大学生自尊与心理健康的元分析——以中国大学生为样本*

高 爽 张向葵 徐晓林

(东北师范大学教育学部心理学院,长春 130024)

1 引言

近20年来,大学生的心理健康问题倍受社会关注,也成为心理学界研究的热点问题之一。2010年,中共中央、国务院出台的《2010‒2020年国家中长期教育改革和发展规划纲要》明确提出“加强心理健康教育,促进学生身心健康、体魄强健、意志坚强”。可见,国家和相关部门非常重视学生心理健康教育。回顾大学生心理健康问题研究,其中与其关系最密切的心理因素是自尊问题。自尊是大学生心理发展最突出最重要的年龄特征之一,是青年心理健康的保护因素(黄希庭,郑涌,1999)。研究表明自尊作为自我系统的核心成分之一,与个体的心理健康状况与人格特征关系密切,对个体的认知动机情感及行为均有广泛的影响(Baumeister,2010),大量的实证研究证实,自尊与心理健康的关系极为密切,是心理健康的核心,这个核心的状态直接关系着心理健康的状态(丛晓波,田录梅,张向葵,2005)。纵观国内外研究发现,自尊对心理健康具有影响,且自尊与心理健康的相关密切。本研究仅采用中国大学生为样本,进行自尊与心理健康的元分析,进一步细化地探讨二者的关系,以获得更客观和综合的结果。

1.1 自尊的概念与测量

自尊(Self-esteem)的概念已经拥有大量的理论解释和实证研究(Kernis,2006;Swann &Bosson,2010)。从历史看,詹姆斯将自尊定义为“成功率与人生重要领域的维护”对后人定义自尊有重要影响。最新的自尊定义强调自尊应该从自我概念(Self-concept)结构中分离出来,自尊是在表达情感,或者评估自我概念结构中,强调人们如何感受自我(Leary &Baumeister,2000)。一般考察自尊的方式包括内隐自尊的测量和外显自尊的测量,Buhrmester,Blanton和Swann(2011)研究认为,主流的内隐自尊测量方法有两种,即内隐联系测验与名字信测验。然而,内隐测验彼此之间并没有体现出较高的信度与聚合效度,并且,内隐自尊对人格与幸福感只有较小的预测作用(Krizan &Suls,2009;Buhrmester et al.,2011)。所以本研究只考察外显自尊,所采用测量自尊的量表为广泛使用的《Rosenberg自尊量表》(Rosenberg Self-Esteem Scale,RSES)(Rosenberg,1965)。

1.2 心理健康的概念与测量

心理健康(Mental health)是指人的心理,即知、情、意活动内在关系协调,心理的内容与客观世界保持统一,并据此能促进人体内、外环境平衡和促使个体与社会环境相适应的状态,并由此不断地发展健全人格,提高生活质量,保持旺盛精力和愉快情绪(周郁秋,刘红,2006)。关于大学生心理健康的测量,国内研究多选用《症状自评量表-SCL90》,即SCL-90。该量表使用于国内不同人群的心理健康测量,如对国内飞行员、护士等心理健康进行元分析时采用该量表(邓丽芳,2013;张平,陈蕾,宋旭红,邓晶晶,2011),尤其是大学生的心理健康测量更表现出广泛的使用性(黄艳苹,李玲,2009)。《症状自评量表-SCL90》有90个项目,包括躯体化、强迫、人际敏感、抑郁、焦虑、敌对、恐怖、偏执和精神病性等因子。所以,本研究选择 SCL-90作为测量大学生心理健康的指标。

国内众多的研究者使用该量表研究自尊与心理健康的关系,但研究结果却不尽相同,因此有必要对中国大学生关于自尊与 SCL-90因子之间的相关进行元分析,探讨影响二者关系的因素。

2 研究方法

2.1 文献搜集

使用中国期刊网(CNKI)、维普期刊网、万方数据、中国优秀硕博学位论文四个数据库,对国内 2000年至今有关大学生自尊与心理健康相关研究进行检索。以“大学生,自尊,SCL-90,心理健康”等为关键词,选取标准为：(1)文献中主要探讨大学生自尊与 SCL-90关系。(2)文献中明确表明所使用测量工具为《Rosenberg自尊量表》和《症状自评量表-SCL90》;(3)文献报告自尊与心理健康数据完整,如相关系数、差异检验结果等;(4)文献中的样本大小明确。应用上述标准对文献进行阅读筛选,除去综述文献、重复发表文献以及未明确标明数据的研究后,共计有30份中文数据符合入选标准,具体情况见表1。

