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user: 3. 结果 3.1. 同质性检验及模型选定 由于研究要探讨测量工具等因素的调节作用，理论而言，采用随机效应模型更适合。为了进一步从实证角度检验每一个研究结果是否可以代表总体效应量的样本估计，进行异质性检验。结果显示，Q值为1082.00 (p < 0.001)，I-squared值为96.77，说明由效应值的真实差异造成的变异量占总变异的96.77%。Tau-squared值为0.097，说明研究间的变异有9.7%可用于计算权重。综上，研究选用随机效应模型合并效应量。 3.2. 出版偏差检验 从漏斗图(图2)可以看出，元分析所选取的文献多数集中在漏斗图上方，且文献均匀的分布在两侧，基本呈对称趋势，表明文献存在出版偏差的可能性较小。因漏斗图可能具有主观评判性，进一步采用其他方法来评估出版偏差。Egger’s检验表明，Egger’s Intercept为0.90 (CI = −5.40~7.20， p > 0.05)；失安全系数Nfs = 3341，大于5K + 10 = 5 × 25 + 10；Tau值为−0.13且p不显著；剪补法的观测值为0.19，调整值为0.11，变化值为0.08，这与漏斗图观察的结果是一致的。综上，基于所纳入样本的元分析结果准确可靠。 3.3. 主效应分析 从整体上检验正念和主观幸福感的关系，由表1可知，正念和主观幸福感相关系数显著(r-bar = 0.189， p < 0.001)。依据以往的研究，|r-bar| ≤ 0.1时为低相关，0.1 < |r−bar| < 0.4时为中等相关，|r−bar| ≥ 0.4时为高相关(Lipsey， 2000)，因此正念与主观幸福感之间为中等程度正相关，95%的置信区间为[0.085， 0.294]，不包括0。 3.4. 调节效应分析 同质性检验表明研究间异质，应进行随机效应模型下的调节效应分析。研究主要将出版年代、男性及女性被试量等研究特征对正念与主观幸福感关系的调节效应进行考察。 图2. 漏斗图 Table 1 Analysis of random effect model of mindfulness and subjective well-bein 模型 研究数 样本量 效应值及95%的置信区间 双尾检验 点估计 下限 上限 Z值 p值 随机效应模型 36 11，313 0.189 0.085 0.294 3.544 <0.001 表1. 正念与主观幸福感随机效应模型分析 3.4.1. 出版年代、男性及女性被试量的调节效应 出版年代、男性和女性被试量均为连续变量，因此采用元分析回归检验其调节作用。分别以文献出版年代、男性及女性被试量为自变量，正念与主观幸福感之间的相关变量关系为因变量进行回归分析。由表2结果可知出版年代可以负向预测正念与主观幸福感的关系；女性被试量不能显著预测正念与主观幸福感之间的关系；男性被试量可以负向预测正念与主观幸福感的关系。 Table 2 Regression analysis of the relationship between mindfulness and subjective well-being between male and female subjects in published year 因变量 同质性分析 成分 效应值及95%的置信区间 双尾检验 Q df p 点估计 下限 上限 Z值 p值 出版年代 13.767 1 <0.001 斜率 −0.025 −0.038 −0.012 −3.710 <0.001 截距 50.653 23.993 77.313 3.724 <0.001 女性被试量 0.202 1 >0.05 斜率 −0.0001 −0.0001 0.0002 0.449 >0.05 截距 0.174 0.131 0.2175 7.889 <0.001 男性被试量 126.382 1 < 0. 001 斜率 −0.0009 −0.0011 −0.0008 −11.242 <0.001 截距 0.335 0.303 0.368 20.321 <0.001 表2. 出版年代、男女被试量对正念与主观幸福感关系的回归分析 3.4.2. 出版类型、测量方式、被试类型的调节效应 对出版类型、正念和主观幸福感的测量方式，被试类型进行调节效应分析，结果见表3。 