摘要 本研究对学习困难学生和非学习困难学生的焦虑水平差异程度进行了元分析，并对可能存在的调节变量进行了探讨。经过文献筛选，共纳入26项研究，被试总人数为8847人。结果表明：(1)学习困难学生的焦虑水平显著高于非学习困难学生，合并效应量为Co-hensd=0.53，表明两者的差异处于中等程度;(2)测量工具和学习层次能够对学习困难和非学习困难学生的焦虑水平差异产生显著的调节效应。

　　关键词 学习困难 焦虑 元分析

　　分类号 B844

　　1问题提出

　　学习困难(learning disabilities，本文中与学习不良同义)学生一般被认为较非学习困难学生有更高程度的焦虑水平。研究者在关于焦虑和学习困难之间的关系上有三种不同的理论争论，即认为焦虑先于学习困难发生、焦虑后于学习困难发生或两者同时发生。尽管直到现在两者的因果关系依然没有得到确定，但研究者普遍认为焦虑和学习困难存在着相互作用。前人研究表明，学生在学习成绩上的差异不仅取决于个体的认知能力，情绪也同样是影响学生学业成绩的重要因素。因此，对学习困难学生的焦虑问题进行研究是十分必要的。

　　随着元分析技术在心理学领域的应用逐渐广泛，国外有研究者对学习困难学生(5-18岁)和非学习困难学生的焦虑水平差异进行了元分析。结果表明，学习困难学生的焦虑水平显著高于非学习困难学生，但两者差异的效应量处于中等水平(Cohen’s d=0.61)，这表明总体上看，学习困难学生的焦虑水平并没有达到十分严重的程度。然而，尽管该研究对58项关于学习困难学生焦虑问题的研究进行了元分析，但研究对象并不包含中国学习困难学生，因此，我们不能确定这一研究结果是否同样能够反映我国学习困难学生的真实焦虑程度。

　　近二十年来，我国研究者对学习困难学生的焦虑问题也进行了大量研究。但在这些对学习困难学生和非学习困难学生焦虑水平进行对比的研究中，各项研究所报告的差异效应量存在差别，这使我们无法准确地对学习困难学生的真实焦虑程度进行判断。另外，尽管大部分研究认为学习困难学生的焦虑水平要显著高于非学习困难学生，但依然存在一些例外。除了抽样误差之外，是否存在一些调节变量影响着两者焦虑水平的差异也是我们需要关注的一个问题。

　　因此，本研究将对学习困难学生焦虑程度进行元分析。首先要明确学习困难学生与非学习困难学生焦虑水平差异的效应量，对学习困难学生的焦虑程度进行较为准确的判断。其次要对影响学习困难学生焦虑水平的调节变量进行分析，探讨测量工具、学习层次、对比群体和研究质量是否是学习困难学生焦虑的影响因素。

　　2方法

　　2.1文献检索

　　对焦虑的测量主要包含两种类型的量表。一类是测查个体心理健康整体水平的量表，其中包含了对焦虑维度的测量，如症状自评量表(SCL- 90)、中学生心理健康量表(MSSMHS)、conners儿童行为量表：另一类是针对焦虑进行测量的量表，如焦虑自评量表(SAS)、状态一特质焦虑问卷(STAI)、汉密尔顿焦虑量表(HAMA)、贝克焦虑量表(BAI)。另外，心理健康诊断测验(MHT)是从焦虑的指向对象和因焦虑而产生的行为两个方面对个体的心理健康状况进行测量，故也将其视为针对焦虑进行测量的量表。由于本研究只关心学习困难学生的一般焦虑水平或特质焦虑水平，故只对状态一特质焦虑问卷中的特质焦虑问卷进行文献搜集和数据分析。与此同时，我们也不对一般焦虑以外的焦虑类型(如，社交焦虑、测验焦虑等)的相关文献进行搜集。因此，我们针对上述8种量表进行文献的搜集工作。这样也能够防止在文献搜集的过程中遗漏那些篇名或关键词中不含“焦虑”但符合元分析条件的文献(如有的文献以“心理健康”为篇名或关键词，但却包含了对焦虑水平的测量)。具体而言，在中国知网(CNKI)上以“学习困难(学习不良、学业不良、学困)”为篇名，并且全文中包含“症状自评量表(SCL-90)”或“中学生心理健康量表(MSSMHS)”或“conners”或“焦虑自评量表(SAS)”或“特质焦虑问卷(TAI)”或“汉密尔顿焦虑(HAMA)”或“贝克焦虑(BAI)”或“心理健康诊断测验(MHT)”为条件进行文献检索。

