第二章
儿童虐待与忽视对自尊影响的元分析

一、儿童虐待与忽视同自尊关系的文献回顾

儿童虐待与忽视是一个影响全世界儿童福利的公共卫生议题，主要指父母或其他监护人对18岁以下儿童的虐待和忽视。它通常包括五种形式的虐待和忽视：身体虐待、情感虐待、性虐待、身体忽视和情感忽视（Bernstein et al.，2003；Gilbert，2009）。儿童虐待与忽视的流行程度因地区和虐待类型不同而存在较大差异。例如，穆迪等人（Moody et al.，2018）发现，身体虐待和情感虐待影响了亚洲35%以上的儿童，非洲和南美洲超过50%的儿童，北美洲30%的儿童，以及欧洲和澳大利亚12.5%的儿童；此外，全球有15%～50%的儿童可能遭受过忽视。根据世界卫生组织的数据，在2019年，每两个2～17岁的儿童中就有一个遭受过暴力。儿童虐待与忽视的破坏性影响不仅给受害儿童带来严重的身心健康后果，也给整个社会带来巨大的经济负担（Fang et al.，2015；Gilbert et al.，2012）。

儿童虐待与忽视同身心健康问题之间的关系已得到充分证实；这些身心健康问题包括住院治疗、死亡、患精神疾病、药物滥用和有自杀倾向的可能性更高（Segal et al.，2021；Fryers & Brugha，2013；Gnanamanickam et al.，2020）。儿童虐待已被确认为成人出现抑郁症状的一个突出的风险因素。例如，多项元分析发现，经历任何形式的儿童虐待与忽视都同成年后患抑郁症的风险增加两倍以上有关（Li et al.，2016；Gardner et al.，2019）。儿童虐待与忽视还同慢性或复发性抑郁症的发展有关（Nanni et al.，2012）。汉弗莱斯等人（Humphreys et al.，2020）使用同一儿童创伤问卷来评估上述二者之间的关系效应大小，也得出了类似的结果。除了这些情感和行为后果，儿童虐待与忽视还同自尊下降有关。自尊既是一个结果变量（Mwakanyamale et al.，2018），同时也是儿童虐待与忽视同心理健康之间的一个中介变量（Yoon et al.，2019）。

自尊是个体发展的重要人格建构。它是指一个人对自我价值或个人价值的整体感受，代表一个人对自己的综合评价—包括正面评价和负面评价（Burger，2006; Cast & Burke，2002; Rosenberg，1979; Zaff & Hair，2003）。对于儿童来说，他们的自尊是由三个主要来源塑造的：他人的尊重、能力感以及他们对这两个方面的自我评价（Kohut，2009）。依恋理论认为，儿童在与早期照顾者互动的基础上，形成自我感受及其与他人关系的认知模型（Bowlby，1969；1982）。因此，父母或其他照顾者在建立儿童的自尊方面起着关键作用（Hartner，2008; Shaffer & Kipp，2010）。具体来说，那些在安全的、被父母或其他照顾者关爱和欣赏的环境中长大的儿童，往往会发展出积极的自我认知和高水平的自尊（Plunkett et al.，2007）。相反，经常受到虐待或忽视的儿童可能会强化消极的自我概念，并体验到不被认可和被拒绝的感受（Herzberger et al.，1981；Ju & Lee，2010）。更有甚者，有些儿童可能会发展出一种活着不值得的感觉，而这体现了他们的低水平自尊（O’Brien et al.，2006；Zeigler-Hill，2011）。

在过去的40年里，研究表明，不同类型的儿童虐待与忽视的总分同自尊水平是呈负相关关系的，尽管对某一特定类型的儿童虐待与忽视仍有不同的发现（Allen & Tarnowski，1989；Arslan，2016；Asgeirsdottir et al.，2010；Bolger et al.，1998）。例如，与未遭受过虐待的同龄人相比，遭受过虐待的儿童的自尊水平更低，对未来的绝望感更强（Allen & Tarnowski，1989；Shen，2009）。

