鍛煉正念對青少年鍛煉堅持的影響及內部機制

靳 明，靳 勇，潘 樂，馮 蕾

鍛煉堅持是個體堅持長期、有規律、長持續時間體育鍛煉的內隱心理特質和外顯行為狀態［1］。鍛煉堅持一般通過鍛煉的周期長度、每周規律鍛煉的頻率、每次規律鍛煉的持續時間等方面反映。鍛煉堅持體現了人們在鍛煉中不改變、不動搖、堅持不懈、始終如一朝著預期鍛煉目標努力的特性。短期的體育鍛煉行為較易做到，但長期的鍛煉堅持難度較大。有調查表明，相當一部分大學生在鍛煉堅持中會產生退縮、逃避等消極鍛煉傾向［2］。還有研究顯示，超過50%的大學生難以堅持體育鍛煉［3］。而鍛煉堅持是形成鍛煉習慣、培養終身體育意識、踐行“健康第一”的必要因素。因此，厘清青少年鍛煉堅持諸多潛在的影響要素，分析影響青少年鍛煉堅持的內部機制，是學術界始終關注的重要議題。但長期以來，盡管許多研究從生理、心理等多方面探討了體育鍛煉堅持的影響因素及內部機制，并提出了多種理論和假說，然而總體而言令人比較滿意的理論和假說并不多，因此，從其他角度分析體育鍛煉堅持影響因素和內部機制成為研究的必然。

隨著人格心理學的發展，鍛煉正念作為一種積極人格影響因素開始運用到體育鍛煉領域中，為探討鍛煉堅持的促進機制提供了新的視角。正念是指以一種不加回應、不加評判、且胸懷寬廣的方式，對當下經驗和此刻想法的注意與產生意識的人格心理［4］。通常認為正念定義中包含2 個特征：將注意力維持在當下、意識到發生的事件并采納但不作評判［5］。簡言之，當下注意和不加評判的態度是正念的兩大特征。正念包括特質正念和狀態正念，特質正念是在泛情景下人們普遍具有的一種人格特征，是認知、感覺和自我意識等方面一種持久性的改變；狀態正念指的是在具體情境下人們的一種意識狀態，是正念練習之后認知、感覺和自我意識等方面產生暫時性的改變［6-7］。以往研究將正念應用于工作情景、教學情景，分別形成了工作正念［8］和教學正念［9］。近年來有研究將正念應用于體育鍛煉情景，形成了鍛煉正念［10］，本研究中的正念是鍛煉情景的一種狀態正念——鍛煉正念。基于正念的特質和體育鍛煉的特點，研究者認為鍛煉正念是指鍛煉中對自我身體和精神變化狀況的特殊注意以及對自我、同伴鍛煉表現和鍛煉結果等方面不加評判的態度［11］。國外已有文獻針對鍛煉正念對鍛煉行為的影響進行了研究，但我國學者對于鍛煉正念影響鍛煉行為的探討尚屬初級階段，針對青少年的此類研究更為薄弱。青少年時期是養成體育鍛煉習慣、塑造健康理念的關鍵時期，研究鍛煉正念這一人格心理對鍛煉堅持的影響及內部機制，從理論而言是促進人格理論在體育鍛煉領域應用、豐富體育鍛煉行為促進機制理論的需要；從實踐而言則是促進青少年人格健康發展、激發青少年自主參與體育鍛煉的需要，也是全民健身、健康中國戰略實現的需要。綜上，本研究通過相關假設和實證檢驗，分析鍛煉正念對青少年鍛煉正念的影響及內部機制，以期豐富體育鍛煉行為促進理論、激發青少年自主堅持體育鍛煉。

