靳 明，靳 勇，潘 乐，冯 蕾
锻炼坚持是个体坚持长期、有规律、长持续时间体育锻炼的内隐心理特质和外显行为状态［1］。锻炼坚持一般通过锻炼的周期长度、每周规律锻炼的频率、每次规律锻炼的持续时间等方面反映。锻炼坚持体现了人们在锻炼中不改变、不动摇、坚持不懈、始终如一朝着预期锻炼目标努力的特性。短期的体育锻炼行为较易做到，但长期的锻炼坚持难度较大。有调查表明，相当一部分大学生在锻炼坚持中会产生退缩、逃避等消极锻炼倾向［2］。还有研究显示，超过50%的大学生难以坚持体育锻炼［3］。而锻炼坚持是形成锻炼习惯、培养终身体育意识、践行“健康第一”的必要因素。因此，厘清青少年锻炼坚持诸多潜在的影响要素，分析影响青少年锻炼坚持的内部机制，是学术界始终关注的重要议题。但长期以来，尽管许多研究从生理、心理等多方面探讨了体育锻炼坚持的影响因素及内部机制，并提出了多种理论和假说，然而总体而言令人比较满意的理论和假说并不多，因此，从其他角度分析体育锻炼坚持影响因素和内部机制成为研究的必然。
随着人格心理学的发展，锻炼正念作为一种积极人格影响因素开始运用到体育锻炼领域中，为探讨锻炼坚持的促进机制提供了新的视角。正念是指以一种不加回应、不加评判、且胸怀宽广的方式，对当下经验和此刻想法的注意与产生意识的人格心理［4］。通常认为正念定义中包含2 个特征：将注意力维持在当下、意识到发生的事件并采纳但不作评判［5］。简言之，当下注意和不加评判的态度是正念的两大特征。正念包括特质正念和状态正念，特质正念是在泛情景下人们普遍具有的一种人格特征，是认知、感觉和自我意识等方面一种持久性的改变；
状态正念指的是在具体情境下人们的一种意识状态，是正念练习之后认知、感觉和自我意识等方面产生暂时性的改变［6-7］。以往研究将正念应用于工作情景、教学情景，分别形成了工作正念［8］和教学正念［9］。近年来有研究将正念应用于体育锻炼情景，形成了锻炼正念［10］，本研究中的正念是锻炼情景的一种状态正念——锻炼正念。基于正念的特质和体育锻炼的特点，研究者认为锻炼正念是指锻炼中对自我身体和精神变化状况的特殊注意以及对自我、同伴锻炼表现和锻炼结果等方面不加评判的态度［11］。国外已有文献针对锻炼正念对锻炼行为的影响进行了研究，但我国学者对于锻炼正念影响锻炼行为的探讨尚属初级阶段，针对青少年的此类研究更为薄弱。青少年时期是养成体育锻炼习惯、塑造健康理念的关键时期，研究锻炼正念这一人格心理对锻炼坚持的影响及内部机制，从理论而言是促进人格理论在体育锻炼领域应用、丰富体育锻炼行为促进机制理论的需要；
从实践而言则是促进青少年人格健康发展、激发青少年自主参与体育锻炼的需要，也是全民健身、健康中国战略实现的需要。综上，本研究通过相关假设和实证检验，分析锻炼正念对青少年锻炼正念的影响及内部机制，以期丰富体育锻炼行为促进理论、激发青少年自主坚持体育锻炼。
研究假设1:锻炼正念能够正向显著影响青少年锻炼坚持。
正念与健康行为的关系的相关研究发现，正念对健康行为有正向促进作用。以正念为导向的恢复疗法可从认知控制自上而下地改善酗酒等不良生活方式和促进体育锻炼等。锻炼正念能使锻炼者处于更高的锻炼阶段［10］，Tsafou 研究证实，身体活动正念对身体活动行为的坚持有显著的正向预测效果［6］。在瑜伽锻炼中融入正念对精神分裂症患者进行干预，能够提高患者的生活质量，进而增加患者对瑜伽锻炼的坚持［12］。上述文献说明，作为一种积极人格，正念可能是个体锻炼坚持这一健康行为的前因变量，锻炼正念中“锻炼情境的当下注意和不加评判”两大核心内涵，可能会激发青少年个体锻炼坚持的动机，从而不断坚持体育锻炼。
研究假设2:锻炼正念以锻炼投入和锻炼效果满意为单独中介分别正向影响青少年锻炼坚持。
