心理灵活性与正念之间的关联：一项元分析综述

《Behavior Therapy》：The Association Between Psychological Flexibility and Mindfulness: A Meta-Analytic Review

　　福利亚·特尔克|艾哈迈德·阿尔蒂诺克
土耳其伊斯坦布尔Yildiz技术大学心理学咨询与指导系

摘要
心理灵活性和正念是当代适应功能和临床干预模型中的核心概念。尽管这两个概念在理论上是相互关联的，但它们之间的实证关联强度和一致性仍不明确。本研究首次进行了元分析，探讨了已发表研究中心理灵活性与正念之间的相关性。系统文献搜索筛选出45项符合条件的研究，共计16,316名参与者。效应量以皮尔逊相关系数（r）计算，并转换为费舍尔的z值进行进一步分析。采用限制性最大似然法（REML）估计随机效应模型。通过Q值、I2值和τ2值评估研究间异质性。调节变量分析旨在探讨研究特征（样本类型、平均年龄、发表年份、样本规模）和测量特征（心理灵活性与正念测量工具的类型、项目数量）是否解释了这种异质性。通过漏斗图、回归检验和修剪填充法评估了发表偏倚。总体而言，心理灵活性与正念之间的相关性显著（r = 0.44，95%置信区间[0.41, 0.53]，p < 0.0001）。研究发现存在明显异质性（I2 = 92.6%），因此需要进行调节变量分析。测量层面的调节变量（如心理灵活性量表的类型、项目数量）显著影响了效应量，而样本类型、年龄、发表年份和样本规模则没有显著影响。亚组分析显示，AAQ-16和AAO-II的相关性高于其他测量工具，FFMQ与MAAS的相关性也较强。发表偏倚分析未发现缺失研究的情况，修剪填充程序验证了结果的稳健性（r = 0.44）。心理灵活性与正念在不同人群和测量工具中均表现出稳定的正相关关系。然而，这种关系的强度因测量工具的不同而有所差异，这表明在未来的研究中明确构念的操作化至关重要。这些发现强调了心理灵活性与正念在当代基于过程的适应功能模型中的相互依赖性，并表明针对其中一个构念的干预可能有助于提升另一个构念的表现。

引言
随着接纳与承诺疗法（ACT）和基于正念的干预措施日益受到重视，在过去二十年里，关于心理灵活性和正念的研究显著增加。许多系统评价和元分析探讨了ACT或正念与心理和行为结果之间的关系。例如，Khoury等人（2015年）对基于正念的疗法在各种心理障碍中的效果进行了全面元分析；?st（2014年）认为这类疗法对多种临床状况都有效；Levin等人（2014年）综合了基于实验室的ACT过程研究，发现发展心理灵活性成分能带来显著的心理健康益处。综上所述，这些研究突显了正念和灵活性在促进幸福感及减少心理病理学问题方面的作用。

正念被定义为以开放和非评判的态度刻意关注当下体验的过程（Kabat-Zinn, 1990）。在过去三十年中，正念成为临床心理学和积极心理学中的核心概念，构成了诸如正念减压疗法（MBSR）和正念认知疗法（MBCT；Segal, Williams, & Teasdale, 2013）等广泛应用干预的基础。更广泛地说，正念也是第三波认知行为疗法（如辩证行为疗法DBT）和接纳与承诺疗法（ACT）的核心组成部分，在这些疗法中，正念技能被明确教授；同时，正念意识和接纳/解离过程是心理灵活性模型的核心（Linehan, 2015; Hayes et al., 2011）。实证研究表明，较高的正念水平与较低的压力、焦虑和抑郁症状以及更高的幸福感、情绪调节能力、心理韧性和自我同情心相关（Brown and Ryan, 2003; Neff and Germer, 2013, Roemer et al., 2015）。除了临床效果外，正念还与认知灵活性、人际交往能力和身体健康的改善有关（Creswell, 2017, Lindsay and Creswell, 2019）。因此，正念不仅被视为一种治疗技能，也是一种促进适应性应对和心理成长的保护因素。

