正念干預改善運動員心理康復效果的系統綜述和Meta分析

劉馮鉑，張忠秋，邱服冰，李安巧，劉書強

1.北京體育大學心理學院，北京市 100084；2.國家體育總局體育科學研究所，北京市 100061；3.深圳大學體育部，廣東深圳市 518060；4.中國ICF研究院，山東濰坊市 261000

世界衛生組織(World Health Organization,WHO)將心理健康定義為：“心理健康不僅指個體沒有心理疾病或社會適應良好，還指人格的完善和心理潛能的充分發揮，亦指在一定的客觀條件下將個人心境發揮到最佳狀態”。目前，心理健康已成為全世界普遍關注的重點問題，作為促進心理健康的重要途徑，心理康復具有重要意義。心理康復是現代心理健康服務體系中的重要組成部分，指有心理健康問題的個體通過心理治療獲得有意義的生活，并盡可能發揮自身潛能的過程[1]。目的是通過實施積極的、有針對性的心理康復，盡可能糾正患者的心理健康問題，并最大限度地恢復其適應社會生活的精神功能。

日益激烈的比賽競爭會對運動員造成極大的壓力，日常訓練負荷和績效要求同樣對運動員的心理健康構成潛在威脅。多項實證研究表明[2]，運動員群體的心理疾病患病率較高，在團隊項目中(如籃球、足球等)，男性運動員的心理健康障礙患病率為5% (倦怠和酒精濫用)～45% (焦慮和抑郁)。為期1 年的跟蹤研究同樣發現[3]，精英運動員心理健康障礙整體患病率為5%～35%，與非運動員人群的健康障礙率無顯著差別。《精英運動員心理健康：國際奧林匹克委員會共識聲明》[4]指出，心理健康問題及障礙在運動員群體中屢見不鮮，不良的心理健康水平不僅具有運動相關的表現形式，還會阻礙運動員的臨場表現。

《聯合國2030 年可持續發展議程》[5]中“目標3”提出：確保健康的生活方式，促進各年齡段人群的福祉。對于運動員群體來說，該可持續發展理念已將過去運動員要在比賽中“不惜一切代價獲勝”的理念摒棄，更加強調運動員的心理健康發展。

正如必須通過適宜的身體活動來滿足肢體康復需求一樣[6]，也必須通過實施適宜的心理康復策略來保障運動員的心理康復需求。無論是否配合藥物治療，心理康復對心理健康問題均有效[7]。在心理康復方法方面，正念是最常用的方法之一，并以其無創性、良好的可行性以及有效性深受心理健康障礙群體關注[8]。正念將認知行為療法的要素與冥想的臨床應用相結合，在運動情景中，不要求運動員對內部狀態進行控制，而強調對當前處境及內部狀態不加評判地注意，幫助運動員將更多認知資源投入在與當下運動任務相關的線索上，從而改善心理狀態、促進心理健康[9]。正念對改善運動員應激、焦慮、抑郁及成癮行為等心理健康障礙非常有效，是運動員心理康復的重要手段，也是促進運動員臨場和場下心理健康的重要途徑，因此深受運動員和心理工作者的青睞[10]。

多數研究支持正念干預對運動員心理康復具有積極效果，但干預的效果究竟如何仍有待考察。此外，考察干預效果的邊界條件，或者說在何種情況下更加有效，比單純檢驗有效性更有意義[11]。因此，本研究參考優先報告項目-方案(Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analysis Protocols,PRIS-MA-Protocol)[12]，將正念干預對運動員心理康復的相關研究均納入分析，系統考察正念干預對心理康復的效果，為正念干預在心理康復領域的應用提供指導。

1 一般資料

1.1 正念干預相關核心內容、機制與效果

正念干預主要有4 個核心內容，包括活在當下、不判斷、接受和行為投入[13]。見表1。正念產生效果的機制主要有4 個方面，包括改善注意障礙、改善壓力應對障礙、改善情緒調節障礙以及去自我中心化。見表2。

大量臨床研究證實正念干預的具體作用[14]，如正念干預能夠改善吞咽困難[15]和抑郁水平[16]等。針對運動領域的研究結果也顯示，正念干預能夠即刻降低運動員心理疲勞[17]，提升覺察能力[18]，長期實施正念干預對運動員的心理康復水平具有積極影響[19]。正念干預對運動員心理康復的主要作用總結于表3。

1.2 文獻檢索策略

英文數據庫： Web of Science、EBSCO、PubMed、Medline、OpenDissertations、Psychology and Behavioral Sciences Collection 和Academic Search Premier。中文數據庫：中國知網數據庫、維普中文期刊數據庫和萬方數據知識服務平臺。

