我國青少年自尊與主觀幸福感關(guān)系的Meta分析

楊冉 張艷紅

(長江大學 教育與體育學院,湖北 荊州434023;長江大學 預(yù)備役部隊心理教育訓練研究中心，湖北 荊州 434023)

主觀幸福感是個體根據(jù)自己設(shè)定的標準對其生活質(zhì)量的總體性評估[1],較高水平的主觀幸福感與良好的人際關(guān)系、積極的生活態(tài)度、較多的社會支持、較低的憤怒和抑郁以及更好的心理健康狀況有關(guān)[2]。作為主觀幸福感最有力的預(yù)測因素之一，自尊與主觀幸福感的認知成分緊密相連，對個體自我的發(fā)展也具有重大的影響，關(guān)系著青少年的人格發(fā)展與心理健康水平[3]。自尊與主觀幸福感的高相關(guān)性在西方個體主義文化中已經(jīng)被重復(fù)證實，但不具有跨文化的普遍性，在集體主義文化下，兩者的相關(guān)系數(shù)并不高[4]。個體主義文化強調(diào)自我的獨立、自由和獨特性等，集體主義文化則更重視和諧與關(guān)系等；因此在集體主義文化中，行為不再僅僅由個體的思想和情感所決定，導致與自尊有關(guān)的一些情感在影響主觀幸福感時顯得不再那么重要[5]，而且中國人更將謙虛視為傳統(tǒng)美德，所以低自尊在這種文化背景下有其適用性，且并不一定意味著低主觀幸福感。

目前西方有關(guān)個體主義和集體主義的跨文化研究結(jié)果一致認為，中國是集體主義文化的典型代表，但這一結(jié)論引起了一些國內(nèi)學者的質(zhì)疑[6]。西方價值觀的大量涌入，使中國社會成為傳統(tǒng)與現(xiàn)代價值觀并存的多元價值觀社會，尤其是在各種文化沖擊和交融中成長的中國青少年，兼具集體主義文化下的依存自我和個體主義文化下的獨立自我[7]。因而本研究將目光聚集在青少年這一階段，希望通過Meta分析，進而科學全面地合并青少年自尊與主觀幸福感以往的研究數(shù)據(jù)，為學校、家庭和社會提供相關(guān)的理論依據(jù)。

一、資料來源與方法

(一)文獻檢索與納入

文獻的數(shù)據(jù)來源主要為知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫、中國優(yōu)秀碩博學位論文和維普期刊網(wǎng)等，對國內(nèi)2000年1月到2018年12月有關(guān)青少年主觀幸福感和自尊的相關(guān)論文進行檢索。關(guān)鍵詞包括“主觀幸福感”“自尊”“青少年”“兒童”“初中生”和“高中生”等。而后對文獻進行納入與排除，納入標準為：其一，同時使用了主觀幸福感量表與自尊量表，并至少在文獻中報告了一個量表的維度或總分與另一個量表的維度或總分的相關(guān)系數(shù)；其二，被試為青少年，排除大學生等成人被試以及精神病患者等異常群體的被試；其三，文獻中報告了樣本量；其四，各篇文獻的樣本不同；其五，非綜述類且原始數(shù)據(jù)完整的文獻。

(二)文獻特征編碼

由兩名作者將符合納入標準的文獻按照研究特征分別進行獨立編碼，其中包括作者、出版年份、期刊類型、被試群體的類型、樣本量、相關(guān)系數(shù)、主觀幸福感和自尊量表以及地域等，進行核對并對不一致之處進行討論。每個獨立樣本的效應(yīng)值僅編碼一次，如果一篇文獻包含多個獨立研究，則進行多次編碼，如果是縱向研究，只取前測數(shù)據(jù)；同時，為了保證效應(yīng)值的獨立性，不同類型效應(yīng)值的數(shù)據(jù)僅使用一次。

(三)統(tǒng)計分析

使用Excel對文獻進行前期的整理和編碼，然后使用CMA 2.0(Comprehensive Meta Analysis 2.0)分析相應(yīng)的統(tǒng)計量。選擇Q檢驗和I2統(tǒng)計量檢驗研究間的同質(zhì)性，采用隨機效應(yīng)模型，將相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)值，然后通過FisherZ轉(zhuǎn)換，將r轉(zhuǎn)換成Z值，然后通過加權(quán)平均數(shù)將Z轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù)，這樣就可以得到總體效應(yīng)值ρ。對出版偏倚的檢驗采用漏斗圖(Funnel Plot)、失安全系數(shù)(Fail-safe Number,Nfs)、等級相關(guān)測驗(Rank Correlation Test)、回歸截距(Regression Intercept)和剪補法(Trim and Fill)等。

