感恩与自尊关系的元分析

王思琴 姜永杰

摘 要 采用元分析技术探讨感恩与自尊的关系以及影响两者关系的调节变量。通过文献检索与筛选，纳入元分析文献共30篇，独立样本30个，被试15145名。结果显示，感恩与自尊呈中等程度正相关;两者的关系受被试类型和感恩测量工具调节，不受被试年龄调节;被试类型为贫困大学生和社会工作者、感恩测量工具为多维量表研究的相关系数显著高于其他。后续研究可以深入探讨影响两者关系的调节机制，检验其他可能存在的调节变量，着重考察个体差异的调节作用，从而找到更多感恩教育和自尊培养的突破口，促进个体全面、健康发展。

关键词 感恩;自尊;元分析

分类号 B842.6

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.12.005

1 问题提出

随着积极心理学的兴起，心理学界的研究视角逐渐从异常心理转向正常心理，关注影响个体的优秀心理品质。感恩作为中华传统美德，从古至今受人尊崇，已有诸多学者论证了其在个体成长发展中的重要作用。自尊在个体成长发展中起着关键作用，与幸福感、生活满意度、抑郁、焦虑等密切相关。感恩与自尊的关系便是学者关注的一个焦点。

感恩（gratitude）亦称感激或感戴，是个体受他人恩惠后体验到的一种积极情绪（McCullough， Emmons， & Tsang， 2002）。自尊（self-esteem）通常指人们对自我的肯定，对自己持有的积极态度（张丽华， 杨丽珠， 张索玲， 2009）。已有实证研究证明感恩与自尊存在显著正相关。感恩正向预测自尊，自尊在感恩与主观幸福感、自杀观念间起中介作用，高感恩个体自尊水平更高，拥有更高的主观幸福感（敦晓雯， 武海英， 刘希平， 2018），较少出现自杀倾向（Lin， 2015c）。此外，有研究表明，自尊可以正向预测感恩，与低自尊相比，高自尊会表现出更多的感恩，自尊是依恋风格影响感恩体验的一种机制（Zhang et al.， 2017）。Bartlett等人（2020）揭示了权力与感恩之间的积极关系，发现与积极和乐观相比，自尊更能预测感恩，自尊是这一积极关系中的机制。然而有研究指出当个体对他人产生感激之情时，感恩常与负债一起出现（Oishi， 2019）。高德胜（2019）认为我们对他人感激的同时也会产生亏欠或痛苦体验。由于感恩常伴随着亏欠，当个体无力偿还他人恩惠时，高度的感恩可能会对个体造成负面影响，产生他人优于自己的信念，从而威胁自尊（Smit， & Timmons， 2011）。因此，虽然大部分研究证明感恩与自尊呈正相关，但两者关系并不明确，可能存在影响两者关系强弱的调节变量。目前，鲜有研究探讨两者之间的调节机制，本研究期望理清两者关系，发现并验证可能存在的调节变量。基于此，提出假设：感恩与自尊呈正相关，两者关系的强弱受调节变量的影响。

根据心理学家Mruk（2013）构建的能力-价值模型，真正的高自尊需同时具备胜任力与价值感。虽然高感恩个体会做出更多道德行为，肯定自身价值，促进自尊发展（Mccullough et al.， 2001），但当个体能力不足以回报恩情时，随之而来的低胜任力可能会对自尊产生消极影响。因此能力可能调节感恩与自尊的关系，本文将与能力有关的因素作为两者关系的调节变量进行探讨。

首先，一般能力就是我们通常所说的智力，智力随年龄的增长而增长，在25岁达到顶峰（彭聃龄， 2019）。年龄可能影响感恩与自尊关系的强度。与青少年相比，年长的个体能顺利通过自身努力回报他人，从而体会到较高的胜任力和价值感，拥有高自尊。年龄是影响感恩和自尊水平的重要因素。初、高中群体的感恩水平存在年级差异，低年级学生的感恩水平比高年级学生低（喻承甫， 吴慧婷， 刘国锐， 2011）。青少年时期自尊的稳定性低，自尊水平逐渐下降，直到成年早期开始上升（Robins et al.， 2002）。其次，相比于无工作的个体，有工作的个体有更多自主选择的能力;相比于富裕家庭，在贫困家庭成长的孩子有更多力不能及的事情。我们将经济自主性的不同定义为被试类型的差异，认为被试类型可能影响感恩与自尊关系的强度。自主性与自尊正向关联（黄飞， 2010），与学生相比，工作者能实现经济独立，有能力自主回报恩情，从而获得高自尊。经济差异同样存在于学生群体中，影响学生的感恩和自尊水平。家庭收入与自尊呈正相关，较高的家庭收入对自尊有正向预测作用，贫困生的自尊水平相对较低（Zeng et al.， 2017）。贫困生受到的社会支持较非贫困生多，社会支持与感恩水平呈正相关（Kong， Ding， & Zhao， 2015），感恩水平相应较高。对于贫困生来说，那些感受到他人善意的学生能激励自己，增强自信心，从而正向影响自尊。综上，提出假设：被试年龄可以正向调节感恩与自尊的关系，年龄越大，相关系数越高;被试类型影响感恩与自尊关系的强度，在工作者以及受资助贫困生中，两者的相关程度更高。

