大學(xué)生自尊與心理健康的元分析
——以中國大學(xué)生為樣本*

高 爽 張向葵 徐曉林

(東北師范大學(xué)教育學(xué)部心理學(xué)院,長春 130024)

1 引言

近20年來,大學(xué)生的心理健康問題倍受社會關(guān)注,也成為心理學(xué)界研究的熱點(diǎn)問題之一。2010年,中共中央、國務(wù)院出臺的《2010?2020年國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要》明確提出“加強(qiáng)心理健康教育,促進(jìn)學(xué)生身心健康、體魄強(qiáng)健、意志堅(jiān)強(qiáng)”?？梢?國家和相關(guān)部門非常重視學(xué)生心理健康教育。回顧大學(xué)生心理健康問題研究,其中與其關(guān)系最密切的心理因素是自尊問題。自尊是大學(xué)生心理發(fā)展最突出最重要的年齡特征之一,是青年心理健康的保護(hù)因素(黃希庭,鄭涌,1999)。研究表明自尊作為自我系統(tǒng)的核心成分之一,與個體的心理健康狀況與人格特征關(guān)系密切,對個體的認(rèn)知動機(jī)情感及行為均有廣泛的影響(Baumeister,2010),大量的實(shí)證研究證實(shí),自尊與心理健康的關(guān)系極為密切,是心理健康的核心,這個核心的狀態(tài)直接關(guān)系著心理健康的狀態(tài)(叢曉波,田錄梅,張向葵,2005)?？v觀國內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn),自尊對心理健康具有影響,且自尊與心理健康的相關(guān)密切。本研究僅采用中國大學(xué)生為樣本,進(jìn)行自尊與心理健康的元分析,進(jìn)一步細(xì)化地探討二者的關(guān)系,以獲得更客觀和綜合的結(jié)果。

1.1 自尊的概念與測量

自尊(Self-esteem)的概念已經(jīng)擁有大量的理論解釋和實(shí)證研究(Kernis,2006;Swann &Bosson,2010)。從歷史看,詹姆斯將自尊定義為“成功率與人生重要領(lǐng)域的維護(hù)”對后人定義自尊有重要影響。最新的自尊定義強(qiáng)調(diào)自尊應(yīng)該從自我概念(Self-concept)結(jié)構(gòu)中分離出來,自尊是在表達(dá)情感,或者評估自我概念結(jié)構(gòu)中,強(qiáng)調(diào)人們?nèi)绾胃惺茏晕?Leary &Baumeister,2000)。一般考察自尊的方式包括內(nèi)隱自尊的測量和外顯自尊的測量,Buhrmester,Blanton和Swann(2011)研究認(rèn)為,主流的內(nèi)隱自尊測量方法有兩種,即內(nèi)隱聯(lián)系測驗(yàn)與名字信測驗(yàn)。然而,內(nèi)隱測驗(yàn)彼此之間并沒有體現(xiàn)出較高的信度與聚合效度,并且,內(nèi)隱自尊對人格與幸福感只有較小的預(yù)測作用(Krizan &Suls,2009;Buhrmester et al.,2011)。所以本研究只考察外顯自尊,所采用測量自尊的量表為廣泛使用的《Rosenberg自尊量表》(Rosenberg Self-Esteem Scale,RSES)(Rosenberg,1965)。

1.2 心理健康的概念與測量

心理健康(Mental health)是指人的心理,即知、情、意活動內(nèi)在關(guān)系協(xié)調(diào),心理的內(nèi)容與客觀世界保持統(tǒng)一,并據(jù)此能促進(jìn)人體內(nèi)、外環(huán)境平衡和促使個體與社會環(huán)境相適應(yīng)的狀態(tài),并由此不斷地發(fā)展健全人格,提高生活質(zhì)量,保持旺盛精力和愉快情緒(周郁秋,劉紅,2006)。關(guān)于大學(xué)生心理健康的測量,國內(nèi)研究多選用《癥狀自評量表-SCL90》,即SCL-90。該量表使用于國內(nèi)不同人群的心理健康測量,如對國內(nèi)飛行員、護(hù)士等心理健康進(jìn)行元分析時采用該量表(鄧麗芳,2013;張平,陳蕾,宋旭紅,鄧晶晶,2011),尤其是大學(xué)生的心理健康測量更表現(xiàn)出廣泛的使用性(黃艷蘋,李玲,2009)?！栋Y狀自評量表-SCL90》有90個項(xiàng)目,包括軀體化、強(qiáng)迫、人際敏感、抑郁、焦慮、敵對、恐怖、偏執(zhí)和精神病性等因子。所以,本研究選擇 SCL-90作為測量大學(xué)生心理健康的指標(biāo)。

