1、 引言
1. 1 关于自尊的研究
自尊一直备受人格与社会心理学家关注。从早期的心理学家詹姆斯提出自我价值感 = 成功/抱负的概念开始，很多心理学家都曾对自尊提出了自己的看法。20 世纪 90 年代之前，对自尊的探讨主要着眼于研究总体自尊，或将自尊看作个体对自己的积极或消极的态度，或将自尊界定为个人对自我价值的态度判断。此后，人们逐渐认识到，自尊有着复杂的结构，这随之成为研究热点，一批心理学家对自尊的结构给出了各自独特的见解，并制定了相应的量表。如 Tafarodi 和 Swann(1995)把自尊划分为自我能力和自我喜欢两个维度，Watkins 和 Dong(1994)将自尊分为生理外貌、同伴关系等 8 个方面。
伴随着对自尊结构的研究，一些实证研究也开始对影响自尊的因素进行系统地探讨，这些影响自尊的因素大致可以归为以下三类:
(1)社会经济地位。社会经济地位通过影响个体对自我在社会关系中价值的感知影响自尊水平(Leary ＆ Baumeister，2000)，这种影响处于较低效应量水平(Robins，Trz-esniewski，Tracy，Gosling，＆ Potter，2002)。
(2)社会关系。同伴关系、教师和同学的评价等影响自尊(Cheung ＆ Yeung，2010;Molloy，Ram，＆ Gest，2011;Schwartz，Coatsworth，Pantin，Prado，Sharp，＆Szapocznik，2006)。个体社会关系的质量、质量与数量间的关系可以预测日常自尊水平的变化，个体社会关系质量越高其自尊水平越高(Denissen，Pen-ke，Schmitt，＆ Aken，2008)。
(3)生理因素。主要包括生理成熟、健康状况和身体满意度等。研究表明(Benyamini，Leventhal，＆ Leventhal，2004; Reitz-es ＆ Mutran，2006) 身体健康的人拥有更高的自尊水平;身体满意度越高，身体越具有活力，总体自我价值感水平越高( Haugen，S?fvenbom，＆ Ommunds-en，2011)。青春期角色冲突、生理变化、人际关系复杂化等对自我价值感的影响也与成熟因素相关(Be-nyamini，Leventhal，＆ Leventhal，2004) 。
中国学界对自我价值感/自尊的关注始于 20 世纪 80 年代初，2000 年后快速发展(蔡华俭，赵娜，岳曦彤，丰怡，2011)。自我价值感是个具有文化本土性的概念，我国心理学家不是简单地沿用西方的概念、工具来回答具有自尊文化普遍性的命题及探讨中国人自我价值感的特点，而是在此基础上提出了一些自我价值感模型，形成了信效度良好的测量工具。如张静(2002)的二维论;魏运华(1997)与蔡建红(2001)的单层多维论;黄希庭等人(黄希庭，凤四海，王卫红，2003;黄希庭，杨雄，1998)的多层多维论;杨丽珠等(杨丽珠，张丽华，2005;张丽华，杨丽珠，张索玲，2009)对青少年儿童自尊的研究。在自尊结构上，我国学者大部分持层次多维论，尤以黄希庭的多层多维模型为代表，基于该模型的青少年自我价值感量表是该领域使用最广泛的工具之一。
与结构探索并行，我国学者也对自尊的影响因素、自尊的加工机制等问题进行了系统研究。以青少年自我价值感量表为工具的研究主要集中在两个领域:测查青少年自我价值感的水平，研究群体差异;探讨影响自我价值感的因素，主要涉及家庭教养方式、时间管理倾向、学校类型、学业成绩、社会支持、应对方式、心理控制源、心理健康等。例如对自我价值感性别差异的研究(龚艺华，2006;刘邦惠，黄希庭，2009;翟群，2004)，经济因素对自我价值感的作用(陈幼平，2006;江雅，2007;吴洪艳，赵玉芳，2007)，人际关系满意度、同伴支持、同伴交往和家庭支持对自我价值感的影响等(丁薇，廖婷婷，郑涌，邓硕宁，2008;杜润萍，马祥凯，2008)。
1. 2 问题提出