1 研究假設

研究假設1:鍛煉正念能夠正向顯著影響青少年鍛煉堅持。

正念與健康行為的關系的相關研究發現，正念對健康行為有正向促進作用。以正念為導向的恢復療法可從認知控制自上而下地改善酗酒等不良生活方式和促進體育鍛煉等。鍛煉正念能使鍛煉者處于更高的鍛煉階段［10］，Tsafou 研究證實，身體活動正念對身體活動行為的堅持有顯著的正向預測效果［6］。在瑜伽鍛煉中融入正念對精神分裂癥患者進行干預，能夠提高患者的生活質量，進而增加患者對瑜伽鍛煉的堅持［12］。上述文獻說明，作為一種積極人格，正念可能是個體鍛煉堅持這一健康行為的前因變量，鍛煉正念中“鍛煉情境的當下注意和不加評判”兩大核心內涵，可能會激發青少年個體鍛煉堅持的動機，從而不斷堅持體育鍛煉。

研究假設2:鍛煉正念以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為單獨中介分別正向影響青少年鍛煉堅持。

本研究推測，鍛煉投入可能在鍛煉正念和鍛煉堅持之間起到中介作用。投入指的是置身其中，對全身心地做一件事情的感知。投入除含有認知成分外，還包括對情感、行為等內容的感知。鍛煉投入是個體對體育鍛煉持有一種自主、積極、持久、沉浸的心理情境和快樂體驗［13］。一方面，正念和投入之間關系緊密。例如，Hannes 認為，正念中的個人專注度和注意力特征使其與工作投入感呈正相關［14］。Kahn 認為，正念有助于個體在某種行為上的投入［15］。正念冥想再感知模型顯示，正念能使個體更好投入到健康行為中［16］。從自我決定理論而言，正念通過激發自主性動機促進個體在目標行為的投入［17］。另一方面，鍛煉投入有助于鍛煉堅持。從鍛煉承諾理論而言，鍛煉投入高者對鍛煉有堅定的承諾，容易堅持規律的鍛煉行為［18］。而興趣理論顯示，目標行為的積極投入能夠促進個體對目標行為產生興趣，從而維持目標行為的不斷堅持［19］。以往研究表明，個體的理性心理是堅持行為穩定鞏固的重要前因變量［20］。作為一種積極的理性心理狀態［21］，體育鍛煉投入促使鍛煉主體更多地投入精力和情感，進而促進其鍛煉堅持，形成鍛煉習慣［22］。鍛煉投入具有激發鍛煉動機的功效，是提高鍛煉堅持性的重要動力［23］。

本研究推測，鍛煉效果滿意可能也在鍛煉正念和鍛煉堅持之間起到中介作用。一方面，鍛煉正念正向影響鍛煉效果滿意。從正念理論而言，正念使個體對當下所發生的心理活動過程和內容進行開放式監控，這一開放式監控使個體更多聚焦于身體本體內部信息［24］，更易于感知到身心健康等方面的鍛煉效果。已有研究顯示，正念的核心部分（當下注意），與滿意感有關，兩者之間關系不僅適用于日常活動，而且適用于身體活動［25］。Jeffery 認為，正念使個體對當前健康行為有積極、清晰的意識，這一意識有助于個體提升健康行為效果的滿意感，從而促進和維持特定的健康行為［26］。正念對于身體活動效果滿意感的提高非常重要［27］。另一方面，鍛煉效果滿意正向影響鍛煉堅持。從內驅力理論來說，需求得到滿足是個體堅持行為的內驅力［28］。而從期望—價值動機理論而言，對某社會行為任務價值的知覺水平決定了該行為的參與和堅持程度［29］。以往研究表明，特定行為滿意感的歸因，將會影響個體對該行為的期望與選擇，進而可能堅持該行為［30-31］。在通常情況下，人們對某種健康行為越滿意，越有可能對該健康行為有更多的堅持。