在童年时期遭受过情感虐待的个体往往自我价值感更低（Chen & Qin，2020；Ma et al.，2011）。他们倾向于将父母的消极言论内化，作为自我评价的一部分（Mailk & Kaiser，2016）。有些研究认为，由于儿童正常的依恋关系和积极的自我评价被破坏，在童年时期遭受过性虐待的个体往往会发展出较低水平的自尊（Diehl & Prout，2002）。其他研究发现，15岁前遭受过性虐待的女性与控制组的女性在自尊方面没有差异（Greenwald et al.，1990）。关于忽视的影响，以往的研究表明，父母忽视与低自尊水平之间有很强的相关关系（Cicchetti & Toth，2016；Sturkie & Flanzer，1987）。相比之下，较高水平的自尊是个体抗逆力和心理健康的最强有力的预测指标（Johnson et al.，2017；Paradise & Kernis，2002）。

虽然在受虐儿童研究中关于自尊的研究有很多，但儿童虐待与忽视的五种亚类型与自尊之间的关系效应大小及其差异尚不清楚。因此，本研究的目的是综合评估以往关于儿童虐待与忽视的亚类型同自尊之间关系的研究结果，并探讨一些潜在的调节因素。识别儿童虐待与忽视总体及其亚类型同自尊之间的关系是非常有价值的，因为它将使决策者和实务工作者了解可能对自尊发展特别有害的虐待与忽视类型，从而设计有针对性的预防和干预方案。

二、研究方法

本研究遵循了系统综述和元分析优先报告的条目指南（Page et al.，2021）。

（一）检索策略

四位研究助理分别在中文和英文数据库中搜索了2021年12月31日之前发表的有关儿童虐待与忽视同自尊之间关系的研究。中文数据库包括中国知网、万方数据知识服务平台和维普资讯中文期刊服务平台，英文数据库包括PubMed、PsycINFO、PsycARTICLES和Web of Science。搜索对发表类型没有限制，灰色文献也被包括在内。搜索词包括主题标题词和自由文本词的组合：if (child* maltreatment OR child* abuse OR child* neglect OR child* trauma OR child* mistreatment OR child* violence OR child* physical abuse OR child* sexual abuse OR child* emotional abuse OR child* physical neglect OR child* emotional neglect) AND if (self-esteem)。此外，研究助理还筛选了已纳入文献的参考文献列表，以避免错过其他任何有价值的研究。

（二）纳入和排除标准

如果该项研究符合以下标准，则有资格被纳入此次元分析：（1）为原始定量研究；（2）被调查者经历过儿童虐待与忽视，如身体虐待、情感虐待、性虐待、身体忽视或情感忽视；（3）儿童虐待与忽视同自尊之间的关系可以用任何形式的数据（例如，相关系数、回归系数或 t 值）来表示。

如果存在以下情况，则排除该项研究：（1）不是定量研究；（2）非英文或中文；（3）采用重复样本；（4）不关注儿童虐待与忽视及其亚类型；（5）没有聚焦于自尊；（6）未提供儿童虐待与忽视同自尊关系的统计信息；（7）找不到全文；（8）只报告虐待与忽视程度，未设置对照组。

（三）数据收集

在初步筛选潜在的高度相关研究后，培训四位研究助理独立筛选标题和摘要，以确定哪些研究符合纳入标准。如果四位研究助理对某一文献的纳入有不同的看法，则通过与项目负责人进行讨论或协商来达成共识。

被纳入的研究随后由四位研究助理独立进行审核，并使用标准化的数据提取表格来收集以下信息：（1）作者和该研究的发表年份；（2）样本特征，包括样本量、年龄（均值和标准差）和女性参与者的百分比；（3）方法特征，包括研究设计（横断面设计或纵向设计）、样本收集方法（是否为概率抽样）、报告类别（儿童或成人）、儿童虐待与忽视测量工具和自尊测量工具；（4）儿童虐待与忽视同自尊之间关系的效应量。四位研究助理如果有异议，则通过讨论达成共识；如果没有达成共识，则邀请项目负责人与这四位研究助理再次讨论以达成共识。