檢索詞分解為三類：①正念或冥想(mindfulness*、meditation、正念、冥想)；②運動員(athlete*、play-er*、運動員)；③心理或心理健康(psycholog*、men-tal health)。

鑒于我國在正念研究領域起步較晚，另外其概念界定和研究質量在2010 年后才逐漸得到學者們的認同[20]，因此將文獻時間跨度設定為2010 年1 月1 日至2019年12月31日，檢索時間2020年2月26日。

1.3 文獻納入標準

①語言為英文或中文；②納入的文獻為全文，排除會議論文和摘要等非全文論文，排除非核心合集；③干預手段正念成分高；④明確報告所使用測量工具、數據報告完整、提供可計算效應量的統計信息，多測量結果研究也納入。

1.4 文獻篩選與資料提取

文獻篩選方案由第一作者和通訊作者兩人討論后確定，交由另一名研究者進行論文檢索。文獻檢索、納入與排除流程見圖1。在文獻篩選的基礎上制定文獻內容提取表，包括納入文獻、發表時間、干預方法、結局指標等，文獻基本特征見表4[8,21-37]。由兩名研究者對所納入文獻進行獨立資料提取，當出現分歧時，經與第三名研究者協商一致后確定最終結果。

1.5 文獻質量評價

采用PEDro 量表(Physiotherapy Evidence Database Scale)對文獻質量進行評估[38]。PEDro評分主要用于臨床治療領域內的實驗類文章，包括11 項條目，選擇“是”積1 分，否則不得分，總分越高代表文獻質量越好。

1.6 效應量的計算與異質性檢驗

采用Review Manager 5.3 軟件進行Meta 分析。由于不同研究者對相同的變量采用不同的測量工具，本研究使用標準化均數差(standardized mean difference,SMD)Cohen's d 作為實驗組(正念組)與對照組(非正念組)的效應量。評價標準：d=0.2～< 0.5 為小效應量，d=0.5～< 0.8 為中等效應量，d≥0.8 為大效應量[39]。采用Q檢驗和I2統計量來檢驗研究間的異質性，Q值顯著表示研究之間存在異質性；I2描述研究之間的方差在總體方差中所占的比例，判斷標準：25%、50%、75%分別對應低、中、高異質性，當Q顯著且I2≥75%時，研究間存在不可忽視的異質性[40]，此時選擇隨機效應模型進行效應量評價較為合理[41]。根據隨機效應模型分析，能使結果獲得更寬的置信區間，降低犯I 型錯誤的風險，且能賦予小樣本研究更大的權重[42]。此外，考慮到隨機效應模型結果可推廣性更強，并且在社會科學研究中異質性群體效應不可避免，故參考前人做法[43]，本研究在進行效應量評價時均采用隨機效應模型。

表2 正念干預的機制

表3 正念干預對運動員心理康復的效果

圖1 文獻篩選流程

1.7 發表偏倚評估

本研究采用漏斗圖法和失安全系數(fail-safe num-ber,Nfs)法初步評估發表偏倚風險[44]，進一步采用Egg-er 線性回歸法和Begg 秩相關法進行檢驗。Nfs指的是報告結果不顯著的研究個數最小值，Nfs越大，偏倚的可能性越小，當Nfs<5k+10(k 為原始研究的數目)時，提示發表偏倚較高[45]；Egger 線性回歸得到的截距接近0，且不顯著，則提示發表偏倚可能性較低[46]；Begg 秩相關Z<1.96，且不顯著，表明存在發表偏倚的風險較小[47]。

1.8 調節效應分析

基于循證醫學理念，我們從被試、干預和對照這三個方面考察可能存在的調節變量[48]；同時，綜合已有研究，提出影響運動員心理康復效果的可能因素：其一，被試特征，主要針對年齡；其二，干預特征，涉及干預周期、是否要求家庭練習以及主試資質；其三，研究特征，包括實驗類別與研究質量。比較不同亞組之間的差異有助于了解正念干預的邊界條件[49]。因追蹤樣本數目較少，本研究對追蹤效應量的調節因素不做探討。

2 結果

2.1 文獻評價

本研究共納入文獻18 篇，樣本總量為1486。特征編碼結果顯示，西方國家研究占50%，來自中國的研究數量最多，共計6 項；研究樣本量最低為12 名運動員，最多的為63 名；年齡最小13 歲，最大40 歲，總體平均年齡約22 歲；運動員所從事的項目包括球類、田徑、游泳、體操、擊劍以及冬季項目在內的多種類運動；實驗類別包括隨機對照試驗(randomized controlled trial,RCT)和非RCT；干預周期平均為8.9周；要求家庭練習的研究有7 項，占38.9%；主試具有正念干預帶領資質的研究有9 項，占50%。見表4。PEDro均值為5.6，整體呈逐年上升趨勢。見圖2。