研究假設3：鍛煉正念以鍛煉投入和鍛煉效果滿意的鏈式中介共同影響青少年鍛煉堅持。

本研究除了驗證鍛煉投入和鍛煉效果滿意在鍛煉正念和青少年鍛煉堅持之間的單獨中介，還將驗證鍛煉投入和鍛煉效果滿意在鍛煉正念和青少年鍛煉堅持之間的鏈式中介。鏈式中介和某一單獨中介的區別在于，單獨中介是為了驗證自變量（例如本研究的鍛煉正念）是否以某一變量（例如本研究的鍛煉投入或者鍛煉效果滿意）為中介單獨間接影響因變量（例如本研究的鍛煉堅持），鏈式中介是為了驗證自變量（例如本研究的鍛煉正念）是否以多個變量（如本研究的鍛煉投入和鍛煉效果滿意）為中介共同間接影響因變量（例如本研究的鍛煉堅持），且明確2 種中介變量的順序，即哪種中介變量是近端中介，哪種中介變量是遠端中介本研究將驗證鍛煉投入是遠端中介變量，鍛煉效果滿意是近端中介變量，即驗證鍛煉正念是否順序性先影響鍛煉投入，再影響鍛煉效果，進而影響鍛煉堅持。

依據投入理論，一般而言，個體投入某一活動程度越高，越有可能得到更多的回報［32］。鍛煉角色認同理論顯示，鍛煉投入使個體對鍛煉角色更加認同，更愿意參與到鍛煉中，進而更易于獲得良好的鍛煉效果［33］。以往研究表明，個體投入水平越高，越易激發自身的正性力量以保持積極的行為狀態，進而使之獲得理想的鍛煉效果［34］。作為個體面對挑戰時的一種積極生活狀態，投入感是鍛煉效果的重要預測源［35］。個體在鍛煉中投入較高，意味著將更多的精力傾注于鍛煉中，因此，往往能夠提升鍛煉效果［36］。綜上可見，鍛煉投入是鍛煉效果滿意的前因變量，鍛煉投入可能是影響鍛煉堅持的遠端變量，鍛煉效果滿意可能是影響鍛煉堅持的近端變量，鍛煉正念順序性先影響鍛煉投入，再影響鍛煉效果滿意，進而影響鍛煉堅持，即鍛煉正念可能以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為鏈式中介共同影響鍛煉堅持。

2 研究對象和方法

2.1 研究對象

2021年5月對京津冀城市青少年進行調查。在北京、天津、河北3 個地區，每個地區隨機抽取3 所中學，共9 所中學。在每所學校從初一到高三的每個年級隨機抽取1 個班，共有2 382 名中學生填寫了問卷。刪除高度重復、波浪形作答等無效樣本，共獲得有效樣本2 290 個，有效回收率為96.1%。其中，北京市抽樣為764 人、天津市抽樣為695 人、河北省抽樣為831人。被試的平均年齡為15.16 歲，標準差為2.12 歲。

2.2 測量

2.2.1 鍛煉正念量表

采用Cox 設計的身體活動正念量表（Mindfulness Scale for Physical Activity）［37］，為了提高測量工具的跨語言等值性，通過典型的互譯方法對英文分量表進行漢化：1）由2 位外語學院的教師漢化英文條目；2）由2位未見過原始量表的英語外籍教師將漢譯后條目譯成英文。3）反復上述步驟，直至所有中英文條目的語義表述互相匹配。將原量表的“身體活動”改為“體育鍛煉”，共12 個條目，典型條目例如：“在體育鍛煉中，我總能意識到自我的各種情緒變化”“在體育鍛煉中，我總能專注于自我身體部位的變化”。需要注意的是Cox 設計的身體活動正念量表只包括了當下注意特征，忽略了不加評判的態度特征，盡管注意方式是正念的關鍵，但缺乏態度特征仍然影響了量表的全面性。本研究在Cox 設計的身體活動正念量表基礎上，參照特質正念量表中有關態度的若干條目，增加了鍛煉正念的態度維度，共6 個條目，典型條目例如：“當我在鍛煉中表現不佳時，我總是會自責”“鍛煉中比賽勝負的結果不會過多影響我的情緒”。采用李克特5點法，從“從不這樣”至“總是如此”計分為0 至4 分，個別條目采用反向計分，以總分表示鍛煉正念程度。運用初始問卷對220 名青少年進行了調查，采用臨界比率的方法，進行量表條目的區分度分析。結果顯示，當下注意維度和態度維度中各有一個條目不符合量表編制標準，予以刪除，形成了一個含16 個條目的初測問卷。運用初測問卷對560 名青少年進行了調查，采用探索性和驗證性因素分析進行效度檢驗，結果顯示，初測問卷可分為3 個維度，命名為精神注意正念、身體注意正念、不加評判態度正念，且效度良好。信度檢驗采用克隆巴赫系數法，精神注意、身體注意、不加評判的態度3 個維度具有較好的信度，形成了修訂的鍛煉正念量表。