回顾已有元分析发现，使用不同测量工具得到的研究结果有差异。丁凤琴和赵虎英（2018）探讨感恩与主观幸福感的关系，发现使用感戴量表得到的相关系数显著高于其他量表;胥兴春、李欢和刘雅丽（2021）研究自尊与亲社会行为的关系，发现使用张丽华编制的儿童自尊教师评定问卷和Robins的自尊量表得到的相关系数显著高于其他测量工具。因此，测量工具可以作为感恩与自尊的调节变量。纳入此次元分析文献中的感恩测量工具较丰富，而自尊测量工具较少，多数使用Rosenberg编制的自尊量表。本研究将感恩测量工具作为调节变量进行探讨。对所使用的感恩测量工具进行简单分析，发现存在维度差异（单维和多维），多维量表所测的内容更全面。由此提出假设：测量工具可显著调节两者关系的强弱，使用多维量表所得的相关系数更高。

目前暂时没有研究通过元分析技术探索感恩与自尊的关系及可能存在的调节机制。为综合分析感恩与自尊的关系及两者之间的调节变量，本研究采用该技术探讨多个研究中感恩与自尊的关系，验证上述三个变量是否调节两者关系的强度，对不同研究结论做出更科学、合理的解释。此外，分析两者关系的调节机制还能为今后的研究提供新视角，聚焦不同群体的特點，找到更多影响两者关系的心理机制。

2 研究方法

2.1 文献检索与筛选

在中国知网、维普、万方、Web of science 核心合集、Science Direct、SpringerLink、Wiley数据库检索中英文文献，将关键词“感恩、感戴、感激、gratitude、appreciate、grateful、thankful”与“自尊、self-esteem”进行搭配，检索篇名、摘要、关键词中包含两者的文献。检索，获得文献404篇（中文134篇、英文270篇），删除重复后获得304篇;初筛，阅读标题和摘要获得文献43篇;纳入，阅读全文获得文献30篇（中文16篇，英文14篇），效应值30个，样本量共14145。

文献选取标准：（1）应是感恩与自尊关系的实证研究;（2）正确报告了感恩总分与自尊总分的r值;（3）研究样本重复选取其一;（4）报告了研究对象的类型、年龄均值等信息;（5）明确介绍了所使用的研究工具。

2.2 文献编码

对纳入元分析的文献进行编码：（1）作者，发表时间;（2）样本量;（3）被试基本信息：年龄、类型;（4）研究工具：感恩、自尊测量工具;（5）相关系数。编码信息见表1。

2.3 数据处理与分析

使用CMA 2.0（Comprehensive Meta Analysis Version 2.0）软件进行元分析，采用相关系数r作为效应值。

3 研究结果

3.1 同质性检验及模型选定

对纳入的30个效应值进行同质性检验，结果见表2。Q=194.38（p<0.001），表明研究结果存在异质性;I2=85.08%，以往研究指出，25%、50%、75%的I2值是异质性低、中、高的界限（Higgins， Thompson， Decks， & Altman， 2003），表明研究结果存在高度异质，即模型中85.08%的观察变异来自效应值的真实差异（组间误差），14.92%的变异来自随机误差。有研究指出当不同研究特征会影响元分析结果时，选用随机效应模型更加合理（Borenstein， Hedges， Higgins， & Rothstein， 2009），因此选用随机效应模型，且有必要分析感恩与自尊之间的调节效应。

3.2 发表偏差检验

当纳入元分析的文献过少，研究结果的可靠性会受到影响，因此需要进行发表偏差检验。本研究使用漏斗图、失安全系数、等级相关检验、Egger s检验以及剪补法进行发表偏差检验。如图1所示，效应值分布在漏斗图上方，两侧效应值基本对称，因此出现发表偏差的可能性较小。表3数据显示，失安全系数为6112，该值远大于5k+10（k=30）;等级相关测验中的Tau值为0.166（p=0.199>0. 05）;元分析回归方程截距Egger s=-0.204（p=0.893>0. 05）;剪补法的检验结果显示效应值被剪补法增强了0. 03。表明研究存在发表偏差的可能性较小，元分析结果较为真实可靠。

