青少年自尊與主觀幸福感的相關(guān)性研究,心理學(xué)論文

青少年自尊與主觀幸福感的相關(guān)性研究,心理學(xué)論文摘要：考察中國(guó)集體主義文化下青少年自尊與主觀幸福感的關(guān)系及調(diào)節(jié)變量對(duì)其關(guān)系的影響，可為提升我們國(guó)家青少年的心理健康水平提供理論根據(jù)。通過對(duì)知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)優(yōu)秀碩博學(xué)位論文和維普期刊網(wǎng)等數(shù)據(jù)庫(kù)的檢索，得到48項(xiàng)符合納入標(biāo)準(zhǔn)的獨(dú)立研究，樣本總量29162人，采用CMA2.0進(jìn)行主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)，得出如下結(jié)論：我們國(guó)家青少年自尊與主觀幸福感之間為中等程度的相關(guān)(r=0.293,95%CI為[0.222,0.361])，主觀幸福感量表類型以及被試年齡階段的對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著，年代以及地域的調(diào)節(jié)作用顯著。這講明中國(guó)集體主義文化下青少年自尊與主觀幸福感為中等程度相關(guān)，兩者關(guān)系遭到年代和地域的調(diào)節(jié)。本文關(guān)鍵詞語：青少年;主觀幸福感;自尊;Meta分析;調(diào)節(jié)效應(yīng);主觀幸福感是個(gè)體根據(jù)自個(gè)設(shè)定的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活質(zhì)量的總體性評(píng)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(huì)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(cè)因素之一，自尊與主觀幸福感的認(rèn)知成分嚴(yán)密相連，對(duì)個(gè)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(gè)體主義文化中已經(jīng)被重復(fù)證實(shí)，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(gè)體主義文化強(qiáng)調(diào)自我的獨(dú)立、自由和獨(dú)特性等，集體主義文化則更重視和諧與關(guān)系等；因而在集體主義文化中，行為不再僅僅由個(gè)體的思想和情感所決定，導(dǎo)致與自尊有關(guān)的一些情感在影響主觀幸福感時(shí)顯得不再那么重要[5]，而且中國(guó)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。當(dāng)前西方有關(guān)個(gè)體主義和集體主義的跨文化研究結(jié)果一致以為，中國(guó)是集體主義文化的典型代表，但這一結(jié)論引起了一些國(guó)內(nèi)學(xué)者的質(zhì)疑[6]。西方價(jià)值觀的大量涌入，使中國(guó)社會(huì)成為傳統(tǒng)與當(dāng)代價(jià)值觀并存的多元價(jià)值觀社會(huì)，尤其是在各種文化沖擊和交融中成長(zhǎng)的中國(guó)青少年，兼具集體主義文化下的依存自我和個(gè)體主義文化下的獨(dú)立自我[7]。因此本研究將目光聚集在青少年這一階段，希望通過Meta分析，進(jìn)而科學(xué)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(xué)校、家庭和社會(huì)提供相關(guān)的理論根據(jù)。一、資料來源與方式方法〔一〕文獻(xiàn)檢索與納入文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)來源主要為知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)優(yōu)秀碩博學(xué)位論文和維普期刊網(wǎng)等，對(duì)國(guó)內(nèi)2000年1月到2021年12月有關(guān)青少年主觀幸福感和自尊的相關(guān)論文進(jìn)行檢索。本文關(guān)鍵詞語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(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行納入與排除，納入標(biāo)準(zhǔn)為：其一，同時(shí)使用了主觀幸福感量表與自尊量表，并至少在文獻(xiàn)中報(bào)告了一個(gè)量表的維度或總分與另一個(gè)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(xué)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(xiàn)中報(bào)告了樣本量；其四，各篇文獻(xiàn)的樣本不同；其五，非綜述類且原始數(shù)據(jù)完好的文獻(xiàn)?！