以2 290 名大學生為樣本，對修訂的量表進行效度和信度分析。驗證性因素分析顯示，χ2/df =3.22，RMSEA=0.048，GFI、TLI、CFI、IFI 均大于0.9，量表的克隆巴赫系數為0.81，其中，各維度克隆巴赫系數在0.76 至0.84 之間。

2.2.2 鍛煉投入量表

采用董寶林的鍛煉投入量表［13］，包括活力堅持度、專注滿意感、價值觀認知、參與自主性4 個維度，共20個條目。采用李克特5 級計分方法，從“完全不符合”至“完全符合”依次計為1 至5 分，量表的克隆巴赫系數為0.86，其中，各維度克隆巴赫系數在0.82 至0.91 之間。

2.2.3 鍛煉效果滿意量表

采用陳善平等設計的體育鍛煉效果自評量表［38］，包括樂趣、能力、外貌、健康、社交5 個維度，共12 個條目。采用李克特5 級計分方法，從“非常不符合”至“非常符合”依次計為1 至5 分。量表的克隆巴赫系數為0.76，其中，各維度克隆巴赫系數在0.72 至0.81 之間。

2.2.4 鍛煉堅持量表

采用張靜設計的鍛煉堅持性量表［39］，包括規律鍛煉的周期長度、規律鍛煉的頻率、每次規律鍛煉的持續時間。周期長度以堅持鍛煉小于1 個月、堅持鍛煉1個月、堅持鍛煉2 個月、堅持鍛煉3 個月、堅持鍛煉大于等于4 個月，依次計為1 至5 分。鍛煉頻率以每月鍛煉小于等于1 次、2 周鍛煉1 次、每周鍛煉1 次、每周鍛煉2 次、每周鍛煉大于等于3 次，依次計為1 至5分。鍛煉持續時間以小于15 min、15～30 min、31～45 min、46～60 min、大于60 min，依次計為1 至5 分。量表的重測信度為0.88。

2.3 施測過程

通過微信“問卷網”平臺發放問卷，在問卷指導語中，強調問卷為匿名調查，答案沒有正確錯誤之分，與學習成績無關，僅作科學研究所用，告知學生完成的時間。回收問卷后，刪除高度重復等無效樣本，嚴格審核所有數據。

2.4 統計方法

運用統計軟件“SPSS24.0”采用Pearson 相關分析法分析鍛煉正念、鍛煉投入、鍛煉效果滿意的相關性。運用統計軟件“AMOS22.0”采用結構方程模型分析鍛煉投入、鍛煉效果滿意的鏈式中介作用，利用放回式抽樣統計法對中介作用進行進一步檢驗。以回歸系數是否顯著和放回式抽樣的95%置信區間是否包含0為依據判斷是否具有中介效應，以p＜0.05 為差異顯示有統計學意義。

3 研究結果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究采用的是自陳報告法對數據進行收集，有可能會出現共同方法偏差（CMV）問題，因此，在施測過程中已進行了必要的控制，例如在問卷指導語中說明：問卷是匿名調查、所得數據僅限于科學研究等，問卷中部分條目使用反向計分。為了進一步提高研究的嚴謹性，分析數據前采用Harman 單因素檢驗進行統計控制，即將所有變量的項目置于未旋轉的主成分因素分析中。結果顯示：第一個因子對方差解釋的變異量為27.79%，小于40%的臨界值，由此可知，本研究的數據共同方法偏差問題并不明顯。