近年对自尊研究的元分析得到了一些概括性结论，如自尊的性别差异效应量总体上很小 (d =. 15)，青少年群体稍高( d = . 33)，在不同领域中的效应量变化较大，如在高效应水平上，男性的相貌、运动和自我满意高于女性，女性的道德高于男性，而学业、社会接纳及家庭等方面则没有性别差异(Gen-tile， Grabe， Dolan － Pascoe， Twenge， ＆ Wells，2009;Kling，Hyde，Showers，＆ Buswell，1999; Ma-jor，Barr，Zubek，＆ Babey，1999;Twenge ＆ Camp-bell，2001)。但这些研究采用的数据来自于总体自尊测量工具，主要关注性别差异，缺少领域自尊的元分析，更没有基于同一理论框架的总体分析和领域分析。其重要原因是这些研究缺少统一模型的工具。
过去十余年间国内研究积累了大量的基于青少年自我价值感量表的文献，该工具为“中国化”的自我价值感量表，以多层次(总体、一般和特殊)多维度(社会取向和个人取向)理论为基础，认为持久的自我价值感是一种较稳定的人格倾向。其在测量总体自我价值感的同时还测量个人与社会两个取向的人际、心理、道德、生理和家庭五个方面的自我价值感。这些文献使得在同一理论框架中整合总体和领域自我价值感的研究结果成为了可能。同时，有关的实证研究结果也需要整合，如性别差异研究、经济因素对自我价值感的影响研究，研究结果存在分歧，没有统一的结论。另外，研究样本、地域差异、取样时间等特征很可能影响结果，有必要将它们进行整合，以得出“概括”的结论。
综上所述，此次元分析主要探讨两类问题:(1)近十年来青少年自我价值感的现状和特征，探讨近十年间青少年自我价值感各维度层次与全国常模的差异性。(2)探讨青少年自我价值感影响因素，以及研究报告质量、被试来源地、性别、年级等特征对青少年自我价值感的影响。
2、 方法
2. 1 文献检选与变量编码
在中国期刊网(CNKI)中，对全文首次检索“自我价值感”，二次检索“青少年自我价值感量表”，共搜索到 1998 年至 2011 年 164 篇文章，其中包括 141篇期刊文献和 23 篇硕士论文。经筛选，剔除 114 篇文献，其中包括 18 篇综述性质文献、4 篇与量表编制、常模制定相关文献、5 篇重复发表数据文献和 87篇无数据或数据残缺文献。最终剩余 50 篇文献用于进行元分析。
为考查报告质量效应，将文献分成硕士论文、一般刊物、校报或院报和核心刊物四类，以此考察研究报告发表类型对自我价值感的影响。
为考查出版年代效应，根据“横断历史研究”法(Twenge ＆ Im，2007)将文献出版年代作为连续变量按年代本身编码，如果文献中没有给出数据收集时间，将出版年代减去 2 年作为数据收集时间。编码后从 2002 年至 2011 年，年文献数量依次为 3，2，3，5，9，12，4，2，6，4，相应样本量依次为 1485，1445，1960，5666，3522，6084，1165，868，1802，1290。
为考查被试年级、地区以及研究类型的影响，本研究按照年级将被试分为大学生和中学生;将社会经济地位看作是划分地区的指标，将被试来源地分为西部、中部、东部三个地区，按照研究目的的不同，将文献分为群体特征研究和相关因素探索研究两种类别。以上变量编码及其数据信息见表 1。
2. 2 统计方法
比较标准以黄希庭、凤四海、王卫红(2003)发表的青少年学生自我价值感量表测量数据为中国青少年常模。该常模数据搜集于 2000 年，样本来自分层随机抽取的全国各省市的中学生和大学生。
效应量的选择。元分析需要将收集到的统计量(多个独立研究的结果)合并(或汇总)成某个单一的效应量(effect size，ES)，即用某个合并统计量反映多个独立研究的综合效应。本研究中，单个研究的效应量是该项研究报告中青少年自我价值感量表上各个因子的均数与对照组对应因子的均数之差，即 d = (ME － MC) / S。由此，计算出每个研究中13 个因子的效应量。元分析的最终统计指标是合并效应量，由于青少年自我价值感得分属于连续性资料，因此选用加权均数差作为结局变量。
