胥興春 李歡 劉雅麗

摘 要 已有關(guān)于自尊與親社會行為關(guān)系的研究結(jié)論有所不同，采用元分析的方法對自尊與親社會行為之間的關(guān)系進行探討。通過文獻檢索，共納入原始文獻28篇，獨立效應(yīng)值35個，包含15715名被試。通過隨機效應(yīng)模型分析，主效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)自尊與親社會行為呈中等程度正相關(guān)（r=0.32）;調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗表明年齡、自尊測量工具及親社會行為測量工具可顯著調(diào)節(jié)自尊與親社會行為的關(guān)系，但性別與文化背景對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。

關(guān)鍵詞 自尊; 親社會行為; 元分析

分類號 B848.8

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.08.001

1 引言

親社會行為泛指個體所展現(xiàn)出的被社會所認可，對他人、群體或社會有益的行為，主要包含分享、合作、互助、同情、利他等行為（王美芳，龐維國，1997）。在個體走向社會化的全過程中，親社會行為扮演著重要的角色，對于個體的健康成長以及社會適應(yīng)具有積極作用（寇彧，王磊，2003）。因此，親社會行為一直是國內(nèi)外研究者們關(guān)注的主題。

梳理過去20年間的文獻，發(fā)現(xiàn)大量研究討論了親社會行為的影響因素，其中自尊被認為對其有較大影響。有研究發(fā)現(xiàn)，自尊作為影響個體親社會行為的重要因素，可以對個體的親社會行為進行有效地預(yù)測（王麗， 王庭照，2005; 鄭顯亮， 顧海根， 2012; Laible， Carlo， & Roesch， 2004; Leary， MacDonald， 2003）。圍繞二者之間的關(guān)系，國內(nèi)外研究結(jié)論卻有所不同，相關(guān)系數(shù)從-0.21到0.75都有報告（張潮， 張佳楠， 2015; 鄭慶友， 盧寧， 2016;Lindsey et al.， 2008;Padilla-Walker et al.， 2020）。因此，自尊與親社會行為之間相關(guān)程度究竟如何，兩者關(guān)系是否受到研究特征的干擾有待進一步討論。截止目前，鮮有研究對自尊與親社會行為之間關(guān)系進行定量整合與分析，基于此，本研究采用元分析的方法討論自尊與親社會行為之間的關(guān)系及影響兩者關(guān)系的因素，從而得出關(guān)于兩者關(guān)系更為普遍、準確的結(jié)論。

1.1 自尊概念及其測量

對于自尊的概念，學(xué)術(shù)界主要有三種觀點（方平 等， 2016）。第一種是以機能主義奠基人James為代表的自尊能力觀，他將自尊概念融于一個簡單公式：自尊=成就/抱負，即自尊的大小在于所得成就與對于成就的渴望之間的比值。在James的定義中，自尊是個體對其抱負的實現(xiàn)程度，其中勝任力是自尊的決定性因素（車文博， 1998）。第二種是以Rosenberg為代表的價值觀，他認為自尊是對自我的或消極或積極的態(tài)度，高自尊則代表著“一個人認為自己足夠優(yōu)秀”，價值感是自尊最主要的成分（Rosenberg， 1965）。第三種是以Branden為代表的整合觀，他認為“自尊是自信與自重的整合，是由勝任力與價值感架構(gòu)起了自尊的整體框架”（Branden， 1969）?？傮w而言，自尊被認為是一種能夠?qū)ψ陨懋a(chǎn)生多種影響的穩(wěn)定而統(tǒng)一的人格品質(zhì)，是個體對自己的欣賞、重視和認可程度（張亞利， 李森， 俞國良， 2019）。

自尊的測量一般分為對外顯自尊與內(nèi)隱自尊的測驗。前者基于標準化的心理測驗，其中最具有代表性的是Rosenberg（1965）編制的自尊量表（RSES），該量表題量精簡，在內(nèi)容上側(cè)重于展示個體對自己整體的認知評價;后者則主要采用內(nèi)隱聯(lián)想測驗，通過比較相容反應(yīng)時和不相容反應(yīng)時的差值來測量內(nèi)隱自尊效應(yīng)的大小。考慮到外顯與內(nèi)隱自尊具有分離性（李志勇， 吳明證， 2013）， 且外顯自尊與親社會行為的研究較為豐富， 因此本文選取外顯自尊的相關(guān)研究。

