《Neuropsychology Review》：Acute Effects of Brief Mindfulness Inductions on Executive Function Performance: A Systematic Review and Three-Level Meta-Analysis
关于简短正念练习（正念诱导）对认知表现和执行功能（EFs）的急性效应，现有证据并不一致。本元分析旨在估计其对执行功能各成分（即抑制控制、工作记忆和认知灵活性）的总体效应，并探究诱导性正念状态水平是否能解释该效应。本项预先注册的三水平元分析与系统综述共纳入66项已发表研究、187个效应量，实验组共2,503名被试，对照组共2,511名被试。研究者计算了正念条件与对照条件后测差异的标准化均数差。三水平元分析模型结果显示，正念诱导对总体执行功能存在小而显著的效应（k = 66，g = 0.09，95% CI [0.03, 0.16]，p < 0.01）。调节效应分析未显示执行功能各成分（工作记忆、抑制控制、认知灵活性）之间存在显著差异；描述性亚组分析显示，抑制控制的合并估计值大于认知灵活性和工作记忆。无证据表明诱导性正念状态水平可预测效应量。需注意调节效应分析可能统计效力不足，故这些不显著结果应谨慎解读。简短正念练习似乎并未实质性改善总体执行功能。研究者结论认为，这些零效应至小效应的实际意义非常有限。
**引言**
**执行功能（EFs）**
执行功能是指一组自上而下的心理过程，有助于规划、组织和执行有意识的目标导向行为，对认知与情绪自我调节至关重要，尤其适用于个体需要集中注意或面对新颖、未预期挑战的情境。这些技能在学业表现、阅读理解、职业发展等多个领域均十分关键，对心理健康（包括心理韧性和反刍）亦具有重要意义。执行功能受损是儿童神经发育状况或神经多样性的跨诊断特征，也与抑郁和焦虑障碍相关。如Miyake等人（2000）所述，执行功能是一个多维构念，包含三个主要成分：抑制控制、认知灵活性（或转换）和工作记忆（或更新）。抑制控制指通过抑制内部倾向（如条件化反应）和外部诱惑（如周围干扰刺激）来控制注意、思维、行为和情绪的能力。抑制侵入性思维的困难与创伤后应激障碍（PTSD）、抑郁和反刍的症状相关。抑制控制还与小学儿童的数学能力有关。一项元分析发现，抑制控制训练（如go/no-go任务）可有效减少不健康行为，包括酒精使用和不健康饮食。工作记忆（或更新）是暂时存储和操作信息的重要认知过程，使个体能够更新和监控数据以适应新的任务需求。它与抑郁和认知疲劳等一系列心理健康变量相关。认知灵活性是适应性调整认知加工和行为以应对新颖、变化或意外环境需求的心理能力，与心理幸福感正相关，而认知灵活性受损见于多种精神疾病，其中抑郁和PTSD存在中度缺陷。鉴于执行功能与多种适应性功能变量的相关性，临床和非临床人群以及从儿童到老年的全生命周期中对增强执行功能的兴趣日益增长。增强执行功能主要有三类途径：（1）计算机化认知训练（如Stroop、n-back）被认为部分通过增加前扣带皮层的胆碱能调制来改善认知，从而促进突触可塑性和更有效的信噪比，进而支持执行功能的改善，但元分析证据表明获益主要是对训练技能的近迁移，对其他任务的远迁移有限；（2）体育活动（有氧和无氧）可能增强前额叶控制和关键神经化学物质，并促进脑血管和内分泌信号的变化，从而改善注意、抑制和工作记忆，然而效应变异较大，单次（30分钟以下）很少产生可靠变化，过度运动可诱发认知疲劳而损害表现；（3）身心干预如正念和瑜伽，不仅可能增强神经可塑性，还与执行功能相关脑区的激活模式改变和灰质体积增加有关。近期一项元分析提示，在主观认知下降患者中，身心干预可能是改善记忆和执行功能最有效的策略，其次是中等强度有氧运动。在这些途径中，正念尤其受到关注，因为它可以灵活地以个体或团体形式、面对面或在线方式实施，并已在从儿童到老年人的各年龄组中加以考察，支持其广泛和可扩展实施的潜力。事实上，一些研究发现正念干预对执行功能的益处大于体育锻炼或其他干预方式。