二、 結(jié)果

(一)文獻檢索結(jié)果

共檢索到相關(guān)文獻1799篇，經(jīng)過反復(fù)剔除后，共有48篇文獻被納入，文獻篩選流程見圖1。其中普通期刊論文10篇，核心期刊論文11篇，學位論文16篇，共48個獨立研究，樣本共29162人。

(二)發(fā)表偏倚檢驗

為檢驗是否存在發(fā)表偏倚，首先采用了漏斗圖法進行檢驗，結(jié)果見圖2。可以觀察到，幾乎所有研究都靠近漏斗圖的頂端，且比較均勻地分布在兩側(cè)，說明存在發(fā)表偏倚的可能性較小。由于漏斗圖主觀性較強，后續(xù)又進行了更為精確的檢驗。

失安全系數(shù)Nfs=8638，遠遠大于臨界值5k+

圖1 文獻篩選流程

圖2 文獻發(fā)表偏倚情況

10(k指符合納入標準的獨立研究個數(shù))[8]；等級相關(guān)測驗中，真效應(yīng)Tau=0.01(P=0.47)，Tau值不顯著；回歸截距法中，截距Intercept為0.177(P=0.47)；剪補法中，基于實際研究得到的觀察點的Fisher’sZ尺度下的效應(yīng)值估計為0.29，加入填補點后估計的效應(yīng)值為0.21，盡管存在變化，但調(diào)節(jié)估計與原估計非常相近。綜上所述，本Meta分析不存在出版偏倚。

(三)Meta分析結(jié)果

1.主效應(yīng)檢驗

采用隨機效應(yīng)模型從整體上檢驗48項獨立研究中青少年自尊與主觀幸福感的關(guān)系，樣本量總共為29162。自尊與主觀幸福感的相關(guān)為0.293(P<0.01)，為中等程度的相關(guān)。95%的置信區(qū)間為[0.222，0.361]，不包括0，說明偶然因素對效應(yīng)值產(chǎn)生影響的幾率不大，自尊與主觀幸福感之間存在著較為穩(wěn)定的關(guān)系。

2.年代的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

對于年代這類連續(xù)變量，將其與效應(yīng)值直接求相關(guān)，如果二者相關(guān)顯著，則說明年代效應(yīng)顯著。由計算結(jié)果可知，兩者(n=48)之間的相關(guān)為0.358(P<0.05)，故年代效應(yīng)顯著，是青少年自尊與主觀幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)變量。

3.主觀幸福感量表類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

根據(jù)測量主觀幸福感所使用的量表，將48個獨立研究分為了5類，結(jié)果見表1。QB=9.188(P>0.05)，使用不同量表的研究間不存在差異，即量表類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

表1 研究特征對自尊與主觀幸福感的調(diào)節(jié)效應(yīng)

注：k表示獨立樣本的數(shù)量；CI表示置信區(qū)間；QW表示組內(nèi)同質(zhì)性系數(shù)；QB表示組間同質(zhì)性系數(shù)；P為組間同質(zhì)性系數(shù)顯著性水平；aP<0.05,bP<0.01,cP<0.001

4.被試年齡階段的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

依據(jù)被試的學齡階段，將被試分為小學、初中和高中三個階段，小學階段的獨立研究僅有1項，無法納入Meta分析，還有18項研究的被試無法具體劃分到三個階段，也沒有納入Meta分析。結(jié)果顯示，初中生和高中生之間不存在差異(QB=0.199，P>0.05)，說明年齡階段對青少年自尊與主觀幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

5.地域的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

馬欣然、任孝鵬和徐江通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，除了少數(shù)經(jīng)過南北方分界線的城市在客觀標準上存在爭議外，中國大眾對南北方城市劃分上的主觀感知經(jīng)驗與客觀標準基本一致[9]。根據(jù)他們制定的南北方劃分標準，得到11個南方地域和31個北方地域的獨立研究。有8項研究未提供地域信息，沒有納入分析。表1的結(jié)果說明，地域?qū)ψ宰鹋c主觀幸福感之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用(QB=4.981，P<0.05)，北方青少年自尊與主觀幸福感之間的關(guān)系更強(r北=0.333，r南=0.137)。

三、討論

(一)青少年主觀幸福感與自尊的關(guān)系

研究結(jié)果表明青少年主觀幸福感與自尊之間為中等程度的相關(guān)，且關(guān)系較為穩(wěn)定；同時，研究結(jié)果還證實，西方研究中得到的自尊與主觀幸福感之間的高相關(guān)并不具有跨文化的普適性，中國青少年的自尊與主觀幸福感為中等程度的相關(guān)。

