大學(xué)生自尊與心理健康的元分析

1、大學(xué)生自尊與心理健康的元分析一以中國大學(xué)生為樣本作者：天天論文網(wǎng)日期：2016-1-23 9:38:30點擊：1摘要以中國大學(xué)生為樣本，運用元分析的方法對大學(xué)生自尊與心理健康的關(guān)系進行探討。經(jīng)篩選， 共有30項自尊與心理健康的相關(guān)研究符合元分析標(biāo)準(zhǔn)(N = 14673)。元分析的結(jié)果表明，自尊對大學(xué)生心 理健康有顯著影響，與SCL-90各因子呈中度負相關(guān)；自尊與抑郁、焦慮、人際敏感相關(guān)較高。調(diào)節(jié)效應(yīng) 檢驗發(fā)現(xiàn)，地域分布對大學(xué)生自尊與SCL-90調(diào)節(jié)作用顯著。結(jié)果表明，自尊是大學(xué)生心理健康的重要影 響因素，尤其對大學(xué)生抑郁、焦慮和人際敏感具有更顯著的預(yù)測性。關(guān)鍵詞自尊；心理健康；元分析；調(diào)節(jié)效應(yīng)

2、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 “加強心理健康教育，促進學(xué)生身心健康、體魄強健、意志堅強”?？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)知動機情感及 行為均有廣泛的影響(Baumeis

3、ter，2010)，大量的實證研究證實，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) 外研收稿日期：2014-10-24*吉林省教育科學(xué)“十二五”規(guī)劃重點資助項目“教師行為對學(xué)前兒童創(chuàng)造力 的影響 ”(ZZ1107)。通訊作者：張向葵，E-mail: 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，進行自尊與心理健康的元分析，進一步細化地探討 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)的概念巳經(jīng)擁有大量的理論解釋和

4、實證研究(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”對后人 定義自尊有重要影響。最新的自尊定義強調(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 在表達情感，或者評估自我概念結(jié)構(gòu)中，強調(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)系測驗與名字信測驗。然而，內(nèi)隱測驗彼此之間并沒有體現(xiàn)出較 高的信度與聚

5、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-EsteemScale， 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

6、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、 護士等心理健康進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)。癥狀自評量表-SCL90有90個 項目，包括軀體化、強迫、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

7、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)文獻中主要探討大學(xué)生自尊與SCL-90關(guān)系。(2)文獻 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)文獻報告自尊與心 理健康數(shù)據(jù)完整，如相關(guān)系數(shù)、差異檢驗結(jié)果等；(4)文獻中的樣本大小明確。應(yīng)用上述標(biāo)準(zhǔn)對文獻進行閱 讀篩選

8、，除去綜述文獻、重復(fù)發(fā)表文獻以及未明確標(biāo)明數(shù)據(jù)的研究后，共計有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進行特征編碼，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)生以獨立樣本為單位，對每個獨立樣本編碼一次。如果文獻包含多個獨立研究文獻， 對應(yīng)的進行多次編碼。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

9、與SCL-90有調(diào)節(jié)效應(yīng)。2.4效果量計算計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。具體計算過程如下：10.5*ln ,1r zrZ Vr口口 1, , 33z zSE V W NN 口口， 其中 Z r 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)性檢驗透過元分析觀測值所獲得的效果量包括兩部分：真實效果量和誤差，誤差會造成效果量部分虛假，若虛假部分超過統(tǒng)計范圍，則所獲得的效果量為異質(zhì)，需要進行異質(zhì)性檢 驗。異質(zhì)性檢驗的

10、目的是檢驗研究所得的平均效果量是否異質(zhì)，一般常使用X 2作為異質(zhì)性Q檢驗的指 標(biāo)。Q檢驗的公式為21( )，kiiQ w Zri SE 口 df = k-1，W i = n-3，Z ri為第i個效果量， SE為平均效果量(Borenstein etal.，2009)。當(dāng)Q達到顯著， 數(shù)據(jù)呈異質(zhì)，選擇隨機效應(yīng)模型(random model); 反之同質(zhì)，選擇固定效應(yīng)模型(fixed model)。若選擇隨機效應(yīng)模型， 則需要對模型進行修正，即將各研究的權(quán)重進行調(diào)整，具體的公式如下(Borenstein et al.，2009):* * 2*221 1，3，.i i iii Y Y YYiiiW

11、V V T Vn vwQ dfT C wC w 口 口口 口2.6數(shù)據(jù)分析及處理程序首先應(yīng)用Office 2010與SPSS 20.0進行前期的文獻整理與編碼， 使 用R語言進行元分析的統(tǒng)計計算， 最后使用SPSS 20.0，Mplus 6.0對效果量進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。3結(jié) 果3.1自尊與SCL-90各因子相關(guān)的效應(yīng)值檢驗3.1.1 異質(zhì)性檢驗表3結(jié)果顯示自尊與SCL-90各因 子的結(jié)果Q值均達統(tǒng)計學(xué)上顯著水平(p 1.5，提示研究間存在異質(zhì)性， 或當(dāng)I 2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)。進一步檢驗異質(zhì)性程度顯示I2均超過75%且H