资料的异质性检验与再筛选。由于效应量不能直接做统计推断，由此也就无法知道合并效应量是否具有统计学意义。异质性检验可以解决这个问题。当检验结果不显著时，认为多个研究具有同质性，采用固定效应模型来计算合并统计量。当检验结果为显著，表明研究不同质时，可以使用亚组分析、剔除极端值等异质性处理方法，以达到同质后，再使用固定效应量模型。若经异质性分析和处理后仍不能达到同质，则选用随机效应模型或考虑放弃元分析。本研究采用 Q 检验对 50 项研究的效应量进行卡方检验(Q = ∑Wi(di － Md)2)。计算出各个因子的 Q 值均大于卡方分布临界值，故采用随机效应模型。
选择模型后计算合并效应值的点估计和区间估计。以合并效应值 95%的置信区间是否包含"0"作为判断标准。置信区间包含"0"表示实验组与控制组的差异不显著;置信区间不包含"0" 表示实验组与控制组的差异显著。数据处理采用 SPSS 17. 0 和 WPS 版 EXCEL 进行计算。
3、 结果
3. 1 总样本合并效应量分析
青少年自我价值感合并效应量和 95% CI 见表2。从表 2 中可以看出，总样本实验组所有因子的合并效应值均为正(. 18≤d ≤ 1. 05)，且置信区间均不包括"0"，表明青少年自我价值感与全国常模有显著差异。根据 Cohen 的经验解释 ( Shedler，2010)，实验组社会取向特殊生理自我价值感因子的合并效应量(d = . 18)处在低效应水平，其他因子的合并效应量均处在中高水平，表明实验组青少年自我价值感水平高于全国常模。男女生样本实验组所有因子的合并效应值均为正(男: . 17 ≤d ≤ . 95; 女: . 25 ≤ d ≤ 1. 09)，且所有合并效应量均处在中高水平，置信区间均不包括"0"，表明男生、女生的自我价值感高于对应的全国男、女常模。
3. 2 亚组合并效应量结果分析
3. 2. 1 大学生样本合并效应量结果 大学生自我价值感 13 个因子的合并效应值在. 15 ～ 1. 25 范围内波动，其中仅社会取向特殊生理自我价值感(d = . 25，［. 19，. 31］)和个人取向特殊人际自我价值感(d = . 15，［. 08，. 23］)两个因子的合并效应量处在低效应水平。社会取向特殊人际(d = . 45，［. 40，. 50］)、道德(d = . 54，［. 45，. 63］) 、个人取向特殊心理( d = . 52，［. 43，. 60］) 、道德(d = . 51，［. 44，. 58］)自我价值感四个因子的合并效应量处在中效应水平，其他因子的合并效应量均达到高效应水平。各个因子的合并效应量均为正，且 95%的置信区间均不包括"0"在内，这表明两组之间的差异具有统计学意义，大学生自我价值感水平高于全国大学生常模水平。
3. 2. 2 高中生样本合并效应量结果 高中生社会取向特殊道德自我价值感(d =. 15，［－ . 10，. 40］)、个人取向特殊心理自我价值感合并效应量(d = － . 19，［－ . 42，. 05］)处在低效应水平，且 95%置信区间均包括"0"，这表明高中生社会取向特殊道德自我价值感、个人取向特殊心理自我价值感与全国高中生常模没有显著差异。
社会取向特殊生理自我价值 感 (d = . 31，［. 13，. 50］)和个人取向特殊生理(d = . 21，［. 01，. 52］) 、道德 ( d = . 32，［. 12，. 52 ］) 、家庭 ( d =. 28，［. 08，. 47］) 自我价值感四个因子的合并效应量处在低效应水平。社会取向特殊人际(d = . 80，［. 65，. 96］)、心理(d = . 77，［. 58，. 96］)、个人取向特殊人际(d = . 73，［. 56，. 90］)自我价值感三个因子的合并效应量处在高效应水平，其他因子的合并效应量均处在中效应水平。这些因子的 95%置信区间均不包括"0" 在内，这表明在这些因子上高中生自我价值感水平显著高于全国高中生常模。
