初一学生正念与主观幸福感:自尊的中介作用*

高立雅 耿 岩 刘兴华△

正念(Mindfulness)也译为觉知或心智觉知［1］，定义为有目的、此时此刻、不带评判的觉察当下［2］。在过去的20年中，对正念的研究主要聚焦在成年人，并有大量研究证明通过正念训练能够提升临床病人和健康人群的幸福感［3］。

近年来，已有研究表明，正念训练同样适用于儿童和青少年，可以提升主观幸福感。Brown［4］采用8 周正念减压训练(MBSR)，干预后结果显示，被试心理健康的积极方面和主观幸福感都得到显著提升。在Wall 的研究［5］中，对11～13岁的正常儿童进行一个由正念减压和太极拳相结合的训练，干预后，被试报告他们感觉更加幸福、放松、沉着冷静，且睡眠得到了显著改善。Salustri［6］在非传统性高中进行为期8 周的以减压和放松为主的正念训练，显著地提升了参与者的主观幸福感，并且提升了他们的积极情感和生活满意度。

另外一些研究将正念作为一个特质，探讨正念特质与幸福感之间的关系。已有文献表明，正念与大学生［7］的幸福感，以及与非临床成年人［8］的幸福感呈现正相关。关于青少年也有类似发现，West 使用［9］KIMS、FFMQ、MAAS、MTASA 4个正念量表测量将近600名高中生的正念水平，结果表明，4个量表的正念水平与生活满意度、幸福感、积极和消极因素相关;Bluth 的研究［10］将1201名9 至12年级的高中学生作为被试，其年龄在14～18岁之间，结果显示，特质正念与积极情感呈正相关(r=0.26)，与消极情感呈负相关(r=-0.61)，与生活满意度呈正相关(r=0.67)。然而，青少年正念与主观幸福感相关关系之间存在的机制，尚未得到进一步探讨。

目前研究表明，我国初中生主观幸福感的主观影响因素包括人格特征、自尊、控制感、自我效能感、应对方式等，其中，自尊是最可靠、最有力的预测主观幸福感指标之一［11］。自尊是指个体在社会实践过程中所获得的对自我的积极情感性体验［12］。很多研究发现，自尊与主观幸福感之间有密切的关系。Tian［13］分别对国内平均年龄在13.6岁初中生和平均年龄在16.4岁高中生进行研究，结果显示，两组不同年龄阶段的青少年的自尊都与学校幸福感呈现显著相关。另外，自尊水平从儿童早期开始随年龄增长而不断提高，在整个小学、初中阶段自尊的发展都是不稳定的，到初中一年级(13岁左右)自尊较低［14］。

正念包括接纳的态度，这种友善与接纳，不仅仅是对外界事物，也是对于自己，因此高正念可能与高自尊是相关的。Heppner 认为［15］个体的高水平的正念，更可能持有高水平的自尊。以往研究表明，自尊与正念呈正相关，一个研究发现，两者之间的相关系数达到0.32［16］。Rasmussen 的研究［16］表明，自尊在正念和社交焦虑的关系中起着部分中介的作用，高水平的正念与高水平的自尊和低水平的社交焦虑显著相关。

本研究旨在探究初一年级学生的自尊、正念和主观幸福感之间的关系，并假设青少年的正念与主观幸福感呈正相关，自尊在正念与主观幸福感之间发挥中介作用。了解三者之间的内在机制，可以为未来提高主观幸福感提供参考。

1 对象与方法

1.1 对象 采用方便取样法选取北京市两所普通中学的初一年级，每个学校各抽取6个班级的学生进行调查。共回收415 份问卷，其中有效问卷409 份(98.6%)。其中，男生205人，女生204人;学生年龄11～15岁，平均(12.96±0.652)岁。

1.2 方法 ①五因素正念度量表:用来测量正念水平，采用由Baer，Smith，Hopkins，Krietemeyer和Toney 于2006年共同编制的五因素正念度量表(FFMQ)，经过邓玉琴等翻译修订［17］。该量表具有较好的信度和效度。该量表共有39 道题，包括观察、有觉知的行动、描述、不反应和不判断5个维度，量表采用5级评分制，其中部分项目采用反向计分，得分越高表示正念水平越高。本研究中量表的内部一致性系数为0.634;②自尊量表:用来评价青少年关于自我价值和自我接纳的总体感受，采用Rosenberg 编制的自尊量表［18］。该量表共有10 道题，采用4级评分制，每个项目询问被试描述情况与自己相符程度，得分越高表示被试的自尊水平越高。本研究中量表的的内部一致性系数为0.76;③幸福感指数量表:用来测查被试目前所体验到的幸福程度，采用Campbell 于1976年编制幸福感指数量表(Index of Well-Being，Index of General Affect)［18］。该量表共有9 道题，由两部分组成，分别为总体情感指数表和生活满意度问卷，前者有8 道题，后者仅有1 道题，采用7 点评分，得分越高表明被试所体验到的幸福程度越高，计算总分时将总体情感指数量表的项目平均分与生活满意度问卷的得分(权重为1.1 相加)相加。量表的内部一致性系数为0.903。

