1. 引言
主观幸福感是个体对于自己是否幸福的主观感受，它可以被定义为个体主观感知到的其生活是否是令人满意和愉悦的，它是人们对生活满意度和其自身情绪状态的一种综合评价(Diener, 1984)。在当今社会，大学生面临的学业压力与就业竞争日益增大。研究显示，近年来，由于对未来不确定性感受的增加，中国大学生的幸福感和生活满意度有所下降(Sun & Jiang, 2024)。
正念是指个体有目的地将意识集中于当下，且不加评判地接纳此时此刻内在或外在体验的一种方法或能力(Kabat-Zinn, 2003)。有研究表明，正念与主观幸福感呈显著正相关，正念水平高的个体有较高的主观幸福感和较低的负性情感(Zhu et al., 2024)。同时，也有纵向研究表明，数周的正念训练可以显著提高大学生的主观幸福感、正念水平以及聚焦问题的应对能力(de Vibe et al., 2018)。基于此，本研究提出假设1：正念可以正向预测大学生的主观幸福感水平。
解释偏向是指个体在面对模棱两可的信息、刺激和情境时所做出的偏向于消极、中性或积极的解释的认知倾向(Hirsch et al., 2016)。有研究表明，更多的正念技巧与更少的消极解释偏向和更低水平的抑郁和焦虑症状相关，且解释偏向在其中起到了中介作用(Mayer et al., 2019)。另外，有研究发现消极的解释偏向与幸福感呈显著的负相关，且可以直接预测个体更低水平的幸福感(Blanco et al., 2021)。基于此，本研究进一步提出假设2：解释偏向在大学生正念和主观幸福感之间起中介作用。
2. 方法
2.1. 对象与程序
本研究选取云南省某高校的本科生为研究对象，通过问卷星在线进行问卷发放。参与者需要仔细阅读指导语，指导语包括研究目的、知情同意原则和匿名保密原则。该研究已通过深圳大学伦理委员会的审查和批准。最终共回收986个样本，剔除作答时间过短以及胡乱作答的样本后，剩余有效样本848份，问卷的有效率为86%。其中男生201人，占23.70%，女生647人，占76.30%。被试的平均年龄19.99岁(SD = 1.43)。同时，填写问卷的学生中大一的占46.11%，大二的占29.72%，大三的占16.51%，大四的占7.67%。学科分布中，文科占53.66%，理科占46.34%。
2.2. 工具
被试阅读完指导语后首先要求报告性别、年龄、年级和专业等人口统计学信息，然后需要完成以下问卷填答：
简版五因素正念量表(Zhu et al., 2023)是基于Baer等(2006)五因素正念量表(FFMQ)的简化版量表。FFMQ-SF包含15个条目，分别从观察、描述、有觉知地行动、不判断和不反应等5个不同维度进行测量。该量表采用1 (“一点也不符合”)~5 (“完全符合”)的李克特5点计分，其中有觉知地行动和不判断两个分量表为反向计分，得分越高代表正念水平越高。在本研究中，该量表的α系数为0.76。
本研究采用解释偏向问卷来测量大学生的延时解释偏向(Beard & Amir, 2009)。该问卷由22个模糊场景故事组成。每个场景后提供3种对该场景不同角度的理解(包括消极/中性/积极方面的解释)，场景后的3种不同类型解释都是随机进行排列的。被试需要将自己置身在场景中，分别对这3种解释的可能性按照从1 (“极不可能”)~5 (“极有可能”)进行评分。研究者则根据被试对不同解释的评分来测量其延时解释偏向。在本研究中，积极、中性和消极解释分量表的α系数分别为0.89、0.86和0.90。
本研究采用幸福感指数量表(Campbell & Suh, 1976)的中文修订版(汪向东，1993)来测量大学生的主观幸福感水平。该量表包括两个部分：总体情感指数，8个条目，权重为1；生活满意度指数，1个项目，权重为1.1。量表采用1分(最低分)~7分(最高分)的李克特7点计分方式，对量表两部分得分进行加权相加即为总的主观幸福感指数，即主观幸福感指数得分 = 总体情感指数得分/8 + 生活满意度指数得分 × 1.1。得分越高表示主观幸福感水平越高。在本研究中，该量表的α系数为0.94。
2.3. 数据处理
本研究采用SPSS 26.0对数据进行描述性分析、相关分析和回归分析。首先计算正念水平、解释偏向和主观幸福感之间的相关系数。再使用Hayes开发的PROCESS程序(模型4)进行平行中介模型检验，同时采用Bootstrap法对中介效应的显著性水平进行检验。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差
本研究采用Harman单因素检验方法(周浩，龙立荣，2004)，结果显示，特征值大于1的因子共21个，且第一个因子的方差贡献率为16.63%，远小于40%的临界值，因此没有解释力过大的因子，说明本研究没有明显的共同方法偏差。
3.2. 描述统计与相关分析
如表1所示，正念、积极解释偏向、中性解释偏向和主观幸福感两两之间均呈显著正相关，而正念和主观幸福感与消极解释偏向两两之间呈显著负相关。由于年龄与年级存在高度相关，因此后续回归分析只将性别、年级和专业作为控制变量。
Table 1. Mean value, SD and correlation analysis of the variables
表1. 各变量的平均值、标准差及相关关系
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
1正念 |
2.97 |
0.42 |
1 |
|
|
|
|
2主观幸福感 |
10.16 |
2.18 |
0.45*** |
1 |
|
|
|
3积极解释偏向 |
2.93 |
0.59 |
0.41*** |
0.47*** |
1 |
|
|
4中性解释偏向 |
3.38 |
0.53 |
0.18*** |
0.26*** |
0.74*** |
1 |
|
5消极解释偏向 |
2.26 |
0.59 |
−0.31*** |
−0.36*** |
−0.11*** |
0.08* |
1 |
*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001.