3.2 鍛煉正念對青少年鍛煉堅持的影響

表1是各變量相關性分析結果，其中顯示：鍛煉正念、鍛煉投入、鍛煉效果滿意以及鍛煉堅持的各個維度（規律鍛煉的周期長度、規律鍛煉的頻率、每次規律鍛煉的持續時間）之間存在顯著性正相關關系。

表1 鍛煉正念、鍛煉投入、鍛煉效果滿意以及鍛煉堅持的均值、標準差及相關系數

以學校、性別、年齡為控制變量，鍛煉正念為自變量，鍛煉堅持中的各個維度為因變量，采用強行進入法進行3 組回歸分析（見表2）。結果顯示：鍛煉正念對鍛煉周期長度、鍛煉頻率、鍛煉時長的正向影響具有統計學意義（p＜0.05），分別解釋了19.2%、7.9%、10.7%的變異。

表2 鍛煉正念對青少年鍛煉堅持的影響分析結果

3.3 鍛煉正念對青少年鍛煉堅持影響的內部機制

采用結構方程模型檢驗鍛煉投入和鍛煉效果滿意在鍛煉正念和鍛煉堅持之間的各自單獨中介作用以及鏈式中介作用，以分析鍛煉正念對鍛煉堅持影響的內部機制。以鍛煉正念、鍛煉投入、鍛煉效果滿意、鍛煉堅持為潛變量，鍛煉正念的3 個維度、鍛煉投入的4 個維度、鍛煉效果滿意的5 個維度以及鍛煉堅持的3個條目為觀測變量。在只有一個維度的潛變量中，如果包含條目較多（超過4 個），需要打包。打包方法參照前人的做法［40］，對所有條目進行因素分析，然后將因子載荷最高和最低的條目合成組合條目1，將次高和次低載荷的條目合成組合條目2，依此類推，直到所有條目全部被合成到3～4 個組合條目中。在本研究中，鍛煉堅持是僅有一個維度的潛變量，但所含條目為3 個，未超過4 個，因此無需打包。

Hu 等設定的標準為［41］：RMSEA 的值小于0.06，越接近0 越好；CFI、TLI、GFI、IFI 指標大于0.09，越接近1 越好；當χ2/df 小于3，模型擬合較好；當χ2/df 在3和5 之間，模型可以接受；當χ2/df 大于5，觀測數據與模型擬合度不好。通過結構方程模型檢驗得到飽和模型(包含學校、性別、年齡等人口學變量的控制變量的飽和模型)，模型擬合結果為：χ2/df =1.98＜3，RMSEA=0.039＜0.06，CFI=0.955、TLI=0.949、GFI=0.972、IFI=0.975，χ2/df、RMSEA 及CFI、TLI、GFI、IFI 指標達到要求，說明模型擬合度較好（見圖1）。

圖1顯示，鍛煉正念以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為單獨中介分別正向影響青少年鍛煉堅持（鍛煉投入在鍛煉正念和鍛煉堅持之間的中介效應值為0.14，占總效應的27.5%，鍛煉效果滿意在鍛煉正念和鍛煉堅持之間的中介效應值為0.18，占總效應的35.3%），鍛煉正念以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為鏈式中介共同正向影響青少年鍛煉堅持（鍛煉投入和鍛煉效果滿意的鏈式中介效應值為0.09，占總效應的17.6%）。3 條中介效應路徑的效應效果值之和為0.41，即間接效應值為0.41，占總體效應值（0.51）的80.4%。

圖1 鍛煉正念對青少年鍛煉堅持影響的內部機制

對圖1的多重中介效應采用偏差校正的95%放回式抽樣統計法進行檢驗，結果顯示（見表3），放回式抽樣統計法分析過程中的B 值為1 000 次，由表3可知，各中介路徑95%置信區間均不包括0，說明多重中介效應顯著。

