活满意度的提升在2周时就已达到显著（此于焦虑状态还未能显著缓解）。生活满意度的提升得益于正念训练所秉持的理念。与传统治疗思路不同，正念训练强调个体对此刻体验的觉察、接纳和不反应，而不是去缓解或加强自身的思维、情绪或感受（Bailen、Wu、Thompson，2019；Hayes and Gregg，2001）。因此在训练早期，参与者对焦虑状态反而有更多的觉察。正念训练帮助参与者面对焦虑，同时接纳焦虑。在这个过程中，参与者可能会维持甚至加重焦虑状态，但同时又能保持对焦虑状态的认知去融合以及不反应。而生活满意度是个人根据其选择的标准对自己的生活质量进行的总体评估（Shin and Johnson，1978），代表个体的认知、判断过程，且并不完全取决于个体在判断时所处的情感状态（Lucas、Diener、Suh，1996）。因此训练早期的这个阶段，在焦虑状态未明显下降时，生活满意度首先得到提升。

本研究发现生活满意度在正念与焦虑水平之间起中介作用。这个发下也符合上述假设，即正念训练通过提升生活满意度，降低焦虑水平（而不是先降低焦虑水平，再提升生活满意度）。以往研究已证实，生活满意度是焦虑的有效预测因子，大学生的生活满意度越低，焦虑水平越高（Mahmoud et al.，2012）。高生活满意度可以减轻压力生活事件的负面影响，并防止青年人出现心理和行为问题（Park，2004）。生活满意度在正念与焦虑之间的中介作用也为我们寻找正念起效的关键因素，探讨正念训练中认知与情感之间的相互作用提供了新的方向和思路。

正念提升生活满意度是应对焦虑更长效及现实的方法。健康大学生的焦虑水平尚处于正常或稍偏高水平，并且快节奏高要求的学业生活压力，焦虑在所难免。用正念帮助人们学会面对焦虑而非抗拒焦虑，驯服焦虑而不被焦虑控制，人们能拥有较高的、长效的生活满意度。

4.3 研究启示

本研究考察了正念短时长自助训练在健康大学生群体中的训练效果，发现短时长MBSH可以有效缓解健康大学生的焦虑水平，也发现生活满意度在正念与焦虑中起到中介作用。这不仅启示我们可以在大学生群体中推广短时长MBSH，更重要的是，在当前新冠疫情的时期，绝大部分人都出现不同的焦虑症状，社交距离限制和居家限制也让很多治疗方案的实施更加困难。短时长MBSH的实施成本低而时间效益高，且易获得、易执行、易持续。如果能实现人们在家自助学习，自助缓解，将能够尽早预防、及时干预，灵活高效地解决焦虑问题。

4.4 研究局限与展望

本研究还存在以下不足需要改进。首先，本研究只设置了训练组和空白对照组，后续研究需要在活动对照组下继续考察正念训练疗效及起效机制。其次，在后续跟踪调查中需要进一步收集参与者坚持正念练习的情况，以便为正念的持续作用提供更多数据支持。

5 结论

本研究主要结论包括：（1）短时长MBSH可以显著提升健康大学生的正念水平和生活满意度，降低焦虑水平；（2）短时长MBSH训练过程中，生活满意度在第2周就有显著提升，而正念水平与焦虑水平需要到第4周才有显著变化，训练效果至少可持续到训练结束之后的4周时；（3）生活满意度在正念对焦虑的作用中起到中介作用。

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