3.3. 积极解释偏向和消极解释偏向的平行中介效应分析
在控制了性别、年级和专业的情况下，正念水平显著地正向预测了主观幸福感，β = 0.45，p < 0.001，模型的
。这一结果支持了假设1。
Table 2. Regression analysis between the variables
表2. 变量间的回归分析
结果变量 |
预测变量 |
β |
t |
R |
R2 |
F |
积极解释偏向 |
性别 |
0.03 |
0.90 |
0.41 |
0.17 |
42.86*** |
年级 |
0.02 |
0.58 |
|
|
|
专业 |
0.02 |
0.49 |
|
|
|
正念 |
0.41 |
13.05*** |
|
|
|
消极解释偏向 |
性别 |
0.07 |
2.04* |
0.34 |
0.11 |
26.75*** |
年级 |
0.10 |
3.01** |
|
|
|
专业 |
0.00 |
0.15 |
|
|
|
正念 |
−0.31 |
−9.60*** |
|
|
|
主观幸福感 |
性别 |
0.02 |
0.79 |
0.60 |
0.36 |
77.94*** |
年级 |
0.02 |
0.69 |
|
|
|
专业 |
0.06 |
2.06* |
|
|
|
正念 |
0.23 |
7.10*** |
|
|
|
积极解释偏向 |
0.35 |
11.41*** |
|
|
|
消极解释偏向 |
−0.25 |
−8.62*** |
|
|
|
注：表中回归系数为标准化回归系数，*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
如表2所示，使用Hayes (2022)提供的SPSS插件PROCESS的模型4，以正念水平为自变量，以主观幸福感为因变量，以积极解释偏向和消极解释偏向为平行中介变量，以性别、年级和专业为控制变量，进行中介效应分析。整个回归方程显著，
。用Bootstrap抽样的方法对中介效应进行检验，结果如表3所示，以积极解释偏向为中介变量的路径间接效应为0.14 (95% CI = [0.11, 0.18])，以消极解释偏向为中介变量的路径间接效应为0.08 (95% CI = [0.06, 0.11])，所有间接效应合计0.22 (95% CI = [0.18, 0.27])。积极解释偏向与消极解释偏向在正念对主观幸福感影响中的平行中介作用成立。这一结果支持了假设2。最终的路径系数结果如图1所示。
Table 3. The parallel mediating role of positive interpretation bias and negative interpretation bias between mindfulness and subjective well-being
表3. 积极解释偏向和消极解释偏向在正念对主观幸福感影响中的平行中介效应分析
|
路径 |
效应值 |
Boot CI下限 |
Boot CI上限 |
效应占比 |
总效应 |
|
0.45 |
0.39 |
0.51 |
100.00% |
直接效应 |
|
0.23 |
0.16 |
0.29 |
51.11% |
中介效应 |
总中介效应：Ind1 + Ind2 |
0.22 |
0.18 |
0.27 |
48.89% |
Ind1: X → M1 → Y |
0.14 |
0.11 |
0.18 |
31.11% |
Ind2: X → M2 → Y |
0.08 |
0.06 |
0.11 |
17.78% |
|
Ind1 - Ind2 |
0.06 |
0.02 |
0.11 |
- |
Ind1：正念→积极解释偏向→主观幸福感；Ind2：正念→消极解释偏向→主观幸福感。
Figure 1. Model of the parallel mediating role of positive interpretation bias and negative interpretation bias between mindfulness and subjective well-being. ***p < 0.001