國內(nèi)眾多的研究者使用該量表研究自尊與心理健康的關(guān)系,但研究結(jié)果卻不盡相同,因此有必要對中國大學(xué)生關(guān)于自尊與 SCL-90因子之間的相關(guān)進(jìn)行元分析,探討影響二者關(guān)系的因素。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)搜集

使用中國期刊網(wǎng)(CNKI)、維普期刊網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)、中國優(yōu)秀碩博學(xué)位論文四個數(shù)據(jù)庫,對國內(nèi) 2000年至今有關(guān)大學(xué)生自尊與心理健康相關(guān)研究進(jìn)行檢索。以“大學(xué)生,自尊,SCL-90,心理健康”等為關(guān)鍵詞,選取標(biāo)準(zhǔn)為：(1)文獻(xiàn)中主要探討大學(xué)生自尊與 SCL-90關(guān)系。(2)文獻(xiàn)中明確表明所使用測量工具為《Rosenberg自尊量表》和《癥狀自評量表-SCL90》;(3)文獻(xiàn)報(bào)告自尊與心理健康數(shù)據(jù)完整,如相關(guān)系數(shù)、差異檢驗(yàn)結(jié)果等;(4)文獻(xiàn)中的樣本大小明確。應(yīng)用上述標(biāo)準(zhǔn)對文獻(xiàn)進(jìn)行閱讀篩選,除去綜述文獻(xiàn)、重復(fù)發(fā)表文獻(xiàn)以及未明確標(biāo)明數(shù)據(jù)的研究后,共計(jì)有30份中文數(shù)據(jù)符合入選標(biāo)準(zhǔn),具體情況見表1。

2.2 變量編碼

對收集到的文獻(xiàn)進(jìn)行特征編碼,包括被試類型、期刊類型、地域分布等。具體編碼見表1和表2。效應(yīng)值的產(chǎn)生以獨(dú)立樣本為單位,對每個獨(dú)立樣本編碼一次。如果文獻(xiàn)包含多個獨(dú)立研究文獻(xiàn),對應(yīng)的進(jìn)行多次編碼。

2.3 理論假設(shè)

本研究對大學(xué)生自尊與 SCL-90提出以下假設(shè)。假設(shè)1：大學(xué)生自尊與SCL-90主效應(yīng)顯著;假設(shè)2：自尊與抑郁和焦慮的相關(guān)程度較高;假設(shè)3：被試類型對大學(xué)生自尊與 SCL-90有調(diào)節(jié)效應(yīng);假設(shè)4：期刊類型對大學(xué)生自尊與SCL-90有調(diào)節(jié)效應(yīng);假設(shè) 5：地域分布對大學(xué)生自尊與 SCL-90有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2.4 效果量計(jì)算

計(jì)算效果量的目的在于整合大學(xué)生自尊與心理健康的相關(guān),本文采用相關(guān)系數(shù)r作為效果量。具體計(jì)算過程如下：,其中Zr代表對應(yīng)的r經(jīng)過轉(zhuǎn)換的值,VZ為方差,SEZ為標(biāo)準(zhǔn)誤,W代表方差權(quán)重的倒數(shù)(Borenstein,Hedges,Higgins,&Rothstein,2009)。

2.5 異質(zhì)性檢驗(yàn)