**正念与执行功能**
正念源于佛教禅修传统，已被整合到西方医学和临床心理学中，最著名的是正念减压（MBSR）项目和正念认知疗法（MBCT）。正念被定义为以非评判、非反应的方式关注当下体验。通常，正念练习首先引导练习者将注意维持在单一对象（如呼吸）上，当出现心智游移时，以非评判的态度温和地将注意带回该对象。有证据表明正念练习对心理健康有益，包括心理困扰、情绪调节和认知功能。事实上，元分析研究表明正念干预对成人执行功能技能有小而显著的益处，尽管通常并非对执行功能的所有方面均有效。此类认知益处已在神经层面得到研究。如Tang等人（2015）和H?lzel等人（2011）所总结，正念练习期间，前扣带皮层（ACC）——执行功能的关键脑区——被激活，这有助于通过自上而下的控制来维持注意，监控和解决关注指令与分心物之间的冲突。此外，正念似乎增强前额叶皮层（PFC）对杏仁核的调节，从而通过认知重评、基于暴露的加工、消退学习和情绪记忆再巩固等机制减少情绪对执行加工的干扰。从理论角度看，若干框架提出了正念影响执行功能的加工机制。监控与接纳理论（MAT）将"注意监控"和"接纳"视为通过正念训练培养的两项基本技能。MAT提出，注意监控通过增加对当下体验的意识来支持认知功能，而接纳改变个体与所监控的思维、情绪和感觉的关系，从而减弱情感反应性。同样，Shapiro等人（2006）指出正念有三个核心要素：意图、注意和态度（IAA），它们促进核心元机制"再感知"，即视角的根本转变，使个体能够从意识内容中去认同，以更清晰的视角观察思维和情绪，从而中断自动反应并增强自我调节和认知灵活性。Garland（2007）同样提出，以开放和非评判的方式关注当下体验可培养元认知视角，个体从中可以退后一步脱离习惯性思维模式，将思维和情绪视为暂时的心理事件，这可能为替代性评价和更适应性的自我调节创造机会。因此，这些框架表明注意监控和接纳、非评判的态度在认知益处中发挥重要作用。监控维持对当下体验的意识，从而支持执行功能的注意需求，而接纳态度调节对该体验的情感反应性，并通过再感知或去中心化进一步支持自我调节和认知灵活性。
**正念干预与正念诱导**
正念干预（MBIs）通常以八周课程形式实施，通常将正念练习与心理教育和认知行为疗法元素相结合。尽管正念干预的元分析报告了临床结局和认知功能的改善，但证据基础因缺乏匹配良好的主动对照、干预/样本/结局的显著异质性以及正念干预将正念练习与其他元素（如心理教育、认知行为疗法练习）相结合而使效应机制的解释复杂化而受到批评。与此同时，研究日益关注简短的单次正念诱导，通常涉及单次正念练习，持续时间少于一小时。这些诱导旨在诱发暂时的正念状态，并允许在受控条件下考察对心理结局的即时效应。其简短形式也减少了实施和参与所需的时间。当特定正念练习被直接操纵和比较时，这些范式也可能有助于阐明与特定正念成分或练习相关的过程。例如，Lindsay和Creswell（2017）将接纳确定为正念的核心机制，强调非评判和非反应。Lin等人（2024）指出，简短正念诱导的效应在功能上可分离，在行为和神经层面对注意任务产生不同结果。这些诱导研究还允许更严格的实验设计，包括匹配良好的主动对照组，从而对正念特定效应的研究做出有意义的贡献。
**以往研究与本研究**
一些研究显示正念诱导对执行功能有急性益处。然而，证据并不总是一致，例如，身体扫描正念诱导未发现持续注意的显著改善。事实上，系统综述和元分析研究也显示混合结果。Leyland等人（2019）发现正念诱导仅增强持续注意任务的表现（而非执行功能任务），或仅当原始研究包含情绪诱导时。Gill等人（2020）进行了正念诱导对认知影响的开创性元分析，综合了截至2018年发表的结果，发现简短正念诱导仅在其标记为高级认知功能（包括推理、决策和创造力）方面产生益处，但在记忆（包括工作记忆）或执行功能方面无益处。然而，这些综述未考察操纵成功与否是否调节结局，即原始研究是否首先诱发了状态正念效应，以及该效应是否预测执行功能表现的效应。此外，这些综述未将正念诱导的特定元素（如去中心化、非评判）作为潜在调节变量，也未分别分析对三个执行功能子领域的影响。Gill及其同事（2020）进一步将纳入范围限制在健康成人样本和具有主动对照条件的研究，导致可综合的研究数量较少（9项研究）。最后，他们发现对记忆和执行功能技能（按其分类的结局）的效应存在大异质性。如此大的异质性提示效应取决于正念诱导的某些特征、对照条件、样本或结局。一种可能性是原始研究在首先成功诱导正念状态方面存在差异。此外，考虑到正念诱导文献的加速增长，更新证据基础的综述是可取的。因此，研究者探讨了简短正念诱导是否改善执行功能表现，以及关键的是，效应是否因诱导性质和操纵检查成功与否而异。根据先前理论和证据，研究者进一步将样本特征、正念诱导特征和研究设计作为潜在调节变量。研究目标为：（1）量化简短正念诱导对总体执行功能表现的急性效应，并基于Miyake等人（2000）的模型考察这些效应在三个子领域（抑制控制、认知灵活性/转换、工作记忆/更新）之间是否存在差异；（2）考察先前结果的异质性是否可由实验研究成功增强正念状态的程度来解释。研究者怀疑并非所有正念诱导在诱发正念状态方面同等有效，这可能调节对执行功能技能的效应。事实上，如果一项研究未能成功诱导正念状态，执行功能技能缺乏效应可能并不表明正念诱导不能有效增强执行功能技能；（3）检验不同样本、不同正念诱导和研究设计的潜在调节效应。