3.3 主效应检验

随机效应模型分析结果显示感恩与自尊的相关系数r=0.37，95%置信区间为0.33～0.41， Z=17.83（p<0.001）。根据Gignac和Szodorai（2016）提出的标准， 可以认为本研究中感恩与自尊存在中等程度的正相关。具体结果见表4。

3.4 调节效应检验

本研究分析了被试年龄、被试类型、感恩测量工具对感恩和自尊关系的调节作用。（1）被试年龄能正向调节感恩与自尊的关系，但不显著（Q=4.91， p=0.09>0.05）;（2）被试类型对感恩与自尊关系的调节作用显著（Q=66.69， p=0.000<0.001），相较于普通中学生、特殊中学生、普通大学生（r=0.33、0.35、0.35），社会工作者和特殊大学生感恩与自尊的相关系数更高（r=0.52、0.57）;（3）感恩测量工具能显著调节感恩与自尊的关系（Q=17.56， p=0.001<0.05），使用GMS、IUG、GRAT测量工具得到的相关系数较高（r=0.40、0.42、0.48），而使用GQ-6和GP测量工具得到的相关系数则较低（r=0.35、0.36）。具体结果见表5。

4 讨论

4.1 感恩与自尊中等程度正相关

对纳入的30篇研究进行元分析得出两者呈中等程度正相关。这表明，感恩水平高的个体其自尊水平也相应较高。虽然前文指出高感恩个体无法回报恩情时会产生亏欠感，从而威胁自尊。但通过元分析发现，总体而言感恩与自尊的积极关系更显著，个体的感恩情绪与高自尊紧密联系。

积极情绪的拓展建构理论（Fredrickson， 1998）可以解释两者的关系。该理论提出积极情绪可以拓展个体的思维，使其具有灵活性、开放性和包容性等，还可以建构个体的生理资源、心理资源和社会资源。随着该理论的发展，Fredrickson（2004）将感恩加入其中，认为感恩也具有拓展建构功能。感恩可以构建个体的心理资源，自尊作为一种心理资源（Pyszczynski et al.， 2004），会受到感恩的影响，当个体拥有感恩情绪时，能减少消极情绪的困扰，充分感受自身的积极状态，利于自尊的发展。

感恩的道德情感理论（McCulloug et al.， 2001）也可解释两者的关系。该理论认为感恩具有三种道德功能，分别是道德计量、道德激发和道德强化。道德激发功能指感恩能促进心存感激的人做出亲社会行为，使个体对自己产生较高的道德评价，从而维护自尊。Fu等人（2017）通过纵向研究发现自尊和亲社会行为之间具有动态的相互作用，高自尊个体更容易表现出亲社会行为，亲社会行为反过来可以提高个体的自尊。因此感恩可以通过激发个體做出亲社会行为，从而提高自尊水平。

自尊的身份调和理论（王轶楠， 2020）也能解释感恩与自尊的关系。该理论认为当个体能成功调和大、小我之间的关系时，能拥有最佳自尊，大我主要指关系自我和集体自我，小我指个体自我，大我自尊是小我自尊的基础和前提。Emmons（2004）提出感恩的本质是人际感恩，梁宏宇等人（2015）总结人际感恩的功能：促进个体行为的积极变化、巩固并维持二元亲密关系、提升团体内部成员的融入度。因此感恩可以帮助个体转变行为，更好地处理亲密关系或组织关系，从而调和大、小我之间的关系，拥有最佳自尊。

除理论支持两者关系外，还有许多实证研究证明感恩与自尊的关系。感恩能正向预测自尊，感恩通过自尊的中介作用影响个体的主观幸福感、生活满意度、学校归属感等（敦晓雯， 武海英， 刘希平， 2018; 刘松， 陈立夫， 游旭群， 2017; 张晓州等， 2020; Lin， 2015a; Lin， 2015b）。一些研究也揭示了感恩與自尊的序列中介作用，如宋友志等人（2018）发现青少年公正世界信念可以通过感恩-自尊的序列中介作用影响个体的抑郁水平。自尊还能预测感恩，中介儿童品位方式、依恋取向与感恩的关系（朱丹等， 2017; Zhang， 2017）。