1.3 施测程序 由各班班主任担任主试，以班级为单位集体施测。平均时间约为15分钟，所有问卷当场回收。

1.4 统计处理 采用SPSS 16.0 进行统计分析。

2 结果

2.1 各个变量的描述性统计和相关关系 表1 描述了各变量之间的描述统计结果及变量间的积差相关，各变量的相关结果均显著，具有统计学意义。

表1 各个变量的描述性统计和积差相关(n=409)

2.2 自尊在正念与主观幸福感之间的中介作用 Baron和Kenny 于1986年提出中介效应检验必须满足3个条件。在本研究中，即正念、自尊和主观幸福感两两之间显著相关，所以满足中介效应检验的条件。采用回归分析，分别建立主观幸福感(Y)对正念(X)、自尊(W)对主观幸福感(X);主观幸福感(Y)对正念(X)和自尊(W)共3个回归方程，见表2。依次进行检验(指前面2个和第四个t 检验)都是显著的，见表2，说明自尊的中介作用成立。在引入中介变量自尊后，正念对主观幸福感的预测作用从引入前的显著(β=0.308，P＜0.001)变为了不显著(β＇=0.079，P＞0.05)，说明自尊在正念和主观幸福感之间起着完全中介效应。

表2 自尊分别在学业压力、社会支持上和主观幸福感回归分析(n=409)

根据上述中介作用分析，得知正念可以直接影响主观幸福感，也可以通过自尊为中介间接影响主观幸福感。

3 讨论

本研究考察了正念在初一年级的青少年主观幸福感的作用及其中的中介机制。结果表明，正念水平、主观幸福感、自尊三者两两之间存在正相关。在正念和主观幸福感关系中，自尊起到了完全中介作用。

3.1 正念、自尊、主观幸福感之间的关系 正念和主观幸福感的关系得到了本研究的支持。结果表明，正念与主观幸福感呈正相关，这与国外的研究是一致的［7］。可能的解释是Davidson 认为［22］正念是提高积极情绪的脑神经机制之一，也就是说正念水平高的人，积极情绪体验就比较高，而正性情感是主观幸福感的维度之一［11］，因此主观幸福感的体验也比较高。

此外，本研究发现正念与自尊呈正相关，这与前人的研究是一致的［16］。这个结果为正念训练对自尊起到积极影响提供了一定的支持［15］。以往研究发现，正念干预可以促进自尊，它是基于提升自我特质中的认识和接受的水平。另外，本文的研究结果也显示初中一年级学生的自尊与主观幸福感也存在正相关关系，这与前人的研究是一致的［19-21］，也就是说自尊水平高的个体，体验的主观幸福感越高。

3.2 自尊对正念的中介作用 本研究在确定了正念与主观幸福感之间呈现显著正相关后，我们引入了自尊这一中介变量，对正念和主观幸福感之间起作用的具体过程或机制进行了初步探究。回归分析表明，单独将正念作为自变量时，它与主观幸福感之间的回归系数显著(β=0.308，P＜0.000)。而将自尊作为新的自变量加入再进行回归分析时，正念与主观幸福感之间的回归系数降低，而且显著性消失(β=0.079，P＞0.05)。说明自尊在正念与主观幸福感之间具有完全中介作用，这与本研究的假设是一致的。

可能的解释是自尊是最可靠、最有力的预测主观幸福感指标之一［9］。尤其是对于初一年级的学生，可能自尊与主观幸福感最为紧密，从而可以中介其他因素，包括正念与幸福感之间的相关。

本研究结果也为实践提供了一条思路，那就是要充分重视自尊在正念与主观幸福感之间的作用。正念水平高的个体是否能体验到高水平的幸福感，很大程度取决于其自尊水平。因此，在提升青少年的主观幸福感时，应着重培养青少年的自尊水平，尤其是初一年级学生的自尊发展正是由高到低的转折期［7］，其自尊水平处于较低的水平，更应得到社会、学校以及家庭的重视。本研究也提示，对于初一年级的学生，如果在正念训练中加入提升自尊的内容，或许能够更为有效地提升其幸福感。当然，这一点还需要未来更进一步的研究。

本研究还存在某些局限，需要在以后的研究中加以改进。首先，本研究采取方便取样的方法选取被试，所选被试均来自北京的学校，代表性不足。其次，本研究所采用的正念问卷多用于测量成年人正念水平，初一年级学生的语言和理解力正处于发展阶段，在理解正念问卷上可能存在一定的困难，未来可以探索修订出适合于青少年的使用的正念问卷。最后，未来的研究也可探讨其他重要变量(如自我效能感、自我接纳等)在正念水平与主观幸福感之间的中介作用。

总之，本研究首次揭示了在正念与主观幸福感之间关系的机制中，对于我们所取样的初一群体，自尊在其中起到完全中介的作用。对于探索初中生正念与主观幸福感之间的机制，具有一定的理论价值，并对于该群体的正念干预可提供参考。

初一年级学生的正念水平和主观幸福感呈现正相关。在两者的关系中，自尊起着完全中介作用。

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