本研究推测，锻炼投入可能在锻炼正念和锻炼坚持之间起到中介作用。投入指的是置身其中，对全身心地做一件事情的感知。投入除含有认知成分外，还包括对情感、行为等内容的感知。锻炼投入是个体对体育锻炼持有一种自主、积极、持久、沉浸的心理情境和快乐体验［13］。一方面，正念和投入之间关系紧密。例如，Hannes 认为，正念中的个人专注度和注意力特征使其与工作投入感呈正相关［14］。Kahn 认为，正念有助于个体在某种行为上的投入［15］。正念冥想再感知模型显示，正念能使个体更好投入到健康行为中［16］。从自我决定理论而言，正念通过激发自主性动机促进个体在目标行为的投入［17］。另一方面，锻炼投入有助于锻炼坚持。从锻炼承诺理论而言，锻炼投入高者对锻炼有坚定的承诺，容易坚持规律的锻炼行为［18］。而兴趣理论显示，目标行为的积极投入能够促进个体对目标行为产生兴趣，从而维持目标行为的不断坚持［19］。以往研究表明，个体的理性心理是坚持行为稳定巩固的重要前因变量［20］。作为一种积极的理性心理状态［21］，体育锻炼投入促使锻炼主体更多地投入精力和情感，进而促进其锻炼坚持，形成锻炼习惯［22］。锻炼投入具有激发锻炼动机的功效，是提高锻炼坚持性的重要动力［23］。
本研究推测，锻炼效果满意可能也在锻炼正念和锻炼坚持之间起到中介作用。一方面，锻炼正念正向影响锻炼效果满意。从正念理论而言，正念使个体对当下所发生的心理活动过程和内容进行开放式监控，这一开放式监控使个体更多聚焦于身体本体内部信息［24］，更易于感知到身心健康等方面的锻炼效果。已有研究显示，正念的核心部分（当下注意），与满意感有关，两者之间关系不仅适用于日常活动，而且适用于身体活动［25］。Jeffery 认为，正念使个体对当前健康行为有积极、清晰的意识，这一意识有助于个体提升健康行为效果的满意感，从而促进和维持特定的健康行为［26］。正念对于身体活动效果满意感的提高非常重要［27］。另一方面，锻炼效果满意正向影响锻炼坚持。从内驱力理论来说，需求得到满足是个体坚持行为的内驱力［28］。而从期望—价值动机理论而言，对某社会行为任务价值的知觉水平决定了该行为的参与和坚持程度［29］。以往研究表明，特定行为满意感的归因，将会影响个体对该行为的期望与选择，进而可能坚持该行为［30-31］。在通常情况下，人们对某种健康行为越满意，越有可能对该健康行为有更多的坚持。
研究假设3：锻炼正念以锻炼投入和锻炼效果满意的链式中介共同影响青少年锻炼坚持。
本研究除了验证锻炼投入和锻炼效果满意在锻炼正念和青少年锻炼坚持之间的单独中介，还将验证锻炼投入和锻炼效果满意在锻炼正念和青少年锻炼坚持之间的链式中介。链式中介和某一单独中介的区别在于，单独中介是为了验证自变量（例如本研究的锻炼正念）是否以某一变量（例如本研究的锻炼投入或者锻炼效果满意）为中介单独间接影响因变量（例如本研究的锻炼坚持），链式中介是为了验证自变量（例如本研究的锻炼正念）是否以多个变量（如本研究的锻炼投入和锻炼效果满意）为中介共同间接影响因变量（例如本研究的锻炼坚持），且明确2 种中介变量的顺序，即哪种中介变量是近端中介，哪种中介变量是远端中介本研究将验证锻炼投入是远端中介变量，锻炼效果满意是近端中介变量，即验证锻炼正念是否顺序性先影响锻炼投入，再影响锻炼效果，进而影响锻炼坚持。