1.2 自尊與親社會行為的關(guān)系

已有研究證實了自尊對于親社會行為有著重要影響。研究發(fā)現(xiàn)，自尊主要作為一種間接變量，對親社會行為有積極影響（王麗， 2003）;自尊作為利他行為發(fā)生的動機性因素之一，當個體對自身價值高度認可、自我感覺良好時，他們便更有可能去幫助其他人（Damon， Lerner， & Eisenberg， 2006）。自尊心強的人認為自己對他人很重要且有價值，因此他們更愿意使他人受益;相反，自尊心低下的人則認為自己總是面臨更多的障礙，這可能會阻止他們表現(xiàn)出親社會行為（Yu et al.， 2018）。研究發(fā)現(xiàn)自尊與利他行為、幫助行為、合作行為等呈顯著正相關(guān)（李碩， 2018; 鄭慶友， 盧寧， 2016; 鄭顯亮， 張婷， 袁淺香， 2012; Pimentel et al.， 2018; Moscardino et al.， 2020; Zuffianò et al.， 2014）。也有研究認為，自尊與親社會行為不存在顯著相關(guān)（Castellanos， 2002），或存在一定程度的負相關(guān)（張潮， 張佳楠， 2015）。自尊與親社會行為研究結(jié)果不一致表明二者之間可能存在調(diào)節(jié)變量。因此，本研究采用元分析方法，深入探討自尊與親社會行為之間的關(guān)系以及兩者間可能存在的調(diào)節(jié)變量;同時提出假設(shè)1：自尊與親社會行為存在一定程度的正相關(guān)。

1.3 自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

已有研究廣泛討論了人口學(xué)變量在自尊與親社會行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，本研究主要將年齡、性別與文化背景等具有代表性的變量納入分析，此外，測量工具的多樣性可能對兩者關(guān)系有所影響，本研究也將其納入分析之中。

年齡可能影響自尊與親社會行為的關(guān)系。自尊對于個體而言，隨著年齡的增長，是不斷發(fā)展并完善的，但存在著發(fā)展的階段性與不平衡性。處于小學(xué)年齡階段的兒童，其自尊水平隨著經(jīng)驗的增長不斷提高，然而到了青春期，自尊開始出現(xiàn)劇烈的變化，一般到高中或大學(xué)時期自尊才會逐漸趨于成熟與穩(wěn)定（林崇德， 楊治良， 黃希庭， 2003）。因此，不同年齡階段的個體其自尊發(fā)展水平可能對親社會行為的發(fā)生有所影響。研究發(fā)現(xiàn)，相較于兒童，青少年展現(xiàn)出更多的親社會行為（Damon et al.， 2006）;但也有研究指出，隨著個體年齡的增長，其親社會行為會減少（Carlo et al.， 2007）。一項關(guān)于青少年自尊與親社會行為的縱向研究發(fā)現(xiàn)，隨著年齡的變化，自尊與親社會行為的關(guān)系整體上呈現(xiàn)下降趨勢（Fu et al.， 2017）;而另一項研究卻發(fā)現(xiàn)年齡對于自尊與親社會行為的關(guān)系不存在顯著影響（Zuffianò et al.， 2014）。因此本研究想要探討年齡是否會影響自尊與親社會行為的關(guān)系，在已有文獻的基礎(chǔ)上提出假設(shè)2：年齡能夠調(diào)節(jié)自尊與親社會行為間的關(guān)系。