3. 2. 3 初中生样本合并效应量结果 初中生 13 个因子的合并效应值在 . 04 ～ 1. 01范围内波动，其中社会取向特殊人际(d = . 09，［－. 06，. 25］)、道德(d = . 19，［－. 02，. 39］)、生理(d = . 04，［－ . 13，. 22］)自我价值感和个人取向特殊心理(d = . 08，［－ . 12，. 28］)自我价值感四个因子的合并效应量处在低效应水平，且 95% 置信区间包含"0"，表明初中生在此因子上的自我价值感与全国初中生常模差异不显著。
总体自我价值感(d = . 73，［. 57，. 88］)、社会取向特殊家庭(d = . 85，［. 67 1. 02］)、个人取向特殊人际(d = 1. 01，［. 84，1. 18］)自我价值感的效应量达到高效应水平，其他因子的合并效应量均处在中等效应水平。这些因子的 95% 置信区间均不包括"0"，这表明在这些因子上初中生自我价值感水平显著高于全国初中生常模。
3. 3 各变量编码之间差异比较结果
3. 3. 1 出版年代效应。出版年代与 2 个因子的平均分呈正相关，与 11个因子呈负相关，但是除与总体自我价值感、社会取向特殊人际和道德、个人取向特殊家庭自我价值感因子相关系数不显著外，与其他各因子的相关系数均达到显著，这说明年代对青少年自我价值感各因子有系统的影响。
3. 3. 2 性别效应。男生在总体、个人取向一般、社会取向特殊人际、心理、生理和个人取向特殊心理、生理这几个因子上的自我价值感水平略高于女生，但是未达到显著性水平;女生则在社会取向一般、社会取向道德、家庭和个人取向人际、道德、家庭自我价值感因子上略高于男生，也未达到显著性水平。男女生自我价值感在 13 个因子上的差异均未达到显著水平，即青少年自我价值感性别差异不显著(所有效应值 d 均小于 . 15)。
3. 3. 3 其他效应。对年级、研究类型、报告刊发质量以及地区效应进行分析。数据结果显示，年级效应明显，大学生自我价值感在总体上高于中学生(. 11 ＜γ2＜ . 26)，仅在社会取向特殊人际、生理、家庭及个人取向特殊道德上不存在显著差异(p ＞ . 05);研究类型只对个人取向特殊道德有微弱影响，效应值γ2= . 08;报告刊发的质量对部分特殊因子有影响，包括总体自我价值感、社会取向一般、个人取向特殊人际、心理及生理(. 10 ＜ γ2＜ . 26);而地区效应在各个维度上的差异均不显著(p ＞. 05)，未呈现特定的影响模式。
4、讨论
4. 1 青少年自我价值感的总体特征
根据效应量的定义和平均效应量的意义(Chow，1988)可以确定:近十年来青少年自我价值感水平高于全国常模，在各维度或层次上近十年来青少年自我价值感水平高于全国常模，男女生自我价值感水平及各维度自我价值感均高于全国男女常模，十年间青少年自我价值感水平在提高。
自我感觉良好是人的基本需求之一，对崇尚集体主义和中庸之道的中国人而言，个体同样需要维持一种高自尊水平(Cai，Wu，＆ Brown，2009)，青少年维持高水平自我价值感既是个体发展的要求，也是个体发展的必然结果。青少年自我价值感的提升，来自于良好的个人生理条件、心理个性品质，良好的家庭、学校环境，以及良好的人际关系和社会支持等(蔡华俭，赵娜，岳曦彤，丰怡，2011)。在过去十年间，多种因素在提升我国青少年自我价值感方面发挥了作用，以青少年自我价值感为工具的研究也提供了这方面的实证支持。例如，科学的教养方式和民主的家庭环境有利于自我价值感的健康发展(翟群，2004)，获得的社会支持越多青少年自我价值感的水平越高(丁薇，廖婷婷，郑涌，邓硕宁，2007)，还有些研究发现经济因素影响自我价值感(江雅，2007;吴洪艳，赵玉芳，2007) 。