1. 引言
青少年每天都要经历快速的身体、认知、生理和社会方面的转变，这是成长的特征，尤其是13~18岁青少年早期。在世界范围内，这种多方面的快速变化使得越来越多的他们面临着心理健康的挑战，焦虑和抑郁等内在化症状在青春期的发展阶段很普遍(Muris et al., 2020)。这种现象令人不安，因为即使是中度、亚临床内化症状也与显著的功能损伤相关，也严重影响他们的生活质量，会带来巨大的财务和个人成本(Felton et al., 2017)。而相较于一般同龄群体，留守儿童更容易体验到焦虑、抑郁等内化问题(韩黎，龙艳，2020)，发生率15.19%，远高于一般儿童的6.20% (Hu et al., 2018)。留守儿童的内化问题对他们的心理健康有很大的影响，对家庭和社会造成巨大的负担(Wang et al., 2023)。因而，对这些问题进行有效的预防和干预是非常必要的。
迄今，针对留守儿童的心理健康问题，主要采取的干预形式有教育干预、团体心理干预、家庭干预、社区干预等(朱婷婷等，2019)。与以上其他干预措施相比，以学校为基础的干预措施被发现与较低的病耻感有关(Jaycox et al., 2010)，可利用的资源最丰富，实施更为系统和便利，并产生更高的使用率，这是目前青少年健康问题干预的主要形式。静观作为近年来兴起的认知疗法的第三浪潮，已经应用于学校心理健康教育的许多方面(Waters et al., 2015)。静观心育在儿童、青少年群体心理问题的预防和辅导中已突显成效。越来越多的研究证明，静观心育能有效地缓解内化问题(Fung et al., 2019; Reangsing, Punsuwun, & Schneider, 2021)。但迄今，应用静观心育干预留守儿童内化问题的研究非常有限。仅有一项研究初步发现，静观心育能够有效地缓解留学中学生的考试焦虑(邓玉等，2022)，这提示该领域的研究亟待加强。
既往的研究表明，静观训练之所以能够预防或缓解心理健康问题，是因为训练提高了静观水平，无论是特质静观，还是状态静观。静观是心理健康的保护性因素。静观作为一种重要的心理资源，既可以直接作用于心理健康的靶目标，也可以通过中介因素对靶目标产生间接作用。有研究发现，情绪调节是静观影响心理健康的重要中介变量。Fung等人的研究发现，静观干预能有效地减少反刍，同时增加认知重评价、情绪处理和情绪表达，而通过认知情绪调节的改善，间接地缓解了美国少数民族青年的内化问题(Fung et al., 2019)。
然而，迄今为止，我们对青少年静观干预变化的中介过程知之甚少。证据表明，压力是青少年内化问题发展的一个重要危险因素(Lathren, Bluth, & Park, 2019)。压力是不良心理健康状况的一个预测因子，如焦虑和抑郁的增加。青少年感知到的压力越低，焦虑和抑郁症状也越低(Lubans et al., 2016)。考虑到消除压力源并不总是可能的，确定如何帮助青少年应对压力，以获得更好的心理健康和幸福是至关重要的，如减少焦虑和抑郁。来自干预研究的证据表明，基于静观的干预措施减少了青少年的感知压力和内化症状(Fung et al., 2019)，提示静观干预通过影响感知压力而缓解了内化症状。因此，了解与感知压力相关的结果中可能存在的文化/种族差异的程度，以及这些差异可能如何与理解静观训练的结果相关，都是很重要的。
本研究有两个目的。第一个目标是通过随机对照试验，评估基于静观心育课程在缓解留守儿童内化问题的有效性。本研究假设静观心育可以显著缓解留守儿童的内化问题。第二个目的是探索感知压力作为结果的潜在中介作用。我们假设感知压力在特质静观对内化问题的影响间起部分中介作用。本研究将加深我们对静观心育如何缓解留守儿童内化问题的理解和应用。
2. 对象与方法
2.1. 对象