文化背景可能影響自尊與親社會行為的關(guān)系。文化背景代表著對人的身心發(fā)展及個性形成帶來影響的物質(zhì)與精神文化環(huán)境。在不同歷史時期、不同民族及地區(qū)， 人們所創(chuàng)造和積累、發(fā)展起來的文化彼此之間存在巨大差異，這種差異影響著個體的價值觀、道德觀，并對個體后續(xù)的行為產(chǎn)生重要影響。自尊不但具有文化的普遍性同時又具有文化的差異性（黃希庭， 尹天子， 2012），相較于西方文化，東方文化受到儒家、道家等思想的影響，強調(diào)自謙的修身之道，文化規(guī)范對于人們表達自我的傾向有所壓抑。研究表明，在東方文化背景下的個體自尊水平普遍低于西方文化（Cai et al.， 2009），東方文化背景下個體的攻擊行為出現(xiàn)頻率也更低（Bergeron & Schneider， 2005）;還有研究發(fā)現(xiàn)西方文化背景下的兒童能夠展現(xiàn)出更多的親社會行為（Trommsdorff et al.， 2007）?！糐P3〗基于此，提出假設(shè)3：文化背景對自尊與親社會行為間關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

性別可能影響自尊與親社會行為的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，女孩比男孩能表現(xiàn)出更多的親社會行為（Yu et al.， 2018）。從人格特質(zhì)來看，女性心思更為細膩，在情境中更容易觀察到他人所需的幫助;同時，在社會環(huán)境壓力下，女性可能更加符合同情與樂于助人的性別刻板印象（Damon et al.， 2006），而男性不會因為性別角色而感受到相同的壓力。兩者之間的差異同樣可以用埃森伯格和米勒的發(fā)現(xiàn)來解釋（Eisenberg & Miller， 1987），研究發(fā)現(xiàn)女孩的同情心要大于男孩，那么處于同一自尊水平的男孩與女孩，女孩便會因其較高的同情心進而表現(xiàn)出比男孩更多的利他、順從、幫助等情緒及行為。綜上，提出假設(shè)4：性別能夠在自尊與親社會行為的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。

測量工具同樣可能影響自尊與親社會行為的關(guān)系。納入此次元分析的研究文獻中，親社會行為的測量工具較為豐富，問卷之間的維度劃分、題目數(shù)量、統(tǒng)計方法等存在較大差異，可能對研究結(jié)果產(chǎn)生影響。Anderson等人（2010）的研究表明，兩個變量間關(guān)系的強度受到不同測量工具的影響。因此，本研究提出假設(shè)5：測量工具的種類會調(diào)節(jié)自尊與親社會行為間的關(guān)系。

2 研究方法

2.1 文獻選取

通過中國知網(wǎng)、維普、萬方等數(shù)據(jù)庫將關(guān)鍵詞“自尊”與“親社會行為”“助人行為”“利他行為”“分享行為”“安慰”“合作”等詞條進行匹配與搜索，查找篇名中包含此類關(guān)鍵詞的期刊與碩博論文。之后，在Web of science核心合集、Science Direct、SpringerLink、ProQuest 學(xué)位論文全文檢索平臺等數(shù)據(jù)庫分別進行檢索，將關(guān)鍵詞“self esteem”分別與“prosocial behavior”“helping behavior”“altruism”“altruistic behavior”搭配，搜索篇名中包含此類關(guān)鍵詞的文獻。篩選過程見圖1。

文獻選取標準：（1）文獻應(yīng)是關(guān)于自尊與親社會行為關(guān)系的實證研究，樣本及各項數(shù)據(jù)準確完整，理論性與文獻綜述類文章不納入;（2）必須對測量工具有明確介紹;（3）研究對象非特殊人群，如留守兒童、殘疾人等;（4）數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表取其期刊等級更高的部分;（5）文獻展示了自尊與親社會行為之間的關(guān)系，并報告了r值或能夠轉(zhuǎn)化為r值的其他相關(guān)值。最終得到符合要求的文獻28篇，其中中文文獻 16篇，英文文獻12 篇，效應(yīng)值共35個。具體結(jié)果見表1。

