正念干預(yù)改善運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)效果的系統(tǒng)綜述和Meta分析

劉馮鉑，張忠秋，邱服冰，李安巧，劉書強(qiáng)

1.北京體育大學(xué)心理學(xué)院，北京市 100084；2.國(guó)家體育總局體育科學(xué)研究所，北京市 100061；3.深圳大學(xué)體育部，廣東深圳市 518060；4.中國(guó)ICF研究院，山東濰坊市 261000

世界衛(wèi)生組織(World Health Organization,WHO)將心理健康定義為：“心理健康不僅指?jìng)€(gè)體沒(méi)有心理疾病或社會(huì)適應(yīng)良好，還指人格的完善和心理潛能的充分發(fā)揮，亦指在一定的客觀條件下將個(gè)人心境發(fā)揮到最佳狀態(tài)”。目前，心理健康已成為全世界普遍關(guān)注的重點(diǎn)問(wèn)題，作為促進(jìn)心理健康的重要途徑，心理康復(fù)具有重要意義。心理康復(fù)是現(xiàn)代心理健康服務(wù)體系中的重要組成部分，指有心理健康問(wèn)題的個(gè)體通過(guò)心理治療獲得有意義的生活，并盡可能發(fā)揮自身潛能的過(guò)程[1]。目的是通過(guò)實(shí)施積極的、有針對(duì)性的心理康復(fù)，盡可能糾正患者的心理健康問(wèn)題，并最大限度地恢復(fù)其適應(yīng)社會(huì)生活的精神功能。

日益激烈的比賽競(jìng)爭(zhēng)會(huì)對(duì)運(yùn)動(dòng)員造成極大的壓力，日常訓(xùn)練負(fù)荷和績(jī)效要求同樣對(duì)運(yùn)動(dòng)員的心理健康構(gòu)成潛在威脅。多項(xiàng)實(shí)證研究表明[2]，運(yùn)動(dòng)員群體的心理疾病患病率較高，在團(tuán)隊(duì)項(xiàng)目中(如籃球、足球等)，男性運(yùn)動(dòng)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(fā)現(xiàn)[3]，精英運(yùn)動(dòng)員心理健康障礙整體患病率為5%～35%，與非運(yùn)動(dòng)員人群的健康障礙率無(wú)顯著差別?！毒⑦\(yùn)動(dòng)員心理健康：國(guó)際奧林匹克委員會(huì)共識(shí)聲明》[4]指出，心理健康問(wèn)題及障礙在運(yùn)動(dòng)員群體中屢見(jiàn)不鮮，不良的心理健康水平不僅具有運(yùn)動(dòng)相關(guān)的表現(xiàn)形式，還會(huì)阻礙運(yùn)動(dòng)員的臨場(chǎng)表現(xiàn)。

《聯(lián)合國(guó)2030 年可持續(xù)發(fā)展議程》[5]中“目標(biāo)3”提出：確保健康的生活方式，促進(jìn)各年齡段人群的福祉。對(duì)于運(yùn)動(dòng)員群體來(lái)說(shuō)，該可持續(xù)發(fā)展理念已將過(guò)去運(yùn)動(dòng)員要在比賽中“不惜一切代價(jià)獲勝”的理念摒棄，更加強(qiáng)調(diào)運(yùn)動(dòng)員的心理健康發(fā)展。

正如必須通過(guò)適宜的身體活動(dòng)來(lái)滿足肢體康復(fù)需求一樣[6]，也必須通過(guò)實(shí)施適宜的心理康復(fù)策略來(lái)保障運(yùn)動(dòng)員的心理康復(fù)需求。無(wú)論是否配合藥物治療，心理康復(fù)對(duì)心理健康問(wèn)題均有效[7]。在心理康復(fù)方法方面，正念是最常用的方法之一，并以其無(wú)創(chuàng)性、良好的可行性以及有效性深受心理健康障礙群體關(guān)注[8]。正念將認(rèn)知行為療法的要素與冥想的臨床應(yīng)用相結(jié)合，在運(yùn)動(dòng)情景中，不要求運(yùn)動(dòng)員對(duì)內(nèi)部狀態(tài)進(jìn)行控制，而強(qiáng)調(diào)對(duì)當(dāng)前處境及內(nèi)部狀態(tài)不加評(píng)判地注意，幫助運(yùn)動(dòng)員將更多認(rèn)知資源投入在與當(dāng)下運(yùn)動(dòng)任務(wù)相關(guān)的線索上，從而改善心理狀態(tài)、促進(jìn)心理健康[9]。正念對(duì)改善運(yùn)動(dòng)員應(yīng)激、焦慮、抑郁及成癮行為等心理健康障礙非常有效，是運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的重要手段，也是促進(jìn)運(yùn)動(dòng)員臨場(chǎng)和場(chǎng)下心理健康的重要途徑，因此深受運(yùn)動(dòng)員和心理工作者的青睞[10]。