2022年9月，采用招募方式在湖南某乡村初级中学招募被试。被试纳入标准：1) 自愿参加本研究并获得了监护人的同意；2) 年龄在12~15周岁之间；3) 父母双方均为农民；4) 父母一方或双方离家外出务工；5) 当前与父母双方离别至少6个月；6) 无严重身体或精神疾病/疾病史；7) 抑郁自评量表(SDS)总分和焦虑自评量表(SAS)总分都 ≥ 50。样本量计算采用G*Power 3.1软件，基于重复测量方差分析，设效应值0.5，统计检测力0.9，p = 0.05，最小理论总样本量为30，考虑样本潜在的脱落，增加30%，因此实际设计总样本量为40。最终招募了40名符合标准的留守儿童，然后随机分为实验组和对照组，每组20名。
2.2. 方法
2.2.1. 评估工具
特质静观的评估采用中文版静观注意觉知量表(Mindful Attention Awareness Scale, MAAS) (陈思佚等，2012)。该量表有15个条目，采用利克特6点计分法。以总分作为指标，数值越大，代表特质静观水平越高。中文版MAAS具有较高的信度和效度(陈思佚等，2012)。在本研究中，前测、后测的Alpha值分别为0.819、0.932。
感知压力的评估采用中文版知觉压力量表(Perceived Stress Scales, PSS) (杨廷忠，黄汉腾，2003)。该量表包含14个条目，采用利克特5点计分法。以总分作为感知压力水平的指标，得分越高代表其体验到的压力越大。在本研究中，前测、后测的Alpha值分别为0.934、0.936。
焦虑情绪的评估采用中文版焦虑自评量表(Self-Rating Anxiety Scale, SAS) (陶明，高静芳，1994)。该量表共20个条目，采用利克特4点计分法。以总分作为焦虑水平的指标，得分越高表明焦虑程度越高。本文参照临床标准，取粗分 ≥ 50 (表示中等以上焦虑程度)作为被试筛查标准(段泉泉，胜利，2012)。中文版SAS具有良好的信效度(陶明，高静芳，1994)。在本研究中，前测、后测的Alpha值分别为0.860、0.961。
抑郁情绪的评估采用中文版抑郁自评量表(Self-Rating Depression Scale, SDS) (冯正直，张大均，汪凤，2005)。该量表共有20个条目，采用利克特4点计分法。以总分作为抑郁水平的指标，得分越高表明抑郁程度越高。本文参照临床标准，取粗分 ≥ 50 (表示中等以上抑郁程度)作为被试筛查标准(段泉泉，胜利，2012)。中文版SDS具有良好的信效度(冯正直，张大均，汪凤，2005)。在本研究中，前测、后测的Alpha值分别为0.803、0.970。
2.2.2. 静观心育方案与干预过程
静观心育方案采用“静观进校园项目”中的点b静观课程(.b Curriculum of Mindfulness in School Project, MiSP.b) (Kirk, 2020)的中文版。该静观课程包括10个单元：静观课程简介、玩转注意力、驯服狂野的心、觉察忧虑、活在当下、静心观察活动、退一步海阔天空、与困难为友、接纳美好事物、集大成于一课。静观练习主要有.b练习、手指呼吸法、数呼吸、觉察身体、“脚踏实地、坐如泰山”静坐、注意力“困”练、7/11呼吸练习、“细味”练习、静观行走、觉察内心的交通、十指感恩练习等。由一位已接受过该课程培训的老师授课，每周一次，时长为45分钟。每周一至周五，每天由2位授课导师助理(已接受过8周静观训练和点b静观课程训练)引领实验组留守儿童做相应主题的日常静观练习一次，时长为10~15分钟。除了集体练习之外，鼓励实验组留守儿童在其他时间进行自我练习。对对照组留守儿童不进行静观干预，保持正常的生活和学习。在干预前一天，对两组被试进行前测心理评估；在第10周干预结束后，随即对两组被试进行后测心理评估。
2.3. 质量控制
采用随机分组。除了接受实验干预外，实验组和对照组保持相同的日常生活和学习。静观授课导师及其助理已接受了静观八周基础训练并完成了点b静观课程训练，同一课程单元和训练由相同的导师及其助理实施。采用匿名形式，给予每个被试一个特定的编号，在训练和心理评估中都采用这个编号作为身份唯一标识。心理评估和数据录入都由已受过专业训练的人员完成，在同一时间集体施测，统一回收答卷时检查有无漏项或错填等情况。本研究严格遵守心理学研究中的一般伦理原则和所在单位学术道德规范，并获得了所有被试、监护人和所在学校的知情同意，所有被试自愿参与本研究。