2.2 文獻編碼

納入元分析的原始文獻編碼情況如下：（1）文獻信息（作者名+發(fā)表年限〖DK2〗）;（2）總樣本量;（3）被試年齡;（4）自尊測量工具類型;（5）親社會行為測量工具;（6）文化背景;（7）相關(guān)系數(shù);（8）性別比例。編碼情況見表1。

2.3 數(shù)據(jù)處理與分析

采用CMA 2.0（Comprehensive Meta-analysis 2.0）進行元分析，采用相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)值。對于沒有給出具體樣本男女比例的縱向研究，選取其相關(guān)系數(shù)的均值作為效應(yīng)值。

3 研究結(jié)果

3.1 同質(zhì)性檢驗

對總體效應(yīng)值進行同質(zhì)性檢驗，以確定使用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。表2顯示，Q=560.42（p<0.001），Q檢驗假定效應(yīng)量服從卡方分布，若p<0.05，則說明研究間是異質(zhì)的（丁鳳琴， 趙虎英， 2018）。其中I-squared=93.93%，I2>75%，依據(jù)I-squared分界點25%、50%和75%分別為低、 中、 高為異質(zhì)的原則（Higgins， Thompson， Deeks， & Altman， 2003），表明研究結(jié)果屬于高度異質(zhì)，也表明自尊與親社會行為的關(guān)系中由效應(yīng)值的真實差異引起的變異達到93.93%，即研究間的變異不僅受到抽樣誤差的影響，還受到組間誤差的影響，后續(xù)分析選用隨機效應(yīng)模型更為合適。同時，效應(yīng)值異質(zhì)也表示，在自尊與親社會行為之間存在顯著的調(diào)節(jié)變量，因此有必要進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。

3.2 發(fā)表偏差檢驗

發(fā)表偏差意味著已收集的文獻無法代表該領(lǐng)域已完成的研究總體文獻，會使得元分析的效應(yīng)值高于真實值。因此，本研究通過漏斗圖、失安全系數(shù)、等級相關(guān)測驗、Eggers檢驗以及剪補法來檢驗發(fā)表偏差。結(jié)果見圖1。

圖1顯示，效應(yīng)值集中于圖形上方且較為均勻地分布于主效應(yīng)值的兩側(cè)，呈基本對稱趨勢，說明元分析存在出版偏差的可能性較小;失安全系數(shù)Nfs=3643，該值遠大于5k+10（k=35），表明該研究不存在發(fā)表偏誤;等級相關(guān)測驗中Tau值的顯著與否與元分析的發(fā)表偏差有著重要關(guān)系，一個顯著的Tau值通常表明元分析存在發(fā)表偏差， 本研究Tau值不顯著（Tau=0.16， p=0.17>0.05），表明效應(yīng)值不存在發(fā)表偏誤;元分析回歸方程截距越大， 同樣表明發(fā)表偏差越大。Eggers線性檢驗結(jié)果表明，Eggers 截距不顯著（Intercept=1.54，p>0.05），說明不存在發(fā)表偏誤。剪補法的檢驗結(jié)果顯示效應(yīng)值被剪補法增強了0.023。綜合以上多項檢驗結(jié)果，最終表明該研究不存在顯著發(fā)表偏差，元分析結(jié)果較為真實有效。具體結(jié)果見表3。

3.3 主效應(yīng)檢驗

本研究的元分析包含35個獨立樣本，共15715名被試。從隨機效應(yīng)模型結(jié)果來看， 自尊與親社會行為之間的相關(guān)系數(shù)r=0.32（CI=0.26～0.38，Z=9.97， p<0.001）， 說明自尊與親社會行為之間呈中等強度的正相關(guān)。對效果量的敏感性分析表明，在排除任意一個研究的效果量后，r值在0.30～0.33之間浮動，表明效應(yīng)值具有較高穩(wěn)定性。具體結(jié)果見表4。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本研究分析了被試年齡、文化背景、親社會行為測量工具、自尊測量工具等因素對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用， 結(jié)果見表5。