**方法**
本研究已在OSF预注册（https://osf.io/3g86k），R代码和数据也可获取。
**检索策略**
本研究是一个更大项目（https://doi.org/10.17605/OSF.IO/MKVBC）的一部分。2023年8月1日，在四个数据库的期刊文章摘要中应用了结合正念和诱导相关术语的预定检索字符串：（mindful* OR meditati*）AND（acute OR brief OR short OR single-session OR one-session OR Induction OR One-time OR immediate）。对出版日期无限制，但仅限英文文章。PsycINFO、PubMed、Web of Science和CINAHL Plus分别返回3544、3253、4056和1449条记录。这些检索结果上传至Covidence去除5567条重复记录，保留6739条记录供进一步筛选。2026年1月22日进行更新检索，额外获得2901条记录供筛选。检索纳入研究的参考文献列表后，未发现其他符合纳入条件的附加研究。
**纳入/排除标准**
所有检索结果根据以下PICOS资格标准进行评估：人群（P）：对参与者特征无限制。干预（I）：旨在产生即时效应的简短单次正念诱导。合格的正念技术包括：聚焦呼吸练习、开放监控冥想、正念运动、身体扫描、基于感官输入的正念（如正念聆听、正念触摸、正念进食）、慈心冥想或包含自我慈悲的正念练习。正念诱导可以团体或个体形式实施，由研究者面对面引导或通过音频录音引导。多疗程正念干预或仅关注延迟或长期效应的研究被排除。神经反馈增强的正念、基于咒语的正念或瑜伽诱导被排除。对照（C）：无正念或冥想元素的对照条件。被动对照（如等待列表对照）和主动对照（如听有声书或心智游移指导等中性活动）均符合条件。结局（O）：至少一项符合Miyake等人（2000）框架的执行功能测量（抑制控制、工作记忆/更新、认知灵活性/转换），通过基于表现的认知任务（计算机化或纸笔）在同一次会话中于正念/对照诱导后评估。当急性执行功能结局在正念/对照条件完成后或包含该条件的完整实验序列完成后、且在同一实验会话内评估时，视为合格。延迟随访评估的结局被排除。通过认知任务以外的方法（如自我报告或神经生物学测量，如血氧水平依赖（BOLD）信号和脑电图（EEG））测量的执行功能被排除。研究设计/类型（S）：采用（a）被试间设计，随机或准随机分配至单次正念诱导或对照条件；或（b）被试内交叉设计，条件顺序随机或平衡；并报告即时执行功能结局的定量结果。综述、评论、社论、书籍章节、未发表数据或单案例研究被排除。全文期刊文章和博士论文符合纳入条件。描述同一研究的多篇报告被链接并作为单一研究处理。当博士论文和期刊文章报告同一研究时，期刊文章优先作为数据提取的主要来源，论文不计为额外的独立研究。
**研究选择**
Fig. 1的流程图展示了文献检索和筛选的细节。初步检索识别的6646条记录和更新检索识别的2901条记录由两名独立研究者在标题/摘要层面筛选资格。两名评审员独立筛选所有全文记录的资格。评分者间一致性使用Cohen's kappa（κ）量化，加权κ为0.68。分歧通过评审团队讨论解决。该过程最终纳入66项研究进入元分析。
**数据提取与编码程序**
执行功能结局根据Diamond（2013）和Miyake等人（2000）分类为抑制控制、工作记忆和认知灵活性。对于每个结局，分类基于任务指导和提取的特定表现指标。更新检索前识别的数据由两名评审员独立提取和编码。对于所有双编码研究，分类变量的平均百分比一致性为79.1%（范围=76.1%-95.7%）。对于连续变量，平均组内相关系数为0.76（范围=0.60-0.94）。任何分歧或不确定性由评审团队讨论直至达成共识。据此，研究者提取了以下信息：效应量信息（正念和对照条件下合格执行功能测试的均值、标准差和样本量，以及执行功能测试评估的成分）；研究特征（发表年份、是否发表于同行评审期刊或博士论文、数据收集的国家和洲）；参与者特征（年龄、女性比例、有先前冥想经验的参与者百分比、临床/非临床/高危组）；研究设计（被试内或被试间设计；是否使用状态正念检查；对照组类型（主动、被动），如为主动：类型（中性任务、心智游移诱导、放松脚本或其他非中性对照条件（如情绪诱导）））；正念诱导特征（持续时间（分钟）；正念类型（聚焦注意、开放监控、混合）；正念成分（非评判、非反应、去中心化））；操纵检查（如研究有操纵检查，该测量上正念和对照组的均值与标准差）。
**效应量数据**
如果一项研究包含多个实验和/或对照组，所有符合纳入标准的组均纳入分析。然而，在某些情况下，仅选择最合适的组以确保与非必要变量方面实验条件的最佳可比性。该选择基于正念和对照组成分及整体研究设计的一致性程度。这些研究及选择理由在补充表S3中说明。