透過元分析觀測值所獲得的效果量包括兩部分：真實(shí)效果量和誤差,誤差會造成效果量部分虛假,若虛假部分超過統(tǒng)計(jì)范圍,則所獲得的效果量為異質(zhì),需要進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。異質(zhì)性檢驗(yàn)的目的是檢驗(yàn)研究所得的平均效果量是否異質(zhì),一般常使用χ2作為異質(zhì)性Q檢驗(yàn)的指標(biāo)。Q檢驗(yàn)的公式為Zri為第i個效果量,SE為平均效果量(Borenstein et al.,2009)。當(dāng)Q達(dá)到顯著,數(shù)據(jù)呈異質(zhì),選擇隨機(jī)效應(yīng)模型(random model);反之同質(zhì),選擇固定效應(yīng)模型(fixed model)。若選擇隨機(jī)效應(yīng)模型,則需要對模型進(jìn)行修正,即將各研究的權(quán)重進(jìn)行調(diào)整,具體的公式如下(Borenstein et al.,2009)：

2.6 數(shù)據(jù)分析及處理程序

首先應(yīng)用Office 2010與SPSS 20.0進(jìn)行前期的文獻(xiàn)整理與編碼,使用 R語言進(jìn)行元分析的統(tǒng)計(jì)計(jì)算,最后使用SPSS 20.0,Mplus 6.0對效果量進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

表1 自尊與SCL-90各因子的基本資料

表2 元分析變量編碼賦值表

3 結(jié)果

3.1 自尊與SCL-90各因子相關(guān)的效應(yīng)值檢驗(yàn)

3.1.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

表3結(jié)果顯示自尊與SCL-90各因子的結(jié)果Q值均達(dá)統(tǒng)計(jì)學(xué)上顯著水平(p<0.001),表示拒絕同質(zhì)性虛無假設(shè)。經(jīng)異質(zhì)性檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)都呈異質(zhì)性結(jié)果。若H>1.5,提示研究間存在異質(zhì)性,或當(dāng)I2值超過25%、50%、75%時,分別提示研究間具有低度、中度及高度異質(zhì)性(鄭明華,2013)。進(jìn)一步檢驗(yàn)異質(zhì)性程度顯示I2均超過75%且H均大于 1.5。由此可見,該元分析具有高度異質(zhì)性,所以選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。在隨機(jī)效應(yīng)模型中,在解釋I2的同時,需要說明Tau-squared,其作用在于分配各研究的權(quán)重,調(diào)整真實(shí)變異(Borenstein et al.,2009)。

表3 自尊與SCL-90異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.1.2 主效應(yīng)檢驗(yàn)

表4是大學(xué)生自尊與 SCL-90的模型分析結(jié)果?？梢?大學(xué)生自尊與SCL-90均呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。根據(jù)Lipsey和Wilson的標(biāo)準(zhǔn),效應(yīng)值相關(guān)系數(shù)為小于0.1、大于0.1小于0.4、大于0.4,則分別對應(yīng)低、中、高度相關(guān)(Lipsey &Wilson,2001)。本文獲得的效果量都在0.2～0.4之間,屬于中度相關(guān)。其中自尊與抑郁(r= ?0.391)、人際敏感(r= ?0.339)、焦慮(r= ?0.326)相關(guān)較高,符合假設(shè)1和假設(shè)2。

表4 自尊與SCL-90模型分析結(jié)果

3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

對研究被試類型、期刊類型以及地域分布進(jìn)調(diào)節(jié)作用分析。對被試類型進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn),除了對自尊與精神病性因子(Q= ?4.17,p<0.05)有調(diào)節(jié)效應(yīng)外,對其他均無調(diào)節(jié)作用,且?？粕淖宰鹋c精神病性因子相關(guān)(r= ?0.334)比本科生的相關(guān)(r= ?0.318)高,見表5。對期刊類型進(jìn)行調(diào)節(jié)分析發(fā)現(xiàn),期刊類型僅對自尊與焦慮(Q=11.08,p<0.01)、偏執(zhí)(Q= 24.38,p<0.001)因子調(diào)節(jié)作用顯著,見表6。對地域分布進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)地域?qū)ψ宰鹋c SCL-90各因子的調(diào)節(jié)作用均達(dá)到顯著,其中地域分布對自尊與抑郁(Q=212.65,p<0.001)和自尊與焦慮(Q= 158.03,p<0.001)的調(diào)節(jié)效應(yīng)較大。整體上看,華中、華東和西北地區(qū)的自尊與 SCL-90各因子的相關(guān)較高,見表7。綜上所述,支持假設(shè)5。

