中国大学生自尊变迁的横断历史研究：1993~2013*

沙晶莹 张向葵

(东北师范大学教育学部心理学院, 长春 130024)

1 引言

自尊是个体对自我价值的评判、对自我能力的感知以及对整体自我的接纳(Rosenberg, 1965),隶属于自我概念系统中的评价成分(Baumeister, Smart,& Boden, 1996)。研究发现, 自尊与个体的主观幸福感密切相关(孔风等, 2012; 严标宾, 郑雪, 2006)。高自尊者生活满意度高(Myers & Diener, 1995), 情绪体验积极(Pelham & Swann, 1989); 低自尊者易焦虑、抑郁(Sowislo & Orth, 2013; Tennen & Herzberger,1987), 而且有较高犯罪率(Donnellan, Trzesniewski,Robins, Moffitt, & Caspi, 2005)和药物滥用情况(Wheeler, 2010)。在个体发展过程中, 自尊能有效抵御危险性因素带来的消极影响(Ford & Collins,2010)。因此, 探究自尊差异对个体发展有重要意义。

年代指某一特定时期, 它不仅代表着该时期的社会大环境, 而且也代表文化与历史的变迁(Stewart& Healy, 1989)。年代与基因、家庭环境、教育经历等均是影响个体发展的重要因素(Bergeman, Plomin,McClearn, Pedersen, & Friberg, 1988)。出生在不同年代的个体, 其成长都带有不同社会文化环境的印记。随着我国社会改革开放的不断深入, 政治、经济、教育等都发生了巨大变化。随之而来的是,人们的生活方式、生活态度、价值观念、评价标准等也在潜移默化地发生改变。因此, 本研究假设年代会对个体发展产生影响。众所周知, 科教兴国是我国发展的重要战略之一, 其核心就是人才培养。大学作为人才培养的高等学府, 为适应国家对人才的要求也在不断改进人才培养模式、教育方法及评价标准等。因此, 年代的变迁对我国大学生有着特殊的意义。研究发现, 虽然在社会变迁过程中, 我国大学生的焦虑水平在逐年上升(辛自强, 辛素飞, 张梅, 2011), 但随着高等教育的不断改革, 大学生的心理健康水平也在逐步提高(辛自强, 张梅, 何琳, 2012)。那么, 自尊作为心理健康的核心成分(丛晓波, 田录梅, 张向葵, 2005),在这个时代背景下又会呈现何种变化趋势呢？基于自尊是自我概念系统中的评价成分, 本研究将根据镜中我理论与社会比较理论对我国大学生自尊的变迁进行初步探究, 以期了解时代变迁对大学生自尊的影响。

镜中我理论(looking glass self)源于 Mead与Cooley对自我的阐述。Mead将自我划分为主我与宾我两部分, 前者强调个体对他人的态度, 后者则指个体假想的他人对自己的态度。Mead认为外界评价对自我发展有重要意义。个体在社会交往的过程中, 通过假想、采纳他人的观点与态度, 调节行为、形成自我(Mead, 1925)。Cooley在其研究基础之上, 从社会学角度探究自我的形成, 提出了“镜中我”理论(杨莉萍, 2005)。该理论认为, 个体假想的他人评价, 是构成自我的重要因素(Cooley,1902)。近20年来, 我国大学生从过去的“天之骄子”, 到现如今的“恒河沙数”, 社会对大学生的要求日益增高。有研究发现, 大学生自身也存在诸多社会性发展不良的问题, 如“责任感差、抗挫折能力不足、不诚信”等(刘西华, 2013)。这些现象导致消极社会评价的产生, 而社会评价又经过内化影响个体的自尊。部分大学生会通过假想的方式,采纳外界的负面评价, 降低自尊。因此, 根据镜中我理论, 本研究假设随年代变迁我国大学生的自尊呈下降趋势。