表5顯示， （1）年齡對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著（Q=10.12，p<0.05）。在三個年齡段中，相較青少年（0.27）與成人（0.30），兒童的自尊與親社會行為相關(guān)系數(shù)最高（0.62）。（2）文化背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)表明，東西方文化對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著（Q=2.16，p>0.05）。（3）自尊測量工具對于自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著（Q=35.69，p<0.001）。其中使用ZLHS的相關(guān)系數(shù)最高，使用PCSC和RSES的相關(guān)程度較低。（4）親社會行為測量工具的調(diào)節(jié)作用顯著（Q=22.75，p<0.05），其中使用DCPS測量的相關(guān)系數(shù)最高，CPTM和KGS的相關(guān)系數(shù)則較低。（5）男性比對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。表6回歸分析顯示，Tau-squared由0.035變化為0.03548，其解釋率僅為1.37%。

4 討論

4.1 自尊與親社會行為之間的關(guān)系

本研究通過梳理近20年來國內(nèi)外關(guān)于自尊與親社會行為關(guān)系的研究，在理論上明晰了二者間的關(guān)系，元分析的結(jié)果表明二者之間呈中等程度的正相關(guān)，即高自尊的個體能夠表現(xiàn)出更多的親社會行為。此外，通過將年齡、性別、文化背景與測量工具納入調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，發(fā)現(xiàn)年齡、自尊測量工具及親社會行為測量工具可顯著調(diào)節(jié)自尊與親社會行為的關(guān)系，但性別與文化背景對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。研究結(jié)果驗證了本研究提出的假設(shè)1。那么，為何高自尊個體就能夠表現(xiàn)出更多的親社會行為呢？研究者作出如下解釋：

（1） Eisenberg（1986）的親社會行為理論模型指出，自尊作為個體的人格特質(zhì)，能夠激發(fā)助人動機，影響個體助人意圖，最終使個體產(chǎn)生助人行為。高自尊個體有著更高程度的自我認同，會較少對自我價值產(chǎn)生懷疑，會逐漸從對自我的積極關(guān)注轉(zhuǎn)向?qū)λ说年P(guān)注，能夠敏銳地覺察到他人的需要。這將會有助于提升個體的移情能力，更容易察覺到他人的情感與需要，并做出助人行為。其后續(xù)研究進一步表明，自尊是利他行為發(fā)生的動機性因素，只有當個體自我價值得到滿足、自我感覺較好時，他們才更可能去幫助他人（Damon et al.， 2006）。

（2） 自尊能夠展現(xiàn)個體對于他人需求的感知程度，當個體由于自身的成功體驗而提高自尊時，對他人需求的知覺會顯著增加，會使得親社會行為動機變得活躍， 更可能促進親社會行為的發(fā)生（侯積良， 1990）。高外顯自尊的個體傾向于通過表現(xiàn)親社會行為得到他人的認可，獲得積極評價，即個體獲得他人對自己價值肯定的正面強化后，自尊進一步提高，促使其表現(xiàn)出更多的親社會行為（李文嬌，2016）。

（3） 自尊水平影響個體對周圍環(huán)境的敏感度。自尊水平較低的個體更容易擔(dān)心自己在利他行為過程中被周遭環(huán)境所排斥，即使這個幫助行為是出于善意，但也容易遭到他人的冷落與不理解，從而導(dǎo)致更低的利他行為動機和行為（Leary & MacDonald， 2003）。

（4） 自尊能夠通過度量個體與社會、個體與重要他人的關(guān)系，反映了個體是否擁有良好的社會屬性。低自尊個體，在童年時期遭到拒絕而產(chǎn)生自卑感會導(dǎo)致更多的攻擊性與反社會行為（Barry et al.， 2007）。已有的元分析表明，自尊與攻擊性行為呈中等程度的負相關(guān)（施國春 等，2017），一個高自尊的個體擁有更強烈的身份認同感，能夠幫助其抵御所處環(huán)境帶來的壓力與焦慮，個體便有更多的時間與精力處理好自身與他人、社會的關(guān)系，如通過一系列親社會行為形成良好的人際關(guān)系，進而擁有健全的社會屬性。

