综述：媒介素养与幸福感之间的关系：一项系统综述与元分析

《Educational Research Review》：The relationship between media literacy and well-being: A systematic review and meta-analysis

媒体素养与福祉关联性研究：系统综述与元分析显示，媒体素养（尤其分析/评估维度）与多维福祉呈小至中度正相关（r=0.19，p=0.04），但受限于横截面设计和自我报告数据。研究强调需开发标准化测量工具，并探索纵向及实验研究。

　　媒体在现代社会中的影响日益增强，从儿童早期就开始渗透到日常生活中。随着技术的不断进步，媒体形式也变得更加多样化，涵盖了传统的广告、报纸，以及新兴的社交媒体和虚拟现实等。媒体素养被定义为一种终身学习过程，它不仅涉及对媒体内容的获取、分析和评价，还包括创造和参与媒体的能力。这种能力对于个体在各种情境下批判性地理解和应对媒体信息至关重要。

媒体素养的需求和兴趣会随着人的年龄增长而变化，不同的生活经历、社会环境和技术发展都会影响个体的媒体素养水平和理解深度。对于儿童和青少年来说，媒体素养可能是一种抵御负面媒体影响的保护因素，例如对饮酒、吸烟、物质使用和不健康饮食行为的负面影响。因此，媒体素养可能有助于减少不良情绪，促进个体的幸福感。然而，青少年由于生理、认知和心理社会因素，如荷尔蒙变化和对同伴认可的强烈渴望，更容易受到负面媒体信息的影响。通过培养对媒体叙事的深入理解和批判意识，可以帮助减少虚假和误导性媒体信息的说服力。

越来越多的研究者认为，媒体素养应被视为一种终身学习的必要技能，以确保个体能够充分参与数字化社会。为了支持这种终身学习，需要设计针对不同年龄层的有效干预措施，这些措施应有助于提升媒体知识、技能和批判性思维。支持终身媒体素养的理念促使各国政府推出国家媒体素养战略。例如，澳大利亚联邦政府于2024年底宣布资助一项国家媒体素养战略，随后澳大利亚课程、评估和报告局（ACARA）发布了新的资源，以支持澳大利亚学生对媒体素养的理解。

幸福感是一个多维的概念，与多种益处相关，包括提高生产力和创造力，改善人际关系、健康状况和预期寿命。尽管幸福感的定义在文献中存在差异，但通常被接受的定义是幸福感由感觉良好（即享乐型幸福感）和有效运作（即实现型幸福感）共同构成。幸福感有时也被等同于“繁荣”，包括积极情绪和自尊等特征。从Huppert和So（2013）的角度来看，幸福感与幸福感的对立面——不幸福感——紧密相连，不幸福感可能包括与抑郁、焦虑和负面情绪相关的症状。国际数据显示，许多人在日常生活中经历更多的负面情绪，其中12%的男性和15%的女性报告在典型的一天中体验到更多的负面而非正面情绪。

媒体素养和幸福感之间的关系日益受到关注，因为媒体平台的多样化和其对个体心理健康和整体幸福感的潜在影响。媒体素养教育被认为可以通过赋予个体识别和评估媒体内容的能力，从而促进积极的媒体体验并保护他们免受负面影响。这样，媒体素养可能既有助于减少不幸福感，也能够促进幸福感。

为了实现媒体素养对积极发展和幸福感的全部潜力，通常需要强调三种核心能力维度：获取、分析/评估和创造。获取媒体包括使用媒体保持与朋友和家人的联系，以及查找不同国家关于同一事件的新闻报道。分析和评估媒体则包括思考媒体内容的可信度以及理解媒体如何影响个人和社会。创造和参与媒体则包括利用媒体表达身份和世界观，以及以符合个人价值观的方式开发、分享和传播信息。研究（例如Banerjee和Greene, 2007）表明，媒体素养干预措施在整合分析和创造时最为有效，因为这种结合可以增强批判性媒体素养技能的实际应用。基于这一认识，我们假设结合所有三个维度的媒体素养将产生协同效应，并在本研究中进行实证测试。

目前的系统综述主要集中在特定健康领域的媒体素养干预措施上。Gordon等人（2015）审查了针对学龄儿童的十项酒精媒体素养干预措施，包括随机对照试验和准实验设计，并报告了对知识、技能、态度和行为的影响。McLean等人（2016b）则回顾了十六项研究，包括八项横断面研究和七项干预研究，涉及学龄儿童和成人。横断面研究中，较高的媒体素养与较低的身体不满有关，但并非所有研究都支持这一结论。所有综述都发现媒体素养干预措施能够改善媒体素养构念和一些与饮酒或身体相关的结果。

