正念（mindfulness）是接纳承诺疗法（acceptance and commitment therapy，ACT）的核心基础，接触当下是正念的核心^[1]。正念是指对当下所发生一切的全部觉察，不进行任何判断取舍，它适用于任何情况。正念减压的关键是激活自我管理系统，包括促进自身内在的和谐，以及产生一种内心充满爱、没有恐惧的感受^[2]。经验性回避、认知融合和接触当下的概念来自于接纳承诺疗法。经验性回避是指不愿意拥有不愉快的想法和情绪并主动尽力回避，也不愿意与不愉快的想法和情绪建立友好关系，对应的功能协调为接纳^[3]。认知融合是指将想法和情绪当作事实的倾向并照字面上将其解释为真实的，对应的功能协调为解离^[4]。焦虑与抑郁作为负性情绪状态，是影响大学生心理健康的主要问题之一^[5]，也是当代大学生群体常见的情绪困扰，对大多数人而言，可能只是暂时、偶然的现象，但是少数人可能持续存在焦虑抑郁，从而导致焦虑症、抑郁症的发生^[6]。为探寻经验性回避、认知融合及正念与焦虑抑郁间的关系以及正念在经验性回避与焦虑抑郁间的中介作用，为接纳承诺疗法应用于大学生心理健康提供实证支持，本研究于2014年12月采用整群抽样方法从北京和河南2所高校抽取366名大学新生进行问卷调查。现将结果报告如下。

采用整群抽样方法，在北京和河南2所高校不同学院抽取大学新生作为调查对象进行问卷调查，研究参与者均为自愿参与调查研究。本次共发放调查问卷400份，回收有效问卷366份，问卷有效回收率为91.5 %。

（1）接纳与行动问卷第二版（Acceptance and Action Questionnaire-Second Edition，AAQ-Ⅱ）中文版^{[7 – 8]}：该量表测量经验性回避，共7个条目，采用1分（从未）～7分（总是）7点计分，得分累加，分数越高，即经验性回避程度越高。本研究中其Cronbach'α系数为0.894。（2）认知融合量表（Cognitive Fusion Questionnaire，CFQ）中文版^{[9 – 10]}：该量表测量认知融合，共有9个条目，每个条目采用7级计分，从1分（从未）到7分（总是）。得分累加，分数越高表示认知融合的程度越高。本研究中其α系数为0.932。（3）正念注意觉知量表（Mindful Attention Awareness Scale，MAAS）中文版^[11–12]：该量表测量基于“当前的注意和觉知”概念的正念水平，共有15个条目，每个条目采用6级计分，从1分（几乎总是）到6分（几乎从不）。高分数反映了个体在日常生活中较高水平的对当下觉知和注意的特质。本研究中其Cronbach'α系数为0.890。（4）焦虑自评量表（Self-Rating Anxiety Scale，SAS）^[13]：量表共20个条目，4级计分，从1分（没有或很少时间）到4分（绝大部分或全部时间）4点计分，得分累加，分数越高表示焦虑症状越严重。中文版该量表具有较好的信效度。本研究中α系数为0.820。（5）抑郁自评量表（Self-Rating Depression Scale，SDS）^[14]：共20个条目，4级计分，从1分（没有或很少时间）到4分（绝大部分或全部时间），得分累加，分数越高表示抑郁症状越严重。中文版该量表具有较好的信效度。本研究中其Cronbach'α系数为0.840。

由于各变量的测量均来自被试的自我报告，这可能会产生共同方法偏差。因此采用Harman单因素检验，因素分析后提取的第一个因子解释总变异的25.62 %，低于40 % 的临界值。即本研究所受到的共同方法偏差影响较小，可以进行数据的统计分析。研究所得数据采用SPSS 22.0进行描述性统计分析、Pearson相关分析、独立样本t检验、逐步多元回归分析和中介效应检验。

调查的366名大学新生中，男生123人（33.6 % ），女生233人（63.7 % ），未应答10人（2.7 % ）。年龄17～23岁，平均年龄（19 ± 1）岁。