Table 3 Type of publication， method of measurement， adjustment effect of subject typ 调节变量 类别 k 平均效应值 95% CI Q W Q B p 出版类型 核心 11 0.233 0.073~0.393 298.305 *** 1.312 0.519 普刊 9 0.053 −0.243~0.349 518.731 *** 学位 16 0.238 0.103~0.373 241.611 *** 正念测量方式 FFMQ 20 0.198 0.055~0.340 498.732 *** 0.027 0.869 MASS 16 0.180 0.024~0.335 550.488 *** 主观幸福感测量方式 IWB 6 0.416 0.261~0.572 71.893 *** 19.082 0.004 ** MHQ 3 0.061 0.004~0.118 127.839 *** PANAS 7 0.094 −0.128~0.316 82.457 *** SWB 3 0.418 0.157~0.680 30.652 *** SWLS 5 0.297 0.157~0.437 34.100 *** WBIS 5 0.347 0.257~0.437 9.908 * 其他 7 −0.151 −0.421~0.119 226.441 *** 被试类型 大学生 25 0.165 0.045~0.285 667.084 *** 10.084 0.006 ** 护士 5 0.487 0.297~0.677 69.812 *** 其他 6 0.031 −0.247~0.309 145.773 *** 表3. 出版类型、测量方式、被试类型的调节效应 注：k表示独立样本的数量，CI为置信区间；Q W 为组内同质性系数；Q B 为组间同质性系数；p为组间同质性系数显著性水平； * p < 0.05， * *p < 0.01， *** p < 0.001。 将纳入元分析论文的出版类型分为三类：核心(k = 11)，普刊(k = 9)，学位(k = 16)，结果显示，三类出版类型间相关系数差异不显著(Q B = 1.312， p > 0.05)，说明出版类型没有影响两者之间的关系。进一步对三种出版类型下的正念和主观幸福感的相关系数进行同质性检验，发现三类出版类型下的正念和主观幸福感的相关系数存在着显著的异质性(核心组Q W = 298.305，p < 0.001，普刊组Q W = 518.731，p < 0.001，学位论文组Q W = 241.611，p < 0.001)。这意味着二者关系还存在系统变异，受其他调节变量的影响。 将纳入文献的正念测量方式分为两类：FFMQ (k = 20)，MASS (k = 16)，结果显示两类测量方式间相关系数差异不显著(Q B = 0.027， p > 0.05)，说明正念测量方式没有影响两者之间的关系。进一步对两种测量方式下的正念和主观幸福感的相关系数进行同质性检验，发现两种测量方式下的正念和主观幸福感的相关系数存在异质性显著(FFMQ组Q W = 498.732，p < 0.001，MASS组Q W = 550.488，p < 0.001)，这意味着二者关系还存在系统变异，受其他调节变量的影响。 将纳入文献的主观幸福感测量方式分为七类：IWB (k = 6)，MHQ (k = 3)，PANAS (k = 7)，SWB (k = 3)，SWLS (k = 5)，WBIS (k = 5)，其他(k = 7)，结果显示七类测量方式间相关系数差异显著(Q B = 19.082， p < 0.01)，说明主观幸福感测量方式影响两者之间的关系。进一步对七种测量方式下的正念和主观幸福感的相关系数进行同质性检验，发现七种测量方式下的正念和主观幸福感的相关系数异质性显著(IWB组Q W = 71.893，p < 0.001，MHQ组Q W = 127.893，p < 0.001，PANAS组Q W = 82.457，p < 0.001，SWB组Q W = 30.652，p < 0.001，SWLS组Q W = 34.100，p < 0.001，WBIS组Q W = 9.908，p < 0.05，其他组Q W = 226.441，p < 0.001)，这意味着二者关系还存在系统变异，受其他调节变量的影响。 将纳入文献的被试群体类型分为三类：大学生(k = 25)，护士(k = 5)，其他(k = 6)，结果显示三类被试群体类型间相关系数差异显著(Q B = 10.084， p < 0.01)，说明被试群体类型影响两者之间的关系。进一步对三类被试群体类型下的正念和主观幸福感的相关系数进行同质性检验，发现三类被试群体下的正念和主观幸福感的相关系数异质性显著(大学生组Q W = 667.084，p < 0.001，护士组Q W = 69.812，p < 0.001，其他组Q W = 145.773，p < 0.001)，这意味着二者关系还存在系统变异，受其他调节变量的影响。