2.2 变量编码

对收集到的文献进行特征编码,包括被试类型、期刊类型、地域分布等。具体编码见表1和表2。效应值的产生以独立样本为单位,对每个独立样本编码一次。如果文献包含多个独立研究文献,对应的进行多次编码。

2.3 理论假设

本研究对大学生自尊与 SCL-90提出以下假设。假设1：大学生自尊与SCL-90主效应显著;假设2：自尊与抑郁和焦虑的相关程度较高;假设3：被试类型对大学生自尊与 SCL-90有调节效应;假设4：期刊类型对大学生自尊与SCL-90有调节效应;假设 5：地域分布对大学生自尊与 SCL-90有调节效应。

2.4 效果量计算

计算效果量的目的在于整合大学生自尊与心理健康的相关,本文采用相关系数r作为效果量。具体计算过程如下：,其中Zr代表对应的r经过转换的值,VZ为方差,SEZ为标准误,W代表方差权重的倒数(Borenstein,Hedges,Higgins,&Rothstein,2009)。

2.5 异质性检验

透过元分析观测值所获得的效果量包括两部分：真实效果量和误差,误差会造成效果量部分虚假,若虚假部分超过统计范围,则所获得的效果量为异质,需要进行异质性检验。异质性检验的目的是检验研究所得的平均效果量是否异质,一般常使用χ2作为异质性Q检验的指标。Q检验的公式为Zri为第i个效果量,SE为平均效果量(Borenstein et al.,2009)。当Q达到显著,数据呈异质,选择随机效应模型(random model);反之同质,选择固定效应模型(fixed model)。若选择随机效应模型,则需要对模型进行修正,即将各研究的权重进行调整,具体的公式如下(Borenstein et al.,2009)：

2.6 数据分析及处理程序

首先应用Office 2010与SPSS 20.0进行前期的文献整理与编码,使用 R语言进行元分析的统计计算,最后使用SPSS 20.0,Mplus 6.0对效果量进行调节效应检验。

表1 自尊与SCL-90各因子的基本资料

表2 元分析变量编码赋值表

3 结果

3.1 自尊与SCL-90各因子相关的效应值检验

3.1.1 异质性检验

表3结果显示自尊与SCL-90各因子的结果Q值均达统计学上显著水平(p<0.001),表示拒绝同质性虚无假设。经异质性检验,发现都呈异质性结果。若H>1.5,提示研究间存在异质性,或当I2值超过25%、50%、75%时,分别提示研究间具有低度、中度及高度异质性(郑明华,2013)。进一步检验异质性程度显示I2均超过75%且H均大于 1.5。由此可见,该元分析具有高度异质性,所以选择随机效应模型。在随机效应模型中,在解释I2的同时,需要说明Tau-squared,其作用在于分配各研究的权重,调整真实变异(Borenstein et al.,2009)。

表3 自尊与SCL-90异质性检验结果

3.1.2 主效应检验

表4是大学生自尊与 SCL-90的模型分析结果。可见,大学生自尊与SCL-90均呈现负相关。根据Lipsey和Wilson的标准,效应值相关系数为小于0.1、大于0.1小于0.4、大于0.4,则分别对应低、中、高度相关(Lipsey &Wilson,2001)。本文获得的效果量都在0.2～0.4之间,属于中度相关。其中自尊与抑郁(r= ‒0.391)、人际敏感(r= ‒0.339)、焦虑(r= ‒0.326)相关较高,符合假设1和假设2。

表4 自尊与SCL-90模型分析结果

3.2 调节效应检验

对研究被试类型、期刊类型以及地域分布进调节作用分析。对被试类型进行调节效应分析发现,除了对自尊与精神病性因子(Q= ‒4.17,p<0.05)有调节效应外,对其他均无调节作用,且专科生的自尊与精神病性因子相关(r= ‒0.334)比本科生的相关(r= ‒0.318)高,见表5。对期刊类型进行调节分析发现,期刊类型仅对自尊与焦虑(Q=11.08,p<0.01)、偏执(Q= 24.38,p<0.001)因子调节作用显著,见表6。对地域分布进行调节效应分析发现地域对自尊与 SCL-90各因子的调节作用均达到显著,其中地域分布对自尊与抑郁(Q=212.65,p<0.001)和自尊与焦虑(Q= 158.03,p<0.001)的调节效应较大。整体上看,华中、华东和西北地区的自尊与 SCL-90各因子的相关较高,见表7。综上所述,支持假设5。