多數(shù)研究支持正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)具有積極效果，但干預(yù)的效果究竟如何仍有待考察。此外，考察干預(yù)效果的邊界條件，或者說(shuō)在何種情況下更加有效，比單純檢驗(yàn)有效性更有意義[11]。因此，本研究參考優(yōu)先報(bào)告項(xiàng)目-方案(Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analysis Protocols,PRIS-MA-Protocol)[12]，將正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的相關(guān)研究均納入分析，系統(tǒng)考察正念干預(yù)對(duì)心理康復(fù)的效果，為正念干預(yù)在心理康復(fù)領(lǐng)域的應(yīng)用提供指導(dǎo)。

1 一般資料

1.1 正念干預(yù)相關(guān)核心內(nèi)容、機(jī)制與效果

正念干預(yù)主要有4 個(gè)核心內(nèi)容，包括活在當(dāng)下、不判斷、接受和行為投入[13]。見(jiàn)表1。正念產(chǎn)生效果的機(jī)制主要有4 個(gè)方面，包括改善注意障礙、改善壓力應(yīng)對(duì)障礙、改善情緒調(diào)節(jié)障礙以及去自我中心化。見(jiàn)表2。

大量臨床研究證實(shí)正念干預(yù)的具體作用[14]，如正念干預(yù)能夠改善吞咽困難[15]和抑郁水平[16]等。針對(duì)運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域的研究結(jié)果也顯示，正念干預(yù)能夠即刻降低運(yùn)動(dòng)員心理疲勞[17]，提升覺(jué)察能力[18]，長(zhǎng)期實(shí)施正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員的心理康復(fù)水平具有積極影響[19]。正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的主要作用總結(jié)于表3。

1.2 文獻(xiàn)檢索策略

英文數(shù)據(jù)庫(kù)： Web of Science、EBSCO、PubMed、Medline、OpenDissertations、Psychology and Behavioral Sciences Collection 和Academic Search Premier。中文數(shù)據(jù)庫(kù)：中國(guó)知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)、維普中文期刊數(shù)據(jù)庫(kù)和萬(wàn)方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)。

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

鑒于我國(guó)在正念研究領(lǐng)域起步較晚，另外其概念界定和研究質(zhì)量在2010 年后才逐漸得到學(xué)者們的認(rèn)同[20]，因此將文獻(xiàn)時(shí)間跨度設(shè)定為2010 年1 月1 日至2019年12月31日，檢索時(shí)間2020年2月26日。

1.3 文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)

①語(yǔ)言為英文或中文；②納入的文獻(xiàn)為全文，排除會(huì)議論文和摘要等非全文論文，排除非核心合集；③干預(yù)手段正念成分高；④明確報(bào)告所使用測(cè)量工具、數(shù)據(jù)報(bào)告完整、提供可計(jì)算效應(yīng)量的統(tǒng)計(jì)信息，多測(cè)量結(jié)果研究也納入。

1.4 文獻(xiàn)篩選與資料提取

文獻(xiàn)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(jìn)行論文檢索。文獻(xiàn)檢索、納入與排除流程見(jiàn)圖1。在文獻(xiàn)篩選的基礎(chǔ)上制定文獻(xiàn)內(nèi)容提取表，包括納入文獻(xiàn)、發(fā)表時(shí)間、干預(yù)方法、結(jié)局指標(biāo)等，文獻(xiàn)基本特征見(jiàn)表4[8,21-37]。由兩名研究者對(duì)所納入文獻(xiàn)進(jìn)行獨(dú)立資料提取，當(dāng)出現(xiàn)分歧時(shí)，經(jīng)與第三名研究者協(xié)商一致后確定最終結(jié)果。