表3 對鍛煉投入和鍛煉效果滿意在鍛煉正念和鍛煉堅持之間中介效應顯著性檢驗的放回式抽樣統計法分析結果

4 討論

4.1 鍛煉正念對青少年鍛煉堅持的影響

表2研究結果顯示，鍛煉正念對青少年鍛煉周期長度、鍛煉頻率、鍛煉時長有正向顯著影響，表明鍛煉正念對青少年鍛煉堅持具有正向顯著影響，假設1 得到驗證。研究結果驗證了人格心理學中正念與行為的關系，作為一種積極人格，鍛煉正念為青少年鍛煉堅持提供了導向和動力，從人格視角而言，青少年不同的鍛煉堅持差異可能源于他們獨特的正念人格。

在青少年階段，個體逐步擺脫家庭的影響，獨立意識、自我分化能力增強，開始具有區分自我和他人的能力。鍛煉正念內涵中的“當下內部注意”是鍛煉堅持的前提。“當下內部注意”使青少年在鍛煉中的獨立能力、自我分化能力進一步提高，認知控制增強，鍛煉行為的自律性得到提高，鍛煉計劃得到嚴格執行，進而使體育鍛煉得以不斷堅持。鍛煉正念內涵中的“不作評判的態度”也是鍛煉堅持的基礎。與競技體育不同，體育鍛煉的核心目標是身心健康，而非勝負輸贏，應更多注重比賽過程而非比賽結果，更注重任務定向而非自我定向，比賽勝負的目標應小于身心健康的目標。“不作評判的態度”使青少年更注重比賽的過程，更享受比賽過程帶來的快樂，有助于其堅持體育鍛煉。

4.2 鍛煉正念對青少年鍛煉堅持影響的內部機制

4.2.1 鍛煉正念以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為單獨中介分別正向影響青少年鍛煉堅持

本研究發現，鍛煉正念分別以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為單獨中介分別正向影響青少年鍛煉堅持，驗證了假設2。這說明，鍛煉正念可以通過影響鍛煉投入進而正向間接影響青少年鍛煉堅持，同時鍛煉正念也可通過影響鍛煉效果滿意進而正向間接影響青少年鍛煉堅持。

鍛煉正念以鍛煉投入為中介單獨正向影響青少年鍛煉堅持，究其原因，一方面，鍛煉正念對鍛煉投入有顯著正向影響。正念冥想再感知模型顯示,正念冥想訓練通過“再感知”注意加工，強調從意識的內容轉向對意識本身進行加工操作，能夠弱化不良刺激下即時負面情緒對個體的控制，對不愉快的內在狀態產生高度的容忍,并保持短暫易逝的態度［42］。在健康行為中，正念較高者較容易在消極體驗中快速復原，正念是健康行為投入的“助推器”。青少年在鍛煉時，存在多種應激事件（例如：比賽失利、傷病、疲勞、場地設施不足、與他人爭執等），這些刺激會導致其產生若干不愉快的內在狀態，不良刺激連同不良內在狀態不可避免地會影響其在體育鍛煉中的投入。鍛煉正念使青少年通過再感知注意加工，減少了鍛煉中的不良刺激感知，在鍛煉中出現的負面情緒更容易消退，快速復原鍛煉中的正面情緒和鍛煉熱情。簡言之，鍛煉正念使青少年面對鍛煉應激事件時能夠快速復原成正常狀態，在鍛煉中表現出積極、活躍、沉浸、專注的投入狀態。因此，鍛煉正念成為影響個體鍛煉投入的重要因素［43］。正如Dutton 所言，正念能夠提高個體在健康行為期間對不愉快情緒和認知的忍受，并提高對應激事件的應對能力，使自我免受健康行為應激事件的干擾，獲得更多的健康行為沉浸體驗［44］。從自我決定理論而言，正念使人們將注意力集中于當前時刻來應對需求，而不是關注超出控制的問題和后果，故當面對困難和挑戰時，具有正念思維的人不僅具有自主感，還會獲得掌控感，提高適應環境的能力，有助于激發個人的自主動機，從而更多地投入到目標行為中［45］。由此可見，青少年鍛煉正念越高，鍛煉自主動機越強，即參與鍛煉更多的是出于自身意愿而非外部控制的動機，進而更多地自愿投入到鍛煉中。