表5 被试类型对自尊与SCL-90各因子之间的调节作用检验

表6 期刊类型对自尊与SCL-90各因子之间的调节作用检验

表7 地域分布对自尊与SCL-90各因子之间的调节作用检验

4 讨论

4.1 自尊与心理健康相关的主效应

运用元分析的方法,对国内30个大学生自尊与 SCL-90的文献进行了定量分析。自尊与SCL-90各因子呈中等负相关,说明自尊对心理健康是有显著影响的,自尊越高,心理健康水平越好。其中自尊与抑郁、焦虑呈高度负相关,这与自尊与心理健康(尤其是情绪健康)关系的大量研究结果相一致。有关自尊与抑郁的关系的假设,已有众多横断研究对此进行论证(邓慧华,陈慧,钟萍,梁宗保,张光珍,2013)。本研究通过元分析发现,相比于心理健康测量的其他因子,自尊与抑郁因子相关最高,自尊水平越低,抑郁水平越高。易感模型(Vulnerability Model)认为个体对自我的消极评价,即低自尊是导致抑郁的危险因素之一(Beck,1967)。抑郁的认知模型进一步提出,正是不良的自我图式,包括无价值感、失败感、低自尊等构成了抑郁的认知易感性,以致个体产生负性的认知,以及对自我、环境和未来的负性思维,进而导致抑郁。双重信息处理模型(Dual Process Model)也认为,负性的自我认知偏差如果成为联想信息处理的基础,则易导致抑郁(Beevers,2005)。也就是说,个体的低自尊不仅是抑郁的症状之一,同时也是导致抑郁发作和持续的素质(diathesis,即易感性)。

元分析结果发现自尊与焦虑呈高度负相关,即自尊水平越低,焦虑水平越高。根据Becker等人提出的恐惧管理理论(Terror Management Theory,TMT),自尊是个体适应社会文化环境的心理机制,具有缓解和减少由生活中的毁灭、破坏、失败、被拒绝、被遗忘等具有“死亡”意义的因素引起的焦虑之功能,从而保证心理健康(张向葵,田录梅,2005)。自尊水平越高,个体焦虑得到缓解,可以正常生活并进行有效行动;自尊水平越低,个体会由于内心的恐惧产生防御行为,并通过补偿性行为来提升自我价值感。这种补偿性行为包括亲密关系,亲密关系具有恐惧管理功能,且具有优先性(刘亚楠,许燕,于生凯,2010)。Hart等人的研究发现,当自尊受到威胁时,焦虑型的被试更需要亲密关系,而回避型被试则不然。可见,自尊作为适应文化环境的产物,对焦虑具有缓冲功能,这就更好地解释了自尊对焦虑的影响作用。蔡华俭以大量与自尊相关的研究为基础进行元分析,发现中国人的自尊和焦虑、抑郁都呈显著负相关(Cai,Wu,&Brown,2009)。此外,Clark等人认为,相比于自尊与焦虑的相关,自尊与抑郁具有更强的相关(Clark,Watson,&Mineka,1994)。Sowislo与 Orth对自尊与抑郁和焦虑相关的追踪研究进行元分析,结果发现自尊与抑郁的相关要高于自尊与焦虑的相关程度(Sowislo &Orth,2013),本研究元分析的结果与此一致。三重模型(Tripartite Model)对此进行解释,认为抑郁与积极情绪和消极情绪相关,焦虑仅与消极情绪相关,而自尊同样与积极情绪和消极情绪相关,所以表现出自尊与抑郁的相关要高于自尊与焦虑的相关。

同时,自尊与人际敏感相关程度较高,且自尊与人际敏感因子呈显著负相关,这表明,人际敏感是受自尊水平影响的。自尊作为行为的中介影响人与环境的关系,并影响个体人际交往的主动性与积极性(杨丽珠,张丽华,2003)。Rosenberg认为低自尊青少年可能会表现出回避障碍,即严重的社交焦虑,本元分析的结果符合该观点。社交焦虑的认知行为模式发现,安全行为和自我关注在社交焦虑中具有重要作用(Boelen &Reijntjes,2009),有研究表明,自尊是通过无法忍受不确定性的中介作用进而影响个体的社交焦虑(李志勇,吴明证,2013),自尊水平较低的个体,倾向认为未来的情境是消极的,并以相对稳定的消极方式来应对不确定情境,导致社交焦虑增加。

此外,生物因素对自尊与心理健康产生一定的影响,已有一些研究发现自尊与心理适应潜在的生理机制。如海马体积的减少(Pruessner et al.,2005)、皮质醇的增加(Pruessner,Hellhammer,&Kirschbaum,1999)、前额叶脑电图 α波的活动趋势(Putnam &McSweeney,2008)、催产素受体基因的变化(Saphire-Bernstein,Way,Kim,Sherman,&Taylor,2011)等都会对自尊与抑郁产生影响。而这些生物因素是作为中介变量,还是调节变量,或是其他变量对其产生影响？需要将来进一步的探索与研究。