大学新生的经验性回避平均得分为（19.48 ± 7.62）分，认知融合平均得分为（28.97 ± 10.84）分，正念平均得分为（66.32 ± 10.98）分，焦虑平均得分为（31.27 ± 6.95）分，抑郁平均得分为（34.82 ± 7.70）分。对男女性别在各变量上的总分进行独立样本t检验，性别在经验性回避、认知融合、正念、焦虑及抑郁的差异无统计学意义（P > 0.05）。采用皮尔逊积差相关计算经验性回避、认知融合及正念与焦虑抑郁之间的关系。结果显示，经验性回避、认知融合与焦虑、抑郁呈正相关（ r = 0.55、0.57、0.49、0.48，均P < 0.01），正念与焦虑、抑郁呈负相关（ r = – 0.46、– 0.46，均P < 0.01），正念与经验性回避、认知融合呈负相关（ r = – 0.61、– 0.58；均P < 0.01）。这也为后面的中介效应检验提供了一定的前提条件，预示着正念可能在经验性回避、认知融合和焦虑抑郁之间存在中介作用。

为了进一步检验经验性回避、认知融合及正念与焦虑的关系，以焦虑为因变量，以经验性回避、认知融合、正念为自变量，进行回归分析。采用逐步进入法，认知融合被剔除，只有经验性回避和正念进入方程，回归方程有统计学意义（F = 88.438，P < 0.001）。两变量共可解释焦虑32.8 %的变异量，调整后可解释焦虑32.4 % 的变异量。回归分析模型的容忍度值大于0.1，方差膨胀因子（variance inflation factor，VIF）值未大于评鉴指标值10，表示进入回归方程式的自变量间没有线性重合（多重共线性）的问题。经验性回避、正念对焦虑的标准化回归系数分别为0.429、– 0.198，且回归系数在0.001水平上具有统计学意义。

为了进一步检验经验性回避、认知融合及正念与抑郁的关系，以抑郁为因变量，以经验性回避、认知融合、正念为自变量，进行回归分析。采用逐步进入法，认知融合被剔除，只有经验性回避和正念进入方程，回归方程有统计学意义（F = 92.585，P < 0.001）。两变量共可解释抑郁33.8 % 的变异量，调整后可解释焦虑33.4 % 的变异量。回归分析模型的容忍度值大于0.1，方差膨胀因子（VIF）值未大于评鉴指标值10，表示进入回归方程式的自变量间没有线性重合（多重共线性）的问题。经验性回避、正念对抑郁的标准化回归系数分别为0.459、– 0.173，且回归系数分别在0.001和0.01水平上有统计学意义。

表 1

表 1 经验性回避、正念与焦虑、抑郁的逐步多元回归分析 因变量 自变量 β ' t值 R2 调整R2 F值 SAS AAQ-Ⅱ 0.429b 7.877 0.328 0.324 88.438b MAAS – 0.198b – 3.626 SDS AAQ-Ⅱ 0.459b 8.481 0.338 0.334 92.585b MAAS – 0.173a – 3.197 　　注：a P < 0.01；b P < 0.001。

表 1 经验性回避、正念与焦虑、抑郁的逐步多元回归分析

采用温忠麟等^[15]总结的中介效应检验程序，先将各变量进行中心化转化。检验正念在经验性回避和焦虑间的中介作用：第一步，以焦虑为因变量，以经验性回避为自变量进行回归。结果显示，经验性回避对焦虑有正向预测作用（系数c，β = 0.551，t =12.588，P < 0.001）；第二步，以正念为因变量，以经验性回避为自变量进行回归。结果显示，经验性回避对正念有负向预测作用（系数a，β = – 0.614，t = – 14.832，P < 0.001）；第三步，以焦虑为因变量，以经验性回避和正念为自变量进行回归。结果显示，当引入正念变量后，正念对焦虑有负向预测作用（系数b，β = – 0.198，t = – 3.626，P < 0.001）。经验性回避对焦虑的直接效应（系数c'）下降，标准化回归系数由0.551降为0.429，但预测效应仍具有统计学意义（ β = 0.429，t = 7.877，P < 0.001）。这表明，正念在经验性回避对焦虑的影响中具有部分中介效应，中介效应占总效应的比例为22.06 % （ab/ab + c），见 图1。

图 1

注：图中各数据为各步回归分析时标准化回归系数大小。 图 1 中介效应示意图

检验正念在经验性回避和抑郁间的中介作用：第一步，以抑郁为因变量，以经验性回避为自变量进行回归。结果显示，经验性回避对抑郁有正向预测作用（系数c，β = 0.565，t = 13.063，P < 0.001）；第二步，以正念为因变量，以经验性回避为自变量进行回归。结果显示，经验性回避对正念有负向预测作用（系数a，β = – 0.614，t = – 14.832，P < 0.001）；第三步，以抑郁为因变量，以经验性回避和正念为自变量进行回归。结果显示，当引入正念变量后，正念对抑郁有负向预测作用（系数b，β = – 0.173，t = – 3.197，P < 0.01）。经验性回避对抑郁的直接效应（系数c′）下降，标准化回归系数由0.565降为0.459，但预测效应仍具有统计学意义（ β = 0.459，t = 8.481，P < 0.001）。这表明，正念在经验性回避对抑郁的影响中具有部分中介效应，中介效应占总效应的比例为18.80 % （ab/ab + c），见 图2。