社会比较(social comparison)理论最初由Festinger提出。该理论认为个体将自己的能力、观点与他人进行对比, 进而获得稳定的自我评价(Suls & Miller,1977)。社会比较是一种普遍的社会现象, 对人际间的相互作用具有重要意义(邢淑芬, 俞国良,2005)。其主要存在对比和同化两种效应。对比效应是指, 面对上行比较信息时, 个体的积极自我易受到威胁; 而下行比较可以提升自我的积极程度。同化效应则表现为, 上行比较可提升个体的自我评价, 下行比较对自我评价有消极影响。这是因为在同化效应中, 社会比较促进个体向比较目标趋近一致。根据选择通达(SA)模型, 如果个体关注自我与目标之间的差异性, 则启动对比效应; 如果个体进行相似性检验, 则产生同化效应(邢淑芬, 俞国良, 2006)。随着我国高校的不断扩招, 大学生就业是反映我国高等教育与市场需求的关键。2001~2011十年间, 是高校扩招在大学生就业体现效应的时期(喻名峰, 陈成文, 李恒全,2012)。目前, 我国在校大学生的就业质量呈下降趋势(柯羽, 2010)。大学生就业困难, 初次就业率较低(成长群, 2010)。大学生的就业能力是影响其就业结果的重要变量(乔志宏, 王爽, 谢冰清, 王祯, 2011)。面对就业过程中的现实压力和社会的较高要求, 大学生通常会将自我能力与其他竞争者进行比较, 这种社会比较容易导致自我评价的下降。在青少年晚期与成年早期, 个体自尊的稳定性不够强, 易受外界变化的影响(张永欣等,2010)。面对社会变革, 大学生毕业后的发展形势日益严峻。因此, 根据社会比较理论, 本研究假设年代对中国大学生自尊变迁呈负向预测。

为探究我国大学生自尊随年代的变迁, 本研究采取横断历史元分析(A Cross-Temporal Meta-Analysis)。该方法在时间维度上, 将社会变量与心理变量结合起来, 是专门探究年代相关变异的元分析方法, 可以分析某种心理变量随年代而产生的连续性变化, 并解释社会变迁对个体发展的影响(辛自强, 池丽萍, 2008)。在以往的心理学研究中, 为探究某种心理变量随时间的变异通常采用追踪研究设计。横断历史元分析可以弥补传统追踪研究耗时长、资金消耗大、被试流失等弊端, 在横断的水平上对心理变量进行大时间跨度的研究。因此, 本研究将采用横断历史研究方法, 对我国大学生的自尊进行元分析, 并探究大学生自尊的变迁是否存在性别与生源差异。

2 研究方法

2.1 研究工具：Rosenberg自尊量表简介

Rosenberg自尊量表, 由Rosenberg于1965年编制。该量表以自我报告的形式测量个体的整体自尊, 测查对象主要是青少年及大学生(Twenge& Campbell, 2001)。该量表共计10项题目, 采用4级评分。分值范围为10~40分, 分值越高, 自尊水平越高, 反之自尊水平较低。该量表在国内研究中已证实信、效度良好。关于信度, 有研究报告, 其内部一致性系数为 0.82, 分半信度为0.81(田录梅, 张向葵, 于海峰, 2003)。关于效度,有研究指出该量表与Coopersmith量表(自尊量表)的相关系数为0.36, 与FIS量表(自卑量表)的相关系数为0.68, 均相关显著(程素萍, 崔倩倩, 2010)。

2.2 文献搜集

本研究参照以往针对大学生的横断历史研究(辛自强等, 2011; 辛自强, 周正, 2012), 结合本研究要探讨的问题, 设定文献筛选标准。具体内容如下：(1)被试群体必须为中国大学本科生, 不包括高职及专科生; (2)被试群体为中国内地大学生,不包括华裔及港澳台学生; (3)对自尊的测量必须使用Rosenberg自尊量表, 且使用10道题进行施测, 采用4点计分(1~4分), 总分10~40分; (4)数据呈现要完整, 文中报告所测查被试群体自尊的平均数(M)及标准差(SD); (5)研究的样本量(N)明确; (6)同一作者发表的不同文章, 如果取自同一批数据, 那么只选用其中一篇文章参与元分析。

中文文献在中国知网(CNKI)、万方数据库、维普资讯的中文全文数据库、中国博士学位论文全文数据库、优秀硕士学位论文全文数据库中,以“自尊”、“Rosenberg 量表”与“大学生”并列构成题目、摘要、关键词的检索词进行文献搜集。符合筛选标准的中文文献为 76篇。英文文献在EBSCO、Science Direct、JSTOR、SAGE、Springer Link、PsycINFO 和 ProQuest 数据库中以“self esteem”或 “Rosenberg Scale”、 “Chinese”或“China”、“college”或“university”并列构成题目、摘要、关键词的检索词进行文献搜集。符合本研究筛选标准的英文文献有7篇。发表于1995~2015年的中英文献共计83篇。除1996~1998年以外,每年都有1篇及以上的学术文献发表。

关于各项研究的数据收集年代, 如果作者在论文中明确说明, 则以论文报告为准。如果文献中并未报告取样时间, 则根据已有研究(Twenge& Campbell, 2001; 黄四林等, 2015)及国内现状,数据收集年代设定为文献“发表年代减去2”。因此,本研究分析自尊变迁的年代范围为 1993年至2013年, 共涉及大学生48384人。在单篇文献中,最小样本量41人, 最大样本量3662人, 见表1。