**偏倚风险评估**
原始研究的质量使用Cochrane偏倚风险工具（ROB 2.0）评估。该工具评估五个领域：（1）随机化过程，（2）偏离预期干预，（3）缺失结局数据，（4）结局测量和（5）报告研究的选择。对于交叉试验，研究者额外评估了阶段和延续效应。两名评审员在更新检索前独立评估所有识别的研究。偏倚风险判断的平均百分比一致性为80%（范围=68%-98%）。任何分歧或不确定性由评审团队讨论直至达成共识。
**元分析程序**
使用RStudio 4.5.0中的{metafor}包进行三水平元分析模型以估计所有纳入研究的总体效应量。选择该方法是因为大多数研究报告多个效应量，违反了传统元分析中的独立性假设。主要分析对总体执行功能使用三水平随机效应模型。研究者未将三个执行功能成分分别作为主要结局进行元分析，因为这会增加统计检验数量并增大假阳性发现的风险，因此三个成分的结果在亚组分析中考察。
**效应量**
效应量使用正念诱导组与对照组在执行功能测试后测的标准化均数差计算。具体而言，选择Hedges' g而非Cohen's d，因为它包含对小样本量的校正。主要估计为正念与对照条件之间的即时后测差异。对于被试间设计研究，Hedges' g由正念组和对照组诱导后的均值和标准差计算。对于交叉被试内研究，配对标准化均数差由条件后得分计算，以考虑同一参与者在两种条件下的重复测量。当未报告条件得分之间的被试内相关时，假设r=0.50；敏感性分析考察了r=0.30和r=0.70。选择后测得分作为主要结果以保持跨研究一致的标准化效应量定义，因为并非所有合格研究都有基线测量。被描述为伪随机或准随机的研究在敏感性分析中考察，并在有数据时使用前后变化得分进行额外的敏感性分析。正效应量表示正念诱导的益处，负效应量表示对照条件优于正念组。Hedges' g的解释遵循Cohen（2013）的经验法则：0.2表示小效应，0.5表示中等效应，0.8表示大效应（均以绝对值理解）。尽可能使用原始后测均值和标准差计算效应量。当仅有图形数据时，使用PlotDigitizer平台估计值，标准误使用公式SD=SE*√n转换为标准差。
**三水平随机效应模型的估计**
大多数研究报告多个效应量，如来自多个执行功能结局、任务、评分指标、实验条件或共享对照组的估计。因此，效应量嵌套于独立样本或实验内（random = ~ 1| Study_ID/Effect_ID）。来自同一参与者样本的效应量分配至同一Study_ID，而同一文章内报告的独立样本分配单独的Study_ID。三水平模型在水平1考虑每个效应量的抽样变异，在水平2考虑同一Study_ID内效应量之间的异质性（τ2within，水平二，如同一研究内的多个比较组或效应量），在水平3考虑Study_ID之间的异质性（τ2between）。由于依赖效应量之间的抽样协方差不可用，模型使用边际抽样方差在工作独立性结构下拟合，使抽样方差-协方差矩阵为对角矩阵。使用{clubSandwich}包的coef_test()应用聚类稳健（CR2）方差估计（RVE）于拟合模型，以Study_ID聚类并使用Satterthwaite小样本校正，以获得对组内抽样协方差结构错误设定稳健的统计推断。同时拟合两水平模型以与三水平模型比较，评估后者是否提供显著更好的拟合。异质性使用Q统计量评估，并使用I2统计量量化，分区考察归因于研究内（水平2；I2within）和研究间（水平3；I2between）水平的方差比例。
**敏感性分析**
进行了多项敏感性分析以评估元分析结果的稳健性。第一，对于未报告被试内相关的交叉研究，使用r=0.30和r=0.70重新计算配对效应量。第二，排除无法确认真实随机分配的被试间设计研究后重复分析。第三，对于报告前后结局的研究，计算替代的前后效应量。为考察合并估计是否受可能独立影响执行功能表现的主动 comparator 影响，研究者进行了排除体育锻炼作为 comparator 的敏感性分析。然后，排除潜在离群值作为敏感性分析。另一项敏感性分析排除包含正念和对照条件之外实验操纵的研究，考察总体估计是否依赖于正念可能在实验诱发的情绪或认知状态背景下起作用的研究。具体而言，识别和检查潜在离群值，并通过比较包含和不包含它们的结果评估这些比较对合并效应量的影响。对于离群值和影响诊断，研究者遵循Schroeder（2024）概述的教程。具体而言，通过识别95% CI与元分析95% CI不重叠的效应量来筛选离群值。然后使用Cook距离（>0.50）、dfbetas（|dfbetas|>1）和hat值（截断值为3*(p/k)；p指模型系数数量，k指效应量数量）检查这些潜在离群值是否为影响案例。