納入文獻采用的正念干預方法、正念干預核心內容、干預機制、對于運動員心理康復的效果和結局指標見表5。

圖2 PEDro評分變化趨勢

2.2 效應量估計

2.2.1 正念水平

14 篇文獻評價正念干預對運動員正念水平的影響，其中英文12 篇，中文2 篇。各研究間存在高異質性(I2=65%,P< 0.001)。效應量評價結果顯示，正念組正念水平呈中到大效應量，優于對照組(d=0.73,95%CI 0.39～1.06,P=0.0004)。見圖3。

表4 納入文獻基本特征

2.2.2 心理康復即刻效果

為了考察正念干預對運動員心理康復的整體效應量，先將運動員消極心理狀態結局指標得分進行反向計分處理(即由原來的效應量越小改善效果越好統一為效應量越大改善效果越好)，后將統一后的所有結局指標綜合分析。45項結局指標評價了正念干預對運動員心理康復的效果，結果間存在中高異質性(I2=55%,P<0.0001)。效應量評價結果顯示，正念干預對運動員心理康復呈中到大效應量(d=0.69,95%CI 0.53～0.86,P<0.001)。見圖4。

2.2.3 心理康復追蹤效果

6 項結局指標評價了正念干預對運動員心理康復的追蹤效果。6 項心理指標依次代表注意控制、正念水平、正念水平、正念水平、接受體驗和流暢體驗，其合并結果間存在低異質性(I2=0%,P=0.49)。效應量評價結果顯示，正念干預的追蹤效應量不顯著(d=-0.08,95%CI -0.33～0.16,P=0.50)。見圖5。

2.3 發表偏倚檢驗

正念干預對運動員心理康復即刻效果漏斗圖(圖6)顯示，研究多集中在頂部，左右頂部對稱性尚可，提示存在發表偏倚的可能性不大。Nfs=933 > 235 (5k+10)，Meta 分析的結果相對穩定。Egger線性回歸檢驗結果顯示，截距為2.50 (P< 0.05)，95%CI 1.07～3.93；Begg秩相關檢驗結果顯示，Z=2.73>1.96(P<0.05)，均表明存在發表偏倚的風險較大。因此，這些研究可能存在發表偏倚。見表6。

正念干預對運動員心理康復追蹤效果漏斗圖(圖7)顯示，左右對稱性尚可，提示存在發表偏倚的可能性較小。Nfs=-248 < 40 (5k+10)，由于研究數目較少導致結果相對不穩定。Egger 線性回歸檢驗結果顯示，截距為19.25(P> 0.05)，95%CI -22.72～61.21；Begg秩相關檢驗結果顯示，Z=0.94 < 1.96 (P> 0.05)，均表明存在發表偏倚的風險較小。因此，可認為這些研究不存在發表偏倚。見表6。

2.4 亞組分析

采用隨機效應模型進行亞組分析，考察6 個潛在調節變量在干預過程中所起的作用。見表7。

表5 研究者使用的主要干預技術及其核心內容、機制和效果

圖3 正念組與對照組正念水平比較

2.4.1 年齡

本研究所納入的所有運動員平均年齡為22歲。因此以平均年齡為限，將運動員分為22 歲以下和22 歲及以上兩組。不同年齡運動員心理康復效應量不同(d<22=0.62,d≥22=0.70)，兩組組內異質性水平均為中兩組間心理康復效應量差異不顯著(I2=0.0%,P=0.57)。

2.4.2 正念干預周期

干預8 周以下和8 周及以上的運動員心理康復效應量不同(d<8=0.82,d≥8=0.58)。兩組組內異質性水平分別為低和中(I2<8=31%,P=0.09;I2≥8=62%,P<0.001)。兩組間心理康復效應量差異不顯著(I2=52.5%,P=0.15)。

2.4.3 是否家庭練習

進行或不進行家庭練習的運動員心理康復效應量均顯著(d是=0.74,d否=0.66)。兩組組內異質性水平均為中兩組間心理康復效應量差異不顯著(I2=0.0%,P=0.66)。

2.4.4 主試資質

主試資質不同的研究中運動員心理康復效應量不同(d有=0.80,d無=0.52)。有資質組組內異質性水平低(I2有=26%,P=0.10)，無資質組組內異質性水平中到高(I2無=70%,P<0.001)。兩組間心理康復效應量差異不顯著(I2=57.7%,P=0.12)。