1.5 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)

采用PEDro 量表(Physiotherapy Evidence Database Scale)對(duì)文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行評(píng)估[38]。PEDro評(píng)分主要用于臨床治療領(lǐng)域內(nèi)的實(shí)驗(yàn)類文章，包括11 項(xiàng)條目，選擇“是”積1 分，否則不得分，總分越高代表文獻(xiàn)質(zhì)量越好。

1.6 效應(yīng)量的計(jì)算與異質(zhì)性檢驗(yàn)

采用Review Manager 5.3 軟件進(jìn)行Meta 分析。由于不同研究者對(duì)相同的變量采用不同的測(cè)量工具，本研究使用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(standardized mean difference,SMD)Cohen's d 作為實(shí)驗(yàn)組(正念組)與對(duì)照組(非正念組)的效應(yīng)量。評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)：d=0.2～< 0.5 為小效應(yīng)量，d=0.5～< 0.8 為中等效應(yīng)量，d≥0.8 為大效應(yīng)量[39]。采用Q檢驗(yàn)和I2統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)研究間的異質(zhì)性，Q值顯著表示研究之間存在異質(zhì)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(biāo)準(zhǔn)：25%、50%、75%分別對(duì)應(yīng)低、中、高異質(zhì)性，當(dāng)Q顯著且I2≥75%時(shí)，研究間存在不可忽視的異質(zhì)性[40]，此時(shí)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行效應(yīng)量評(píng)價(jià)較為合理[41]。根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型分析，能使結(jié)果獲得更寬的置信區(qū)間，降低犯I 型錯(cuò)誤的風(fēng)險(xiǎn)，且能賦予小樣本研究更大的權(quán)重[42]。此外，考慮到隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果可推廣性更強(qiáng)，并且在社會(huì)科學(xué)研究中異質(zhì)性群體效應(yīng)不可避免，故參考前人做法[43]，本研究在進(jìn)行效應(yīng)量評(píng)價(jià)時(shí)均采用隨機(jī)效應(yīng)模型。

表2 正念干預(yù)的機(jī)制

表3 正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的效果

圖1 文獻(xiàn)篩選流程

1.7 發(fā)表偏倚評(píng)估

本研究采用漏斗圖法和失安全系數(shù)(fail-safe num-ber,Nfs)法初步評(píng)估發(fā)表偏倚風(fēng)險(xiǎn)[44]，進(jìn)一步采用Egg-er 線性回歸法和Begg 秩相關(guān)法進(jìn)行檢驗(yàn)。Nfs指的是報(bào)告結(jié)果不顯著的研究個(gè)數(shù)最小值，Nfs越大，偏倚的可能性越小，當(dāng)Nfs<5k+10(k 為原始研究的數(shù)目)時(shí)，提示發(fā)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(fā)表偏倚可能性較低[46]；Begg 秩相關(guān)Z<1.96，且不顯著，表明存在發(fā)表偏倚的風(fēng)險(xiǎn)較小[47]。

1.8 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

基于循證醫(yī)學(xué)理念，我們從被試、干預(yù)和對(duì)照這三個(gè)方面考察可能存在的調(diào)節(jié)變量[48]；同時(shí)，綜合已有研究，提出影響運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)效果的可能因素：其一，被試特征，主要針對(duì)年齡；其二，干預(yù)特征，涉及干預(yù)周期、是否要求家庭練習(xí)以及主試資質(zhì)；其三，研究特征，包括實(shí)驗(yàn)類別與研究質(zhì)量。比較不同亞組之間的差異有助于了解正念干預(yù)的邊界條件[49]。因追蹤樣本數(shù)目較少，本研究對(duì)追蹤效應(yīng)量的調(diào)節(jié)因素不做探討。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)評(píng)價(jià)