心理灵活性则指在面对令人不适的内部体验时，仍能够保持对自己思想和感受的意识，并坚持符合个人价值观的行为（Hayes et al., 2012）。在接纳与承诺疗法（ACT）框架中，心理灵活性被视为改变的基本过程和心理健康的决定因素（Hayes et al., 2006, 2019）。大量研究表明，较高的心理灵活性与较低的心理病理学症状（如焦虑、抑郁、创伤后应激障碍）以及更好的生活满意度、活力和功能有关（Levin et al., 2014, Gloster et al., 2011），无论是在临床还是非临床人群中。相反，心理不灵活性（表现为经验回避[故意避免、逃避或控制不想要的私人体验，即使长期来看有害]、认知融合[被语言/认知内容主导，导致思想被过度解读并指导行为]以及刻板的行为模式）与不良结果（如更大的痛苦、情绪调节能力下降和生活质量降低）密切相关（Hayes et al., 2011, Kashdan and Rottenberg, 2010, Kashdan and Ciarrochi, 2013）。虽然这两个概念在理论上有所不同，但在当代基于过程的框架中它们被认为是相关的。实证研究表明，正念通常与较高的心理灵活性相关，且与较低的经验回避和认知纠结（即过分纠结于思想并将其视为事实）相关（Hayes et al., 2012, Ciarrochi et al., 2010）。相反，心理灵活性也与更开放、较少回避的内心体验相关，这符合正念的应对方式；因此，有些研究将正念与心理灵活性视为密切相关的概念，而另一些则强调它们的功能差异（Levin et al., 2012; Kashdan and Ciarrochi, 2013, Dahl et al., 2020）。最近基于过程的疗法进展强调了这种动态互动：正念和灵活性不是孤立的概念，而是多层次（认知、情感、行为和情境）中相互加强的过程（Hayes et al., 2020; Hofmann et al., 2022）。在认知层面，正念涉及对注意力的自我调节和对心理事件的非中心化态度（例如，将思想视为思想而非事实）；心理灵活性则表现为评估/语言规则的主导性减弱以及改变观点以采取有效行动的能力增强（Bishop et al., 2004; Hayes et al., 2011）。在情感层面，两者都表现为对情绪的开放性和避免过度反应的意愿，从而支持痛苦容忍和情绪反应性（Hayes et al., 1996; Kashdan & Rottenberg, 2010）。在行为层面，正念支持有意识的应对而非自动回避，通过心理灵活性体现为在不适情况下仍坚持或调整符合价值观的行为（Hayes et al., 2011）。在情境层面，两者都涉及对情境需求和行为功能的敏感性，即根据当前线索、目标和可能性来调节注意力、情绪和行为，而不是在所有情境中采用固定反应（Hayes et al., 2011; Hofmann & Hayes, 2018; Kashdan & Rottenberg, 2010）。从这个角度来看，探索它们之间的实证关系不仅是概念上合理的，也是及时的，因为它为开发跨诊断的变革模型提供了基础。

尽管实证研究一致报告正念和心理灵活性之间存在正相关，但这种关系的强度在不同研究中差异较大。一些研究显示中等程度的相关性（r ≈ 0.30–0.40），而另一些研究则发现更强的相关性（r > 0.50；Wolgast, 2014, Francis et al., 2016）。测量方法是导致异质性的一个重要因素。心理灵活性最常用的测量工具是接纳与行动问卷-II（AAQ-II；Bond et al., 2011）及其特定领域的变体，尽管该工具被广泛使用且有充分的心理测量学证据支持，但也被批评存在与一般痛苦/负面情感的重叠，以及过分强调经验回避（Rochefort et al., 2018, Wolgast, 2014, Tyndall et al., 2019）。为解决这些问题，研究人员开发了更全面的测量工具，如ACT过程综合评估量表（CompACT；Francis et al., 2016，涵盖六个灵活性维度）和多维心理灵活性量表（MPFI；Rolphs et al., 2018，涵盖十二个灵活性与不灵活性维度）。正念通常通过正念注意力意识量表（MAAS；Brown & Ryan, 2003，强调注意力意识）和五维正念问卷（FFMQ；Baer et al., 2006，涵盖观察、描述、有意识行动和非评判等更广泛的维度）进行评估。一些研究表明，测量工具的结构性特征（如范围、因素结构和项目内容）可能影响正念与心理灵活性之间的相关性强度（Karl & Méndez et al., 2020; Medvedev et al., 2018; Van Dam et al., 2012）。