2.4. 统计学处理
本研究基于完成治疗分析(Per-Protocol Analysis, PPA)，采用重复测量方差分析(rANOVA)检验静观训练对内化问题、特质静观和感知压力潜在变化的有效性。其次，采用Pearson相关分析内化问题、特质静观和感知压力之间的关系。最后，通过回归分析模型进一步探讨特质静观对内化问题的作用以及感知压力的中介作用。采用t检验和χ2检验两组被试的人口统计学差异。p < 0.05被认为具有统计学意义。采用SPSS＆AMOS 25.0进行数据处理。
3. 结果
3.1. 被试的一般人口学资料
被招募的40名被试完成了前测(基线)。在实验过程中，实验组有2名被试中途退出的静观干预训练，最终有效被试18名；对照组1名被试没有参与后测评估，最终有效被试19名。两组被试在性别、年龄、身体健康、学业、父母务工情况等方面均为显著差异。被试的人口学信息见表1。
Table 1. Demographic information of the participants
表1. 被试人口学信息表
变量 |
实验组(n = 18) |
对照组(n = 19) |
差异检验 |
性别 |
|
|
|
男 |
10 |
11 |
χ2 = 0.021，p > 0.05 |
女 |
8 |
8 |
年龄(M ± SD) |
14.33 ± 0.49 |
14.21 ± 0.54 |
t = 0.730，p > 0.05 |
当前父母离家务工已6个月以上情况 |
|
|
|
父亲 |
8 |
10 |
χ2 = 0.395，p > 0.05 |
母亲 |
3 |
2 |
双亲 |
7 |
7 |
身体健康状况 |
|
|
|
优良 |
14 |
15 |
χ2 = 0.007，p > 0.05 |
一般 |
4 |
4 |
学业状况 |
|
|
|
上 |
2 |
3 |
χ2 = 0.312，p > 0.05 |
中 |
10 |
11 |
下 |
6 |
5 |
3.2. 共同方法偏差检验
数据通过自陈式问卷进行收集，并通过反向计分、匿名、保密承诺等方法对共同方法偏差加以控制，同时采用Amos 25.0进行了验证性因子分析，拟合指数没有达到可接受的范围：GFI = 0.491，AGFI = 0.458，CFI = 0.553，TLI = 0.538，RMSEA 90%置信区间(CI) = 0.113 [0.108, 0.118]。结果表明常见的方法偏差不会影响本研究的结果。
3.3. 实验组与对照组特质静观、感知压力、内化问题的干预结果分析
实验组与对照组特质静观、感知压力、焦虑和抑郁前后测评估结果见表2。
特质静观、感知压力、焦虑和抑郁的重复测量方差分析结果见表3。结果显示，除了感知压力的组别主效应不具有统计学意义外(p > 0.05)，特质静观、焦虑和抑郁的组别主效应都具有统计学意义(p < 0.05)，特质静观、感知压力、焦虑和抑郁的前后测效应、组别与前后测交互作用都具有统计学意义(p < 0.05)。简单效应分析结果进一步显示(表2)，特质静观、感知压力、焦虑和抑郁的实验组前后测结果间差异具有统计学意义(p < 0.01)，静观后测得分显著高于前测，而感知压力、焦虑和抑郁后测得分显著低于前测；特质静观、感知压力、焦虑和抑郁的实验组与对照组的后测结果间差异具有统计学意义(p < 0.01)，实验组的静观后测得分显著高于对照组后测，而实验组的感知压力、焦虑和抑郁后测得分显著低于对照组后测后测；特质静观、感知压力、焦虑和抑郁的对照组前后测结果间、实验组与对照组的前测结果间的差异不具有统计学意义(p > 0.05)。
Table 2. The assessment results of trait mindfulness, perceived stress, anxiety and depression (M ± SD)
表2. 实验组与对照组特质静观、感知压力、焦虑和抑郁的评估结果(M ± SD)