表1 文献信息表

本研究将筛选后的 83篇文献进行编码及数据录入。在录入每篇文献自尊测量结果的同时,把文献所发期刊类别、数据收集区域、被试性别与生源地作为子研究同样进行编码, 并录入到数据库。文献编码结果见表 2。通过表 1与表 2可见, 核心刊物、学位论文以及一般刊物均为本研究主要文献来源。被试样本的分布区域主要为华北地区与华东地区。在83篇文献中, 报告性别的有47篇, 报告生源地22篇。

此外, 对于某些没有提供自尊总分情况, 但提供亚群体样本量以及自尊平均数、标准差的文献, 本研究根据公式 1与公式 2(张厚粲, 徐建平,2009), 计算样本总体自尊的平均数与标准差。`xi为样本总体自尊平均数,Sτ为样本总体自尊标准差。ni为亚群体的样本量,xi、si分别为亚群体的平均数、标准差。

表2 横断历史研究编码表

3 研究结果

3.1 大学生自尊水平随年代的整体变化

本研究共涉及大学生被试 48384人, 大学生的自尊得分根据样本量加权后, 自尊平均值为26.97, 平均标准差为 4.10。本研究针对大学生自尊得分随年代的变化趋势制作散点图。如图1所示, 我国大学生的自尊水平随年代变迁, 呈下降趋势。对数据进行曲线估计, 结果显示, 线性模型能够较好拟合大学生自尊与年代间的关系,F(1,81) = 4.23,p< 0.05。因此, 本研究采用线性模型进行数据统计分析。

图1 1993~2013 大学生自尊与年代的相关

为探讨大学生的自尊随年代的变迁, 本研究将“数据收集年代”作为自变量, “大学生自尊均值”作为因变量, 进行回归分析。结果表明, 数据收集年代能够显著预测大学生的自尊(β = −0.19,p< 0.05),R2= 0.05, 年代对大学生自尊的变异解释率为5%。为控制样本量对数据分析结果的影响,本研究结合以往横断历史研究的分析方法(辛自强等, 2012; 闫志民等, 2014), 计算样本量加权后,年代对自尊的回归系数。结果显示, 年代对大学生自尊的预测仍然显著(β = −0.18,p< 0.001), 变异解释率为3.2%。即我国大学生的自尊随年代变迁呈下降趋势。

由表 2可见, 本研究被试样本分布区域主要为华北和华东地区。大学生自尊与年代之间的负相关很有可能会受被试分布区域的影响。为进一步分析自尊与年代二者间的关系, 并保证研究结果的稳定性, 本研究以大学生自尊为因变量, 数据收集年代、数据采集区域以及期刊类型为自变量进行回归分析。结果表明, 年代效应仍然显著(β = −0.23,p< 0.001), 变异解释率为 14.9%, 即大学生自尊与年代具有稳定相关(见表3)。

表3 大学生自尊的回归分析

本研究为全面分析大学生自尊在 20年间的变化程度, 对样本进行加权处理。建立以“数据收集年代”为自变量, 大学生“自尊均值”为因变量的回归方程(Twenge & Campbell, 2001; 闫志民等,2014)。加权回归分析结果显示, 年代与自尊之间的回归方程为y= −0.183x+ 395.291 (−0.183 为未标准化回归系数,x为年代, 395.291是常数项,y为大学生的自尊得分)。将年代1993与2013分别代入回归方程, 即可获得大学生在 1993年与 2013年的自尊均值, 分别为M1993与M2013。根据所有标准差的算术平均数SD, 结合公式3计算效果量d。通过计算效果量, 能够有效避免平均分变异带来的生态谬误(Twenge & Campbell, 2001)。

经计算, 1993年大学生自尊的均值M1993为30.57, 2013年大学生自尊的均值M2013为26.91。20年间, 大学生的自尊均值下降了3.66分。平均标准差SD为4.10, 效果量d的数值为0.89。Cohen曾指出(Cohen, 1992), 效果量大于0.8即为大效应(0.5~0.8为中效应, 0.2~0.5为小效应)。因此, 本研究的效果量说明从 1993年至 2013年间, 我国大学生的自尊在整体上呈显著下降趋势。为全面分析大学生自尊的变化情况, 本研究进一步对大学生亚群体的自尊变化进行探究。