捕澄墨I(xiàn)特征編碼由兩名作者將符合納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)根據(jù)研究特征分別進(jìn)行獨(dú)立編碼，華而不實(shí)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(jìn)行核對(duì)并對(duì)不一致之處進(jìn)行討論。每個(gè)獨(dú)立樣本的效應(yīng)值僅編碼一次，假如一篇文獻(xiàn)包含多個(gè)獨(dú)立研究，則進(jìn)行屢次編碼，假如是縱向研究，只取前測(cè)數(shù)據(jù)；同時(shí)，為了保證效應(yīng)值的獨(dú)立性，不同類型效應(yīng)值的數(shù)據(jù)僅使用一次。〔三〕統(tǒng)計(jì)分析使用Excel對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行前期的整理和編碼，然后使用CMA2.0(ComprehensiveMetaAnalysis2.0〕分析相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量。選擇Q檢驗(yàn)和I2統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)研究間的同質(zhì)性，采用隨機(jī)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)，這樣就能夠得到總體效應(yīng)值。對(duì)出版偏倚的檢驗(yàn)采用漏斗圖〔FunnelPlot〕、失安全系數(shù)〔FailsafeNumber,Nfs〕、等級(jí)相關(guān)測(cè)驗(yàn)〔RankCorrelationTest〕、回歸截距〔RegressionIntercept〕和剪補(bǔ)法〔TrimandFill〕等。二、結(jié)果〔一〕文獻(xiàn)檢索結(jié)果共檢索到相關(guān)文獻(xiàn)1799篇，經(jīng)過反復(fù)剔除后，共有48篇文獻(xiàn)被納入，文獻(xiàn)挑選流程見圖1。華而不實(shí)普通期刊論文10篇，核心期刊論文11篇，學(xué)位論文16篇，共48個(gè)獨(dú)立研究，樣本共29162人。〔二〕發(fā)表偏倚檢驗(yàn)為檢驗(yàn)?zāi)芊翊嬖诎l(fā)表偏倚，首先采用了漏斗圖法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見圖2。能夠觀察到，幾乎所有研究都靠近漏斗圖的頂端，且比擬均勻地分布在兩側(cè)，講明存在發(fā)表偏倚的可能性較小。由于漏斗圖主觀性較強(qiáng)，后續(xù)又進(jìn)行了更為精到準(zhǔn)確的檢驗(yàn)。失安全系數(shù)Nfs=8638，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值5k+10(k指符合納入標(biāo)準(zhǔn)的獨(dú)立研究個(gè)數(shù)〕[8]；等級(jí)相關(guān)測(cè)驗(yàn)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(bǔ)法中，基于實(shí)際研究得到的觀察點(diǎn)的FishersZ尺度下的效應(yīng)值估計(jì)為0.29，參加填補(bǔ)點(diǎn)后估計(jì)的效應(yīng)值為0.21，盡管存在變化，但調(diào)節(jié)估計(jì)與原估計(jì)非常相近。綜上所述，本Meta分析不存在出版偏倚。圖1文獻(xiàn)挑選流程圖2文獻(xiàn)發(fā)表偏倚情況〔三〕Meta分析結(jié)果1．主效應(yīng)檢驗(yàn)采用隨機(jī)效應(yīng)模型從整體上檢驗(yàn)48項(xiàng)獨(dú)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(P0.01〕，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，講明偶爾因素對(duì)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(duì)于年代這類連續(xù)變量，將其與效應(yīng)值直接求相關(guān)，假如二者相關(guān)顯著，則講明年代效應(yīng)顯著。由計(jì)算結(jié)果可知，兩者〔n=48〕之間的相關(guān)為0.358(P0.05〕，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(cè)量主觀幸福感所使用的量表，將48個(gè)獨(dú)立研究分為了5類，結(jié)果見表1。QB=9.188(P0.05〕，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(duì)自尊與主觀幸福感的調(diào)節(jié)效應(yīng)注：k表示獨(dú)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；aP0.05,bP0.01,cP0.0014．