本研究共納入文獻(xiàn)18 篇，樣本總量為1486。特征編碼結(jié)果顯示，西方國(guó)家研究占50%，來(lái)自中國(guó)的研究數(shù)量最多，共計(jì)6 項(xiàng)；研究樣本量最低為12 名運(yùn)動(dòng)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(yùn)動(dòng)員所從事的項(xiàng)目包括球類、田徑、游泳、體操、擊劍以及冬季項(xiàng)目在內(nèi)的多種類運(yùn)動(dòng)；實(shí)驗(yàn)類別包括隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)(randomized controlled trial,RCT)和非RCT；干預(yù)周期平均為8.9周；要求家庭練習(xí)的研究有7 項(xiàng)，占38.9%；主試具有正念干預(yù)帶領(lǐng)資質(zhì)的研究有9 項(xiàng)，占50%。見(jiàn)表4。PEDro均值為5.6，整體呈逐年上升趨勢(shì)。見(jiàn)圖2。

納入文獻(xiàn)采用的正念干預(yù)方法、正念干預(yù)核心內(nèi)容、干預(yù)機(jī)制、對(duì)于運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的效果和結(jié)局指標(biāo)見(jiàn)表5。

圖2 PEDro評(píng)分變化趨勢(shì)

2.2 效應(yīng)量估計(jì)

2.2.1 正念水平

14 篇文獻(xiàn)評(píng)價(jià)正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)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(zhì)性(I2=65%,P< 0.001)。效應(yīng)量評(píng)價(jià)結(jié)果顯示，正念組正念水平呈中到大效應(yīng)量，優(yōu)于對(duì)照組(d=0.73,95%CI 0.39～1.06,P=0.0004)。見(jiàn)圖3。

表4 納入文獻(xiàn)基本特征

2.2.2 心理康復(fù)即刻效果

為了考察正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的整體效應(yīng)量，先將運(yùn)動(dòng)員消極心理狀態(tài)結(jié)局指標(biāo)得分進(jìn)行反向計(jì)分處理(即由原來(lái)的效應(yīng)量越小改善效果越好統(tǒng)一為效應(yīng)量越大改善效果越好)，后將統(tǒng)一后的所有結(jié)局指標(biāo)綜合分析。45項(xiàng)結(jié)局指標(biāo)評(píng)價(jià)了正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的效果，結(jié)果間存在中高異質(zhì)性(I2=55%,P<0.0001)。效應(yīng)量評(píng)價(jià)結(jié)果顯示，正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)呈中到大效應(yīng)量(d=0.69,95%CI 0.53～0.86,P<0.001)。見(jiàn)圖4。

2.2.3 心理康復(fù)追蹤效果

6 項(xiàng)結(jié)局指標(biāo)評(píng)價(jià)了正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的追蹤效果。6 項(xiàng)心理指標(biāo)依次代表注意控制、正念水平、正念水平、正念水平、接受體驗(yàn)和流暢體驗(yàn)，其合并結(jié)果間存在低異質(zhì)性(I2=0%,P=0.49)。效應(yīng)量評(píng)價(jià)結(jié)果顯示，正念干預(yù)的追蹤效應(yīng)量不顯著(d=-0.08,95%CI -0.33～0.16,P=0.50)。見(jiàn)圖5。

2.3 發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)即刻效果漏斗圖(圖6)顯示，研究多集中在頂部，左右頂部對(duì)稱性尚可，提示存在發(fā)表偏倚的可能性不大。Nfs=933 > 235 (5k+10)，Meta 分析的結(jié)果相對(duì)穩(wěn)定。Egger線性回歸檢驗(yàn)結(jié)果顯示，截距為2.50 (P< 0.05)，95%CI 1.07～3.93；Begg秩相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Z=2.73>1.96(P<0.05)，均表明存在發(fā)表偏倚的風(fēng)險(xiǎn)較大。因此，這些研究可能存在發(fā)表偏倚。見(jiàn)表6。