项目 |
实验组(n = 18) |
对照组(n = 19) |
实验组Vs对照组 |
前测 |
后测 |
t |
前测 |
后测 |
t |
前测 |
后测 |
t |
t |
特质静观 |
49.67 ± 7.72 |
62.50 ± 8.68 |
4.689** |
50.53 ± 7.53 |
49.42 ± 7.36 |
0.458 |
0.343 |
4.954** |
感知压力 |
34.11 ± 10.49 |
25.00 ± 7.39 |
3.013** |
33.16 ± 11.43 |
33.89 ± 9.71 |
0.214 |
0.264 |
3.123** |
焦虑 |
59.44 ± 7.69 |
41.50 ± 10.01 |
6.029** |
60.26 ± 8.35 |
59.68 ± 9.08 |
0.205 |
0.310 |
5.792** |
抑郁 |
61.67 ± 7.08 |
42.72 ± 9.93 |
6.689** |
61.74 ± 6.72 |
63.05 ± 7.87 |
0.554 |
0.031 |
6.920** |
注：**p < 0.01，下同
Table 3. Repeated measures ANOVA of trait mindfulness, perceived stress, anxiety and depression
表3. 特质静观、感知压力、焦虑和抑郁的重复测量方差分析
|
组别 |
前后测 |
组别*前后测 |
均方 |
F |
p |
均方 |
F |
p |
均方 |
F |
p |
特质静观 |
690.060 |
6.560 |
0.015 |
635.693 |
37.385 |
<0.001 |
897.909 |
52.805 |
<0.001 |
感知压力 |
291.475 |
1.761 |
0.193 |
324.107 |
10.776 |
0.002 |
448.215 |
14.902 |
<0.001 |
焦虑 |
1668.919 |
11.057 |
0.002 |
1585.753 |
334.773 |
<0.001 |
1393.698 |
294.228 |
<0.001 |
抑郁 |
1923.444 |
15.996 |
<0.001 |
1436.259 |
201.459 |
<0.001 |
1897.070 |
266.096 |
<0.001 |
3.4. 特质静观、感知压力、内化问题的关系分析
本研究首先采用Pearson相关分析法分析了特质静观、感知压力、焦虑和抑郁之间的相关情况。结果显示，特质静观与感知压力、焦虑和抑郁呈显著负相关(p < 0.01)，感知压力、焦虑和抑郁之间呈显著正相关(p < 0.01)。见表4。
在相关分析的基础上，以特质静观为自变量、焦虑和抑郁为因变量、感知压力为中介变量，采用结构方程进一步探讨内化问题与特质静观、感知压力之间的关系。首先，将年龄、性别与核心变量做相关，发现只有年龄与核心变量存在显著相关。因此在进行模型检验时，将年龄作为协变量加以控制。采用SPSS宏模型Process插件4.0中的Model 4，在控制年龄的情况下对感知压力在特质静观与内化问题间的中介效应进行检验。
特质静观–感知压力–焦虑模型检验结果(见表5、表6，图1)表明，特质静观对焦虑的负向预测作用显著(β = −0.87, t = −8.50, p < 0.01)，而当放入中介变量感知压力后，特质静观对焦虑的预测作用仍然显著(β = −0.58, t = −44.44, p < 0.01)，特质静观对感知压力的负向预测作用显著(β = −0.75, t = −7.82, p < 0.01)，感知压力对焦虑的正向预测作用也显著(β = 0.38, t = 3.22, p < 0.01)。在中介模型中，特质静观对焦虑影响的直接效应和感知压力的中介效应bootstrap 95%置信区间的上、下限均不包含0，表明特质静观不仅能够直接影响焦虑，而且能够通过感知压力的中介作用影响焦虑，该直接效应(−0.58)和中介效应(−0.29)分别占总效应(−0.87)的33.33%、66.67%。