表5 被試類型對自尊與SCL-90各因子之間的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

表6 期刊類型對自尊與SCL-90各因子之間的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

表7 地域分布對自尊與SCL-90各因子之間的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

4 討論

4.1 自尊與心理健康相關(guān)的主效應(yīng)

運(yùn)用元分析的方法,對國內(nèi)30個大學(xué)生自尊與 SCL-90的文獻(xiàn)進(jìn)行了定量分析。自尊與SCL-90各因子呈中等負(fù)相關(guān),說明自尊對心理健康是有顯著影響的,自尊越高,心理健康水平越好。其中自尊與抑郁、焦慮呈高度負(fù)相關(guān),這與自尊與心理健康(尤其是情緒健康)關(guān)系的大量研究結(jié)果相一致。有關(guān)自尊與抑郁的關(guān)系的假設(shè),已有眾多橫斷研究對此進(jìn)行論證(鄧慧華,陳慧,鐘萍,梁宗保,張光珍,2013)。本研究通過元分析發(fā)現(xiàn),相比于心理健康測量的其他因子,自尊與抑郁因子相關(guān)最高,自尊水平越低,抑郁水平越高。易感模型(Vulnerability Model)認(rèn)為個體對自我的消極評價,即低自尊是導(dǎo)致抑郁的危險因素之一(Beck,1967)。抑郁的認(rèn)知模型進(jìn)一步提出,正是不良的自我圖式,包括無價值感、失敗感、低自尊等構(gòu)成了抑郁的認(rèn)知易感性,以致個體產(chǎn)生負(fù)性的認(rèn)知,以及對自我、環(huán)境和未來的負(fù)性思維,進(jìn)而導(dǎo)致抑郁。雙重信息處理模型(Dual Process Model)也認(rèn)為,負(fù)性的自我認(rèn)知偏差如果成為聯(lián)想信息處理的基礎(chǔ),則易導(dǎo)致抑郁(Beevers,2005)。也就是說,個體的低自尊不僅是抑郁的癥狀之一,同時也是導(dǎo)致抑郁發(fā)作和持續(xù)的素質(zhì)(diathesis,即易感性)。

元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)自尊與焦慮呈高度負(fù)相關(guān),即自尊水平越低,焦慮水平越高。根據(jù)Becker等人提出的恐懼管理理論(Terror Management Theory,TMT),自尊是個體適應(yīng)社會文化環(huán)境的心理機(jī)制,具有緩解和減少由生活中的毀滅、破壞、失敗、被拒絕、被遺忘等具有“死亡”意義的因素引起的焦慮之功能,從而保證心理健康(張向葵,田錄梅,2005)。自尊水平越高,個體焦慮得到緩解,可以正常生活并進(jìn)行有效行動;自尊水平越低,個體會由于內(nèi)心的恐懼產(chǎn)生防御行為,并通過補(bǔ)償性行為來提升自我價值感。這種補(bǔ)償性行為包括親密關(guān)系,親密關(guān)系具有恐懼管理功能,且具有優(yōu)先性(劉亞楠,許燕,于生凱,2010)。Hart等人的研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)自尊受到威脅時,焦慮型的被試更需要親密關(guān)系,而回避型被試則不然?？梢?自尊作為適應(yīng)文化環(huán)境的產(chǎn)物,對焦慮具有緩沖功能,這就更好地解釋了自尊對焦慮的影響作用。蔡華儉以大量與自尊相關(guān)的研究為基礎(chǔ)進(jìn)行元分析,發(fā)現(xiàn)中國人的自尊和焦慮、抑郁都呈顯著負(fù)相關(guān)(Cai,Wu,&Brown,2009)。此外,Clark等人認(rèn)為,相比于自尊與焦慮的相關(guān),自尊與抑郁具有更強(qiáng)的相關(guān)(Clark,Watson,&Mineka,1994)。Sowislo與 Orth對自尊與抑郁和焦慮相關(guān)的追蹤研究進(jìn)行元分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)自尊與抑郁的相關(guān)要高于自尊與焦慮的相關(guān)程度(Sowislo &Orth,2013),本研究元分析的結(jié)果與此一致。三重模型(Tripartite Model)對此進(jìn)行解釋,認(rèn)為抑郁與積極情緒和消極情緒相關(guān),焦慮僅與消極情緒相關(guān),而自尊同樣與積極情緒和消極情緒相關(guān),所以表現(xiàn)出自尊與抑郁的相關(guān)要高于自尊與焦慮的相關(guān)。