4.2 被试年龄、被试类型、感恩测量工具的调节作用  研究结果显示，被试年龄能正向调节感恩与自尊的关系，两者的相关系数随着年龄的增长而变大，其中25岁以上群体达到高等程度正相关（r=0.52），但不存在显著差异。原因可能在于：（1）研究量过少，25岁以上群体的研究仅三篇，这可能掩盖了真实结果;（2）年龄划分的跨度不细，仅分为三个年龄段，没有加入童年期和老年期，导致分析不全面;（3）感恩和自尊具有稳定性，年幼时的低感恩/低自尊能预测年长时的低感恩/低自尊（惠秋平， 陈冉， 何安明， 2015; Orth， Trzesniewski， & Robins， 2010），随着年龄的增长，感恩与自尊也会相互影响、相互作用，两者的发展联系紧密。虽然本研究中年龄的正向调节作用不显著，但从结果可以看出年龄在一定程度上正向调节了感恩与自尊的关系，年长的个体感恩与自尊关系更密切。今后可以试图解决前两个原因，再次探讨年龄的调节作用，得到更准确的结果。

研究结果显示，被试类型对感恩与自尊关系的调节作用显著，具体而言，社会工作者和贫困大学生感恩与自尊之间的相关系数比其他群体大。原因可能是：（1）个体的自尊在成年中期达到相对稳定的“高原状态”（Robins et al.， 2002），这一时期的个体处于工作状态，能实现经济独立，更有能力回报恩情，维护自尊;（2）工作者人际交往更复杂，感恩与个体的工作绩效、工作满意度呈正相关（Cortini， Converso， Fiore & Galanti， 2019），懂得感恩的个体能得到同事和上司的帮助，在工作上更如意，更肯定自己的工作能力与价值，产生较高的自尊;（3）相比于贫困中学生，贫困大学生受到的社会资助更多，因此他们的感恩意识较高（李倩， 2016），更加珍惜自己得到的恩惠，自身的努力以及他人的帮助让他们对自己形成积极的评价，从而有一个较高的自尊;（4）与工作者和贫困生不同，普通学生生活简单，自尊还受感恩外的其他因素影响，因此相关系数不如前两者高。

研究结果显示，感恩测量工具对感恩与自尊关系的调节作用显著，从结果可知使用多维量表测得的相关系数较高，使用单维感恩量表测得的相关系数相对较低。原因可能在于：（1）单维量表相较于多维量表来说题量少，仅有六或十个条目，因此测得的结果缺乏准确性，易有误差;（2）感恩包括知、情、行三个部分，是一个复杂的心理过程（蒲清平， 徐爽， 2011）。多维量表可以从多个方面测得感恩，单维感恩量表只从一个方面判断心理状态水平，难免会有偏误;（3）多维量表中包含了感恩的行为层面，如GRAT量表中的“对他人的感恩”分量表、IUG量表中的“感谢他人”维度。如前文所说，当个体回报恩情后，其自我价值评价更高，从而能维护自尊，因此多维量表能测得感恩表达层面从而增强其与自尊的关系。

4.3 研究不足与展望

（1）纳入元分析的文献仅30篇，虽然对已有的文献进行了详细检索，但难免会存在遗漏，影响研究结果的准确性。期望之后可以纳入更多、更全面的研究，获得更客观、更准确的结果。

（2）不同亚组的样本量分配不均。被试年龄>25岁的研究只有三篇，从调节效应分析可以看出>25岁群体的效应值明显大于其他两个年龄段，但调节效应不显著，这可能是样本量分配不均导致的;感恩测量工具中，使用GQ-6的研究有21篇，其他工具只出现1～4次，这可能会影响调节效应分析的准确性。期望随着研究的增多，可避免不同亚组样本量分配不均这一问题，再次探讨他们的调节作用，提高调节效应分析的客观性和准确性。

（3）调节变量的划分可能影响研究结果。本研究将被试年龄划分为三个年龄段：12～17、18～25和>25岁，缺少了童年和老年阶段。今后的研究可以对被试年龄进行详细划分，再次探讨年龄的调节作用。

（4）研究中对于感恩和自尊的测量都是通过自我报告法，且都是横断研究，今后可以对纵向研究的文献进行元分析，从另一角度探索感恩与自尊的因果关系。

5 结论

感恩与自尊存在中等程度的正相关;两者关系受个体经济状况和感恩测量工具的调节，但不受年龄的调节。

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Abstract

This meta-analysis was conducted to explore the strength and moderators of the relationship between gratitude and self-esteem. By searching Chinese and English databases， a total of 30 independent effect sizes （30 studies， 15145 participants） met the inclusion criteria of the meta-analysis. On the basis of the characteristics of studies， the random-effects model was selected. Results indicated a significant positive correlation （r=0. 37） between gratitude and self-esteem. In addition， the moderation effect analysis shows that the association between gratitude and self-esteem was moderated by subject s type and measurement tools of gratitude， but not by age and cultural background. Future research could strengthen the exploration of regulatory variables， test other possible adjustment variables， and focus on the adjustment effect of individual differences.

Key words： gratitude; self-esteem; meta-analysis