**调节效应分析**
为探究异质性的潜在来源，研究者进行了一系列预先注册的调节效应分析。分类调节变量（k≥5）使用混合效应模型考察，统计显著性由调节变量的omnibus F检验确定。这些变量包括：执行功能成分、人群、先前冥想经验、正念诱导特征（即正念诱导类型和使用的不同练习）、研究设计（即对照条件类型、实验设计）、操纵检查（即是否实施状态正念检查）。对于人群类型分析，"亚临床"（如因特定风险暴露如吸烟者或重度媒体使用者而招募的样本）和"临床"（即有精神障碍既往或当前诊断者）亚组合并为单一"易感"组，因为每个类别包含少于五项研究。对于主动对照组类型，中性对照条件指不旨在诱发任何特定心理状态的活动（如听音频录音）。心智游移对照指明确指导参与者让思绪游移的条件。放松对照指引导参与者放松的条件（如通过脚本化放松指导）。"其他"和"体育锻炼"类别包括不符合这些定义的对照条件。本研究中，该类别包括担忧和压力诱导、情绪重评任务、神经反馈训练和倒数认知任务。考虑到可用研究数量有限及这些调节效应分析相应低统计效力的可能性，研究者在报告调节变量显著性的同时呈现亚组的平均效应量。连续变量作为调节变量使用混合效应元回归模型（k≥10）评估。统计显著性由回归斜率检验评估。这些调节变量为：年龄、女性比例、正念诱导持续时间和正念与对照条件之间状态正念的标准化均数差。对于状态正念效应量的分析，研究者仅纳入报告有效状态正念测量（如状态正念量表（SMS）和多伦多正念量表（TMS））结果的研究。报告依从性检查（如"你是否遵循了指导？"）的研究被排除在该特定分析之外。生成森林图和气泡图以可视化这些发现。
**发表偏倚**
创建漏斗图以视觉检查发表偏倚。漏斗图以精确度测量（即标准误）为横轴图形化表示个体研究效应量。在无小研究效应（可能是发表偏倚的指标）的情况下，研究分布预期围绕总体合并效应估计对称。为正式量化图中观察到的任何不对称性，研究者采用Egger线性回归检验。
**结果**
**研究特征**
图S1按国家展示了纳入研究的地理分布。大多数研究在美国进行（k=30），其次是中国（k=6）和其他几个国家。表S1列出了纳入执行功能任务的特征。共纳入k=66项研究进入分析，产生kes=187个效应量，正念诱导组n=2,503名参与者，对照组n=2,511名参与者。总体执行功能结局分类为三个成分：抑制控制（k=50，kes=130）、工作记忆（k=17，kes=31）和认知灵活性（k=16，kes=26）。关于参与者人口学特征，大多数研究纳入非临床样本（k=58，88%）。临床样本研究包括精神分裂症患者、接受心理治疗的个体和抑郁症患者。招募高危样本的研究包括吸烟者、重度媒体多任务者和高特质攻击性个体。就先前冥想经验而言，28项研究明确招募新手，16项研究纳入有先前经验者（其余24项研究未报告此信息）。实验程序在各研究间存在差异。一部分研究（k=10）在正念诱导之外包含额外实验操纵，如情绪诱导（k=3）或认知疲劳诱导（k=3），以及急性应激任务（k=2）、放松视频任务（k=1）和攻击启动任务（k=1）。正念诱导主要为聚焦注意（k=58，84.9%），少数研究使用开放监控（k=3），七项研究使用混合方法。具体指导元素包括非评判（k=30）、非反应（k=20）和去中心化（k=12）。正念诱导持续时间范围为3.33至30分钟。对照条件包括被动（即等待列表；k=5）和主动对照条件，包括中性任务（k=49）、放松（k=7）、心智游移诱导（k=8）、体育锻炼（k=3）和其他非中性任务（k=3）：一项研究中为担忧和压力诱导，一项研究中为认知任务（倒数）；其他训练任务（k=2）：一项研究中为情绪重评指导，一项研究中为神经反馈训练。值得注意的是，仅28.7%的研究（k=23）包含操纵检查以评估诱导后的状态正念，19项研究报告了有效的状态正念数据。研究设计在各纳入研究间不同。重要的是，仅部分研究对参与者设盲研究目的（k=10），而其他研究（k=56）未设盲。仅7项研究预先注册。大多数研究使用被试间设计（k=51，77.27%）。仅45.5%研究（k=30）报告了统计效力分析。