同時,自尊與人際敏感相關(guān)程度較高,且自尊與人際敏感因子呈顯著負(fù)相關(guān),這表明,人際敏感是受自尊水平影響的。自尊作為行為的中介影響人與環(huán)境的關(guān)系,并影響個體人際交往的主動性與積極性(楊麗珠,張麗華,2003)。Rosenberg認(rèn)為低自尊青少年可能會表現(xiàn)出回避障礙,即嚴(yán)重的社交焦慮,本元分析的結(jié)果符合該觀點(diǎn)。社交焦慮的認(rèn)知行為模式發(fā)現(xiàn),安全行為和自我關(guān)注在社交焦慮中具有重要作用(Boelen &Reijntjes,2009),有研究表明,自尊是通過無法忍受不確定性的中介作用進(jìn)而影響個體的社交焦慮(李志勇,吳明證,2013),自尊水平較低的個體,傾向認(rèn)為未來的情境是消極的,并以相對穩(wěn)定的消極方式來應(yīng)對不確定情境,導(dǎo)致社交焦慮增加。

此外,生物因素對自尊與心理健康產(chǎn)生一定的影響,已有一些研究發(fā)現(xiàn)自尊與心理適應(yīng)潛在的生理機(jī)制。如海馬體積的減少(Pruessner et al.,2005)、皮質(zhì)醇的增加(Pruessner,Hellhammer,&Kirschbaum,1999)、前額葉腦電圖 α波的活動趨勢(Putnam &McSweeney,2008)、催產(chǎn)素受體基因的變化(Saphire-Bernstein,Way,Kim,Sherman,&Taylor,2011)等都會對自尊與抑郁產(chǎn)生影響。而這些生物因素是作為中介變量,還是調(diào)節(jié)變量,或是其他變量對其產(chǎn)生影響？需要將來進(jìn)一步的探索與研究。

4.2 自尊與心理健康相關(guān)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

研究表明,對自尊與 SCL-90進(jìn)行的元分析檢驗(yàn)都是隨機(jī)效應(yīng)模型,說明自尊與 SCL-90各因子的相關(guān)系數(shù)效果量并非同質(zhì),它們之間受到其他調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響。事實(shí)上,相比于效果量,調(diào)節(jié)變量往往是研究者更為感興趣的(Card,2012),為找出這些調(diào)節(jié)變量對大學(xué)生自尊與 SCL-90的影響,分別對被試類型、期刊類型以及地域分布分別進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

對被試類型進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),除了精神病性因子,被試類型對自尊與 SCL-90其他因子均無調(diào)節(jié)作用,從本數(shù)據(jù)中可分析,自尊對心理健康的影響不隨大學(xué)生年齡發(fā)展而變化,無論是?？粕€是本科生,自尊對其心理健康都具有顯著影響,因此在進(jìn)行心理咨詢與治療中應(yīng)多關(guān)注大學(xué)生的自尊水平。對期刊類型進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)表明,僅在自尊與焦慮和自尊與偏執(zhí)因子上具有調(diào)節(jié)作用,對其他因子均沒有調(diào)節(jié)作用,也就是說,無論是核心期刊、一般期刊還是學(xué)位論文對自尊與心理健康各因子的相關(guān)不具有顯著影響,在某種程度上認(rèn)為在整體上自尊與心理健康在文獻(xiàn)質(zhì)量上是比較穩(wěn)定的,不存在發(fā)表偏差。