（5） 研究結(jié)果同樣符合自尊恐懼管理理論的觀點。自尊是個體對自我能力感和價值感的整體評價，自尊水平較高的個體對自身的評價更為積極，具有較強的社交自我效能，在與他人的交往過程中不害怕、不逃避， 能以一種更加自信從容、積極主動的態(tài)度去處理人際交往問題，形成良好的人際關(guān)系（丁子恩等， 2018）。同樣有研究發(fā)現(xiàn)，在自尊與親社會行為關(guān)系之間存在著其他影響因素，如通情、公我意識等（丁子恩， 劉勤學(xué)， 2020; 鄭顯亮等， 2012），隨著研究的深入，自尊與親社會行為之間的關(guān)系將會更加清晰明確。

4.2 自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

研究顯示，年齡對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著，該結(jié)果驗證了假設(shè)2。在三個年齡段中，兒童的自尊與親社會行為相關(guān)系數(shù)最高。原因可能在于：首先，兒童自尊與親社會行為的測量主要是由教師評定完成，存在一定程度的教師期望效應(yīng)，導(dǎo)致相關(guān)系數(shù)較高;且兒童樣本的統(tǒng)計量較小，可能存在統(tǒng)計學(xué)上的差異。其次，以往研究表明，兒童的自尊結(jié)構(gòu)主要由重要感、自我勝任感和外表感構(gòu)成（楊麗珠， 張麗華， 2005），而青少年的自尊結(jié)構(gòu)由社會認可、自我勝任感、外表感、歸屬感以及重要感等五個要素組成（張麗華， 楊麗珠， 張索玲， 2009），兩者在內(nèi)容上有所區(qū)別，這也可能對結(jié)果產(chǎn)生影響。再次，張麗華、張索玲和侯文婷（2009）發(fā)現(xiàn)，青少年的自尊發(fā)展有著明顯的年級差異， 在小學(xué)階段，個體的自尊隨年級增長發(fā)展良好;隨著年級升高， 中學(xué)生自尊水平呈現(xiàn)下降趨勢。最后，不同年齡階段的被試理解的親社會行為存在偏差，有研究者發(fā)現(xiàn)，成人對于親社會行為的理解與年幼兒童有著明顯差異（付艷， 2005），兒童對于親社會行為的理解相對簡單，在日常生活中，諸如“助人為樂〖DK4〗”“相互分享”“合作行為”等;隨著年齡增長，成人的親社會行為受到個人狀態(tài)、社會環(huán)境以及利己動機等多方面因素影響（丁鳳琴， 趙虎英， 2016），出現(xiàn)親社會行為的原因更加復(fù)雜。

元分析發(fā)現(xiàn)，不同類型的自尊量表對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著。從研究結(jié)果來看，自尊測量中的RESE和SDQS量表的結(jié)果更接近主效應(yīng)值，但在已納入研究中除RSES量表外其他量表的使用頻率較低，可能會對研究結(jié)果有所影響，未來研究可以更深入地探討不同類型自尊量表的差異。不同類型親社會行為量表對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著，其中DCPS量表測得的相關(guān)系數(shù)最高（r=0.69），而其他量表的相關(guān)系數(shù)介于0.26～0.37之間。出現(xiàn)較大差異的原因可能在于其測量對象為幼兒，且由教師對其親社會行為進行評估，這也與兒童自尊與親社會行為相關(guān)系數(shù)最高的情況相吻合。KGS量表的相關(guān)系數(shù)最低，可能在于該量表源于優(yōu)勢行動價值問卷中的善良與慷慨子問卷，相較于親社會行為內(nèi)涵的廣泛性，該問卷對于問題維度的選取可能對結(jié)果產(chǎn)生影響。以上研究結(jié)果支持了假設(shè)5。