Table 4. Pearson correlation analysis between trait mindfulness, perceived stress, anxiety and depression
表4. 特质静观、感知压力、焦虑和抑郁之间的Pearson相关分析
|
特质静观 |
感知压力 |
焦虑 |
抑郁 |
特质静观 |
1 |
|
|
|
感知压力 |
−0.70** |
1 |
|
|
焦虑 |
−0.73** |
0.69** |
1 |
|
抑郁 |
−0.82** |
0.66** |
0.79** |
1 |
Table 5. Testing the mediation model of trait mindfulness-perceived stress-anxiety
表5. 特质静观–感知压力–焦虑模型检验
|
焦虑 |
焦虑 |
感知压力 |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
年龄 |
−2.37 |
−1.313 |
−2.88 |
−1.506 |
−1.34 |
−0.745 |
特质静观 |
−0.58 |
−4.437** |
−0.87 |
−8.497** |
−0.754 |
−7.819** |
感知压力 |
0.38 |
3.221** |
|
|
|
|
R2 |
0.61 |
0.55 |
0.49 |
F |
36.282** |
43.495** |
34.695** |
Table 6. Mediation effects, direct effects and total effects of the mediation model of trait mindfulness-perceived stress-anxiety
表6. 特质静观–感知压力–焦虑模型的中介效应、直接效应及总效应分解表
|
β |
BootSE |
BootCI 下限 |
BootCI 上限 |
效应占比 |
中介效应 |
−0.29 |
0.10 |
−0.48 |
−0.10 |
33.33% |
直接效应 |
−0.58 |
0.13 |
−0.85 |
−0.32 |
66.67% |
总效应 |
−0.87 |
0.10 |
−1.08 |
−0.67 |
|
Figure 1. Trait mindfulness-perceived stress-anxiety model
图1. 特质静观–感知压力–焦虑模型
特质静观–感知压力–抑郁模型检验结果表明(见表7、表8，图2)，特质静观对抑郁的负向预测作用显著(β = −0.97, t = −11.37, p < 0.01)，而当放入中介变量感知压力后，特质静观对抑郁的预测作用仍然显著(β = −0.83, t = −7.25, p < 0.01)，特质静观对感知压力的负向预测作用显著(β = −0.75, t = −7.82, p < 0.01)，感知压力对抑郁的正向预测作用不显著(β = 0.18, t = 1.79, p > 0.05)。在中介模型中，特质静观对抑郁影响的直接效应Bootstrap 95%置信区间的上、下限均不包含0，而感知压力的中介效应Bootstrap 95%置信区间的上、下限均包含0，表明特质静观主要是直接影响抑郁，而通过感知压力的中介效应不显著，该直接效应(−0.83)和中介效应(−0.14)分别占总效应(−0.97)的14.43%、85.57%。
Table 7. Testing the mediation model of trait mindfulness-perceived stress-depression
表7. 特质静观–感知压力–抑郁模型的检验
|
抑郁 |
抑郁 |