这些影响因素分析除了自身静态描述水平的意义外，还在社会变迁层面影响自我价值感。社会变迁尤其是经济社会的发展，在总体上给人的发展创造了更好的机会和条件，社会变迁进程中伴随着个体心理状态的形成和改变，伴随对人心理与行为的影响(辛自强，池丽萍，2008)，而且这些因素给人们带来的心理影响总是首先会在青少年群体中得到敏锐的反应(张大均，吴明霞，2004)。例如，营养状况、医疗条件改善则在宏观上提升了健康水平，减少了身体缺陷的发生的概率;社会变迁引起的教育改革，无论哪种形式、哪个层面，最终都是围绕学生全面发展展开的，使青少年在尊重个人爱好、个性特点的前提下获得更多发展空间;而学校心理健康教育等则从社会支持的层面为保障青少年自我价值感的发展提供了客观条件。
4. 2 青少年自我价值感影响因素分析
青少年自我价值感的年级特征结果显示，年级越低，有越多的社会取向特殊自我价值感与常模差异不显著;年级越高，有越多维度自我价值感的效应量处在高效应水平。从自尊的发展轨迹来看，大学阶段是自尊越来越稳定、水平越来越高的阶段(Meier，Orth，Denissen，＆ Kühnel，2011)。成年初期对自我的评价也能在此期间内保持一定的稳定性和客观性(Donnellan，Trzesniewski，Conger，＆ Con-ger，2007)。大学生对自我价值的评价也越来越成熟，自我价值感结构也越来越均衡，其自我价值感的来源也更加广泛和合理。相比较而言，自我意识的增强、生理发育与成熟、学习压力等因素的交互作用对中学生自我价值感的影响更大，主体视角在自我评价的可及性上优先于他人视角，这些因素使得他们的自我价值评价较多显示来自个人取向的影响。
统计结果表明，年代对青少年自我价值感有显著影响。青少年自我价值感的发展是一个微变过程，12 至 21 岁的青少年自我概念的清晰度在短期内会保持相对稳定(Wu，Watkins，＆ Hattie，2010)，虽然自我评价缺乏长期的一致性，但在短期内却能保持一致性。个体自我价值感受很多因素影响，其中包括生活中重大改变或重要时间阶段的影响，如果这些转折点与年龄相关或者有规律可言，那么自我价值感随时间的变化才能在整个群体中表现出一定的变化规律 (Trzesniewski，Robins，Roberts，＆Caspi，2004) 。但是随时间变化的因素很多，不能简单地将时间进程和时代转换等同于对自我价值感的影响。本研究中的年代效应提供一个探索青少年自我价值感影响因素的切入点。数据收集的时间与发表的时间间隔通常是不固定的，在当前的研究中，我们未能有效地获取这些相关数据，因此年代效应的意义尚有待于进一步分析。
从统计分析结果来看，影响青少年自我价值感水平的主要因素是测量对象的年龄阶段，这与以往研究发现的年级因素影响(翟洪昌，史清敏，黄希庭，2000) 相同，也与蔡华俭等(2011) 在元分析中发现的自尊自初中、高中、大学逐步升高的结果类同。年龄段的影响可部分归结为认知发展的影响。青少年的认知能力、学习能力以及自我认识和评价能力都会随着年龄增长、知识经验的积累而不断地提高。
从学业成就与自我价值感的关系角度来看，学习成绩较之品行状况对其自我价值感有更大的影响(郑涌，张惠蓉，黄希庭，2002)，不管是好的学业成就导致高的自我价值感，还是自我价值感低下导致学业成就低下，在总体上，从初中升入高中、从高中升入大学，都意味着学业成就低者越来越多地被排除在这些以在校生为对象的研究样本之外。但这种系统性“筛选”对于学业成就与价值感关系的影响程度以及影响过程，则需要新的研究去探索。