自尊是個體對自己積極的主觀判斷和概括性評價，自尊的社會計量器理論假設(shè)自尊是人際關(guān)系好壞的內(nèi)在體現(xiàn)[10]，較好的人際關(guān)系則會帶來更多的社會支持與主觀幸福感。高自尊也有助于個體應(yīng)對消極事件帶來的不良后果[11]，即高自尊的壓力緩沖模型(stress-buffering model of high self-esteem)。高自尊個體在面對問題時，更多的是采用問題解決策略，往往對事件的發(fā)展持積極的態(tài)度，較少關(guān)注社會比較與期望，更重視自己的感受，因此較少受外界的影響。相較之下，低自尊個體面對消極事件時較多選擇逃避和退縮，面對失敗時更關(guān)注消極的后果，容易導致自我懷疑[12]，因此低自尊個體更有可能感受到壓力和恐懼，導致較低的生活滿意度和積極情感以及較高的消極情感，因此自尊越高主觀幸福感越強。

但也有研究發(fā)現(xiàn)，追求高自尊的過程可能會減弱個體的自我調(diào)控能力，追求目標的失敗會導致諸如愧疚和憤怒等不良情緒的產(chǎn)生，會有更多的防御性行為，甚至是攻擊、暴力行為等[13]，對虛假自尊的過分追求還會影響人們的正常生活。綜上，在學校和家庭教育中，應(yīng)正確引導青少年學生群體合理、適度地提升自尊水平，要在真實、可靠、穩(wěn)定與一致的基礎(chǔ)上提升學生的自尊，而不是一味地追求高自尊。不以完美個體的標準、或者達到別人的期望為參照，避免對自我進行過度肯定與美化，使青少年建立積極、穩(wěn)定的自我概念，避免脆弱型高自尊的產(chǎn)生[14]。安全型自尊水平的提高可以使青少年體驗到安全的自我價值感，進而提升主觀幸福感。

(二)調(diào)節(jié)效應(yīng)

由數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知，使用不同的主觀幸福感量表，不會對自尊與主觀幸福感的關(guān)系造成影響。原因可能是盡管主觀幸福感的測量采用了多種不同的量表，但總體上來看分為兩種：多維主觀幸福感量表與單維主觀幸福感量表。其中多維量表大多包含兩個部分：生活滿意度和情感平衡；單維量表則是其中之一。雖然單維量表的穩(wěn)定性不如多維，但本Meta分析中主要使用的都屬于多維量表，使用其他類型量表的9項獨立研究，樣本量也達到了4154人，屬于大樣本，因此主觀幸福感量表類型對自尊與主觀幸福感的關(guān)系沒有調(diào)節(jié)作用。

被試年齡階段的調(diào)節(jié)分析結(jié)果顯示，初中生和高中生之間不存在顯著的差異，但高中生自尊與主觀幸福感的相關(guān)高于初中生。這說明兩者的相關(guān)隨著時間有所增加，但并不顯著；盡管如此，在推廣這一結(jié)果時也要小心和謹慎，因為兩者的關(guān)系仍然受到年代和地域的調(diào)節(jié)。

年代代表了某一特定時期的社會環(huán)境，見證了歷史和文化的變遷。一項針對20世紀50年代到20世紀90年代不同年代出生的中國人的縱向研究表明，中國人的獨立型價值觀存在代際差異，呈逐漸增強的趨勢[15]。個體主義的形成是一個漸變而非突變的過程，長期的代際變遷會對同一種文化內(nèi)部的不同代人產(chǎn)生影響，而且特定時期內(nèi)的文化變化也會對個體的認知和行為產(chǎn)生影響[16]。本Meta分析選取的文章發(fā)表時間為2000～2018年，這正是我國剛步入21世紀，社會、經(jīng)濟和文化快速發(fā)展、轉(zhuǎn)型和進步的時期，此時的中國社會無論在綜合國力、社會進步還是國民經(jīng)濟增長等方面，都發(fā)生了翻天覆地的變化，這些社會變遷導致國民的文化價值觀發(fā)生了相應(yīng)的改變。而且隨著全球化不斷推進，集體主義文化背景下的中國人在成長的過程中，受到多種文化的影響，因此同一文化中個體的價值觀也是相對不同的。尤其是在各種文化沖擊和交融中成長的中國青少年，更多地成為雙元文化取向者[17]。