被試年齡階段的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析根據(jù)被試的學(xué)齡階段，將被試分為小學(xué)、初中和高中三個(gè)階段，小學(xué)階段的獨(dú)立研究?jī)H有1項(xiàng)，無法納入Meta分析，還有18項(xiàng)研究的被試無法詳細(xì)劃分到三個(gè)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,P0.05〕，講明年齡階段對(duì)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)過南北方分界限的城市在客觀標(biāo)準(zhǔn)上存在爭(zhēng)議外，中國(guó)群眾對(duì)南北方城市劃分上的主觀感悟經(jīng)歷體驗(yàn)與客觀標(biāo)準(zhǔn)基本一致[9]。根據(jù)他們制定的南北方劃分標(biāo)準(zhǔn)，得到11個(gè)南方地域和31個(gè)北方地域的獨(dú)立研究。有8項(xiàng)研究未提供地域信息，沒有納入分析。表1的結(jié)果講明，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,P0.05〕，北方青少年自尊與主觀幸福感之間的關(guān)系更強(qiáng)〔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)果表示清楚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(shí)，研究結(jié)果還證實(shí)，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(guó)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(gè)體對(duì)自個(gè)積極的主觀判定和概括性評(píng)價(jià)，自尊的社會(huì)計(jì)量器理論假設(shè)自尊是人際關(guān)系好壞的內(nèi)在具體表現(xiàn)出[10]，較好的人際關(guān)系則會(huì)帶來更多的社會(huì)支持與主觀幸福感。高自尊也有助于個(gè)體應(yīng)對(duì)消極事件帶來的不良后果[11]，即高自尊的壓力緩沖模型〔stress-bufferingmodelofhighself-esteem〕。高自尊個(gè)體在面對(duì)問題時(shí)，更多的是采用問題解決策略，往往對(duì)事件的發(fā)展持積極的態(tài)度，較少關(guān)注社會(huì)比擬與期望，更重視自個(gè)的感受，因而較少受外界的影響。相較之下，低自尊個(gè)體面對(duì)消極事件時(shí)較多項(xiàng)選擇擇逃避和退縮，面對(duì)失敗時(shí)更關(guān)注消極的后果，容易導(dǎo)致自我懷疑[12]，因而低自尊個(gè)體更有可能感遭到壓力和恐懼，導(dǎo)致較低的生活滿意度和積極情感以及較高的消極情感，因而自尊越高主觀幸福感越強(qiáng)。但也有研究發(fā)現(xiàn)，追求高自尊的經(jīng)過可能會(huì)減弱個(gè)體的自我調(diào)控能力，追求目的的失敗會(huì)導(dǎo)致諸如愧疚和憤怒等不良情緒的產(chǎn)生，會(huì)有更多的防御性行為，甚至是攻擊、暴力行為等[13]，對(duì)虛假自尊的過分追求還會(huì)影響人們的正常生活。綜上，在學(xué)校和家庭教育中，應(yīng)正確引導(dǎo)青少年學(xué)生群體合理、適度地提升自尊水平，要在真實(shí)、可靠、穩(wěn)定與一致的基礎(chǔ)上提升學(xué)生的自尊，而不是一味地追求高自尊。不以完美個(gè)體的標(biāo)準(zhǔn)、或者到達(dá)別人的期望為參照，避免對(duì)自我進(jìn)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能夠使青少年體驗(yàn)到安全的自我價(jià)值感，進(jìn)而提升主觀幸福感?！捕痴{(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(huì)對(duì)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(cè)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。華而不實(shí)多維量表大多包含兩個(gè)部分：生活滿意度和情感平衡；單維量表則是華而不實(shí)之一。固然單維量表的穩(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(xiàng)獨(dú)立研究，樣本量也到達(dá)了4154人，屬于大樣本，因而主觀幸福感量表類型對(duì)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。這講明兩者的相關(guān)隨著時(shí)間有所增加，但并不顯著；盡管如此，在推廣這一結(jié)果時(shí)也要小心和慎重，由于兩者的關(guān)系仍然遭到年代和地域的調(diào)節(jié)。