（四）数据分析

数据分析主要涉及效应量的计算。需要解决两个问题来计算每个研究的效应量。首先，在关于儿童虐待与忽视同自尊之间关系的实证研究中，对虐待与忽视和自尊使用了不同的测量方法。其次，这些研究采用了不同的估计方法—线性回归、结构方程模型、相关系数、优势比等等—因此，研究即使都关注儿童虐待与忽视对自尊的影响，对系数的解释也存在很大差异。这是元分析中常见的情况，有一个被广泛采用的解决方案：将各个研究的估计转换为偏相关系数（ PCC ）。相关的标准误差表示如下：

其中， PCC _i 和 df _i 是与估计效应量相关的偏相关系数和自由度。

在元分析中，估计效应量 PCC _i 成为因变量。下面方程（2）中 α ₀ 用普通最小二乘法（OLS）估计产生的值等于 M 估计值的算术平均数。因此，对儿童虐待与忽视是否显著影响自尊的测试包括对 α ₀ 的显著性的测试。

虽然普通最小二乘法是无偏的，但它是低效的，因为不同的 PCC _i 有不同的标准误差，这导致了 ε _i 的异方差性。加权最小二乘法（WLS）是获得 α ₀ 有效估计的一种方法。这相当于用方程（2）除以 SE ，得到 PCC _i 标准误差的估计值，而用普通最小二乘法估计的方程式是：

请注意，这个方程给予更精确估计的效应量更大的权重。我们将这个加权最小二乘法估计量称为固定效应（FE）估计量。固定效应估计量隐含的假设是 PCC _i 值不同的唯一原因是抽样误差。很多学者发现，效应异质性的固定效应模型过于局限（Doucouliagos & Paldam，2013；Reed，2015）。更有可能的是，儿童虐待与忽视对自尊的影响并不是单一的、真实的，而是真实影响的分布。这种效应异质性模型在元分析文献中被称为随机效应模型。我们用带有标准差的误差项 τ 来表示这种异质性。如果这个误差项独立于抽样误差，那么 。在这种情况下，加权最小二乘法的估计值可以通过方程（2）除以 ω _i 得到，而用普通最小二乘法估计的方程式是：

此外，一个相关的问题涉及估计值与研究的权重。如果所有的效应量都以相同的精度估计，那么固定效应和随机效应估计量将对每个（分别标准化）估计量给予同等权重。假设有两项研究，研究A报告一个估计值，研究B报告五个估计值。给观察结果同等权重的一个结果是，研究B的权重将是研究A的五倍。另一种选择是为每项研究提供同等权重。在这种情况下，标准化估计数通过该研究报告的估计数的倒数进一步加权。因此，研究B的每一个标准化估计的权重将是研究A的五分之一。在随后的分析中，以上两种加权方案被确定为权重1（等观察）和权重2（等研究）。尽管随机效应估计量产生了比固定效应估计量更均匀的权重分布（Doucouliagos & Paldam，2013），但我们的研究使用两者来比较结果并确保分析的稳健性。

接下来，我们应该如何评估固定效应或随机效应中 α ₀ 的估计值？作为相关性的估计值，偏相关系数取-1和1之间的值。杜库里格（Doucouliagos，2011）将总体偏相关系数排序为0.07、0.17和0.33，分别对应“小”“中”和“大”效应量，这也是我们在解释实证分析时所使用的标准。

异质性。 计算每个合并估计值的 Q 和 I ² 统计量，以确定异质性。 Q 统计量是基于总体变异的检验，假设效应量服从于卡方分布；如果 p ＜0.05，则说明本研究存在异质性。 I ² 统计量是反映真实效应量变异在总变异中的百分比。 I ² ＜25%、 I ² ＜50%和 I ² ≥75%分别代表低、中、高水平的异质性（Higgins et al.，2003）。