3.2 不同亚群体大学生自尊水平随年代的变化

3.2.1 不同性别大学生自尊水平随年代的变化

本研究针对报告性别的 47篇子研究进行元分析, 探究大学生自尊的变迁是否存在性别差异。数据收集年代为1998年至2013年。根据样本量加权后, 男大学生自尊的均值为 28.20, 标准差为4.15; 女大学生自尊的均值为27.94, 标准差为 3.90。加权回归的结果显示, 年代对男性大学生的自尊(β = −0.21,p< 0.001)与女性大学生的自尊(β = −0.26,p< 0.001)均有显著的预测作用。根据公式 3, 本研究分别计算男大学生与女大学生自尊下降的程度(见表4)。根据Cohen制定的标准(Cohen, 1992), 男大学生自尊的下降程度达到中效应, 女大学生自尊下降的程度达到大效应(见图2, 图 3)。

图2 男大学生自尊与年代的相关

图3 女大学生自尊与年代的相关

此外, 本研究进一步探究性别效果量随年代的变化。根据元分析的研究方法, 以男大学生为实验组, 女大学生为控制组, 根据公式4~7 (辛自强, 周正, 2012), 计算每一年有相应数据的效果量平均数`。其中,ne、nc分别为男大学生(实验组)和女大学生(控制组)的样本量,Se、Sc分别为两组的标准差,SD为两组的合成标准差;M男与M女分别为两性大学生自尊的平均值;Wi是各研究的权数,Ni为各研究的样本量,d为每一篇文献的效果量。经计算, 每个年代的效果量如表 5所示。性别的总效果量仅为 0.03, 即男女大学生的自尊水平差异不显著。

表4 不同性别大学生自尊均值与年代的相关及变化量(1998~2013)

表5 性别效果量随年代的变化

3.2.2 不同生源大学生自尊水平随年代的变化

经编码, 共有22篇文献报告不同生源大学生自尊的平均数、标准差与样本量。因此, 对这 22篇文献进行元分析, 共有城镇生源大学生3416人,乡村生源大学生4421人, 数据收集的年代跨度为2000年至2013年。

根据样本量加权后, 城镇大学生自尊的均值为27.61, 标准差为3.84; 乡村大学生自尊的均值为27.15, 标准差为3.74。对城镇大学生与乡村大学生的自尊进行加权回归, 结果显示, 年代对城镇大学生的自尊(β= −0.13,p< 0.001)与乡村大学生的自尊(β= −0.05,p< 0.01)均有显著预测作用。根据公式3, 计算效果量d, 分析不同生源大学生自尊下降的程度(见表6)。根据Cohen制定的标准(Cohen, 1992), 城镇大学生自尊的下降程度达到小效应, 乡村大学生自尊下降的幅度较小, 效应不明显(见图4, 图5)。

表6 不同生源大学生自尊均值与年代的相关及变化量(2000~2013)

图4 城镇大学生自尊与年代的相关

图5 乡村大学生自尊与年代的相关

为检验生源效果量随年代的变化, 本研究以城镇大学生为实验组, 乡村大学生为控制组, 根据公式 4~7, 计算可用数据中相应年份的被试生源地效果量(结果见表7), 各年份的效果量均不显著。即不同生源地大学生的自尊水平无显著差异,生源地对大学生自尊的平均效果量为0.05。

表7 生源效果量随年代的变化

4 讨论

4.1 我国大学生自尊水平在20年间呈下降趋势

本研究对1993年至2013年间采用Rosenberg自尊量表测查中国大学生自尊的 83篇文献,48384名大学生被试的测查结果进行横断历史元分析。结果表明, 在这20年间中国大学生的自尊水平总体上呈下降趋势。本研究结果支持镜中我理论与社会比较理论的预测, 并与辛自强等人对我国青少年自尊变迁的元分析结果一致(Liu &Xin, 2015)。我国大学生自尊存在代际下降, 主要可能有以下几点原因：

首先, 社会评价对大学生的自尊产生影响。高等教育的普及与推广, 使得更多学生能够走进大学校园接受教育。但同时也使得大学从原本的“精英教育”成为“大众化培养”。虽然, 一些高等学府在入学选拔中通过高分数限制等政策保证人才的优良, 但其培养制度也在随着人才扩招发生变化。我国大学毕业生的数量逐年增加, 而社会需求相对有限, 因此社会外界对大学生提出了更高的要求。然而大学校园中的知识学习, 并不能帮助大学生有效适应社会实践与工作, 也因此导致“大学生能力不足”的消极社会评价。此外, 近几年随着新闻媒体对大学生相关负面信息的报道, 社会公众普遍对大学生的责任感、诚信品质、爱国精神等持否定态度。根据 Cooley的镜中我理论,社会评价会影响个体自我的建构, 个体的自尊来源于外界评价(Cooley, 1902)。当今社会对大学生的评价并不像过去一样持较为肯定的积极态度,因此我国大学生的自尊在整体上呈下降趋势。