正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)追蹤效果漏斗圖(圖7)顯示，左右對(duì)稱性尚可，提示存在發(fā)表偏倚的可能性較小。Nfs=-248 < 40 (5k+10)，由于研究數(shù)目較少導(dǎo)致結(jié)果相對(duì)不穩(wěn)定。Egger 線性回歸檢驗(yàn)結(jié)果顯示，截距為19.25(P> 0.05)，95%CI -22.72～61.21；Begg秩相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Z=0.94 < 1.96 (P> 0.05)，均表明存在發(fā)表偏倚的風(fēng)險(xiǎn)較小。因此，可認(rèn)為這些研究不存在發(fā)表偏倚。見(jiàn)表6。

2.4 亞組分析

采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行亞組分析，考察6 個(gè)潛在調(diào)節(jié)變量在干預(yù)過(guò)程中所起的作用。見(jiàn)表7。

表5 研究者使用的主要干預(yù)技術(shù)及其核心內(nèi)容、機(jī)制和效果

圖3 正念組與對(duì)照組正念水平比較

2.4.1 年齡

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

2.4.2 正念干預(yù)周期

干預(yù)8 周以下和8 周及以上的運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)效應(yīng)量不同(d<8=0.82,d≥8=0.58)。兩組組內(nèi)異質(zhì)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(fù)效應(yīng)量差異不顯著(I2=52.5%,P=0.15)。

2.4.3 是否家庭練習(xí)

進(jìn)行或不進(jìn)行家庭練習(xí)的運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)效應(yīng)量均顯著(d是=0.74,d否=0.66)。兩組組內(nèi)異質(zhì)性水平均為中兩組間心理康復(fù)效應(yīng)量差異不顯著(I2=0.0%,P=0.66)。

2.4.4 主試資質(zhì)

主試資質(zhì)不同的研究中運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)效應(yīng)量不同(d有=0.80,d無(wú)=0.52)。有資質(zhì)組組內(nèi)異質(zhì)性水平低(I2有=26%,P=0.10)，無(wú)資質(zhì)組組內(nèi)異質(zhì)性水平中到高(I2無(wú)=70%,P<0.001)。兩組間心理康復(fù)效應(yīng)量差異不顯著(I2=57.7%,P=0.12)。

2.4.5 實(shí)驗(yàn)類別

RCT 或非RCT 組的運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)效應(yīng)量不同(dRCT=0.68,d非RCT=0.78)。RCT 組組內(nèi)異質(zhì)性水平中到高非RCT 組組內(nèi)異質(zhì)性水平低兩組間心理康復(fù)效應(yīng)量差異不顯著(I2=0.00%,P=0.58)。

2.4.6 研究質(zhì)量評(píng)分

鑒于PEDro總分為10分，因此按照<6分或≥6分對(duì)研究質(zhì)量評(píng)分進(jìn)行分組。不同質(zhì)量的研究中運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)效應(yīng)量均顯著(d<6=0.98,d≥6=0.49)。兩組組內(nèi)異質(zhì)性水平均為低到中41%,P=0.003)。兩組間心理康復(fù)效應(yīng)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(jù)強(qiáng)度較高的實(shí)驗(yàn)類研究，通過(guò)Meta 分析考察正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的即刻效果與追蹤效果，同時(shí)進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，探討影響正念干預(yù)即刻效果的調(diào)節(jié)變量及其作用程度。

正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的即刻效果達(dá)到中等效應(yīng)量，但追蹤效應(yīng)量極小，由偶然因素引起的概率較大。上述結(jié)果與Li 等[17]和Bühlmayer 等[19]的Meta 分析結(jié)果基本一致。正念干預(yù)主要是通過(guò)正念冥想、正念呼吸、正念飲食等形式，培養(yǎng)其接納和覺(jué)察能力，引導(dǎo)運(yùn)動(dòng)員帶著覺(jué)察的心去體會(huì)自己的想法和情緒，幫助運(yùn)動(dòng)員重新審視自己的狀態(tài)，阻止陷入對(duì)消極心理狀態(tài)反復(fù)思考的惡性循環(huán)，促進(jìn)運(yùn)動(dòng)員對(duì)心理狀態(tài)的管理及消極癥狀(如心理疲勞)的耐受性[50]，進(jìn)而對(duì)心理康復(fù)起到積極作用。本研究證明正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)有正向影響，且效應(yīng)量中等。