年代代表了某一特定時(shí)期的社會(huì)環(huán)境，見證了歷史和文化的變遷。一項(xiàng)針對(duì)20世紀(jì)50年代到20世紀(jì)90年代不同年代出生的中國(guó)人的縱向研究表示清楚，中國(guó)人的獨(dú)立型價(jià)值觀存在代際差異，呈逐步加強(qiáng)的趨勢(shì)[15]。個(gè)體主義的構(gòu)成是一個(gè)漸變而非突變的經(jīng)過，長(zhǎng)期的代際變遷會(huì)對(duì)同一種文化內(nèi)部的不同代人產(chǎn)生影響，而且特定時(shí)期內(nèi)的文化變化也會(huì)對(duì)個(gè)體的認(rèn)知和行為產(chǎn)生影響[16]。本Meta分析選取的文章發(fā)表時(shí)間為2000～2021年，這正是我們國(guó)家剛步入21世紀(jì)，社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和文化快速發(fā)展、轉(zhuǎn)型和進(jìn)步的時(shí)期，此時(shí)的中國(guó)社會(huì)無論在綜合國(guó)力、社會(huì)進(jìn)步還是國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等方面，都發(fā)生了翻天覆地的變化，這些社會(huì)變遷導(dǎo)致國(guó)民的文化價(jià)值觀發(fā)生了相應(yīng)的改變。而且隨著全球化不斷推進(jìn)，集體主義文化背景下的中國(guó)人在成長(zhǎng)的經(jīng)過中，遭到多種文化的影響，因而同一文化中個(gè)體的價(jià)值觀也是相對(duì)不同的。尤其是在各種文化沖擊和交融中成長(zhǎng)的中國(guó)青少年，更多地成為雙元文化取向者[17]。不同年代下成長(zhǎng)的個(gè)體，會(huì)帶有不同社會(huì)文化環(huán)境的烙印，不同社會(huì)文化對(duì)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(duì)自我與別人界線的定義[18]。自尊需要來源于獨(dú)立自我對(duì)積極自我特質(zhì)、屬性和能力的追求，擁有獨(dú)立自我的個(gè)體更重視自我內(nèi)部特質(zhì)的展示，因而強(qiáng)調(diào)建構(gòu)獨(dú)立自我的個(gè)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)絡(luò)；相依自我則通過不斷地改善自我、加強(qiáng)社會(huì)介入等來融入群體并維持相容與和諧，故而持相依自我的個(gè)體更重視與別人和所屬團(tuán)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(gè)體通過與別人的和諧相處來獲得主觀幸福感[7]。感遭到某些情緒的可取性與適當(dāng)性在不同的文化中也是有所不同的，在西方個(gè)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示出會(huì)遭到關(guān)注和鼓勵(lì)，而在集體主義文化中，這些情緒的表示出可能會(huì)損害社會(huì)和諧因此不被鼓勵(lì)和接納，更合宜的情緒是諸如喜悅和喜歡等，控制情緒適宜性的社會(huì)規(guī)范可能會(huì)影響特定情緒體驗(yàn)的頻率和強(qiáng)度[20]，進(jìn)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(gè)體主義文化中會(huì)具有更強(qiáng)的相關(guān)性，因此個(gè)體主義逐步加強(qiáng)的中國(guó)青少年，自尊與主觀幸福感的關(guān)系會(huì)隨著年代的變遷而呈現(xiàn)出更高層次的相關(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(guó)家之間的個(gè)體主義存在差異，同一文化或者同一國(guó)家內(nèi)部由于地理位置、文化和宗教等方面的差異，個(gè)體主義的程度也會(huì)表現(xiàn)出地域差異[16]。王德福[21]的研究發(fā)如今有著悠遠(yuǎn)宗族制度歷史的中國(guó)南方，愈加注重合作與關(guān)系的維系，十分是以父系血緣關(guān)系為基礎(chǔ)構(gòu)成的關(guān)系紐帶，合作時(shí)更為有效，成本也更低。所以相較于北方，南方人有著更強(qiáng)的集體主義觀念。馬欣然等[9]發(fā)現(xiàn)南方人愈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經(jīng)過中，對(duì)南方地區(qū)產(chǎn)生了更為強(qiáng)烈的影響。由前文可知，更強(qiáng)的個(gè)體主義，意味著自尊與主觀幸福感之間更強(qiáng)的相關(guān)性，本研究對(duì)地域的調(diào)節(jié)分析與前人的研究結(jié)果一致，中國(guó)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(qiáng)。