另一方面，鍛煉投入對鍛煉堅持有顯著正向影響。1）從投入—承諾理論而言，在某種社會活動中投入較高者常對該社會活動有堅定的承諾［18］。而從鍛煉承諾理論來說，承諾是建立在認知基礎上個體踐行鍛煉的心理契約，是堅持鍛煉的重要心理因素，更易形成規律的鍛煉行為［18］。鍛煉投入通過鍛煉承諾使青少年在鍛煉中堅定信念、強化動機、勇于挑戰、實現自我，將參加體育鍛煉視為一種常態的生活需要，對鍛煉行為堅決執行，不愿輕易從這一常態的生活需要抽離，從而不懈參與鍛煉［46］。2）興趣是促進堅持性行為的關鍵內在因素，而積極投入不管是在激發興趣還是維持興趣方面都是重要的前因變量［19］。因此，鍛煉投入會激發鍛煉興趣和鍛煉熱情。本研究結果與相關文獻觀點一致，例如有研究者認為，鍛煉投入具有激發興趣、發展行為等功效，是提高鍛煉堅持性的重要動力［47］。總之，高鍛煉投入者自覺將情感、認知和行為沉浸其中，面對鍛煉挑戰時能夠無懼困難、勇于挑戰、實現自我，傾向反復踐行體育活動，而非輕易從鍛煉中退出［48］。

鍛煉正念以鍛煉效果滿意為單獨中介正向影響青少年鍛煉堅持，分析其原因，在鍛煉正念和鍛煉效果滿意的關系上，鍛煉正念對青少年鍛煉效果滿意感有顯著影響［49］。正念以一種特殊的注意方式，對當下所發生的心理活動過程和內容（例如：身體感覺、情緒、想象、心境、表象等)進行開放式監控，這一開放式監控使個體較少關注外部世界的信息，更多關注身體本體內部信息［24］，而本體運動感知覺正是產生體育鍛煉行為的前提。青少年在鍛煉中正念水平越高，對當下的自我身體、運動的注意力越高度集中，越能精確感知當下的運動信息，越能向大腦精確反饋，進而越容易感知身體健康等方面的鍛煉效果。反之，青少年在鍛煉中正念水平越低，越可能造成分心并影響對當下運動信息的精確感知，從而易出現動作失調和失誤，嚴重的還會導致運動損傷，進而難以感知到鍛煉能力和身心健康等方面變化的鍛煉效果。在鍛煉效果滿意與鍛煉堅持的關系上，鍛煉效果滿意正向預測青少年鍛煉堅持。1）內驅力理論顯示，個體行為的執著程度往往取決于需求得到滿足時產生的內驅力刺激［28］。青少年越在鍛煉中對鍛煉效果滿意，越能體驗到鍛煉帶來的滿足，越有可能形成堅持鍛煉的內驅力，進而選擇和參與長期、有規律地體育鍛煉活動。2）從期望—價值動機理論而言，人們對某社會行為任務價值的知覺水平越高，對該行為的參與和堅持程度越高［30］。一般而言，個體感知到某行為的任務價值越高，越會表現出積極的參與態度，越會更多參與其中。鍛煉效果滿意是青少年對鍛煉效果體驗的自我評價，體現了其對體育鍛煉多功能價值的認同。青少年對鍛煉效果越滿意，越對體育鍛煉的鍛煉樂趣、能力提高、外貌改善、增加社交等多種價值有積極的判定，越會基于價值功能的實現參與和堅持體育鍛煉行為。

4.2.2 鍛煉正念以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為鏈式中介共同正向影響青少年鍛煉堅持