　　2.2文献筛选

　　纳入元分析的研究需具备以下几条文献纳入标准。(1)对学习困难中小学生的筛选需遵循学习困难的界定标准。有些研究并未明确提及学习困难儿童筛选的智力标准或疾病标准，我们认为从普通中小学中筛选出的学习成绩较差的儿童整体上是没有智力缺陷和精神、躯体疾病的，因此，可以认为这部分学生的筛选是符合学习困难学生的操作性定义的。对学习困难大学生的筛选标准与中小学生有些不同。由于大学生一般并不存在智力缺陷，因此，在实际研究中研究者一般将是否存在不及格现象作为判断大学生是否学习困难的标准。本研究认可这一筛选标准，将通过这种方法对学习困难大学生进行筛选的研究纳入元分析。(2)需使用上述8种量表对学习困难儿童的焦虑水平进行了测查，同时将非学习困难学生作为对照组，并报告了两组被试的样本量，以及两组被试焦虑水平得分的平均数和标准差。

　　同时，我们按照以下几条文献排除标准对文献进行了剔除。(1)除学习困难外，被试不得具有其它特征或症状。如对“富裕学困生”、“具有多动障碍的学习困难儿童”等群体的研究均不纳入元分析。(2)如果两项研究使用的同一组数据，则只按照一次研究看待。(3)如果一项研究同时是学位论文和期刊论文，则只按一篇期刊论文看待，不再以学位论文看待。

　　2.3变量编码

　　首先对筛选出的文献中的研究名称、学习困难学生和非学习困难学生的样本量、两者焦虑得分的平均数和标准差进行编码。与此同时，我们还对可能的调节变量进行了编码。第一，由于要对筛选出的研究是否存在发表偏差进行考察，因此，我们对文献的发表状态进行了编码，将期刊论文编码为“是”，将学位论文编码为“否”。第二个要探讨的问题是不同的测量工具是否会影响学习困难学生和非学习困难学生之间焦虑水平的差异程度。一方面，不同的测量工具在编制时所依据的理论基础并不相同，量表的结构也有很大差异。如，MHT根据《不安倾向诊断测验》修订而成，通过八个维度对个体的焦虑水平进行测量;而状态一特质焦虑问卷根据状态一特质焦虑理论编制，本研究所关注的特质焦虑问卷是状态一特质焦虑问卷的一个部分。另一方面，不同量表的施测方法也不相同，如，conners儿童行为量表是一种他评量表，其余量表是自评量表。这两方面的原因都会导致在使用不同的工具对焦虑进行测量时会存在差异。为此，我们对筛选出的文献按照所使用的量表进行编码，以探讨测量工具是否是影响学习困难与非学习困难学生焦虑水平差异的调节变量。第三，学习层次可能是影响学习困难学生焦虑水平的一个重要变量，因此，我们根据被试群体将筛选出的文献编码为“小学”、“中学”和“大学”。由于有些研究是以青少年为研究对象，被试群体既包括中学生，也包括小学生，因此，将这些研究编码为“中小学”。第四是各研究中的对照组存在差异。大部分研究以一般的非学习困难学生为对照群体，如将成绩排名在班内中等偏上、考核评定为“良”的学生为对照群体，但有些研究将“学优生”作为对照群体。因此，我们将对照群体编码为“一般”或“优秀”，以探讨不同类型的对照群体是否会对学习困难学生和非学习困难学生的焦虑水平差异产生影响。如果文献中的非学习困难学生同时包含一般非学习困难学生和学习优秀学生，则只将一般学习困难学生作为对照组进行编码。最后，由于期刊质量在一定程度上反映了论文的水平，因此，我们将北京大学《中文核心期刊要目总览》来源期刊(2014年版)或CSSCI中国社会科学引文索引(2014—2015)来源期刊或CSCD中国科学引文数据库来源期刊(2015—2016年度)编码为“核心期刊”，其余期刊编码为“一般期刊”;由于筛选出的未发表的论文全部为硕士论文，故将这些论文编码为“硕士论文”。这样使我们能够对研究质量是否对研究结果产生影响进行探讨。