尽管这两个概念在理论和临床上都非常重要，但迄今为止尚无元分析系统地量化它们之间的实证关系强度。鉴于它们在ACT和基于正念的方法中的核心地位，以及假设一个过程的改进可以推广到另一个过程，这种缺失尤为令人惊讶。现有的评价主要关注基于正念的干预、与ACT相关的更广泛过程或相关结果，而非直接综合正念与心理灵活性之间的实证关联（Daks & Rogge, 2020; Khoury et al., 2015; Levin et al., 2012）。因此，尚不清楚是研究层面因素（如样本类型、平均年龄、发表年份、样本规模）还是测量特征（如心理灵活性测量工具的类型、正念量表的类型、项目数量）调节了观察到的关联。

研究目的与影响
尽管这两个概念都很重要，但正念与心理灵活性之间的直接实证关联尚未以量化的方式明确其典型程度和依赖方法学特征的程度。这一空白在理论和临床上都很重要，因为正念和心理灵活性经常被视为当代基于过程的心理治疗模型中的相互强化过程（Hayes et al., 2020）。同时，两者之间的重叠可能是部分的而非完全的，因此需要明确它们是作为不同的还是互补的过程，或是适应功能的高度重叠指标。因此，本元分析有两个主要目的：首先，我们估计了符合条件的研究中正念与心理灵活性之间的总体相关性；其次，我们探讨了效应量的变异是否可以由研究层面特征（如样本类型、平均年龄、发表年份、样本规模）和测量特征（如心理灵活性测量工具的类型、正念测量工具和项目数量）解释。通过实现这些目标，本研究通过提供正念与心理灵活性关联的定量综合，并确定观察到的较强或较弱关联的方法学条件，从而为理论完善和测量精度做出贡献。

方法
本研究遵循了《系统评价和元分析首选报告项目》（PRISMA）的指南。图1展示了当前研究的PRISMA流程图。本元分析的数据、代码和附件可在此链接下载：https://osf.io/xv2pe。

文献搜索
我们在PsycINFO（n = 620）、Web of Science（n = 750）、Scopus（n = 495）和PubMed（n = 46）中进行了系统文献搜索，共获得1911条记录。去除1065条重复记录后，剩余846条记录用于筛选。通过相关性和摘要评估排除了179条记录。最终找到了667篇报告的全文，其中12篇无法获取。剩余的655篇报告经过评估，排除了非英语文献（n = 87篇）、非期刊文章（n = 117篇）、非实证研究（n = 76篇）、未包含成人样本的文献（n = 58篇）、仅测量了一个目标构念的文献（n = 169篇）或其他原因被排出的文献（n = 103篇），最终有45篇研究符合纳入标准并被纳入元分析。图1显示了研究选择过程的PRISMA流程图（见图2）。研究被纳入的标准包括：（1）以英语撰写或翻译成英语；（2）研究人类参与者；（3）发表在同行评审的期刊上；（4）使用成人样本（18岁及以上）；（5）同时使用经过验证的心理灵活性测量工具（例如AAQ-II或其变体）和经过验证的正念自我报告测量工具（例如FFMQ、MAAS、PHLMS、KIMS）；（6）报告心理灵活性与正念之间的相关系数。不符合这些标准的研究会被排除在外：