本研究未发现青少年自我价值感存在显著的性别差异，这与蔡华俭等(2011)元分析获得的结果一致，与全国常模在个别特殊自我价值感存在性别差异的结果有出入，与西方诸多元分析的结果(如Gentile et al．，2009;Kling et al．，1999;Major et al．，1999;Twenge ＆ Campbell，2001)也不同。这表明，对于中国青少年群体而言，不但由于自我价值感的总体层面比较笼统而难以体现出性别差异(黄希庭，杨雄，1998)，而且对于更加准确和有意义的具体自我价值感领域，也可能不存性别差异。从影响层面来看，与其笼统地将自我价值感差异归结为生理差异，莫若探求性别角色对自我价值感的影响。即便是与生理性别关系密切的身体，其对自我价值感的影响也深受社会过程的影响。若从现代社会对性别角色期待来看，同化现象使两性在个性特征和自我价值判断上有了更多共享特征，如研究发现大学生群体中双性化与未分化的比例在 50% ～ 65% 之间(刘电芝等，2009;钱铭怡，张光健，罗珊红，张莘，2000)，而性别角色分化与自我价值感之间存在某种较生理性别更为稳健的模式(Bi，Ybarra，＆ Zhao，2013;Wojciszke，Baryla，Parzuchowski，Szymkow，＆Abele，2011 ) 。正是由于这些因素的共同作用，大大降低了自我价值感水平性别差异的可能性。
4. 3 研究工具的使用与修订
需要更加规范地使用青少年自我价值感量表，规范完整地呈现研究数据。本研究搜集到的文献，除个别研究报告利用搜集的数据进行信度、效度分析外，其余均沿用自我价值感量表编制时的数据，这就使得无法对青少年自我价值感量表在实际使用中的信度、效度进行再分析。还有的研究只报告差异显著，却未展示具体差异的大小，也不利于跨研究的汇总分析。而由于期刊出版要求的差异、工具外借与数据反馈规则的模糊及如何与论文作者进行有效通讯等原因，当前运用自我价值感量表积累的数据不够系统化，这也一定程度限制了对相关理论问题的综合分析。针对这些问题，今后的研究报告应注意更规范地呈现数据，研究者应主动反馈给工具所有者以完整的数据，以利于进行再分析而获得更具普遍意义的发现。
青少年自我价值感量表采用横断式常模，即以大致在同一个时间不同年龄阶段学生的得分作为常模。常模数据为 2000 年左右搜集，由于青少年自我价值感不但随年龄发展，而且也随时代而发展变化，时间或时代推移确实是影响自我价值感的一个因素，目前的常模已有十余年，全国常模对大中学生的适用性已经下降，需要对该量表进行修订并且对常模进行更新。修订既是实践的需要，也是进一步规范该工具使用以及推动相关研究的一个契机。
5、 结论与展望
青少年自我价值感量表在过去的十余年间得到了广泛的应用，有关研究增进了对我国青少年自我价值感特点的理解。本研究通过元分析发现，青少年学生的自我价值感水平在各维度、各层次在近十年来均有提升且没有显著的性别差异，年龄是影响青少年自我价值感水平的主要因素，研究目的、报告质量、地区、出版年代等对青少年自我价值感总体上没有系统的影响。
展望未来的研究，除了适时修订自我价值感量表的问卷、更新常模以及规范使用该工具外，更多应宜以多角度、多方法、多层次切入回答自我价值感领域的理论与实践问题。虽然青少年自我价值感量表得到了广泛应用，积累了大量相关数据，但使用该量表的研究主要是针对学生群体的问卷调查或相关研究，其研究对象甚至细化到师范生、体育专业、美术专业、新生及毕业生等。研究大多停留在扩宽研究对象上，这有利于扩展对自我价值感群体特点的理解，但很难增进对自我价值感心理机制、培养与发展等问题的认识。而影响自我价值感的心理与社会因素，以及自我价值感对个体态度、行为和活动成效实际研究的缺乏，以及数据彼此共享的特征有限等原因，使得当前的研究只限于对一些基础性问题的探讨。因此，未来研究应该从理论及实践角度出发扩宽深度，例如加强对自我价值感与一些重要的变量间的关系的探讨等，从而促进对自我价值感内在机制的解读及对现存理论的扩展和延伸。对于已有的相关因素的探讨研究，也可以应用追踪设计和实验研究，运用多元方法系统探讨青少年自我价值感的内在机制。
致谢:感谢黄希庭教授、凤四海博士给予本文的评论和改进建议。
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