　　2.4统计方法

　　使用Comprehensive Meta-Analysis 2.0软件进行元分析，分别进行同质性检验、合并效应量的计算以及调节变量的分析，并对是否存在发表偏倚进行了考察。

　　3结果

　　3.1纳入文献的描述性统计

　　经过文献筛选，共筛选出26篇论文，其中期刊论文19篇(核心期刊5篇，一般期刊14篇)，学位论文(硕士论文)7篇。时间跨度为1997— 2015。研究对象共8847人，包含学习困难学生3113人，非学习困难学生5734人。其中使用SCL-90的研究10项，使用MHT的研究5项，使用conners儿童行为量表(父母问卷)的研究4项，使用MSSMHS的研究3项，使用SAS的研究2项，使用特质焦虑问卷的研究2项，没有符合文献纳入标准的以HAMA和BAI为测量工具的研究。研究对象来自小学、中学、中小学和大学的研究分别为4项、12项、6项和4项。对照组为一般学习困难学生和学习优秀学生的研究分别为22项和4项。

　　3.2合并效应量

　　为了确定各项研究是否是同质的，首先进行同质性Q检验。结果表明，Q(25)=356.81，p<0.001，可以认为元分析中的26 项研究具有异质性，因此，应使用随机效应模型进行效应量的合并。合并效应量Co-heng d=0.53，95%CI=b.35，0.72J，表明学习困难学生的焦虑水平显著高于非学习困难学生，结果如图1所示。按照Cohen提出的标准，合并效应量的绝对值落在0.5 0.8之间，处于中等效应水平。

　　敏感性分析能够检验结果的稳健程度。为了检验合并效应量的稳定性，我们通过每次删除一项研究的方法进行了敏感性分析，这样能够考察删除某项研究是否会对结果产生较大影响。如图2所示，删除每项研究后的合并效应量与未删除研究时的合并效应量差异不大。特别是，在分别删除规模最大的研究和最新的研究后，合并效应量分别为d=0.54和d=0.55，与原合并效应量d=0.53相接近，从而显示了结果的稳定性。

　　3.3调节效应分析

　　分别对测量工具、学习层次、对照群体和研究质量的调节效应进行分析。结果表明，测量工具的调节效应显著，Q(5)=65.18，p< 0.001。学习困难学生和非学习困难学生在SCL-90焦虑维度、MHT总分、MSSMHS焦虑维度上的得分存在显著差异，但在SAS总分、 conners儿童行为量表(父母问卷)焦虑维度、特质焦虑量表总分上的得分差异不显著。学习层次的调节效应显著，Q(3)=13.42，p=0.004，尽管学习困难小学生、中学生、中小学生和大学生与对照组在焦虑水平上都存在显著差异，但小学生的差异程度要小一些。对照群体的调节效应不显著，Q(1)=0.99，p=0.32。研究质量的调节效应不显著，Q(2)=2.24，p=0.33。如表1所示。

　　3.4发表偏倚

　　对于发表偏倚我们从两个方面来进行判断。首先，通过漏斗图来判断发表偏倚是否存在。如图3所示，根据漏斗图，大部分研究处于漏斗的顶端中部，表明存在发展偏倚的可能性很小。失安全系数为2510，表明还需要2510项阴性研究才能使结果变得不显著。另外，对发表状态进行调节效应分析，结果发现发表状态的调节效应不显著，Q(1)=1.15，p=0.28(见表1)。可以认为，本次元分析所纳入的研究不存在发表偏差。

　　4讨论

　　研究者一般认为，学习困难学生的焦虑水平要显著高于非学习困难学生，但有一些研究却发现两者的焦虑水平没有显著差异。本研究通过对26项研究进行元分析，对学习困难学生和非学习困难学生是否存在焦虑水平上的显著差异，以及两者确切的差异程度是多少进行了回答。研究结果表明，学习困难学生的焦虑水平显著高于非学习困难学生。尽管本研究无法回答焦虑究竟是学习困难的原因还是结果，但可以确定焦虑确实是存在于学习困难学生中的一种负面情绪。如前文所述，焦虑会对人的认知过程产生负面影响。可以说，缓解学习困难学生的焦虑情绪一方面有利于学生的心理健康，另一方面也有助于提高其学业成绩。因此，在科学研究与实际教学中，应对学习困难学生的焦虑问题给予更多关注。