研究顯示，男性比對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，回歸分析前后男性比對自尊與親社會行為的解釋率僅有1.37%，該結(jié)果沒有支持假設(shè)4。以往的研究表明，女性心思更為細膩，更容易觀察他人所需要的幫助;同時，在社會環(huán)境的壓力下，她們可能更加符合同情與樂于助人的性別刻板印象（Damon et al.， 2006），但也有研究表明，女性個體的心理彈性水平低于男性，所以對社交情境中的負面評價更為敏感（逯嘉 等， 2014），這種情境中的壓力可能導(dǎo)致高自尊個體的女性并不會表現(xiàn)出比同等自尊水平男性更多的親社會行為?？傮w來看，男女性別間各自具有獨特優(yōu)勢，隨著自尊水平的提高，兩者均能夠展現(xiàn)出更多的親社會行為。

文化背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)表明，東西方文化對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。這與先前的假設(shè)3不一致，原因可能在于：在元分析更為全面綜合的視角下，兩者之間的差異可能有所減弱;無論是在集體主義文化還是個人主義文化背景中， 自尊都被認為是一種穩(wěn)定而統(tǒng)一的人格品質(zhì)，是個體對自己的欣賞、重視和認可程度，親社會行為在不同的文化背景下，都是一種受到大眾、社會所認可的行為。因而，隨著個體自尊水平的提高，產(chǎn)生更多的自我價值感，更多關(guān)注到他人，進而表現(xiàn)出親社會行為，盡管文化背景有所不同，但這種狀況普遍存在。

總體而言， 自尊與親社會行為關(guān)系的元分析具有一定的理論和實踐意義。在理論上確定了自尊與親社會行為之間的密切關(guān)系，探索了兩者間的調(diào)節(jié)變量，這對于促進個體的親社會行為的表現(xiàn)有一定的指導(dǎo)意義;在實踐層面，可以通過心理健康教育活動或有意訓(xùn)練等形式，幫助個體提升自尊水平， 進而增加其親社會行為。

4.3 研究展望

（1） 元分析方法要求盡可能全面地納入已有研究資料，本研究雖盡可能地利用檢索工具進行了文獻搜集，但仍然有部分文獻未被納入研究，造成數(shù)據(jù)的遺漏，后續(xù)研究應(yīng)納入更全面相關(guān)文獻。（2）本研究中部分調(diào)節(jié)效應(yīng)的樣本量較少，如在自尊量表中，部分量表僅出現(xiàn)1次或2次，在一定程度上影響了結(jié)果的準確性，未來的研究可考慮進一步篩選相關(guān)量表， 進行后續(xù)探索。 （3）大部分研究沒有報告親社會行為指向的對象群體，因此本研究沒有分析親社會對象類型對于研究的調(diào)節(jié)效應(yīng)，未來的研究可以嘗試關(guān)注該變量的調(diào)節(jié)作用。（4）納入元分析的縱向研究文獻極少，未來研究可以考慮此類方法，從另一角度揭示兩者的關(guān)系與變化。

5 結(jié)論

元分析研究發(fā)現(xiàn)：（1）自尊與親社會行為之間存在中等程度的正相關(guān)，自尊水平較高的個體，更容易產(chǎn)生親社會行為;（2）性別與文化背景對自尊與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著;（3）年齡、自尊測量工具及親社會行為測量工具可顯著調(diào)節(jié)自尊與親社會行為的關(guān)系。

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The Relationship Between Self-esteem and Prosocial

Behavior： The Evidence from Meta-analysis

XU Xingchun; LI Huan; LIU Yali

（Faculty of Education， Southwest University， Chongqing 400715， China）

Abstract

This meta-analysis was conducted to explore the relation between self-esteem and prosocial behavior because the inconsistent results of previous studies. Through literature retrieval， 28 cases and 35 independent effect sizes together with 15715 participants which met the inclusion criteria of meta-analysis were selected. Heterogeneity test indicated that random effects model was appropriate for the study. Main-effect test findings demonstrated that self-esteem was significantly associated with prosocial behavior （r=0.32）. Further moderation analysis revealed that the association between self-esteem and prosocial behavior was moderated by measurement tools of self-esteem and prosocial behavior， participates age， but not by the type of culture background and gender.

Key words：? self-esteem; prosocial behavior; meta-analysis