依据投入理论，一般而言，个体投入某一活动程度越高，越有可能得到更多的回报［32］。锻炼角色认同理论显示，锻炼投入使个体对锻炼角色更加认同，更愿意参与到锻炼中，进而更易于获得良好的锻炼效果［33］。以往研究表明，个体投入水平越高，越易激发自身的正性力量以保持积极的行为状态，进而使之获得理想的锻炼效果［34］。作为个体面对挑战时的一种积极生活状态，投入感是锻炼效果的重要预测源［35］。个体在锻炼中投入较高，意味着将更多的精力倾注于锻炼中，因此，往往能够提升锻炼效果［36］。综上可见，锻炼投入是锻炼效果满意的前因变量，锻炼投入可能是影响锻炼坚持的远端变量，锻炼效果满意可能是影响锻炼坚持的近端变量，锻炼正念顺序性先影响锻炼投入，再影响锻炼效果满意，进而影响锻炼坚持，即锻炼正念可能以锻炼投入和锻炼效果满意为链式中介共同影响锻炼坚持。
2.1 研究对象
2021年5月对京津冀城市青少年进行调查。在北京、天津、河北3 个地区，每个地区随机抽取3 所中学，共9 所中学。在每所学校从初一到高三的每个年级随机抽取1 个班，共有2 382 名中学生填写了问卷。删除高度重复、波浪形作答等无效样本，共获得有效样本2 290 个，有效回收率为96.1%。其中，北京市抽样为764 人、天津市抽样为695 人、河北省抽样为831人。被试的平均年龄为15.16 岁，标准差为2.12 岁。
2.2 测量
2.2.1 锻炼正念量表
采用Cox 设计的身体活动正念量表（Mindfulness Scale for Physical Activity）［37］，为了提高测量工具的跨语言等值性，通过典型的互译方法对英文分量表进行汉化：1）由2 位外语学院的教师汉化英文条目；
2）由2位未见过原始量表的英语外籍教师将汉译后条目译成英文。3）反复上述步骤，直至所有中英文条目的语义表述互相匹配。将原量表的“身体活动”改为“体育锻炼”，共12 个条目，典型条目例如：“在体育锻炼中，我总能意识到自我的各种情绪变化”“在体育锻炼中，我总能专注于自我身体部位的变化”。需要注意的是Cox 设计的身体活动正念量表只包括了当下注意特征，忽略了不加评判的态度特征，尽管注意方式是正念的关键，但缺乏态度特征仍然影响了量表的全面性。本研究在Cox 设计的身体活动正念量表基础上，参照特质正念量表中有关态度的若干条目，增加了锻炼正念的态度维度，共6 个条目，典型条目例如：“当我在锻炼中表现不佳时，我总是会自责”“锻炼中比赛胜负的结果不会过多影响我的情绪”。采用李克特5点法，从“从不这样”至“总是如此”计分为0 至4 分，个别条目采用反向计分，以总分表示锻炼正念程度。运用初始问卷对220 名青少年进行了调查，采用临界比率的方法，进行量表条目的区分度分析。结果显示，当下注意维度和态度维度中各有一个条目不符合量表编制标准，予以删除，形成了一个含16 个条目的初测问卷。运用初测问卷对560 名青少年进行了调查，采用探索性和验证性因素分析进行效度检验，结果显示，初测问卷可分为3 个维度，命名为精神注意正念、身体注意正念、不加评判态度正念，且效度良好。信度检验采用克隆巴赫系数法，精神注意、身体注意、不加评判的态度3 个维度具有较好的信度，形成了修订的锻炼正念量表。
以2 290 名大学生为样本，对修订的量表进行效度和信度分析。验证性因素分析显示，χ2/df =3.22，RMSEA=0.048，GFI、TLI、CFI、IFI 均大于0.9，量表的克隆巴赫系数为0.81，其中，各维度克隆巴赫系数在0.76 至0.84 之间。
2.2.2 锻炼投入量表
采用董宝林的锻炼投入量表［13］，包括活力坚持度、专注满意感、价值观认知、参与自主性4 个维度，共20个条目。采用李克特5 级计分方法，从“完全不符合”至“完全符合”依次计为1 至5 分，量表的克隆巴赫系数为0.86，其中，各维度克隆巴赫系数在0.82 至0.91 之间。
2.2.3 锻炼效果满意量表