**平均效应量**
对于所有执行功能结局的效应，使用RVE的三水平元分析模型综合了来自66项独立研究的187个效应量估计。平均效应量小而显著，g=0.09，95% CI [0.03, 0.16]，t(59.9)=2.76，p<0.01。完整（三水平）模型相比两水平简化模型显示更好的拟合，因为三水平模型的Akaike（AIC）和贝叶斯信息准则（BIC）更低，且比较两模型的似然比检验（LRT）显著（χ2=32.64，p<0.001）。异质性检验表明效应量之间存在显著变异，Q(186)=305.96，p<0.001。在三水平模型中，研究间方差成分τ2level 3=0.05，而研究内（水平2）方差估计为零，表明异质性几乎完全位于研究间水平。与此一致，基于I2统计量的方差分解显示，总变异性的48.29%归因于研究间异质性（水平3），而研究内异质性（水平2）可忽略（I2within=0%）。最大比例的方差（51.71%）归因于抽样误差（水平1）。对于离群值分析，研究者检测到两个比较为潜在离群值，然而对这些研究的检查未表明与样本中所有其他研究有实质性偏差。此外，敏感性分析显示这些潜在离群值未显著影响总体元分析结果。因此，这些被保留在数据分析中。所有额外敏感性分析的结果见表S4。在替代假设和分析规范下，合并估计在方向和幅度上保持可比，总体发现的实质性解释未改变。Fig. 2的森林图描绘了个体效应量的大小及其相应的95%置信区间。
**调节效应分析**
表1总结了调节效应分析的结果。包含少于五项研究的亚组被排除在模型之外以确保估计的稳定性。执行功能成分：无证据表明效应在执行功能子领域之间存在差异。考虑到可能的小统计效力，研究者仍呈现特定亚组合并估计结果。值得注意的是，对抑制控制存在小而显著的效应，但对工作记忆和认知灵活性的效应未达显著性。然而，鉴于非显著调节检验和各亚组研究贡献不同，这不应被解释为亚组间差异的证据。样本特征：关于总体执行功能的调节效应分析未显示年龄、性别或人群类型的显著调节。这些分析可能效力不足，因此应谨慎解读，并应检查不同类别的平均效应量。具体而言，纳入非临床样本的研究显示小而显著的合并效应（g=0.08，95% CI [0.01, 0.15]），而在易感样本研究中效应未达显著性（g=0.17，95% CI [-0.08, 0.42]）。正念诱导特征和研究设计：其他 tested 调节变量均无统计学显著性。正念诱导的效应不显著取决于研究设计、正念练习类型或非评判、非反应或去中心化成分，但再次，这些分析可能效力不足。所有亚组中均发现非常小至小的平均效应。最后，诱导持续时间对效应量也无显著影响。状态正念效应量：19项研究可纳入该分析。正念诱导对执行功能的效应不受正念与对照条件之间状态正念标准化均数差的调节。排除状态正念效应量中两个离群值的敏感性分析未改变结果，表明发现对怀疑离群值的纳入或排除不敏感，因此所有效应量保留在调节效应分析中。该分析可能效力不足。按状态正念效应量排序的森林图未提示执行功能效应量的明显递增或递减模式。
**偏倚风险**
关于研究质量，四项研究被判定为高偏倚风险。其中一项遵循交叉设计，高风险主要与延续效应信息不足相关。两项被试间研究因伪随机或准随机被评定为高偏倚风险。一项研究因缺失结局数据被评定为高风险。在敏感性分析中排除这些研究时结果不敏感。84.85%研究被评定为"有一些担忧"，主要由于缺乏预注册（"报告结果选择中的偏倚"）。
**发表偏倚**
为评估小研究效应的潜在影响，生成了轮廓增强漏斗图，进行了三水平Egger回归检验以检验漏斗图不对称性，并进行了先进的敏感性分析以量化发表偏倚对合并效应估计的潜在影响。漏斗图提示标准误较大的效应有落在图正侧的轻微倾向，这可能与小研究效应一致。然而，使用Egger元回归的正式稳健不对称性检验不显著，b=0.85，SE=0.58，t(21.3)=1.47，p=0.16，未提供系统小研究效应的证据。学生化残差诊断标记三个效应量为潜在离群值。然而，在敏感性分析中排除这些效应未改变最终结果，所有效应保留在主要分析中。
**讨论**
本三水平随机效应模型元分析研究考察了简短正念诱导对总体执行功能及其三个成分（抑制控制、工作记忆和认知灵活性）的急性效应，依据Miyake及其同事（2000）最广泛使用的模型。从66项研究、187个效应量提取的结果表明，单次正念诱导急性增强总体执行功能，但效应量仅小。尽管观察到研究间 substantial 异质性，亚组分析未揭示显著调节变量。再次，这些调节变量可能效力不足，因此观察了亚组的平均效应量。所有亚组中均出现非常小至小的平均效应量。与提出正念增强执行功能的理论框架一致，本元分析揭示了正念诱导对总体执行功能的显著正急性效应。然而，该效应仅小（g=0.09）。有趣的是，该估计与正念项目长期效应（3-90次训练）的元分析报告效应相当（g<0.2）。这一发现提示简短正念诱导可能触发执行功能的即时状态水平效应，其效应量接近在长期改善背景下更广泛和密集训练所见的效应量。本研究结果部分不同于Gill等人（2020）报告的非显著发现。这一差异可能归因于关于总体效应量的统计效力增加，综合了更大的研究池，允许识别先前较小综述可能未检测到的细微但显著的效应。此外，Gill及其同事（2020）仅纳入新手参与者，他们在冥想经验早期可能投入更多心理努力以克服习惯性反应来参与正念，这可能掩盖正念诱导的潜在有效性。