4.2 自尊与心理健康相关的调节效应

研究表明,对自尊与 SCL-90进行的元分析检验都是随机效应模型,说明自尊与 SCL-90各因子的相关系数效果量并非同质,它们之间受到其他调节效应的影响。事实上,相比于效果量,调节变量往往是研究者更为感兴趣的(Card,2012),为找出这些调节变量对大学生自尊与 SCL-90的影响,分别对被试类型、期刊类型以及地域分布分别进行了调节效应检验。

对被试类型进行调节效应检验发现,除了精神病性因子,被试类型对自尊与 SCL-90其他因子均无调节作用,从本数据中可分析,自尊对心理健康的影响不随大学生年龄发展而变化,无论是专科生还是本科生,自尊对其心理健康都具有显著影响,因此在进行心理咨询与治疗中应多关注大学生的自尊水平。对期刊类型进行调节效应检验表明,仅在自尊与焦虑和自尊与偏执因子上具有调节作用,对其他因子均没有调节作用,也就是说,无论是核心期刊、一般期刊还是学位论文对自尊与心理健康各因子的相关不具有显著影响,在某种程度上认为在整体上自尊与心理健康在文献质量上是比较稳定的,不存在发表偏差。

对地域分布进行调节检验发现,地域分布对自尊与心理健康各因子相关的调节作用均显著。其中地域分布对自尊与抑郁相关和自尊与焦虑相关的调节效应较大。从整体上看,华东、华中、华南和西北地区的自尊与 SCL-90各因子的相关较高,东北、华北和西南地区的自尊与SCL-90的相关略低,这些差异可能受地理位置、经济、文化等因素影响。由中国科学院发布的《中国科学发展报告 2011》,对中国各地区的国内生产总值(GDP)质量内涵与排序,发现东部地区的 GDP居于前位。本研究发现华东、华南等地区大学生自尊与心理健康相关高于其他地区,这可能是因为该地区经济发展迅速、生活节奏较快、竞争激烈等,导致大学生学业和生活压力增加,而表现出自尊与心理健康的关系更为明显。张军对高海拔地区大学生心理健康进行研究发现,该地区大学生心理健康各项指标显著高于全国常模和全国青年组常模,这与地理环境和气候条件具有密切关系(张军,2004)。本研究发现在地域调节作用较高的地区中,西北地区表现出明显的调节作用,这可能是由于西北地区海拔高,降水稀少、气候干燥,导致大学生对恶劣气候环境的不适应,产生不良情绪体验,进而影响大学生自尊与心理健康的关系,自尊较高的个体,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,如促进个体的心理健康,提高个体的幸福感(Baumeister,Campbell,Krueger,&Vohs,2003;蔡华俭,丰怡,岳曦彤,2011)。Lehman等人认为文化是某一特定群体共享的不同于其他群体的一系列行为准则与认知(Lehman,Chiu,&Schaller,2004)。因此,不同文化背景下个体的自尊既表现出相似性,又具有个体差异性。蔡华俭在一项对中西方自尊进行比较的研究中发现,中国人的自尊总体和自尊的认知成分上低于西方,但在自尊的情感成分上与西方相似(Cai,Brown,Deng,&Oakes,2007)。因本研究进行元分析所采用的样本为中国大学生,不具有跨文化比较的意义。但中国是个幅员辽阔、多民族的国家,而大学生自尊与心理健康是否受到不同民族文化影响,需要进一步的探究与思考。

4.3 研究不足展望

本研究的不足与展望如下：

(1)由于元分析方法要求不仅纳入已发表文献,而且需要纳入未发表的文献,在文献检索中,难免会因为加密、个人因素等限制而导致部分数据的缺失;

(2)本次元分析操作选择的群体为中国大学生,以后的研究可以考虑到其他被试群体,更好地丰富研究;

(3)在调节变量检验中,仅对被试类型、期刊类型以及地域分布进行检验,将来应该注意到是否其他潜在的调节变量对大学生自尊与心理健康产生作用;

(4)有关地域分布的显著调节作用,在将来的研究中应该更深入、细致的探讨同一文化背景下,不同的地域分布对大学生自尊与心理健康的影响。

5 结论

以中国大学生为样本,探讨自尊与 SCL-90各因子的关系的元分析结果如下：

(1)大学生自尊与SCL-90各因子呈中度负相关;

(2)自尊与抑郁、人际敏感、焦虑相关较高;

(3)地域分布对自尊与 SCL-90各因子的调节作用显著。

*为纳入元分析的文献。

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