采用陈善平等设计的体育锻炼效果自评量表［38］，包括乐趣、能力、外貌、健康、社交5 个维度，共12 个条目。采用李克特5 级计分方法，从“非常不符合”至“非常符合”依次计为1 至5 分。量表的克隆巴赫系数为0.76，其中，各维度克隆巴赫系数在0.72 至0.81 之间。
2.2.4 锻炼坚持量表
采用张静设计的锻炼坚持性量表［39］，包括规律锻炼的周期长度、规律锻炼的频率、每次规律锻炼的持续时间。周期长度以坚持锻炼小于1 个月、坚持锻炼1个月、坚持锻炼2 个月、坚持锻炼3 个月、坚持锻炼大于等于4 个月，依次计为1 至5 分。锻炼频率以每月锻炼小于等于1 次、2 周锻炼1 次、每周锻炼1 次、每周锻炼2 次、每周锻炼大于等于3 次，依次计为1 至5分。锻炼持续时间以小于15 min、15～30 min、31～45 min、46～60 min、大于60 min，依次计为1 至5 分。量表的重测信度为0.88。
2.3 施测过程
通过微信“问卷网”平台发放问卷，在问卷指导语中，强调问卷为匿名调查，答案没有正确错误之分，与学习成绩无关，仅作科学研究所用，告知学生完成的时间。回收问卷后，删除高度重复等无效样本，严格审核所有数据。
2.4 统计方法
运用统计软件“SPSS24.0”采用Pearson 相关分析法分析锻炼正念、锻炼投入、锻炼效果满意的相关性。运用统计软件“AMOS22.0”采用结构方程模型分析锻炼投入、锻炼效果满意的链式中介作用，利用放回式抽样统计法对中介作用进行进一步检验。以回归系数是否显著和放回式抽样的95%置信区间是否包含0为依据判断是否具有中介效应，以p＜0.05 为差异显示有统计学意义。
3.1 共同方法偏差检验
由于本研究采用的是自陈报告法对数据进行收集，有可能会出现共同方法偏差（CMV）问题，因此，在施测过程中已进行了必要的控制，例如在问卷指导语中说明：问卷是匿名调查、所得数据仅限于科学研究等，问卷中部分条目使用反向计分。为了进一步提高研究的严谨性，分析数据前采用Harman 单因素检验进行统计控制，即将所有变量的项目置于未旋转的主成分因素分析中。结果显示：第一个因子对方差解释的变异量为27.79%，小于40%的临界值，由此可知，本研究的数据共同方法偏差问题并不明显。
3.2 锻炼正念对青少年锻炼坚持的影响
表1是各变量相关性分析结果，其中显示：锻炼正念、锻炼投入、锻炼效果满意以及锻炼坚持的各个维度（规律锻炼的周期长度、规律锻炼的频率、每次规律锻炼的持续时间）之间存在显著性正相关关系。
表1 锻炼正念、锻炼投入、锻炼效果满意以及锻炼坚持的均值、标准差及相关系数
以学校、性别、年龄为控制变量，锻炼正念为自变量，锻炼坚持中的各个维度为因变量，采用强行进入法进行3 组回归分析（见表2）。结果显示：锻炼正念对锻炼周期长度、锻炼频率、锻炼时长的正向影响具有统计学意义（p＜0.05），分别解释了19.2%、7.9%、10.7%的变异。
表2 锻炼正念对青少年锻炼坚持的影响分析结果
3.3 锻炼正念对青少年锻炼坚持影响的内部机制
采用结构方程模型检验锻炼投入和锻炼效果满意在锻炼正念和锻炼坚持之间的各自单独中介作用以及链式中介作用，以分析锻炼正念对锻炼坚持影响的内部机制。以锻炼正念、锻炼投入、锻炼效果满意、锻炼坚持为潜变量，锻炼正念的3 个维度、锻炼投入的4 个维度、锻炼效果满意的5 个维度以及锻炼坚持的3个条目为观测变量。在只有一个维度的潜变量中，如果包含条目较多（超过4 个），需要打包。打包方法参照前人的做法［40］，对所有条目进行因素分析，然后将因子载荷最高和最低的条目合成组合条目1，将次高和次低载荷的条目合成组合条目2，依此类推，直到所有条目全部被合成到3～4 个组合条目中。在本研究中，锻炼坚持是仅有一个维度的潜变量，但所含条目为3 个，未超过4 个，因此无需打包。