感知压力 |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
年龄 |
−1.93 |
−1.230 |
−2.18 |
−1.372 |
−1.34 |
−0.745 |
特质静观 |
0.83 |
−7.246** |
−0.97 |
−11.369** |
−0.75 |
−7.819** |
感知压力 |
0.18 |
1.787 |
|
|
|
|
R2 |
0.69 |
0.68 |
0.49 |
F |
52.366** |
74.648** |
34.695** |
Table 8. Mediation effects, direct effects and total effects of the mediation model of trait mindfulness-perceived stress-depression
表8. 特质静观–感知压力–抑郁间的中介模型的中介效应、直接效应及总效应分解表
|
β |
BootSE |
BootCI 下限 |
BootCI 上限 |
效应占比 |
中介效应 |
−0.14 |
0.07 |
−0.28 |
0.01 |
14.43% |
直接效应 |
−0.83 |
0.11 |
−1.06 |
−0.60 |
85.57% |
总效应 |
−0.97 |
0.10 |
−1.14 |
−0.80 |
|
Figure 2. Trait mindfulness-perceived stress-depression model
图2. 特质静观–感知压力–抑郁模型
4. 讨论
自上个世纪80年代改革开放以来，留守儿童的生存和健康状况就受到了广泛的关注，但针对他们的心理健康问题，一直缺乏卓有成效的干预措施。据我们所知，本研究是第一项针对留守儿童内化问题的干预技术实证研究。本研究采用随机对照实验设计，旨在检验静观心育对留守儿童中最为常见的内化问题如抑郁和焦虑的干预效果。研究结果表明，通过为期8周的静观心育，实验组焦虑和抑郁的后测结果不仅显著低于本组的前测结果，而且显著低于对照组的后测结果，而两组焦虑和抑郁的前测结果间以及对照组的前后测结果间没有发现显著差异。这说明实验组焦虑和抑郁的缓解是由静观心育所导致的结果，验证了本研究的第一假设，即静观心育可以显著缓解留守儿童的内化问题。此前，静观技术干预内化问题的适用性在其他群体，尤其是在青少年儿童群体中已有报道(Reangsing, Punsuwun, & Schneider, 2021)。本研究首次将静观技术应用于农村留守儿童群体的内化问题，并产生了良好的干预效果。这证明静观技术不仅具有良好的问题适用性，而且具有良好的人群适用性，具有广泛的应用前景。
为什么静观心育能够有效地缓解留守儿童的内化问题？或者说，静观心育影响内化问题的作用机制是什么？这是本研究关注的第二个主题。静观心育最直接的结果是提高了特质静观水平，这在研究中不断得以验证(Krägeloh et al., 2019)。而特质静观是一种重要的内在心理资源，是内化问题的保护性因素，能够有效预防和缓解内化问题(Tomlinson et al., 2018)。本研究结果显示，通过静观心育，实验组的特质静观水平有了显著提高。本研究的回归分析结果显示，特质静观可以直接负向预测留守儿童的焦虑和抑郁，进一步验证了既往研究的结果。
既往研究还提示，特质静观作为一种内在心理资源，除了能够直接作用于内化问题外，还能够通过作用于内化问题的其他危险因素或保护性因素对内化问题产生间接影响(Fung et al., 2019; Yu et al., 2020)，尽管对于这一中介路径知之尚少。感知压力是内化问题的主要危险因素之一，是导致内化问题的内在心理因素(Wright, Veldhuijzen, & Williams, 2023)。因此，本研究选择了感知压力作为中介变量，探讨特质静观影响留守儿童内化问题的中介路径。本研究中，特质静观–感知压力–焦虑和特质静观–感知压力–抑郁这两个中介模型检验结果都验证了本研究的第二个假设，即感知压力在特质静观对内化问题的影响间起部分中介作用。研究结果显示，通过静观心育，显著缓解了留守儿童的感知压力水平，特质静观可以显著负向预测感知压力。因此，通过静观心育提高特质静观水平可以有效地降低感知压力水平，缓解和消解了内化问题的危险因素，从而有效地预防和干预内化问题。