值得注意的是，三个子领域之间无显著差异，但小效应在抑制控制上显著，而工作记忆和认知灵活性的非常小效应未达显著性。原始研究中用于评估抑制控制的行为任务要求参与者理解和维持任务规则，将注意分配到任务相关目标而忽略分心或冲突信息（如Flanker任务中的不一致试次或Stroop任务中的非匹配颜色-词对），并抑制自动或冲动反应。考虑到正念练习要求个体监控注意并在心智游移时将注意重新导向对象，它仅对抑制控制提供小益处令人惊讶。对当前与预期目标之间差异的意识增强增加冲突监控，激活对抑制控制至关重要的前扣带皮层（ACC）。此外，正念-意义理论（MMT）提出正念练习增强元意识，使个体能够从习惯性反应中去中心化并参与去自动化过程，进而增强抑制控制。观察到的小效应量也可由Hadash等人（2025）近期提出的正念内部注意（MIA）框架解释。根据该框架，正念练习主要通过引导练习者关注内部产生的感觉（如呼吸和感知身体部位产生的感觉）来靶向内部注意（IA）。而抑制任务如Stroop和持续注意反应任务（SART）涉及处理外部视觉刺激（如颜色、形状和方向），解决这些任务中冲突所需的认知控制依赖于晚期外部注意（EA）过程。关键是，MIA框架提出晚期EA和IA共享共同执行资源，包括抑制控制。这种共享资源机制解释了为何正念诱导对抑制产生显著效应。然而，纳入研究中的正念诱导仅持续3至30分钟。如此简短的诱导可能仅暂时启动这些共享资源而非增强其容量，这可能仅导致小效应。此外，如Leyland等人（2019）所提示，正念诱导对执行任务的效应可能受增强的负性情绪状态调节。可能一定程度的困扰是益处显现所必需的。然而，考虑到包含情绪诱导的研究数量较少，研究者无法实证检验这一潜在调节变量。总之，虽然这一显著效应在理论上支持正念对抑制控制的作用，但小效应量对其实践意义提出了重要问题。简短正念诱导对认知灵活性和工作记忆的合并效应小且无统计学显著性，表明现有证据未提供对这两个领域即时改善的可靠支持。本工作记忆发现与较长正念项目的一些元分析证据形成对比，而认知灵活性发现与注意转换的混合证据更为一致。例如，Cásedas等人（2020）报告工作记忆的显著合并效应但认知灵活性无显著效应，Millett等人（2021）同样识别出工作记忆的小效应但注意转换无显著效应。更近期的元分析提示认知效应可能因执行功能领域而异。一种合理解释是，尽管正念练习训练了与工作记忆和认知灵活性均相关的过程，包括维持注意、监控分心、脱离无关信息和将注意重新导向目标，但单次简短诱导可能提供不足的重复练习以改善工作记忆容量和灵活性能力。如Jha等人（2019）所指出的，信息的成功维持和操作可能需要随时间"重复和系统"的参与以缓解记忆下降。单次诱导可能减少对分心物的注意以改善抑制，但不足以扩展复杂更新任务所需的认知容量。此外，认知灵活性发展晚于工作记忆和抑制控制，并建立在两者协调运作的基础上。鉴于这些相对复杂的协调需求，单次简短正念诱导可能不足以产生可检测的认知灵活性表现改善。然而，本元分析未直接比较单次诱导与多疗程干预，诱导持续时间也未显著调节效应量。因此，需要累积练习的可能性应谨慎解释。测量特征也可能限制了敏感性。应注意，原始研究中超过80%的工作记忆结局以正确率索引，这可能产生天花板效应并降低对小诱导效应的敏感性。认知灵活性使用异质性任务和指标集操作化，包括正确率、完成时间、反应时间、转换成本和复合表现分数，可能降低合并估计的可比性和精确性。最后，MAT指出虽然注意监控是正念的基本部分，但接纳态度成分对减少反应性和加载认知资源至关重要。然而，培养此类态度品质（如非评判、去中心化）需要持续练习，在单次简短会话中可能难以诱导。事实上，纳入研究显示大多数诱导甚至未尝试这一点：它们主要关注基本注意指导（如"关注呼吸"），较少有去中心化（k=12）或非评判态度（k=30）的指导。未诱导这些态度，正念练习可能不那么有效。这可能不仅解释工作记忆和认知灵活性缺乏显著效应，也解释为何抑制控制和总体执行功能仅出现小效应量。研究者推测并非所有研究和正念诱导脚本在诱导正念状态方面同等有效。这很重要，因为首先是否实质诱导了状态正念的提高对于解释心理结局（如执行功能表现）的结果至关重要。重要的是，虽然原始研究中状态正念诱导程度存在 substantial 变异，但元回归分析显示正念与对照条件之间后测状态正念操纵检查的差异未显著预测正念诱导对执行功能的效应。然而，鉴于报告合格操纵检查的研究数量较少（k=19），可能导致低统计效力，该发现应谨慎解读。尽管如此，研究者不能得出诱导状态正念的变异解释执行功能结局效应量变异的结论。一种可能解释是主观体验与客观认知表现之间的分离，尤其在新手练习者中。