Hu 等设定的标准为［41］：RMSEA 的值小于0.06，越接近0 越好；
CFI、TLI、GFI、IFI 指标大于0.09，越接近1 越好；
当χ2/df 小于3，模型拟合较好；
当χ2/df 在3和5 之间，模型可以接受；
当χ2/df 大于5，观测数据与模型拟合度不好。通过结构方程模型检验得到饱和模型(包含学校、性别、年龄等人口学变量的控制变量的饱和模型)，模型拟合结果为：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 指标达到要求，说明模型拟合度较好（见图1）。
图1显示，锻炼正念以锻炼投入和锻炼效果满意为单独中介分别正向影响青少年锻炼坚持（锻炼投入在锻炼正念和锻炼坚持之间的中介效应值为0.14，占总效应的27.5%，锻炼效果满意在锻炼正念和锻炼坚持之间的中介效应值为0.18，占总效应的35.3%），锻炼正念以锻炼投入和锻炼效果满意为链式中介共同正向影响青少年锻炼坚持（锻炼投入和锻炼效果满意的链式中介效应值为0.09，占总效应的17.6%）。3 条中介效应路径的效应效果值之和为0.41，即间接效应值为0.41，占总体效应值（0.51）的80.4%。
图1 锻炼正念对青少年锻炼坚持影响的内部机制
对图1的多重中介效应采用偏差校正的95%放回式抽样统计法进行检验，结果显示（见表3），放回式抽样统计法分析过程中的B 值为1 000 次，由表3可知，各中介路径95%置信区间均不包括0，说明多重中介效应显著。
表3 对锻炼投入和锻炼效果满意在锻炼正念和锻炼坚持之间中介效应显著性检验的放回式抽样统计法分析结果
4.1 锻炼正念对青少年锻炼坚持的影响
表2研究结果显示，锻炼正念对青少年锻炼周期长度、锻炼频率、锻炼时长有正向显著影响，表明锻炼正念对青少年锻炼坚持具有正向显著影响，假设1 得到验证。研究结果验证了人格心理学中正念与行为的关系，作为一种积极人格，锻炼正念为青少年锻炼坚持提供了导向和动力，从人格视角而言，青少年不同的锻炼坚持差异可能源于他们独特的正念人格。
在青少年阶段，个体逐步摆脱家庭的影响，独立意识、自我分化能力增强，开始具有区分自我和他人的能力。锻炼正念内涵中的“当下内部注意”是锻炼坚持的前提。“当下内部注意”使青少年在锻炼中的独立能力、自我分化能力进一步提高，认知控制增强，锻炼行为的自律性得到提高，锻炼计划得到严格执行，进而使体育锻炼得以不断坚持。锻炼正念内涵中的“不作评判的态度”也是锻炼坚持的基础。与竞技体育不同，体育锻炼的核心目标是身心健康，而非胜负输赢，应更多注重比赛过程而非比赛结果，更注重任务定向而非自我定向，比赛胜负的目标应小于身心健康的目标。“不作评判的态度”使青少年更注重比赛的过程，更享受比赛过程带来的快乐，有助于其坚持体育锻炼。
4.2 锻炼正念对青少年锻炼坚持影响的内部机制
4.2.1 锻炼正念以锻炼投入和锻炼效果满意为单独中介分别正向影响青少年锻炼坚持
本研究发现，锻炼正念分别以锻炼投入和锻炼效果满意为单独中介分别正向影响青少年锻炼坚持，验证了假设2。这说明，锻炼正念可以通过影响锻炼投入进而正向间接影响青少年锻炼坚持，同时锻炼正念也可通过影响锻炼效果满意进而正向间接影响青少年锻炼坚持。