12、均大于1.5。由此可見，該元分析具有高度異質(zhì)性，所以選擇隨機效應(yīng)模型。在隨機效應(yīng)模型中，在解釋I 2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)整真實變異 (Borenstein etal.， 2009) 。3.1.2主效應(yīng)檢驗表4是大學(xué)生自尊與SCL-90的模型分析結(jié)果。可見， 大學(xué)生自尊與SCL-90 均呈現(xiàn)負相關(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0.20.4之間， 屬于中度相關(guān)。其中自尊與抑郁(r=

13、-0.391)、人際敏感(r =-0.339)、表4自尊與SCL-90 模型分析結(jié)果效應(yīng)值以及0.95置信區(qū)間模型點估計 下限 上限r(nóng) 1 -0.239-0.284-0.192r2-0.303-0.359-0.243r 3 -0.339-0.394-0.282r 4 -0.391-0.447-0.332r5 -0.326-0.38-0.269r 6 -0.228 -0.281-0.173r 7 -0.281-0.329-0.232r8 -0.237-0.284-0.189r 9 -0.321-0.371-0.269 注：獨立樣本 n = 30 焦慮(r =-0.326) 相關(guān)較高 ， 符合假設(shè)

14、 1 和假設(shè) 2 。3.2調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗對研究被試類型、期刊類型以及地域分布進調(diào)節(jié)作用分析。對被試類型進行調(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。對地域分布進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析 發(fā)現(xiàn)地域?qū)ψ宰鹋cSCL-90各因子的調(diào)節(jié)作用均達到顯著，其中地域分布對自尊與抑郁(Q

15、 =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?zāi)Ｐ蚎組間專科生 本科生r 10.86-0.261-0.237r 2 -0.09 -0.347-0.293r 3 -2.76-0.368-0.333r 4 TOC o 1-5 h z 0.05-0.428-0.383r 5 2.85-0.324-0.327r 6 0.89-0.157-0.246r 7 0.83-0.283-0.28

16、2r 8 2.04-0.262-0.234r 9 -4.17*-0.334-0.318 注：?？粕墨I 6 篇，樣本量5504;本科生文獻23篇，樣本量8719。df = 1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?zāi)Ｐ蚎組間 核心期刊一般期刊學(xué)位論文r 1 2.72-0.227-0.244-0.239r 22.31-0.274-0.315-0.3r 3 4.53-0.339-0.348-0.324r 4 5.58-0.418-0.377 -0.406r 5 11.08* -0.379-0.312-0.315r 6 7.87*-0.284-0.217-0.207r7 1.43-

17、0.241-0.296-0.284r 8 24.38*-0.159-0.264-0.241r 9 0.92-0.337-0.315-0.327注：核心期刊篇數(shù)6篇，樣本量1930; 一般期刊篇數(shù)17篇，樣本量9609;學(xué)位論文7篇，樣本量3134。df = 2 4討論4.1自尊與心理健康相關(guān)的主效應(yīng)運用元分析的方 法， 對國內(nèi)30個大學(xué)生自尊與SCL-90的文獻進行了定量分析。自尊與SCL-90各因子呈中等負相 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

18、的假設(shè)，巳有眾多橫斷研究對此進行論證(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)生負性的認(rèn)知，以及對自我、環(huán)境和未來的負性思維，進而導(dǎo)致抑郁。雙重信息處理模型(DualProcess Model)也認(rèn)為，負性的自我認(rèn)知偏差如果成為聯(lián)想

19、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，可以正常生活并進行有效行動；自尊水平越低，個體會

20、由于內(nèi)心的恐懼產(chǎn)生防御行為， 并 通過補償性行為來提升自我價值感。這種補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。可見， 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)進行元分析，發(fā)現(xiàn)中國人的自尊和焦慮、抑郁都呈顯著負相 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 具有更強的相關(guān)(Clark,

21、 Watson, & Mineka, 1994)。Sowislo與Orth對自尊與抑郁和焦慮相關(guān)的追蹤研究進行元分析，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 (TripartiteModel)對此進行解釋，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

22、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。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， 巳有一些研究發(fā)現(xiàn)自尊與心理適應(yīng)潛在的生理機制。如海馬體積的減少(Pru

23、essner et al.,2005)、皮質(zhì)醇的增加(Pruessner, Hellhammer, &Kirschbaum, 1999)、前額葉腦電圖a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進行的元分析檢驗都是隨機效 應(yīng)模型， 說明自尊與SCL-90

24、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行了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢 驗。對被試類型進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(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。對期刊類型進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗表明，僅在自尊與焦慮和自尊與

25、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。對地域分布進行調(diào)節(jié)檢驗發(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、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)展報告2011,對中國各地區(qū)的

26、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)，這可能是因為該地區(qū)經(jīng)濟發(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)生心理健康進行研究發(fā)現(xiàn)，該地區(qū)大學(xué)生心理健康各項指標(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

27、， 進而影響大學(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。蔡華儉在一項對中西方自尊進行比較的研究中發(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

28、在自尊的情感成分上與西方相似(Cai, Brown, Deng, &Oakes, 2007)。因本研究進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巳發(fā)表文獻，而且需要納入未發(fā)表的文獻，在文獻檢索中，難免會因為加密、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)變量檢驗中， 僅對被試類型、期刊類型以及地域分

29、布進行檢驗，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。參考文獻*為納入元分析的文獻。蔡華儉， 豐怡， 岳曦彤. (2011).泛文化的自尊需要：基于中國人的研究證據(jù). 心理科學(xué)進展，19 (1), 1-8.*曾蓉

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