如Tang等人（2015）所指出的，新手在正念训练早期可能投入更大努力，并可能将主观努力感或随后的放松与成功达到正念相混淆，可能以与客观执行功能表现改善不对应的方式夸大自我报告分数。此外，本元分析纳入的状态正念测量（即SMS和TMS）主要关注内部体验。因此，这些自我报告状态在多大程度上应预期迁移到依赖外部刺激的行为任务表现仍不清楚。研究者考察了一系列潜在调节变量（如样本特征、正念诱导和研究设计），但这些分析未提供可靠证据表明合并效应在调节变量水平间存在差异。这些零发现应谨慎解读，因为元分析中的调节检验，特别是研究较少的亚组分析或范围受限的连续调节变量，往往效力不足。重要的是，它们初步证实了急性正念诱导的广泛适用性，并确认这些诱导对执行功能表现产生非常小至小的益处。包含额外实验操纵的研究的纳入也值得考虑。情绪、压力和认知疲劳操纵可能暂时增加情感反应性或损害认知表现。在这些背景下，正念诱导可能对相关损害起保护作用或促进恢复，这与Leyland等人（2019）的发现一致，即正念诱导后的执行功能益处主要见于涉及情绪诱导结局的研究。监控与接纳理论进一步提出，注意监控可能增加对内部体验的意识，但接纳改变与所监控体验的关系并可能减少情绪反应性。因此，正念在情感或压力挑战下的效应可能部分取决于是否包含接纳相关指导。然而，额外操纵具有异质性且仅纳入10项研究，妨碍了对操纵类型或其与诱导内容交互作用的可靠评估。重要的是，在敏感性分析中排除这些研究未改变合并估计，表明主要发现不受其纳入影响。
**实践意义**
简短正念诱导对执行功能表现的统计学显著益处与提出简短正念练习可能增强认知表现的理论一致。然而，当个体在复杂任务前寻求即时和实质性的认知资源提升时，如此小效应的实践意义可能有限。与其他急性干预（如体育锻炼，其一致显示对执行功能的小至中等效应（d=0.20至0.36））相比，正念对即时认知表现的小效应值得考虑。对于面临高认知需求（如考试）的个体，高强度或中等强度体育锻炼可能是增强执行功能的更优替代方案。
**局限性**
本元分析呈现了正念诱导对执行功能急性效应及其是否由首先诱导的状态正念水平解释的最新、全面综合。然而，纳入文献和本元分析中的若干方法学局限性值得考虑。第一，许多研究未能提供正念诱导的完整脚本甚至指导内容的详细描述。如Im等人（2021a, b）所指出的，没有透明报告和标准化定义，难以准确分类特定类型的正念练习，从而掩盖了对执行功能益处负责的特定活性成分。这限制了亚组分析的精确性。第二，尽管验证实验操纵具有理论重要性，但现有文献中很少有研究进行操纵检查。仅少数纳入研究（k=19）使用标准化状态正念量表（如TMS、SMS）验证诱导了状态正念的提高。这一省略对内部效度构成威胁，因为难以区分执行功能任务的零结果源于正念练习无效还是仅仅源于首先未能成功诱导正念状态。未来研究可优先进行超越简单依从性问题的严格操纵检查，以区分实施失败与理论零效应。第三，与近期提出的MIA框架一致，标准行为执行功能测量可能缺乏评估正念特定获益的构念效度。大多数执行功能任务（如Stroop、Flanker）评估对外部刺激的注意调节。然而，正念诱导主要训练对内部体验的监控和调节。这种不一致提示当前测量范式可能对正念培养的特定认知变化不敏感。未来研究应考虑纳入设计用于测量人们如何管理内部分心的较新任务（如模拟思维范式），这可能更好地捕捉正念诱导的特定认知效应。此外，解释结果时还应考虑研究质量。四项研究因分配程序随机化不足、交叉设计中潜在延续效应或缺失结局数据的担忧被评定为高偏倚风险。排除这些研究未改变合并估计，表明主要发现不受方法学局限性研究的影响。然而，许多研究被判定为有一些担忧，主要因为没有可用的预注册方案或分析计划来验证结局和分析的预定选择。鼓励未来研究预注册其方案和分析计划以提高透明度并减少对选择性报告的担忧。最后，由于总体可用研究数量有限，调节效应分析方面更甚，本元分析结果应谨慎解读。这一局限性可能降低统计效力，使检测小效应更加困难，并增加II类错误的风险。因此，这些领域的非显著结果不应被视为无效应的明确证据。随着研究积累，未来元分析可能更好地检测本综合中未能识别的非常小至小但显著的执行功能益处。
**结论**
总之，本三水平元分析提供证据表明简短正念诱导对总体执行功能有小而显著的益处。抑制控制出现小而显著的效应，而工作记忆和认知灵活性的小效应未达显著性。这可能提示简短正念诱导有效激活基本冲突监控和目标导向的非自动化行为，即使在缺乏长期训练的情况下。然而，研究者结论认为简短正念练习效应的实践意义似乎有限。未来实验应包含标准状态正念操纵检查以证明成功诱导。此外，研究者鼓励开发包含内部分心（如模拟思维）的行为执行功能任务，从而使测量范式更贴近正念练习的内部聚焦性质。此外，纳入负性情绪诱导将允许检验提高的状态正念是否在困扰下保护执行功能表现。