图1. 积极解释偏向与消极解释偏向在正念对主观幸福感影响中的平行中介作用模型，***p < 0.001
4. 讨论
本研究基于正念理论，构建了一个关于“正念、解释偏向和主观幸福感”的平行中介模型，探讨了正念对大学生主观幸福感的影响及其作用机制。结果表明，本研究提出的2个假设均得到了实证数据的支持。正念不仅可以直接显著影响大学生的主观幸福感水平，还能通过积极解释偏向和消极解释偏向的平行中介作用施加间接影响。这一研究结果不仅能够帮助我们更好地理解正念与大学生主观幸福感之间的关系及其内在的作用机理，而且对如何从正念干预角度去提升大学生主观幸福感进而提升大学生心理健康也具有重要的实践价值。
首先，假设1表明正念与主观幸福感之间存在正相关关系，这一假设得到了数据的验证，显示正念水平越高，大学生主观幸福感越高。该结论与以往研究结果一致。以往研究证实，正念可以正向预测幸福感(Chang et al., 2015)。并且，基于正念的干预训练可以有效降低消极情绪并提升主观幸福感(Zheng et al., 2022)。高特质正念水平的个体能够将注意力集中在当下，不评判地观察并接纳一切的内外体验。同时，长期的正念训练可以起到减压并放松身心的作用(Davis et al., 2024)，进而提高主观幸福感。
其次，假设2提出解释偏向在正念与主观幸福感之间起到中介作用。本研究结果从两个方面表明了这种平行中介关系，即(1) 正念水平越高，消极解释偏向越低，主观幸福感越高；(2) 正念水平越高，积极解释偏向越高，主观幸福感越高。(1) 与以往的研究结论相一致，正念水平与消极解释偏向呈现显著负相关(Mayer et al., 2019)，同时消极解释偏向又与心理幸福感呈显著负相关(Godara et al., 2024)。这可能是因为正念水平越高的个体，越能够客观地觉察和描述情境，更少使用之前的期待和信念对当下进行评价(Hanley et al., 2015)，因此对当前环境、思维和情绪的评价会更加真实，降低了对模糊场景做出消极解释偏向的倾向。而根据情绪认知理论(Beck & Haigh, 2014)，情绪反应的方向是由其认知评价过程所决定的，越低的消极解释偏向使其主观幸福感水平会越高。(2) 与以往的研究结论也相一致，正念会导致积极的认知评价，即对积极信息更加关注，并且对中性信息的认知评价会更为积极(Hanley et al., 2014)，同时积极的解释偏向又可以正向预测幸福感(Kleim et al., 2014)。根据社会情绪选择理论，当个体主观上觉知到未来的时间有限时，就会更以活在当下为目标导向，将注意力从对未来的关注上转为对当下的体验，进而个体会更倾向于注意、记忆和处理积极的信息，产生认知上的积极效应(Chowdhury et al., 2014)。同样地，正念水平高的个体也会更多地将意识集中于当下，对此时此刻的内外体验进行觉察，较少关注未来和过去，从而产生了认知上的积极效应，更多地对模糊信息进行积极解释，因此主观幸福感水平也会更高。
本研究的局限性：首先，本研究采用的是横断面的研究设计，仅通过一次性的问卷所搜集得到的数据来分析变量之间的关系，而无法得出因果关系。因此，虽然发现了正念、解释偏向和主观幸福感之间显著的相关关系，但无法确定这些变量在因果上的顺序性。后续的研究可以考虑采用纵向或实验设计的方式，以便能够更好地考察变量之间的因果关系。其次，本研究的样本仅限于中国云南省的大学生群体，样本的地域性和施测群体的局限性可能会影响研究结论的外部效度。后续可以考虑在更广泛的地区和群体中进行研究，将结论进行对比，进一步验证结论的普适性。
5. 结论
综合上述分析，可以得出结论：正念水平与大学生的主观幸福感呈现显著的正相关，且积极解释偏向和消极解释偏向在其中起到了平行中介作用。具体来说，该结论揭示了2条可能的关键作用路径，即(1) 正念通过减少个体的消极解释偏向来提升主观幸福感；(2) 正念还能够通过增加个体的积极解释偏向来提升主观幸福感。该研究结果可以帮助我们更好地理清正念与大学生主观幸福感之间可能的作用机制，同时为设计和改进针对提升大学生主观幸福感的心理健康教育和咨询方法提供了理论和实践上的指导方向。
NOTES
*通讯作者。