- 如果研究使用未经验证的工具来评估心理灵活性，则被排除。
- 如果研究对象是患有神经退行性疾病（如阿尔茨海默病、亨廷顿病、多发性硬化症）的样本，则被排除。
- 如果研究是理论性文章而非实证研究，则被排除。
- 如果研究是系统性回顾或元分析，则被排除。
- 如果研究采用单案例或N-of-1设计，则被排除。

在筛选的第一阶段，根据这些标准对文章摘要进行评估。为了确保质量控制，两位独立评审员对所有摘要进行了审查；如有分歧，通过讨论达成共识。在下一阶段，两位评审员根据PRISMA指南对可能符合标准的研究全文进行评估，任何分歧再次通过讨论解决。计算了评审员间的一致性统计量，以量化全文审查过程中的一致性水平。

数据提取：
每位作者独立使用标准化编码表从每项符合标准的研究中提取数据。提取的信息包括：（1）研究特征（作者、发表年份、国家）；（2）样本特征（样本大小、平均年龄、年龄标准差、临床与非临床状态）；（3）测量特征（心理灵活性工具的名称及项目数量；正念工具的名称及项目数量）；（4）效应量信息（心理灵活性与正念之间的相关系数）。必要时，相关系数被转换为Fisher的z值以供分析。如果研究报告了多个相关系数，则优先考虑基于总分的相关性。所有提取的数据都被录入结构化数据集中，并由两位评审员交叉核对准确性。如有分歧，通过讨论达成共识。

研究质量评估：
使用来自心理学元分析研究的准备标准（Daks and Rogge, 2020, Yeo and Ong, 2024）对纳入研究的方法学特征进行编码。具体包括：（1）研究设计的清晰度（横断面、纵向或实验性）；（2）样本规模的适当性（n ≥ 100 vs. n < 100）；（3）是否报告了心理灵活性和正念测量的心理测量学属性（如内部一致性），而不是评估这些指标是否达到特定的可接受阈值；（4）统计报告的透明度（包括描述性统计、效应量和置信区间）。

两位独立评审员进行了质量评估。计算评审员间的一致性统计量以评估其一致性水平，如有分歧，通过讨论解决。质量评估结果未被用作排除标准，而是用于提供描述性信息并探索调节变量分析中的潜在异质性来源。

统计分析：
- 为了评估研究选择的一致性，计算了全文审查阶段评审员间的一致性统计量。评审者之间的一致性很高：Cohen’s κ = .79, 95% CI [.74, .85]；Gwet’s AC1 = .88, 95% CI [.84, .91]；Scott’s Pi = .79；Krippendorff’s α = .79；Brennan–Prediger = .85；一致性百分比 = 92.3%（详见补充表1）。

元分析：
所有元分析程序均使用R语言中的metafor包（Viechtbauer, 2010）进行。相关系数（r）在分析前被转换为Fisher的z值，抽样方差计算为1/(n – 3)。使用受限最大似然法（REML）估计随机效应模型。计算总体效应量后，将其转换回相关系数进行解释。

研究间异质性的检验：
使用Cochran’s Q、I2统计量和τ2估计值来检测研究间异质性。为了探索潜在的异质性来源，进行了调节变量分析。具体来说，元回归模型测试了心理灵活性和正念测量工具的项目数量、样本类型（临床与非临床）以及平均参与者年龄是否调节效应量。还按测量类型进行了亚组分析（例如，心理灵活性的AAQ-II与AAQ-16；正念的FFMQ与MAAS）。