本研究發現，鍛煉正念以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為鏈式中介共同正向影響青少年鍛煉堅持，假設3得到驗證。這說明，鍛煉正念不僅能以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為單獨中介分別正向間接影響青少年鍛煉堅持，而且能以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為中介共同間接影響青少年鍛煉堅持，并且鍛煉正念順序性先影響鍛煉投入，再影響鍛煉效果滿意，進而正向影響青少年鍛煉堅持。首先，鍛煉正念使青少年更大程度地投入到鍛煉內容本身而更少受到外界應激事件的干擾，獲得更多的體育鍛煉行為的沉浸體驗，而鍛煉投入程度越高，越能促進鍛煉效果滿意。從投入理論而言，個體從事某一活動的時間、精力投入與其所獲成果密切關聯［20］。學習投入通過彌散性直接促進學習效果［50］。工作投入能使員工愉快而有效率地參與其中，形成積極的工作態度，從而獲得滿意的工作績效［51］。其次，從鍛煉角色認同理論來說，鍛煉投入使個體將自我角色與鍛煉角色相結合，易于對鍛煉角色認同，并在鍛煉角色認同和展示中更好地體驗到良好的鍛煉效果。可以將上述鏈式中介作用理解為，青少年在鍛煉中正念程度越高，越能投入到體育鍛煉中，越可能將認知、情感及多種體驗投入其中，越容易對鍛煉行為產生認同，在鍛煉角色認同和展示中越容易從中獲得符合自身需求、使自我滿意的鍛煉效果，最終影響青少年鍛煉堅持。

盡管國外有研究者研制了鍛煉正念量表，并驗證了對體育鍛煉行為的影響，但國內尚無該量表，也無實證研究驗證鍛煉正念對體育鍛煉行為的影響。本研究首次修訂了適合中國青少年的鍛煉正念量表，驗證了鍛煉正念對我國青少年鍛煉堅持的影響。其次，無論國內還是國外，正念對鍛煉堅持影響的內部機制研究鮮見，本文構建了中介模型，分析了鍛煉投入和鍛煉效果滿意在鍛煉正念與鍛煉堅持之間的各自單獨中介作用和鏈式中介作用，詮釋了鍛煉正念對青少年鍛煉堅持影響的內部傳遞機制。經過分析發現，在鍛煉正念與青少年鍛煉堅持影響的鏈條中，鍛煉投入和鍛煉效果滿意間接效應占總效應的80.43%，折射了鍛煉投入和鍛煉效果滿意在傳遞鍛煉正念、促進鍛煉堅持中的重要功效作用。人格理論中強調，人格具有一定的穩定性，但這種穩定性并非一成不變，加強青少年正念這一人格訓練是必需和可行的［52］，相比特質正念，鍛煉正念這種狀態正念更易于改變，尤其對于可塑性較大的青少年更是如此。因此，在鍛煉實踐中給予青少年鍛煉正念的引導，加強鍛煉正念的訓練，可能是提升青少年鍛煉堅持、培養鍛煉習慣的新穎和有效途徑。同時，在控制鍛煉正念的基礎上，還可提高鍛煉投入、增強鍛煉效果滿意，能夠更大程度地提高青少年的鍛煉堅持程度。

5 結論

1）鍛煉正念能夠直接顯著正向影響青少年鍛煉堅持，即青少年鍛煉正念水平越高，其鍛煉堅持水平越高。

2）鍛煉正念以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為單獨中介分別正向影響青少年鍛煉堅持，即鍛煉正念可通過鍛煉投入正向影響青少年鍛煉堅持，也可通過鍛煉效果滿意正向影響青少年鍛煉堅持。

3）鍛煉正念以鍛煉投入和鍛煉效果滿意為鏈式中介共同正向影響青少年鍛煉堅持，即鍛煉正念順序性先影響鍛煉投入，再影響鍛煉效果滿意，進而正向影響青少年鍛煉堅持。