图 2

注：图中各数据为各步回归分析时标准化回归系数的大小。 图 2 中介效应路径图

进一步采用Bootstrap程序检验正念在经验性回避和焦虑间的中介作用，以焦虑为因变量，以经验性回避为自变量，以正念为中介变量进行中介效应分析，设置Bootstrap自抽样次数为5 000。结果表明，95 % 的置信区间为（LLCI = 0.051，ULCI = 0.174），0不在上下限的区间内，表明正念的中介效应有统计学意义，且中介效应大小为0.111。此外，控制了中介变量正念后，自变量经验性回避对因变量焦虑的影响也有统计学意义（LLCI = 0.294，ULCI = 0.489）。

进一步采用Bootstrap程序检验正念在经验性回避和抑郁间的中介作用，以抑郁为因变量，以经验性回避为自变量，以正念为中介变量进行中介效应分析，设置Bootstrap自抽样次数为5 000。结果表明，95 % 的置信区间为（LLCI = 0.042，ULCI = 0.175），0不在上下限的区间内，表明正念的中介效应有统计学意义，且中介效应大小为0.107。此外，控制了中介变量正念后，自变量经验性回避对因变量抑郁的影响也有统计学意义（LLCI = 0.356，ULCI = 0.571）。

本研究结果显示，性别在各变量上的差异无统计学意义，与相关研究结果一致^{[12, 16]}，因此回归和中介分析都没有纳入性别变量。经验性回避、认知融合与焦虑抑郁呈正相关，与前人研究结果一致^[17–19]。当人们试图回避焦虑抑郁时，势必想起焦虑抑郁，这反而唤起焦虑抑郁的情绪体验。当人们陷入认知融合时，会把头脑中的想法当作真实现状，例如有人认为自己很笨，这种想法就可引起焦虑抑郁。提示降低大学生经验性回避、认知融合程度（即提高接纳和解离）可以减少其焦虑抑郁。正念与焦虑抑郁呈负相关，与前人研究结果一致^[20–21]，当人们觉察当下的一切，生活在此时此刻，就会激活自我管理系统，促进自身内在和谐^[2]，这就会减少焦虑抑郁。说明提高大学生正念水平可以降低其焦虑抑郁程度。正念与经验性回避、认知融合呈负相关，与国外研究一致^[22]，提示处理焦虑抑郁时，经验性回避、认知融合和正念是相关但又有区别的情绪调节过程，有着不同的侧重点。

本研究结果还显示，认知融合没有进入回归方程，可能是认知融合与经验性回避间存在共线性问题，因此，中介分析也没有纳入认知融合变量。回归分析表明经验性回避能正向预测焦虑抑郁，其程度越高，焦虑抑郁程度越高；正念能负向预测焦虑抑郁，正念水平越高，焦虑抑郁程度越低。中介效应检验表明，正念在经验性回避对焦虑抑郁的影响中发挥着中介作用，但并非是完全中介，而是部分中介作用。因此，经验性回避对焦虑抑郁的影响，一方面是直接降低经验性回避程度（即提高接纳程度）来减少焦虑抑郁的，另一方面是通过提高正念注意觉知水平而间接减少焦虑抑郁的。其原因可能是接纳承诺疗法两大基本过程之一即正念与接纳过程，其通过接纳、解离、接触当下、以已为景，来减少主观评判，减弱语言统治，减少经验性回避，更多地生活在当下，与此时此刻相联系^[23]，因而能够减少焦虑抑郁。提示降低大学生经验性回避程度、提高正念水平可一定程度上干预大学生的焦虑抑郁，其中更重要的是进行正念练习，从而使大学生能够过上正念而有价值的生活^[24]。

本研究也有一些局限。首先，本研究使用的是大学生样本，不能解释临床样本；其次，本研究采用自我报告的测量方法具有主观性的局限；最后，本研究采用的横断相关设计不能说明因果关系。