结果：
- 本元分析综合了45项研究的结果，共有16,316名参与者。样本来自美国、英国、意大利、伊朗、中国、葡萄牙、西班牙、加拿大、澳大利亚、马来西亚、阿根廷、芬兰、土耳其和印度等国家，涵盖了西方和非西方背景。参与者的平均年龄在18至52岁之间，包括青少年晚期到中年阶段。研究包括了临床样本（如焦虑症、抑郁症、慢性疼痛、耳鸣或医疗条件的个体）和非临床社区及学生样本。
- 45项符合条件的研究中，美国（n = 20，44.4%）和英国（n = 6，13.3%）的样本最多；其余研究分布在其他国家。样本主要为非临床样本（n = 36，80.0%），临床样本占9个（20.0%）。在测量方面，心理灵活性主要使用AAQ-II变体（n = 35，77.8%），其余研究使用其他灵活性工具。正念最常使用MAAS（n = 28，62.2%），其次是FFMQ（n = 7，15.6%）和其他经过验证的正念工具。
- 在这些多样的研究中，心理灵活性和正念在各种文化、语言和临床背景下进行了研究，从而全面评估了它们之间的关联。表1总结了研究级别的特征，包括国家、样本大小、平均年龄和使用的测量工具。

表1. 研究和样本特征摘要
| 特征 | 数量 |
|------------|---------|
| 研究 | 45 |
| 样本大小 | 16,316 |
| 平均年龄 | 29.15 (10.03) |
| 国家 | |
| 阿根廷 | 1 |
| 澳大利亚 | 1 |
| 加拿大 | 1 |
| 中国 | 1 |
| 芬兰 | 1 |
| 香港 | 1 |
| 印度 | 1 |
| 印尼和马来西亚 | 1 |
| 伊朗 | 2 |
| 意大利 | 3 |
| 马来西亚 | 1 |
| 葡萄牙 | 2 |
| 西班牙 | 1 |
| 土耳其 | 2 |
| 英国 | 6 |
| 美国 | 20 |
| | |
| 心理灵活性测量工具 | |
| AAQ-16 | 4 |
| AAQ-II | 10 |
| AAQ-II | 7 |
| AAQ-II | 27 |
| CPAQ | 1 |
| IBSAAQ | 1 |
| MPFI-S | 1 |
| PFQ | 1 |
| PPFI | 1 |
| USAQ | 1 |
| 心理灵活性项目数量 | 10.02 |
| | |
| 正念测量工具 | |
| FFMQ | 7 |
| FFMQ-SF | 3 |
| KIMS | 1 |
| MAAS | 28 |
| PHLMS | 6 |
| 正念测量项目数量 | 19.13 |
| | |
| 临床样本 | 9 |
| 非临床样本 | 36 |
| | |
| | |
| 注：缩写说明：AAQ = 接受与行动问卷；CPAQ = 慢性疼痛接受问卷；IBSAAQ = IBS接受与行动问卷；MPFI-S = 多维心理灵活性量表简版；PFQ = 心理灵活性问卷；PPFI = 个性化心理灵活性量表；USAQ = 无条件自我接受问卷；FFMQ = 五方面正念问卷；FFMQ-SF = 五方面正念问卷简版；KIMS = 肯塔基州正念技能量表；MAAS = 正念注意力意识量表；PHLMS = 费城正念量表。 |

元相关：
在45项相关分析中，心理灵活性与正念之间的总体效应量为r = .44, 95% CI [.41, .53]，p < .0001，表明两者之间存在显著的正相关关系。模型中的异质性估计为τ2 = 0.0353（SE = 0.0085），Q(44) = 617.88，p < .0001。由于异质性而非抽样变异导致的效应量估计变化比例为I2 = 92.57%，观察结果的总变异性与抽样变异性的比例为H2 = 13.46（Higgins & Thompson, 2002）。这两个指标都表明存在显著变异，支持进行进一步的调节变量分析。

调节变量分析：
进行了混合效应元回归分析，以样本类型（临床与非临床）、平均年龄、发表年份（居中）和样本大小作为预测变量。这些研究级别的特征均未显著调节心理灵活性与正念之间的关联（所有ps > .10）。该模型解释了0%的研究间异质性，剩余异质性较大（I2 = 90.4%）。