其次, 面对严峻的就业形势, 大学生在与他人的社会比较中, 自我能力感与价值感受到了冲击。目前, 我国处于经济结构调整时期, 同时也面临着产业结构的不断升级。我国经济的发展离不开高等教育对人才的培养与人力上的支持。但高校的扩招政策、人才培养周期长的特点, 都不可避免地导致人才培养结构与社会需求不匹配(喻名峰等, 2012), 使得大学生“就业难”。大学生的就业能力与其就业结果之间有相关关系(乔志宏等,2011)。大学生在就业过程中不可避免地将自己同其他求职者进行社会比较, 了解自己与他人的异同。根据社会比较理论, 通过与他人能力、价值的对比, 个体会对自我进行评价。面对有限的职业岗位, 大多数学生都要承受失败的打击, 这种上行比较会对个体自尊产生不良影响。因此, 根据社会比较理论, 就业形势的严峻, 使得大学生在与他人的比较之中, 对自我能力产生较低评价,进而导致自尊下降。通过对已有文献的元分析,本研究结果证实我国大学生的自尊随社会发展呈下降趋势。

大学生是优先感受时代进步与社会价值观转变的群体, 也是容易受到社会变迁影响的群体。随着社会的逐渐变革, 人才培养与社会需求都在发生着巨大变化。社会评价能够对大学生的自尊产生影响。大学生与他人的社会比较, 也会影响其自尊水平的高低。大学生的自尊水平对其心理健康及社会适应均有重要意义(丛晓波等, 2005)。作为社会中的特殊群体, 大学生的发展结果影响国家未来建设。本研究通过横断历史元分析, 发现大学生自尊水平在近20年间呈下降趋势。这一结果不仅提醒高等学府在人才培养过程中要关注大学生的自尊水平, 而且也告知国家及社会各界人士在大学生就业及创业过程中既要严格要求他们, 也要关爱与呵护他们宝贵的自尊。

4.2 不同亚群体大学生自尊水平变化的差异

本研究对不同性别大学生的自尊变迁进行差异分析。结果发现, 从1998年至2013年, 男大学生与女大学生的自尊均呈下降趋势, 不存在性别差异。通过计算不同性别大学生自尊下降的程度,本研究发现随年代变迁, 女大学生自尊下降程度为大效应, 而男大学生的自尊下降程度为中效应。换言之, 女大学生自尊下降的速度略快于男大学生, 但并未达到显著水平。这说明, 性别并不是影响大学生自尊变迁的因素。可能随着社会不断进步, 教育日益强调性别平等化, 不同性别大学生在高校的学习与生活也更为公平一致。因此,男女大学生的自尊变迁无性别差异。

此外, 本研究对 2000年至 2013年测查的7837名不同生源大学生进行元分析。结果发现,城镇与乡村生源大学生的自尊水平均呈下降趋势,年代对城镇大学生自尊的预测作用显著, 但效应较小。且不同生源大学生自尊的变迁无显著差异,即城镇生源大学生与乡村生源大学生的自尊变化较为一致。这一结果可能与农村经济的快速发展有关。随着社会的不断进步, 乡村生源大学生的社会经济地位在逐渐提高, 对城市生活的适应性逐渐增强。《城市蓝皮书：中国城市发展报告》在“十二五”期间指出, 2010~2011年中国城镇化达到并超越最初的50%, 2012年我国的城镇化率达到了 52.6%, 中国在整体上已进入城市型社会阶段,并预计2030年达到70%左右。因此, 面对社会的发展与变革, 乡村生源大学生与城镇生源大学生的自尊水平均表现出较为一致的发展趋势。

5 结论

本研究对1993年至2013年83篇使用Rosenberg自尊量表测查中国大学生自尊的文献进行横断历史元分析, 结果表明：

(1)从1993年至 2013年, 二十年间我国大学生的自尊水平整体呈现下降趋势, 下降了0.89个标准差。

(2)从1998年至 2013年, 男、女大学生的自尊水平均显著下降, 分别下降0.76与0.98个标准差, 但两性大学生自尊的变化趋势差异不显著。

(3)从2000年至 2013年, 城镇生源与乡村生源大学生的自尊略呈下降趋势, 分别下降0.43与0.16个标准差, 不同生源大学生的自尊变化趋势无显著差异。

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