　　但另一方面，学习困难学生与非学习困难学生的焦虑水平差异只处于中等程度，表明并不是所有的学习困难学生都会存在焦虑问题，这一结果与国外的研究大体一致。在Nelson和Harwood的元分析研究中，国外学习困难学生与非学习困难学生焦虑水平差异的合并效应量为d=0.61。本研究中的合并效应量(d=0.53)略低于国外的研究，同处于中等效应水平。这表明，尽管学习困难学生的焦虑水平较高，但总体上看，并没有达到临床上的焦虑症水平，我们不能过分夸大学习困难学生焦虑的危险性B句。

　　本研究发现，纳入元分析的26项研究具有显著的异质性，这提示我们可能存在着调节变量，因此我们对测量工具、学习层次、对照群体和研究质量进行了调节效应分析。结果发现，测量工具的调节效应显著。在使用SCL-90、MHT和MSSMHS对焦虑水平进行测量时，学习困难学生的焦虑水平显著高于非学习困难学生;而在使用SAS、conners儿童行为量表(父母问卷)和特质焦虑量表对焦虑水平进行测量时，两者的焦虑水平没有显著差异。这一方面可能与使用后三者的研究较少有关，研究间的变异对结果造成了较大影响。具体地说，使用SAS的一项研究数据较为极端，使用特质焦虑问卷的一项研究发现学习困难学生的焦虑水平比非学习困难学生要低删。由于使用SAS和特质焦虑问卷的研究较少，这些单个研究都对焦虑水平差异的显著性产生了较大影响。另一方面，测量工具的调节效应也反映了不同量表在测量焦虑上的差异，原因有以下几点。首先，各量表编制的理论依据不同。例如，MHT根据《不安倾向诊断测验》修订而成，特质焦虑量表则是由状态——特质焦虑理论发展出的测量工具，两者虽然都是对一般性的焦虑进行测查，但理论出发点是不同的。其次，各量表的测量结构不同。例如，SCL-90和MSSMHS全量表都是对个体整体心理健康水平进行测量，焦虑只是其中一个维度，而SAS和特质焦虑问卷是专门的焦虑量表。第三，施测方式存在差异。与其它量表均为自评量表不同，conners儿童行为量表(父母问卷)是他评量表，父母对儿童焦虑情绪进行评定可能会与儿童自评的焦虑水平有些差异。这些原因都导致测量工具成为了影响学习困难与非学习困难学生焦虑水平差异的调节变量。总体上看，SCL-90、MHT和MSSMHS三者作为国内使用最广泛的心理健康量表，它们在对焦虑的测量上具有较高的信效度，测量结果能够较为准确地反映真实的焦虑水平。

　　学习层次同样是影响学习困难学生与非学习困难学生焦虑水平差异的调节变量。在本研究中，我们不仅纳入了以中小学学习困难学生为研究对象的研究，还将以大学学习困难学生为研究对象的研究纳入元分析。结果发现，从小学到大学，学习困难学生都有着较高的焦虑水平，表明学习困难学生的焦虑问题具有跨年龄、跨学习层次的一致性。尽管如此，但对不同学习层次的学生来说，学习困难学生与非学习困难学生焦虑水平的差异程度存在差异。具体而言，尽管小学学习困难学生的焦虑水平高于非学习困难学生，但两者的差异程度(d=0.24)与中学(d=0.68)和大学(d=0.44)相比较小。这表明相对而言，即使是学习困难，小学生也是比较“无忧无虑”的，而在中学和大学中，由于存在升学与毕业的压力，学习困难对学生的发展影响较大，故学习困难中学生和大学生的焦虑水平较高。

　　对照群体对结果的调节效应不显著，这表明无论是以一般非学习困难学生还是以学习优秀学生为对照群体，学习困难学生的焦虑水平都显著高于对照群体的焦虑水平。另外，研究质量的调节效应也不显著，表明在不同质量的研究中，学习困难学生与非学习困难学生焦虑水平的差异是稳定的。

　　5结论

　　(1)学习困难学生的焦虑水平显著高于非学习困难学生，合并效应量为C0hen’s d=0.53，表明两者的差异处于中等程度;

　　(2)测量工具和学习层次能够对学习困难和非学习困难学生的焦虑水平差异产生显著的调节效应。