发表偏倚。 发表偏倚是一种非随机遗漏，意味着被纳入元分析的研究不能系统、全面地代表该领域的研究整体（Wolfgang，2007）。其直接和最严重的影响是，平均真实效应将被高估，导致元分析得出错误的结论。漏斗图和漏斗不对称试验（FAT）给出了一种常见的发表偏倚检验方法。漏斗不对称试验将估计效应的标准误差加到方程（2）的设定中，并对其显著性进行检验：

发表偏倚检验是 H ₀ ∶ α ₁ =0（Stanley & Doucouliagos，2012，pp.62，117）。对这一假设的拒绝是元分析样本中的研究受到发表偏倚影响的证据。一种被广泛使用的发表偏倚校正方法是在方程（或其平方）中包含 SE （ PCC ）项，估计 α ₁ 。因此， SE （ PCC ）项的作用类似于样本选择的Heckman-type校正中的米尔斯比。纳入 SE 变量也有助于控制发表偏倚对平均真实效应 α ₁ 估计的影响。因此，方程（5）中的 α ₀ 代表儿童虐待与忽视对自尊的平均真实效应经过有偏调整后的估计值。对 α ₁ 的显著性检验被称为精度效应检验（PET）。拒绝 H ₀ ∶ α ₀ =0被认为是儿童虐待与忽视对自尊的平均真实影响非零的证据（Xue et al.，2020）。

元回归分析。 上面估计了儿童虐待与忽视对自尊的平均真实影响。无论是否存在异质性，无论不同的研究特征对平均真实效应的影响如何，我们都必须检验影响平均效应大小的因素。为此，我们在方程（6）中增加了潜在的调节变量。

其中， X _k 表示潜在的调节变量， k =1，2,…, k 。系数 α _k+1 表示由 X _k 造成的儿童虐待与忽视对自尊影响的变化，其中，负系数表明具有特征 X _k 的研究估计出儿童虐待与忽视对自尊的更大的负面影响。这也意味着特征 X _k 的存在增加了合并估计的异质性。

敏感性分析。 影响分析是为了检验任一研究对平均效应量的影响，旨在检验研究结果的稳健性（Steichen，2001）。具体来说，假设纳入研究的分布存在极端特征，所有分析均通过随机重复抽样删除10%的研究后重新运行。如果方程（6）中的 α ₀ 和 α ₁ 的重新估计值超出了原始值的95% CI，那么意味着研究结果并不可靠。本章研究采用STATA 16.0进行回归分析，显著性水平设为0.05（双尾）。

三、研究结果

（一）研究筛选过程

通过检索3个中文数据库、4个英文数据库和其他资源，总共确定了4 879项研究。其中，1 028项研究属于重复研究，3 221项研究在筛选标题和摘要后因不符合纳入标准而被剔除。在剩下的630项研究中，研究助理评估了符合条件的研究全文，最后有254项研究符合纳入标准被纳入了元分析（见图2-1）。

（二）描述性统计分析

我们最初的数据包括从254项研究中收集到的578个观察结果。我们将每一估计值转化为 PCC 值及其相应的 t 值。如表2-1所示，全样本的 t 值的均值为-4.99，中位数为-3.42。我们注意到， t 值的最小值和最大值分别为-128和8.01。 PCC 值的均值和中位数皆为-0.19，最小值和最大值分别为-0.99和0.61。 t 统计量和 PCC 值的直方图如图2-2所示，但我们发现了异常值。因此，我们继续截取 PCC 值的顶部和底部的1%，留下554个观测值。 t 统计量、 df 和 PCC 值的截取分布也报告在表2-1中。截取样本的 PCC 值的均值和中位数都是-0.19。