2.4.5 實驗類別

RCT 或非RCT 組的運動員心理康復效應量不同(dRCT=0.68,d非RCT=0.78)。RCT 組組內異質性水平中到高非RCT 組組內異質性水平低兩組間心理康復效應量差異不顯著(I2=0.00%,P=0.58)。

2.4.6 研究質量評分

鑒于PEDro總分為10分，因此按照<6分或≥6分對研究質量評分進行分組。不同質量的研究中運動員心理康復效應量均顯著(d<6=0.98,d≥6=0.49)。兩組組內異質性水平均為低到中41%,P=0.003)。兩組間心理康復效應量差異顯著(I2=88.1%,P=0.004)。

3 討論

本研究遵循PRISMA-Protocol 原則，納入證據強度較高的實驗類研究，通過Meta 分析考察正念干預對運動員心理康復的即刻效果與追蹤效果，同時進行調節效應分析，探討影響正念干預即刻效果的調節變量及其作用程度。

正念干預對運動員心理康復的即刻效果達到中等效應量，但追蹤效應量極小，由偶然因素引起的概率較大。上述結果與Li 等[17]和Bühlmayer 等[19]的Meta 分析結果基本一致。正念干預主要是通過正念冥想、正念呼吸、正念飲食等形式，培養其接納和覺察能力，引導運動員帶著覺察的心去體會自己的想法和情緒，幫助運動員重新審視自己的狀態，阻止陷入對消極心理狀態反復思考的惡性循環，促進運動員對心理狀態的管理及消極癥狀(如心理疲勞)的耐受性[50]，進而對心理康復起到積極作用。本研究證明正念干預對運動員心理康復有正向影響，且效應量中等。

圖4 正念組與對照組心理康復效果比較

圖5 正念干預對運動員心理健康的追蹤效果

表6 正念干預對運動員心理康復效果的發表偏倚檢驗

圖6 正念干預對運動員心理康復即刻效果漏斗圖

圖7 正念干預對運動員心理康復追蹤效果漏斗圖

發表偏倚是指研究結果呈陽性的研究更容易發表，而結果呈陰性的研究常被拒稿，導致在Meta 分析過程中，較難將無統計學意義的文獻完整收集，進而影響Meta 分析結果。發表偏倚客觀存在，以往研究者一般采用漏斗圖法和Nfs計算檢驗發表偏倚，但如果據此判斷研究不存在發表偏倚則過于草率。因為漏斗圖過于依賴研究者的主觀判斷，Nfs計算亦容易受研究數量的影響，均不足以得出強有力的結論。因此，本研究后續采用Egger 線性回歸和Begg 秩相關兩種發表偏倚檢驗方法，結果顯示，即刻效果相關研究可能存在發表偏倚風險，追蹤效果相關研究不存在發表偏倚。提示在運動領域中，雖然正念干預對運動員心理康復的即刻效應量達到中等效果，但可能存在發表偏倚，致使效應量被高估。

基于循證醫學理念，本研究從被試、干預和對照這三個角度分析了正念干預即刻效果的調節變量及其作用程度。在被試特征方面，年齡可以正向調節正念干預效果但不顯著，說明運動員年齡越大越能掌握正念干預所要求的“接受”“覺察”和“活在當下”。在干預特征方面，干預周期負向影響干預效果，家庭練習正向影響干預效果，主試資質正向影響干預效果，但影響均不顯著，這與以往研究結果一致[51]。盡管干預的“劑量效應”不顯著，但正念干預作為一個能夠自我實施的心理調節技術，其效果取決于實施的情景以及帶領者的技能水平。最后，從研究特征的分析上看，RCT研究的效應量低于非RCT研究，但實驗類別對干預效果的調節效應不顯著。Geschwind 等[52]指出，被試的正念水平往往會對干預效果產生影響，而RCT通過隨機分組可以排除被試特征等方面的差異，并且由于主試關注還會正向影響干預效果，而單組前后測實驗的主試對于被試的關注往往更多，因此導致非RCT 研究標準化均數差變大。此外，研究質量是衡量研究效度的重要指標之一，本研究發現，研究質量顯著負向調節干預效應量，即當研究質量越高，效應量越小，與已有的Meta分析結論一致[53]。

綜上所述，正念干預對運動員心理康復的效果主要表現為改善心境、促進流暢體驗、提高消極體驗的接受性、提高對目標的行動力和提高訓練的投入程度(即刻效應量達到中等)；正念干預效果受研究質量的影響顯著。

利益沖突聲明：所有作者聲明不存在利益沖突。

表7 亞組分析的效應量及異質性檢驗結果(隨機效應模型)