對地域分布進(jìn)行調(diào)節(jié)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),地域分布對自尊與心理健康各因子相關(guān)的調(diào)節(jié)作用均顯著。其中地域分布對自尊與抑郁相關(guān)和自尊與焦慮相關(guān)的調(diào)節(jié)效應(yīng)較大。從整體上看,華東、華中、華南和西北地區(qū)的自尊與 SCL-90各因子的相關(guān)較高,東北、華北和西南地區(qū)的自尊與SCL-90的相關(guān)略低,這些差異可能受地理位置、經(jīng)濟(jì)、文化等因素影響。由中國科學(xué)院發(fā)布的《中國科學(xué)發(fā)展報(bào)告 2011》,對中國各地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)質(zhì)量內(nèi)涵與排序,發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的 GDP居于前位。本研究發(fā)現(xiàn)華東、華南等地區(qū)大學(xué)生自尊與心理健康相關(guān)高于其他地區(qū),這可能是因?yàn)樵摰貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速、生活節(jié)奏較快、競爭激烈等,導(dǎo)致大學(xué)生學(xué)業(yè)和生活壓力增加,而表現(xiàn)出自尊與心理健康的關(guān)系更為明顯。張軍對高海拔地區(qū)大學(xué)生心理健康進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn),該地區(qū)大學(xué)生心理健康各項(xiàng)指標(biāo)顯著高于全國常模和全國青年組常模,這與地理環(huán)境和氣候條件具有密切關(guān)系(張軍,2004)。本研究發(fā)現(xiàn)在地域調(diào)節(jié)作用較高的地區(qū)中,西北地區(qū)表現(xiàn)出明顯的調(diào)節(jié)作用,這可能是由于西北地區(qū)海拔高,降水稀少、氣候干燥,導(dǎo)致大學(xué)生對惡劣氣候環(huán)境的不適應(yīng),產(chǎn)生不良情緒體驗(yàn),進(jìn)而影響大學(xué)生自尊與心理健康的關(guān)系,自尊較高的個體,其心理健康水平越好。此外,在不同的文化背景下,自尊具有一些相似的功能,如促進(jìn)個體的心理健康,提高個體的幸福感(Baumeister,Campbell,Krueger,&Vohs,2003;蔡華儉,豐怡,岳曦彤,2011)。Lehman等人認(rèn)為文化是某一特定群體共享的不同于其他群體的一系列行為準(zhǔn)則與認(rèn)知(Lehman,Chiu,&Schaller,2004)。因此,不同文化背景下個體的自尊既表現(xiàn)出相似性,又具有個體差異性。蔡華儉在一項(xiàng)對中西方自尊進(jìn)行比較的研究中發(fā)現(xiàn),中國人的自尊總體和自尊的認(rèn)知成分上低于西方,但在自尊的情感成分上與西方相似(Cai,Brown,Deng,&Oakes,2007)。因本研究進(jìn)行元分析所采用的樣本為中國大學(xué)生,不具有跨文化比較的意義。但中國是個幅員遼闊、多民族的國家,而大學(xué)生自尊與心理健康是否受到不同民族文化影響,需要進(jìn)一步的探究與思考。

4.3 研究不足展望

本研究的不足與展望如下：

(1)由于元分析方法要求不僅納入已發(fā)表文獻(xiàn),而且需要納入未發(fā)表的文獻(xiàn),在文獻(xiàn)檢索中,難免會因?yàn)榧用?、個人因素等限制而導(dǎo)致部分?jǐn)?shù)據(jù)的缺失;

(2)本次元分析操作選擇的群體為中國大學(xué)生,以后的研究可以考慮到其他被試群體,更好地豐富研究;

(3)在調(diào)節(jié)變量檢驗(yàn)中,僅對被試類型、期刊類型以及地域分布進(jìn)行檢驗(yàn),將來應(yīng)該注意到是否其他潛在的調(diào)節(jié)變量對大學(xué)生自尊與心理健康產(chǎn)生作用;

(4)有關(guān)地域分布的顯著調(diào)節(jié)作用,在將來的研究中應(yīng)該更深入、細(xì)致的探討同一文化背景下,不同的地域分布對大學(xué)生自尊與心理健康的影響。

5 結(jié)論

以中國大學(xué)生為樣本,探討自尊與 SCL-90各因子的關(guān)系的元分析結(jié)果如下：

(1)大學(xué)生自尊與SCL-90各因子呈中度負(fù)相關(guān);

(2)自尊與抑郁、人際敏感、焦慮相關(guān)較高;

(3)地域分布對自尊與 SCL-90各因子的調(diào)節(jié)作用顯著。

*為納入元分析的文獻(xiàn)。

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