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加強(qiáng)，北方青少年自尊與主觀幸福感的相關(guān)性更強(qiáng)，講明隨著時(shí)間的發(fā)展，自尊對(duì)主觀幸福感的預(yù)測(cè)度加強(qiáng)。因而，對(duì)于大部分時(shí)間在校學(xué)習(xí)、自我正在不斷發(fā)展的青少年來講，學(xué)校能夠開展與自尊和主觀幸福感有關(guān)的講座或團(tuán)體心理輔導(dǎo)，同時(shí)加強(qiáng)正確價(jià)值觀的引導(dǎo)，提升學(xué)生對(duì)自我價(jià)值的認(rèn)同，使其建立安全型的高自尊。學(xué)?？梢砸远嗯c家長(zhǎng)聯(lián)絡(luò)，給家長(zhǎng)普及相應(yīng)的提升和維護(hù)孩子自尊的方式方法及正確的撫養(yǎng)觀，使青少年學(xué)生在學(xué)校和家庭共同育人的環(huán)境中得到成長(zhǎng)與進(jìn)步。同時(shí)對(duì)集體主義得分較高的南方青少年，除了較高的安全型自尊，與別人和諧的人際關(guān)系也較為重要，這也需要學(xué)校和父母共同的努力，為學(xué)生營(yíng)造良好的學(xué)習(xí)、交友和家庭氣氛。〔三〕研究缺乏與瞻望本研究存在下面幾個(gè)局限：首先，越來越多的實(shí)證研究支持自尊是由價(jià)值觀和勝任力兩個(gè)成分所構(gòu)成[22]，而Rosenberg編制的量表僅測(cè)量了價(jià)值觀這一維度，所以能否全面的評(píng)估個(gè)體的自尊仍值得商榷；其次，Rosenberg的自尊量表是用于描繪敘述并測(cè)量西方個(gè)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(shí)的個(gè)體的自尊，但中國(guó)人注重關(guān)系自我，并沒有建立完全意義上的自我意識(shí)，故Rosenberg的自尊量表不一定能準(zhǔn)確地得出中國(guó)人自尊的全貌；最后，本研究沒有對(duì)自尊與主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)或中介變量進(jìn)行分析，將來研究能夠分析兩個(gè)變量間的內(nèi)在作用機(jī)制，為學(xué)校和家庭教育有針對(duì)性地提升心理健康提供更為詳細(xì)的理論根據(jù)。以下為參考文獻(xiàn)[1]DienerE.SubjectiveWell-Being[J].Psychologicalbulletin,1984(3).[2]李忠臣，王康，劉曉敏，李貴成，翟淵濤，張茜，潘芳．青少年人際寬恕與心理健康：憤怒和主觀幸福感的多重中介作用[J]．中國(guó)臨床心理學(xué)雜志，2021(5).[3]臧宏運(yùn)，鄭德偉，郎芳，劉軍，張?jiān)鰢?guó)，朱麗娜．有留守經(jīng)歷大學(xué)生自我效能感自尊在領(lǐng)悟社會(huì)支持和心理健康間的中介作用[J]．中國(guó)學(xué)校衛(wèi)生，2021(9).[4]DienerE,DienerM.Cross-CulturalCorrelatesofLifeSatisfactionandSelf-Ssteem[J].JPersSocPsychol,1995(4).[5]吳明霞．30年來西方關(guān)于主觀幸福感的理論發(fā)展[J]．心理科學(xué)進(jìn)展，2000(4).[6]楊中芳．怎樣理解中國(guó)人：文化與個(gè)人論文集[M]．重慶：重慶大學(xué)出版社，2018.[7]許慧霞，葉科．大學(xué)生自我建構(gòu)與主觀幸福感[J]．現(xiàn)代青年研究，2018(6).[8]RosenthalR.TheFileDrawerProblemandToleranceforNullResults[J].PsychologicalBulletin,1979(3).[9]馬欣然，任孝鵬，徐江．中國(guó)人集體主義的南北方差異及其文化動(dòng)力[J]．心理科學(xué)進(jìn)展，2021(10).[10]張林，李元元．自尊社會(huì)計(jì)量器理論的研究述評(píng)[J]．心理科學(xué)進(jìn)展，2018(4).[11]Zeigler-HillV,LiH,MasriJ,etal.Self-EsteemInstabilityandAcademicOutcomesinAmericanandChineseCollegeStudents[J].JournalofResearchinPersonality,2020(5).[12]ParadiseAW,KernisMH.Self-EsteemandPsychologicalWellBeing:LmplicationsofFragileSelf-Esteem[J].JournalofSocialandClinicalPsychology,2002(4).[13]金瑩，盧寧．自尊異質(zhì)性研究進(jìn)展[J]．中國(guó)臨床心理學(xué)雜志，2020(5).[14]張麗華，曹杏田．脆弱型高自尊研究：源起、現(xiàn)在狀況與瞻望[J]．遼寧師范大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2021(6