锻炼正念以锻炼投入为中介单独正向影响青少年锻炼坚持，究其原因，一方面，锻炼正念对锻炼投入有显著正向影响。正念冥想再感知模型显示,正念冥想训练通过“再感知”注意加工，强调从意识的内容转向对意识本身进行加工操作，能够弱化不良刺激下即时负面情绪对个体的控制，对不愉快的内在状态产生高度的容忍,并保持短暂易逝的态度［42］。在健康行为中，正念较高者较容易在消极体验中快速复原，正念是健康行为投入的“助推器”。青少年在锻炼时，存在多种应激事件（例如：比赛失利、伤病、疲劳、场地设施不足、与他人争执等），这些刺激会导致其产生若干不愉快的内在状态，不良刺激连同不良内在状态不可避免地会影响其在体育锻炼中的投入。锻炼正念使青少年通过再感知注意加工，减少了锻炼中的不良刺激感知，在锻炼中出现的负面情绪更容易消退，快速复原锻炼中的正面情绪和锻炼热情。简言之，锻炼正念使青少年面对锻炼应激事件时能够快速复原成正常状态，在锻炼中表现出积极、活跃、沉浸、专注的投入状态。因此，锻炼正念成为影响个体锻炼投入的重要因素［43］。正如Dutton 所言，正念能够提高个体在健康行为期间对不愉快情绪和认知的忍受，并提高对应激事件的应对能力，使自我免受健康行为应激事件的干扰，获得更多的健康行为沉浸体验［44］。从自我决定理论而言，正念使人们将注意力集中于当前时刻来应对需求，而不是关注超出控制的问题和后果，故当面对困难和挑战时，具有正念思维的人不仅具有自主感，还会获得掌控感，提高适应环境的能力，有助于激发个人的自主动机，从而更多地投入到目标行为中［45］。由此可见，青少年锻炼正念越高，锻炼自主动机越强，即参与锻炼更多的是出于自身意愿而非外部控制的动机，进而更多地自愿投入到锻炼中。
另一方面，锻炼投入对锻炼坚持有显著正向影响。1）从投入—承诺理论而言，在某种社会活动中投入较高者常对该社会活动有坚定的承诺［18］。而从锻炼承诺理论来说，承诺是建立在认知基础上个体践行锻炼的心理契约，是坚持锻炼的重要心理因素，更易形成规律的锻炼行为［18］。锻炼投入通过锻炼承诺使青少年在锻炼中坚定信念、强化动机、勇于挑战、实现自我，将参加体育锻炼视为一种常态的生活需要，对锻炼行为坚决执行，不愿轻易从这一常态的生活需要抽离，从而不懈参与锻炼［46］。2）兴趣是促进坚持性行为的关键内在因素，而积极投入不管是在激发兴趣还是维持兴趣方面都是重要的前因变量［19］。因此，锻炼投入会激发锻炼兴趣和锻炼热情。本研究结果与相关文献观点一致，例如有研究者认为，锻炼投入具有激发兴趣、发展行为等功效，是提高锻炼坚持性的重要动力［47］。总之，高锻炼投入者自觉将情感、认知和行为沉浸其中，面对锻炼挑战时能够无惧困难、勇于挑战、实现自我，倾向反复践行体育活动，而非轻易从锻炼中退出［48］。
锻炼正念以锻炼效果满意为单独中介正向影响青少年锻炼坚持，分析其原因，在锻炼正念和锻炼效果满意的关系上，锻炼正念对青少年锻炼效果满意感有显著影响［49］。正念以一种特殊的注意方式，对当下所发生的心理活动过程和内容（例如：身体感觉、情绪、想象、心境、表象等)进行开放式监控，这一开放式监控使个体较少关注外部世界的信息，更多关注身体本体内部信息［24］，而本体运动感知觉正是产生体育锻炼行为的前提。青少年在锻炼中正念水平越高，对当下的自我身体、运动的注意力越高度集中，越能精确感知当下的运动信息，越能向大脑精确反馈，进而越容易感知身体健康等方面的锻炼效果。反之，青少年在锻炼中正念水平越低，越可能造成分心并影响对当下运动信息的精确感知，从而易出现动作失调和失误，严重的还会导致运动损伤，进而难以感知到锻炼能力和身心健康等方面变化的锻炼效果。在锻炼效果满意与锻炼坚持的关系上，锻炼效果满意正向预测青少年锻炼坚持。1）内驱力理论显示，个体行为的执着程度往往取决于需求得到满足时产生的内驱力刺激［28］。青少年越在锻炼中对锻炼效果满意，越能体验到锻炼带来的满足，越有可能形成坚持锻炼的内驱力，进而选择和参与长期、有规律地体育锻炼活动。2）从期望—价值动机理论而言，人们对某社会行为任务价值的知觉水平越高，对该行为的参与和坚持程度越高［30］。一般而言，个体感知到某行为的任务价值越高，越会表现出积极的参与态度，越会更多参与其中。锻炼效果满意是青少年对锻炼效果体验的自我评价，体现了其对体育锻炼多功能价值的认同。青少年对锻炼效果越满意，越对体育锻炼的锻炼乐趣、能力提高、外貌改善、增加社交等多种价值有积极的判定，越会基于价值功能的实现参与和坚持体育锻炼行为。