静观心育在干预留守儿童心理健康方面具有一些明显地优势：(1) 静观心育比较适合农村留守儿童的生活环境。由于父母常年在外打工，家庭教育严重缺失(张成文，2020)，学校教育在农村留守儿童成长过程中扮演着更重要的角色，而且农村留守儿童在那里度过了很多时间，学校是进行此类干预的最合适场所，而且作为预防方法的一部分，干预措施可以直接带到有需要的地区的农村留守儿童群体，成本很低。(2) 静观心育可以理解为农村留守儿童教育的基础和基本前提。静观心育可以提高教育的质量和目标，这些品质不仅包括注意力和情绪自我调节，还包括亲社会倾向，如同理心和同情心、自我表征、道德敏感性、创造力和解决问题的技能(Zenner, Herrnleben-Kurz, & Walach, 2014)。它们使农村留守儿童能够应对快速变化的世界以及未来挑战，理想情况下成为聪明、有爱心和忠诚的公民。(3) 静观心育的开放性和可发展性使之能够适应于农村留守儿童的复杂背景。在过去二十年中，西方国家将静观融入教育受到了极大的关注，学校开发并应用了各种静观课程，被视为一种潜在的可行、成本效益高且有前景的方法(MacKenzie & Kocovski, 2016)。因此，在坚持静观的理论和核心技术的前提下，可以根据农村留守儿童的不同背景设计一些具体的静观心育方案，以求取得更好的干预效果。(4) 静观心育在中国文化背景中易于实施。中国是静观的发祥地，具有悠久的静观修习传统，有着广泛的民众基础和社会基础，而且面向全体学生，可以避免给农村留守儿童贴上“留守”和“有心理问题”的标签，从而避免身份羞耻感和疾病羞耻感，学校、家长和学生本人都容易接受。
本研究的局限性有必要加以说明：(1) 本研究的静观心育方案有待进一步优化。研究结果提示，尽管留守儿童内化问题的静观干预获得了显著的统计学效果，但是干预后，实验组焦虑和抑郁的评估结果仍然接近临界值。这说明最初适用于英国青少年而设计的学校静观干预方案，在应用于中国留守儿童时，有必要考虑中国文化背景和留守儿童的特殊情况，有针对性地做些修正，才能取得更好的干预效果。(2) 本研究的外在效度和维持疗效问题。尽管本研究是根据统计学理论确定了样本量，但留守儿童背景的复杂性(如父母外出务工情况、何时开始留守、留守时间长短、留守时的监护人、家庭社会经济地位等)，因样本量不足，这些因素对静观心育的潜在影响都未能加以分析，势必会影响到研究的外在效度。另外，本研究没有进行纵向追踪评估。静观心育实验结束后，参与者是否会继续自己的静观练习，这是成功实施这种干预的一个有意义的因素。因此，需要进行随访评估，以评估静观心育效果是否具有长效性，这尚待今后的研究加以验证。(3) 对干预效果的评估比较单一。本研究仅使用自评报告来评估干预效果，没有结合其他评估方式，如书面教师报告，复习课程、个人访谈、培训课程观察以及学生问卷和访谈。也没有评估课程的时间、剂量和质量、学生缺勤和反应能力、教师经验和承诺等因素在实施过程的重要程度，只有在提供充分信息的情况下，才能对所有这些进行调查。(4) 本研究仅探讨了感知压力这一个中介因素。研究发现，影响内化问题因素多而复杂，例如，有积极情绪调节、共情、社会支持、心理弹性等保护性因素，也有消极情绪调节、童年创伤、反刍等危险性因素。这些因素在特质静观和内化问题间是否也具有潜在的中介作用，以及这些因素之间如何相互作用而对特质静观和内化问题的关系产生影响的，都有待进一步探索。
5. 结语
综上，本研究证明静观心育可以有效提高留守儿童的特质静观水平，缓解感知压力和内化问题，同时证明感知压力在特质静观和内化问题之间起着中介作用。这为静观技术干预内化问题的有效性和作用机制提供了新的实证依据。
基金项目
湖南省哲学社会科学基金项目(19YBA058)。
NOTES
*通讯作者。