儿童虐待与忽视对自尊的总体影响见表2-2。值得注意的是，不同类型的儿童虐待与忽视同自尊之间关系的 Q 统计量具有统计学意义（ p ＜0.05）， I ² 统计量也超过75%，这表明元分析存在异质性。总体而言，不同类型的儿童虐待与忽视同自尊之间存在显著的负相关关系。换句话说，童年时期遭受虐待与忽视经历显著降低了长大后的自尊水平，总体 PCC =-0.19（95% CI [-0.20，-0.18]）。进一步的分析表明，总体虐待（ PCC =0.24，95% CI [-0.27，-0.21]）、情感虐待（ PCC =-0.23，95% CI [-0.25，-0.20]）、总体忽视（ PCC =-0.24，95% CI [-0.30，-0.17]）和情感忽视（ PCC =-0.22，95% CI [-0.26，-0.19]）与自尊之间的效应量大于其他类型的虐待与忽视。然而，该分析有两种威胁：首先，表2-2中给出的值是未加权的，因此我们需要使用上述不同的加权方案重新计算我们对平均真实效应量 α ₀ 的估计。其次，该分析忽略了发表偏倚。换句话说，如果我们由此得出结论，那么我们可能会低估或高估真实的影响。接下来，我们将通过发表偏倚检验和元回归分析来进一步确认儿童虐待与忽视对自尊的影响。

（三）发表偏倚

发表偏倚产生的原因有很多，其中最主要的原因是发表选择偏倚，发表选择偏倚通常倾向于发表具有统计显著性或与研究者和期刊的预设信念一致的研究（Xue et al.，2020）。发表偏倚是对元分析有效性的一个严重挑战。如果文献中的估计值大得不成比例且显著，那么将其平均之后会保留这种偏差，从而产生对平均真实效应的扭曲评估。目前还没有一致的方法来识别和纠正元分析文献中的发表偏倚，我们将分两步来检查发表偏倚。

首先，采用非正式的“漏斗图”来检验发表偏倚。漏斗图估计了对偏相关系数的标准误差的影响，最精确的估计在顶部。如果估计的效应值都来自相同的正态分布，那么最精确的估计应该紧密地聚集在该分布的均值周围，而不太精确的估计则向外发散，形成漏斗形（Sterne & Egger，2001）。如果漏斗图是“不平衡的”，估计值倾向于一方，特别是倾向于不太精确的偏相关系数值，就是发表选择偏倚的证据（Gunby et al.，2017）。图2-3为本研究估计效应量的漏斗图。每个漏斗图顶部的离散度是最精确的估计，是不同研究之间“真实”效应差异的证据。通过直观判断，漏斗图基本对称，没有严重的发表偏倚存在。

其次，漏斗不对称试验还给出了一种常用的发表偏倚的统计检验方法。表2-3报告了漏斗不对称试验和精密效应试验的结果。（1）（2）（3）（4）四列报告了“固定效应”“随机效应”的各种组合和单个估计权重（“权重1”）、研究权重（“权重2”）。在四类的三类中，我们接受 H ₀ ∶ α ₁ =0的0.5%显著性水平；表明不存在发表偏倚。在剩下的一类中，我们拒绝 H ₀ ∶ α ₁ =0；因此，结果证明，儿童虐待与忽视同自尊呈显著负相关。将儿童虐待与忽视对自尊的平均真实影响的偏倚估计范围调整为-0.18～-0.16，四种结果中有三种低于杜库里格（2011）所认为的“中等”的值。表2-3中的（5）和（6）列随机效应报告了使用“ RE （权重1）”和“ RE （权重2）”估计量的平均真实效应的加权平均估计值，未修正发表偏倚。相关估计值分别为-0.19和-0.20，接近表2-2中报告的未加权值-0.19。因此，发表偏倚并不会夸大儿童虐待与忽视对自尊的影响。

综上所述，表2-3的结果表明，文献中发现的“小”到“中”等程度的儿童虐待与忽视效应量不受发表选择过程的影响。考虑到我们的数据集中包含的大量研究、数据和估计特征，以及元分析中包含的研究之间的大量异质性，我们继续进行多变量分析。