不同年代下成長的個體，會帶有不同社會文化環(huán)境的烙印，不同社會文化對某種特定心理需求的重視程度也不同，這種差異來源于文化對自我與他人界限的定義[18]。自尊需要來源于獨立自我對積極自我特質(zhì)、屬性和能力的追求，擁有獨立自我的個體更重視自我內(nèi)部特質(zhì)的展示，因此強調(diào)建構(gòu)獨立自我的個體主義文化中，高自尊意味著高積極情感，與主觀幸福感有密切的聯(lián)系；相依自我則通過不斷地改善自我、增強社會參與等來融入群體并維持相容與和諧，故而持相依自我的個體更重視與他人和所屬團體的關(guān)系[19]，所以注重建構(gòu)依存自我的集體主義文化中，個體通過與他人的和諧相處來獲得主觀幸福感[7]。感受到某些情緒的可取性與適當性在不同的文化中也是有所不同的，在西方個體主義文化中，與自尊有關(guān)的諸如自豪、興奮等積極情緒的表達會受到關(guān)注和鼓勵，而在集體主義文化中，這些情緒的表達可能會損害社會和諧因而不被鼓勵和接納，更合宜的情緒是諸如喜悅和喜愛等，控制情緒適宜性的社會規(guī)范可能會影響特定情緒體驗的頻率和強度[20]，進而影響幸福感的水平。綜上，自尊與主觀幸福感的關(guān)系在個體主義文化中會具有更強的相關(guān)性，因而個體主義逐漸增強的中國青少年，自尊與主觀幸福感的關(guān)系會隨著年代的變遷而呈現(xiàn)出更高的相關(guān)性，所以年代在青少年自尊與主觀幸福感的相關(guān)關(guān)系中具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

不同文化、不同國家之間的個體主義存在差異，同一文化或者同一國家內(nèi)部由于地理位置、文化和宗教等方面的差異，個體主義的程度也會表現(xiàn)出地域差異[16]。王德福[21]的研究發(fā)現(xiàn)在有著悠遠宗族制度歷史的中國南方，更加注重合作與關(guān)系的維系，特別是以父系血緣關(guān)系為基礎(chǔ)形成的關(guān)系紐帶，合作時更為有效，成本也更低。所以相較于北方，南方人有著更強的集體主義觀念。馬欣然等[9]發(fā)現(xiàn)南方人更加清楚朋友與陌生人之間的邊界，原因可能是以儒家文化為代表的集體主義文化在不斷南遷的過程中，對南方地區(qū)產(chǎn)生了更為強烈的影響。由前文可知，更強的個體主義，意味著自尊與主觀幸福感之間更強的相關(guān)性，本研究對地域的調(diào)節(jié)分析與前人的研究結(jié)果一致，中國南方青少年和北方青少年在自尊與主觀幸福感的關(guān)系上存在差異，北方青少年在兩者的相關(guān)性上更強。

綜上，青少年自尊與主觀幸福感的關(guān)系隨著年代的變化而不斷增強，北方青少年自尊與主觀幸福感的相關(guān)性更強，說明隨著時間的發(fā)展，自尊對主觀幸福感的預(yù)測度加強。因此，對于大部分時間在校學習、自我正在不斷發(fā)展的青少年來說，學?？梢蚤_展與自尊和主觀幸福感有關(guān)的講座或團體心理輔導，同時加強正確價值觀的引導，提升學生對自我價值的認同，使其建立安全型的高自尊。學校也可以多與家長聯(lián)系，給家長普及相應(yīng)的提升和維護孩子自尊的方法及正確的撫養(yǎng)觀，使青少年學生在學校和家庭共同育人的環(huán)境中得到成長與進步。同時對集體主義得分較高的南方青少年，除了較高的安全型自尊，與他人和諧的人際關(guān)系也較為重要，這也需要學校和父母共同的努力，為學生營造良好的學習、交友和家庭氛圍。

(三)研究不足與展望

本研究存在以下幾個局限：首先，越來越多的實證研究支持自尊是由價值觀和勝任力兩個成分所構(gòu)成[22]，而Rosenberg編制的量表僅測量了價值觀這一維度，所以能否全面的評估個體的自尊仍值得商榷；其次，Rosenberg的自尊量表是用于描述并測量西方個體主義文化下經(jīng)過充分的啟蒙并已經(jīng)建立了自我意識的個體的自尊，但中國人注重關(guān)系自我，并沒有建立完全意義上的自我意識，故Rosenberg的自尊量表不一定能準確地得出中國人自尊的全貌；最后，本研究沒有對自尊與主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)或中介變量進行分析，未來研究可以分析兩個變量間的內(nèi)在作用機制，為學校和家庭教育有針對性地提升心理健康提供更為具體的理論依據(jù)。