- 第二组调节变量研究了测量特征，包括心理灵活性和正念测量的类型以及每个量表的项目数量。结果显示，心理灵活性测量的类型和项目数量显著预测了效应量的变异。具体来说，基于AAQ-II的研究 tend to yield smaller correlations；相比之下，非AAQ测量的估计更为多变，且由于覆盖范围有限（某些情况下仅有一项研究），应将其解释为描述性结果，而非工具优越性的证据。此外，心理灵活性测量中的项目数量越多，效应量越小（β = –0.08，p = .025）。正念测量类型和项目数量不是显著的调节变量。总体而言，这组变量解释了约19%的研究间异质性。

最终模型：
同时纳入了所有研究和测量级别的调节变量。在这个综合模型中，心理灵活性测量类型（AAQ-II与其他）、PFQ的使用情况以及心理灵活性项目数量仍然是效应量的显著预测变量，而其他调节变量（样本特征、正念量表特征、年龄、年份、样本大小）未达到显著性。还测试了 origination country 的调节变量，编码研究是在以英语为主的国家进行还是其他国家进行；该变量未显著预测效应量（F(1, 43) = 0.81，p = .374），在完整模型中同样不显著（p = .383）。完整模型解释了15.1%的研究间异质性，仍有相当大的残余变异（I2 = 88.4%）。

出版偏倚：
由于样本类型、心理灵活性测量工具和心理灵活性项目数量显著调节了效应量，这些变量被纳入漏斗图以解释异质性。因此，漏斗图的x轴代表残差而非原始效应量。残差漏斗图（图3）未显示出明显的不对称性。回归测试表明，漏斗图的不对称性不太可能是由出版偏倚引起的（t = 0.94，df = 25，p = .359），因此图中观察到的不对称性更可能是由抽样变异或未测量的调节变量造成的。

使用Duval和Tweedie（2000）的trim-and-fill程序进一步评估了出版偏倚。该分析估计漏斗图中缺失的研究数量为零。调整后的总体效应量与观察到的效应量相同（r = 0.44），表明研究结果是稳健的，不太可能受到出版偏倚的影响。同时，关于重叠性和独特性的估计本质上依赖于测量方法；因此，共享方差与独特方差的比例可能会随着所使用具体工具的不同而变化，尤其是在那些主要依赖单一心理灵活性测量工具（基于AAQ的变体）的文献中（Hayes等人，2011年；Kashdan和Rottenberg，2010年）。尽管合并后的关联度相当稳健，但异质性仍然很高（I2 > 90%），这表明正念与心理灵活性之间的相关性在研究之间存在显著差异。在调节变量分析中，研究层面的特征（如样本类型、样本大小、平均年龄、发表年份）并未解释这种变异性，而与测量相关的因素则解释了部分研究间的差异。值得注意的是，在使用基于AAQ的测量工具的研究中，效应通常较弱，这一模式与担忧一致，即AAQ-II可能同时捕获了更广泛的心理困扰或负面情绪（Rochefort等人，2018年；Wolgast，2014年）。鉴于这些测量方面的考虑，最近的研究鼓励在可行的情况下更多地使用多维度心理灵活性工具（如MPFI、CompACT）（Ruiz等人，2024年）。我们还发现，灵活性的项目数量与效应大小的变异性有关，这进一步强调了估计的测量依赖性；然而，鉴于对基于AAQ的变体的高度依赖以及替代灵活性测量的有限代表性，这些工具层面的发现应谨慎解读。值得注意的是，综合调节变量测试在统计上并不显著，这表明所考虑的调节变量仅解释了部分变异。与此一致的是，综合模型解释了大约24%的研究间异质性，但仍有大量未解释的变异存在，表明在所检查的调节变量之外存在相当的未解释变异。最后，对于像PFQ编码效果这样代表性较低的灵活性测量工具，应谨慎并描述性地解释任何明显的差异，因为相关证据基础较为有限。