（四）元回归分析

表2-4报告了我们在分析中所纳入研究的特征。这238项研究在226 656名参与者中进行了531项偏相关系数估计，样本平均年龄为22.07岁；全男性样本占4.20%，全女性样本占20.59%，混合性别样本占75.21%。参与者来自五大洲（亚洲： n =98；欧洲： n =23；北美洲： n =107；非洲： n =2；大洋洲： n =8）。在238篇文献中，有182篇是期刊文章；177篇是用英文写的，61篇是用中文写的。最小样本量为16，最大样本量为12 451，平均样本量为952。在参与者类型方面，105项研究的参与者是儿童，133项研究的参与者是成年人，他们曾经历过儿童虐待与忽视。大部分研究（86.13%）为横断面研究，13.87%为纵向研究；其中15.55%使用了概率抽样方法，其余使用了非概率抽样方法。在测量工具方面，28.15%的研究使用了《儿童期创伤问卷》或《儿童期创伤问卷—简表》，9.66%的研究使用了《亲子冲突策略量表》来测量儿童虐待与忽视，其余的研究使用了其他测量工具，如《家庭经历问卷》《儿童情感虐待量表》或自行设计的量表。

关于自尊的测量，多数研究（约75%）使用《罗森伯格自尊量表》，其余的研究使用其他工具，如《库珀史密斯自尊量表》或自己开发的量表。在所有研究中，报告儿童虐待与忽视同自尊之间的所有关系、5种关系、4种关系、3种关系、2种关系、1种关系的比例分别为14.69%、23.54%、11.30%、12.99%、13.94%、23.54%。

元回归分析结果见表2-5。首先要注意的是，一旦方程中包含解释变量，那么发表偏倚变量（ SE ）在统计上是不显著的。也就是说，估计的系数表明偏差较小，支持了表2-3得出的结论。将表2-5中的（2）列与（1）列、（4）列与（3）列进行比较，可以发现从模型中删除 SE 变量的主要结果是增加了截距的大小（条件平均效应）。变量系数相对不受 SE 的包含/排除的影响。这说明 SE 与研究的特征大多不相关。因此，虽然发表偏倚可能会轻微影响儿童虐待与忽视和自尊关系，但它几乎不会产生实质性后果。

当我们继续讨论表2-5的元回归中包含的其他变量时，我们将讨论限制在四个回归中至少有两个在5%水平上显著的变量。参与者的年龄、国家和关系类型被认为是可能导致异质性的潜在调节因素。第一，年龄的影响呈现出U形的特征；也就是说，儿童期虐待与忽视对自尊的不利影响随着参与者年龄的增加而减少。第二，有意思的是，来自北美洲的参与者受到的儿童虐待与忽视对自尊的负面影响要小于参照组。同时， F 检验报告了在控制其他变量的影响后，来自北美洲和亚洲国家的参与者的偏相关系数平均值是否没有差异的结果。结果显示，来自亚洲国家的参与者比来自北美洲国家的参与者受到儿童虐待与忽视对自尊的负面影响更大［第（2）和（4）列的 F 检验结果分别为3.07和6.18］。第三，与总体虐待相比，身体虐待、性虐待和身体忽视对自尊的负面影响可忽略不计。 F 检验显示，与情感虐待相比，身体虐待和性虐待对自尊的负面影响较小；与情感忽视相比，身体忽视对自尊的负面影响可以忽略不计。除上述变量外，没有证据表明回归中包含的其他变量有不同的估计效应。

（五）敏感性分析

为了检查结果在多大程度上受到任何遗漏变量或异常值的影响，我们通过随机删除10%的研究，进行了稳健性检验，并用加权最小二乘法重新估计了发表偏倚变量（标准误）和条件平均效应（截距）的系数。为了提高这个测试的识别能力，我们重复了1 000次。图2-4显示了1 000次运行的估计值的分布以及方程的基准估计值。估计值的分布以表2-3中第（1）～（4）列的真实效应为中心。这些观察结果表明，儿童虐待与忽视对自尊的负面和显著影响以及对发表偏倚的不显著影响不是由未观察到的因素和文献的异常效应造成的。