圖4 正念組與對(duì)照組心理康復(fù)效果比較

圖5 正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理健康的追蹤效果

表6 正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)效果的發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

圖6 正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)即刻效果漏斗圖

圖7 正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)追蹤效果漏斗圖

發(fā)表偏倚是指研究結(jié)果呈陽(yáng)性的研究更容易發(fā)表，而結(jié)果呈陰性的研究常被拒稿，導(dǎo)致在Meta 分析過(guò)程中，較難將無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的文獻(xiàn)完整收集，進(jìn)而影響Meta 分析結(jié)果。發(fā)表偏倚客觀存在，以往研究者一般采用漏斗圖法和Nfs計(jì)算檢驗(yàn)發(fā)表偏倚，但如果據(jù)此判斷研究不存在發(fā)表偏倚則過(guò)于草率。因?yàn)槁┒穲D過(guò)于依賴研究者的主觀判斷，Nfs計(jì)算亦容易受研究數(shù)量的影響，均不足以得出強(qiáng)有力的結(jié)論。因此，本研究后續(xù)采用Egger 線性回歸和Begg 秩相關(guān)兩種發(fā)表偏倚檢驗(yàn)方法，結(jié)果顯示，即刻效果相關(guān)研究可能存在發(fā)表偏倚風(fēng)險(xiǎn)，追蹤效果相關(guān)研究不存在發(fā)表偏倚。提示在運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域中，雖然正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的即刻效應(yīng)量達(dá)到中等效果，但可能存在發(fā)表偏倚，致使效應(yīng)量被高估。

基于循證醫(yī)學(xué)理念，本研究從被試、干預(yù)和對(duì)照這三個(gè)角度分析了正念干預(yù)即刻效果的調(diào)節(jié)變量及其作用程度。在被試特征方面，年齡可以正向調(diào)節(jié)正念干預(yù)效果但不顯著，說(shuō)明運(yùn)動(dòng)員年齡越大越能掌握正念干預(yù)所要求的“接受”“覺(jué)察”和“活在當(dāng)下”。在干預(yù)特征方面，干預(yù)周期負(fù)向影響干預(yù)效果，家庭練習(xí)正向影響干預(yù)效果，主試資質(zhì)正向影響干預(yù)效果，但影響均不顯著，這與以往研究結(jié)果一致[51]。盡管干預(yù)的“劑量效應(yīng)”不顯著，但正念干預(yù)作為一個(gè)能夠自我實(shí)施的心理調(diào)節(jié)技術(shù)，其效果取決于實(shí)施的情景以及帶領(lǐng)者的技能水平。最后，從研究特征的分析上看，RCT研究的效應(yīng)量低于非RCT研究，但實(shí)驗(yàn)類別對(duì)干預(yù)效果的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。Geschwind 等[52]指出，被試的正念水平往往會(huì)對(duì)干預(yù)效果產(chǎn)生影響，而RCT通過(guò)隨機(jī)分組可以排除被試特征等方面的差異，并且由于主試關(guān)注還會(huì)正向影響干預(yù)效果，而單組前后測(cè)實(shí)驗(yàn)的主試對(duì)于被試的關(guān)注往往更多，因此導(dǎo)致非RCT 研究標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差變大。此外，研究質(zhì)量是衡量研究效度的重要指標(biāo)之一，本研究發(fā)現(xiàn)，研究質(zhì)量顯著負(fù)向調(diào)節(jié)干預(yù)效應(yīng)量，即當(dāng)研究質(zhì)量越高，效應(yīng)量越小，與已有的Meta分析結(jié)論一致[53]。

綜上所述，正念干預(yù)對(duì)運(yùn)動(dòng)員心理康復(fù)的效果主要表現(xiàn)為改善心境、促進(jìn)流暢體驗(yàn)、提高消極體驗(yàn)的接受性、提高對(duì)目標(biāo)的行動(dòng)力和提高訓(xùn)練的投入程度(即刻效應(yīng)量達(dá)到中等)；正念干預(yù)效果受研究質(zhì)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(yīng)量及異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果(隨機(jī)效應(yīng)模型)