文化和情境因素经常被认为是影响正念与心理灵活性关联变异性的潜在因素。例如，在西方个人主义背景下，正念通常被定义为一种更注重自主性和自我调节的概念，而在更为集体主义的背景下，它可能更多地嵌入在关系导向和接纳的价值观中（Christopher，2009年；Hanley等人，2016年）。然而，系统的文化调节变量测试仍然相对较少（Hofmann等人，2023年）。在当前的分析中，我们考察了一个探索性的国家起源调节变量编码，即研究是在以英语为主要语言的国家（如澳大利亚/加拿大/英国/美国）进行，还是在其他国家进行，作为语言和文化背景的代理；这个调节变量在综合混合效应模型中并未显著预测效应大小。因此，对异质性的文化和语言相关解释应谨慎解读，并视为合理的，但尚未在现有文献中得到实证验证。

同时，国家起源是一个不完美的文化和测量适应质量的代理指标。翻译和适应程序可能会影响构念的有效性，因为诸如接纳和正念等关键术语在不同语言之间的映射并不总是清晰的（Van Dam等人，2010年）。此外，心理测量学研究表明，常用正念和灵活性测量工具中的项目在不同样本中的表现可能有所不同，这引发了关于测量不变性和构念有效性的担忧（Medvedev等人，2018年；Tyndall等人，2019年）。例如，FFMQ和AAQ-II等工具的因素结构在不同人群中并未始终一致复制，这表明语言和心理测量方面的变异性可能导致观察到的关联性的异质性。因此，更广泛的跨文化验证、透明的翻译/适应程序报告以及正式的测量不变性测试是提升全球普遍性的重要步骤。

另一个值得注意的结果是，较长的心理灵活性测量工具与较弱的效应大小相关。一种解释是，项目数量的增加虽然扩大了内容范围，但可能会引入测量噪声并削弱不同样本间的关联。有趣的是，在我们的分析中，正念测量中的项目数量并未显著预测效应大小，而灵活性的项目数量与效应大小的变异性相关。这些发现呼应了Ong等人（2024年）关于心理僵化和福祉的全面元分析结果，该分析强调异质性通常由测量特征而非样本特征驱动。总的来说，这些证据指出了方法论上的一个关键问题：量表选择并非一个中立的选择，而是影响观察效应大小和可解释性的决定因素。

综合来看，这些发现对理论和实践都有重要意义。理论上，它们支持将心理灵活性视为一个多维度构念的观点，包括接纳、解离、基于价值观的行动、当下意识以及自我意识（Cherry等人，2021年）。正念可能以不同的方式影响这些过程，例如通过增强意识和接纳，从而促进更大的价值观一致性。因此，未来的研究应在过程层面探讨正念和灵活性之间的联系，而不是将每个构念孤立地考虑。在实践中，这些结果与在临床环境中同时考虑正念和灵活性的方法一致。证据表明，同时提升正念和灵活性可以减少困扰并促进韧性（Gloster等人，2020年；Marais等人，2020年）。然而，干预效果评估应使用多维度和经过验证的测量工具，以确保不会低估效果，并确定最有效的治疗组成部分。

样本特征也可能影响正念与心理灵活性关联的变异性。尽管我们没有发现临床与非临床状态的显著调节效应，但鉴于临床样本的不平衡性和异质性，这一无差异结果应谨慎解读。未测量的特征，如症状严重程度、诊断组成、治疗暴露和招募背景可能仍然相关，但在当前的数据集中无法进行评估。未来的研究需要提供更详细和协调的样本描述，并包括在不同临床亚组之间的更有力比较，以测试这些特征是否以及如何影响这种关联。