四、讨论与结论

在过去40年里，儿童虐待与忽视对自尊的影响得到了越来越多学者的关注与研究。自尊不仅被视作一个结果变量，还是儿童虐待与忽视同心理健康之间的重要中介变量。然而，五种亚类型的儿童虐待与忽视同自尊下降之间的不同关系尚不清楚。因此，本项系统综述和元分析有助于全面提供关于儿童虐待与忽视在多大程度上损害个人发展的最佳证据，从而促进儿童保护的政策和实践发展。

我们的元分析发现，儿童虐待与忽视总分及其五种亚类型和自尊均呈现出负相关关系。这进一步证实了依恋理论的论点，即儿童对主要照顾者的依恋质量为他们的自我评价、对他人的信任和长期的社会情感发展奠定了基础（Bowlby，1969；1973）。来自父母或其他照顾者的虐待和忽视向儿童反复传递了负面信息，然后这些负面信息被他们内化或接受为真实情况，最终成为他们自我概念的基础，并对他们积极的自我评价构成威胁（Clarke，2015；Cohen，2017）。因此，打破受虐儿童的自动化认知发展是很重要的。

本章研究还发现，儿童虐待与忽视总分和其亚类型对自尊的影响程度表现出从较小到中等程度的差异。总体虐待的影响，特别是情感虐待和情感忽视的影响，比身体虐待、身体忽视和性虐待的影响更大。这一结果证实了以往的研究结果，即童年时期情感虐待的有害后果严重于其他形式的儿童虐待与忽视，并一直持续到成年期（Crawford & Wright，2007; Shaffer et al.，2009）。一个合理的解释是，同其他形式的虐待与忽视相比，嵌入情感虐待和情感忽视中的持续批评、蔑视、拒绝和忽视很容易给儿童在情感上留下创伤，损害他们的自我价值感，并进一步导致消极的自我建构（Van Harmelen et al.，2010）。然而，情感虐待和情感忽视通常被认为是最隐蔽、报道最少、研究最匮乏的儿童虐待与忽视形式（Barnett et al.，2005）。

本系统综述中纳入的研究之间存在异质性。年龄是儿童虐待与忽视同自尊之间关系的调节因素之一。具体来说，未成年人的自尊受到儿童虐待与忽视的负面影响比成年人要大。这一发现与依恋理论和自尊的年龄发展阶段相一致（Erol & Orth，2011；Steiger et al.，2014）。儿童主要依赖父母或其他主要照顾者的反馈来发展自我概念和形成自我价值，当他们以更独立的思维方式成长时，他们可能会逐渐调整自我评价，并在各种活动中发现新的自我价值（Orth & Robins，2014；Sroufe，2005）。

此外，来自亚洲国家的调查对象比来自北美洲国家的调查对象受到儿童虐待与忽视对自尊更大的负面影响。这种差异可以归因于自我建构的文化差异。在集体文化中，人们可能更喜欢通过相互依赖来进行自我建构，而他们的自我评价取决于与他人的关系（Markus & Kitayama，1991）。来自亚洲国家的调查对象倾向于通过与重要他人的关系来发展自我，因此消极的亲子互动可能会对他们造成更大的伤害。

这项研究有以下三方面局限。首先，大多数研究采用了横断面设计，因此儿童虐待与忽视同自尊之间的因果关系需要通过纵向设计的研究来进一步检验。其次，虽然这些研究是在不同的国家进行的，但它们的分布并不均匀，还需要在欧洲和非洲国家做进一步的研究。最后，在未来的研究中，应明确儿童虐待与忽视发生的年龄及其对自尊的影响，以推动制定有针对性的预防方案。

综上所述，本项系统综述和元分析全面评估了儿童虐待与忽视总分及其亚类型对自尊的影响。我们发现儿童虐待与忽视同低自尊存在密切关系。情感虐待和情感忽视在自尊发展中的负面作用值得高度重视。我们的元分析进一步建议，应尽早设计和实施基于证据和文化敏感的儿童虐待与忽视预防和干预项目，特别是在亚洲国家。 NjkLL2Kd+9wtHhIFgLf+cjHB80uJyRNxbftc1qnnabG1RA9qiNqA+eVH9cEEjLtu

参考文献