4.2.2 锻炼正念以锻炼投入和锻炼效果满意为链式中介共同正向影响青少年锻炼坚持
本研究发现，锻炼正念以锻炼投入和锻炼效果满意为链式中介共同正向影响青少年锻炼坚持，假设3得到验证。这说明，锻炼正念不仅能以锻炼投入和锻炼效果满意为单独中介分别正向间接影响青少年锻炼坚持，而且能以锻炼投入和锻炼效果满意为中介共同间接影响青少年锻炼坚持，并且锻炼正念顺序性先影响锻炼投入，再影响锻炼效果满意，进而正向影响青少年锻炼坚持。首先，锻炼正念使青少年更大程度地投入到锻炼内容本身而更少受到外界应激事件的干扰，获得更多的体育锻炼行为的沉浸体验，而锻炼投入程度越高，越能促进锻炼效果满意。从投入理论而言，个体从事某一活动的时间、精力投入与其所获成果密切关联［20］。学习投入通过弥散性直接促进学习效果［50］。工作投入能使员工愉快而有效率地参与其中，形成积极的工作态度，从而获得满意的工作绩效［51］。其次，从锻炼角色认同理论来说，锻炼投入使个体将自我角色与锻炼角色相结合，易于对锻炼角色认同，并在锻炼角色认同和展示中更好地体验到良好的锻炼效果。可以将上述链式中介作用理解为，青少年在锻炼中正念程度越高，越能投入到体育锻炼中，越可能将认知、情感及多种体验投入其中，越容易对锻炼行为产生认同，在锻炼角色认同和展示中越容易从中获得符合自身需求、使自我满意的锻炼效果，最终影响青少年锻炼坚持。
尽管国外有研究者研制了锻炼正念量表，并验证了对体育锻炼行为的影响，但国内尚无该量表，也无实证研究验证锻炼正念对体育锻炼行为的影响。本研究首次修订了适合中国青少年的锻炼正念量表，验证了锻炼正念对我国青少年锻炼坚持的影响。其次，无论国内还是国外，正念对锻炼坚持影响的内部机制研究鲜见，本文构建了中介模型，分析了锻炼投入和锻炼效果满意在锻炼正念与锻炼坚持之间的各自单独中介作用和链式中介作用，诠释了锻炼正念对青少年锻炼坚持影响的内部传递机制。经过分析发现，在锻炼正念与青少年锻炼坚持影响的链条中，锻炼投入和锻炼效果满意间接效应占总效应的80.43%，折射了锻炼投入和锻炼效果满意在传递锻炼正念、促进锻炼坚持中的重要功效作用。人格理论中强调，人格具有一定的稳定性，但这种稳定性并非一成不变，加强青少年正念这一人格训练是必需和可行的［52］，相比特质正念，锻炼正念这种状态正念更易于改变，尤其对于可塑性较大的青少年更是如此。因此，在锻炼实践中给予青少年锻炼正念的引导，加强锻炼正念的训练，可能是提升青少年锻炼坚持、培养锻炼习惯的新颖和有效途径。同时，在控制锻炼正念的基础上，还可提高锻炼投入、增强锻炼效果满意，能够更大程度地提高青少年的锻炼坚持程度。
1）锻炼正念能够直接显著正向影响青少年锻炼坚持，即青少年锻炼正念水平越高，其锻炼坚持水平越高。
2）锻炼正念以锻炼投入和锻炼效果满意为单独中介分别正向影响青少年锻炼坚持，即锻炼正念可通过锻炼投入正向影响青少年锻炼坚持，也可通过锻炼效果满意正向影响青少年锻炼坚持。
3）锻炼正念以锻炼投入和锻炼效果满意为链式中介共同正向影响青少年锻炼坚持，即锻炼正念顺序性先影响锻炼投入，再影响锻炼效果满意，进而正向影响青少年锻炼坚持。
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