需要承认几个局限性。首先，大多数纳入的研究都是横断面研究，无法推断因果方向。因此，目前的发现应被视为关联性的；测试时间顺序和因果关系需要纵向或实验设计，特别是因为元分析主要基于自我报告的特质测量，而不是正念训练/实践。虽然先前的纵向和实验研究已经表明正念和ACT相关过程通常与心理灵活性的提高一致（例如，Gloster等人，2020年；Levin等人，2014年），但未来的研究应使用前瞻性和过程导向的设计进一步澄清方向性和因果路径。其次，研究间观察到的高异质性限制了合并效应的普遍性，并表明可能存在其他未测量的因素，如文化变量、量表的翻译质量或临床症状的严重程度。最后，尽管出版偏倚分析未显示结果的系统性偏差，但不包括灰色文献可能会限制证据基础的全面性。

总之，当前的元分析提供了令人信服的证据，表明正念和心理灵活性在不同人群和文化背景下是密切相关的构念。这些发现强调了正念作为一种与适应性心理功能正向相关的过程的重要性，并突出了这种关系对测量选择的敏感性。结合最近关于心理僵化和福祉（Ong等人，2024年）以及ACT在不同条件下的有效性（A-Tjak等人，2015年；Gloster等人，2020年）的元分析结果，这些结果支持了一个微妙但稳健的结论：正念和心理灵活性共同代表了具有重大理论和实践意义的基本跨诊断过程。

基于正念的干预措施，如MBSR和MBCT以及ACT干预措施，通常伴随着心理灵活性的提高；然而，评估工具的选择至关重要，过度依赖基于AAQ的测量工具可能会低估心理灵活性的变化，因此在可行的情况下，多维度工具（如MPFI或CompACT）更为合适。虽然正念和灵活性的关联是稳健的，但其异质性突显了未来研究需要优先进行跨文化验证、确保测量不变性，并采用前瞻性或实验设计以澄清因果路径和时间顺序的必要性。除了临床环境外，将正念实践整合到教育和工作场所项目中也有望促进灵活性、韧性和福祉，前提是评估基于能够捕捉干预效果范围的经过验证的测量工具。最后，这些发现加强了将正念和灵活性多维度概念化的理论模型，强调了研究特定正念组成部分（如当下注意力、非评判性意识）与不同灵活性过程（如接纳、解离、基于价值观的行动）相互作用的重要性，以指导理论和个性化干预。

结论

这项元分析提供了令人信服的证据，表明正念和心理灵活性在多样化的人群和文化背景下有中度到强的关联，突显了它们作为基本跨诊断过程的角色。同时，观察到的显著异质性强调了测量策略和文化变异在塑造这些关系中的重要性。方法论上，这些发现强调了需要多维度和文化验证的评估方法，而在理论上，它们加强了将韧性视为一个多方面构念的模型，这种构念与正念以微妙的方式相互作用。在实践中，这些结果支持在临床环境中考虑整合正念和灵活性方法的重要性，同时注意评估选择和情境适应性。总的来说，这些发现为正念和心理灵活性之间的关联提供了实证基础，并为未来的研究、干预设计和发展理论指明了方向。

作者贡献
X X. [负责同行评审] 收集和整理数据，撰写引言和讨论部分，并对稿件进行批判性审阅。
X. X. [负责同行评审] 进行数据分析，撰写方法和结果部分，并对稿件进行批判性审阅。所有作者均批准了稿件的最终版本。

未引用的参考文献
Hofmann和Hayes，2019年；Karl和Méndez，2020年；Khoury等人，2013年；Levin等人，2014年；Rudkin等人，2018年。

CRediT作者贡献声明
Fulya Turk：写作——审阅与编辑、写作——初稿、可视化、验证、项目管理、方法论、调查、数据整理。
Ahmet Alt?nok：写作——审阅与编辑、写作——初稿、可视化、验证、项目管理、调查、正式分析。

资金
本研究未获得公共、商业或非营利部门的任何特定资助。

数据可用性声明
所有数据、分析脚本和补充材料均可在开放科学框架（OSF）上公开获取：https://osf.io/xv2pe。

伦理批准和参与同意
由于这项研究完全基于先前发布的数据，因此不需要伦理批准。