元分析通常也聚焦于特定领域。Kurtz等人（2022）分析了十七项学校为基础的媒体素养计划，以减少青少年的身体不满，发现其总体效应量为0.29，且无显著调节因素。Xie（2019）回顾了二十三项准实验干预措施，针对青少年的偏差行为，如饮酒和吸烟，发现其在实验后有中等程度的减少（d = -0.32）。效应量在不同测量时间、年龄、性别和偏差行为类型之间有所变化。Jeong等人（2012）则采用了更广泛的角度，综合了五十一项针对不同主题的媒体素养干预措施，这些干预措施在学校的和社区的环境中进行。他们报告了对媒体知识和行为信念的总体效应（d = 0.37）。调节分析显示，会话次数更多的干预措施产生更大的效应，而附加组件较多的干预措施则产生较小的效应。

我们的研究建立在这些早期综述的基础上。与Jeong等人（2012）相似，我们的研究采用广义方法，探讨媒体素养与幸福感之间的关系，而不局限于特定内容领域。除了McLean等人（2016b）的研究外，之前的综述并未包括横断面结果，且对潜在调节因素的关注较少。先前的综述主要集中在学龄儿童和青少年群体，通过学校环境进行干预。然而，这种方法有时显得过于说教，可能引发青少年的抵触情绪，甚至使特定行为更具吸引力（Gordon等人，2021）。媒体素养项目如果更广泛地关注幸福感，可能更符合青少年的兴趣和实际需求。幸福感的积极框架，而不是专注于负面行为如暴力，符合一种以资产为基础的健康方法。这种方法认识到个体已有的资源，并赋予他们做出健康选择的技能。

媒体使用与心理健康，特别是抑郁和焦虑之间的关系已被多个综述探讨（Coyne等人，2020；Keles等人，2020；Li和Brar，2022；Seabrook等人，2016），显示出复杂的关系和混合的发现。间接且可能非线性的关联出现在几个相关元素中。例如，失眠和睡眠相关问题经常作为社交媒体使用与抑郁情绪之间的中介因素（Keles等人，2020）。认知倾向如反刍则可能增加社交媒体使用与抑郁和焦虑之间的负面关联。相反，社交媒体和其他数字技术可能提供社交支持、连结和寻求帮助的途径，这些都与较低的抑郁和焦虑水平相关（Seabrook等人，2016；Li和Brar）。

当前的证据基础存在一些空白。首先，没有综述研究探讨媒体素养如何影响幸福感的总体水平。鉴于媒体在社会中的核心地位和其持久性，了解如何批判性地获取、分析、评估、创造和参与媒体与心理健康之间的关系具有重要意义。其次，关于媒体素养和幸福感在无干预设置下自然关联的研究较少，且尚不清楚高水平的媒体素养是否确实具有保护作用。第三，媒体素养与幸福感之间的关联在不同人群群体中可能有所不同，从学龄儿童到老年人。这一空白尤为重要，因为媒体素养的终身相关性（Notley等人，2024）。媒体素养技能不仅由教育者和研究人员在学校环境中教授，也在老年中心、ICT教师、图书馆员等环境中教授。了解不同人群的体验和背景对于定制干预措施至关重要。

本综述旨在提供关于媒体素养与心理健康和幸福感关系的见解。如果发现积极的关联，这可能有助于开发更多针对幸福感较低个体的媒体素养资源和项目。它也可能为在学校的和在线学习环境中加强媒体素养提供更有力的依据，并为在幸福感课程中教授媒体素养或采用幸福感视角提供额外途径。

本研究的总体目标是理解媒体素养与幸福感之间的联系，以及在现有文献中如何测量这两种概念，鉴于它们的复杂性和多维性。我们提出了以下假设，并在图1中进行了可视化展示。假设一：媒体素养与幸福感之间存在显著的正相关，因为媒体素养既能促进积极的媒体体验，又能保护个体免受负面影响（Education and Culture, 2013；Feerrar, 2022；Finnish Ministry of Education and Culture, 2013；Livingstone等人，2005；Xie等人，2019）。假设二：媒体素养对幸福感的正向指标（如积极情绪）和不幸福感的指标（如消极情绪）的影响是等价的。也就是说，我们不预期幸福感类型会调节媒体素养对结果的影响。这一预期基于媒体素养的保护性和赋权性，既能减少有害的媒体参与，又能增加有益的媒体使用（Feerrar, 2022；Livingstone等人，2005；Xie等人，2019）。假设三：更全面的媒体素养测量（即包含分析/评估维度以及获取和/或创造/参与维度）将比仅关注分析/评估维度的测量带来更大的好处。这一预期基于积极创造或参与媒体有助于批判性媒体素养技能的实践应用（Banerjee和Greene, 2007；Gordon等人，2018），而获取媒体则允许用户根据特定需求（如自我表达、逃避或教育目的）与媒体互动（Dindar和Yaman, 2018；Sendurur等人，2015）。假设四：与人口统计学变量无关（如性别、年龄或国家）。之前的媒体素养干预研究没有发现性别、年龄或国家的调节效应，表明媒体素养干预可以推广到各种类型的个体（Xie等人，2019）。

在研究过程中，我们曾包括一个额外的研究问题，旨在了解媒体素养与心理健康之间的关联。然而，在数据提取阶段后，发现可获得的数据不足以回答这一问题，因此将其从研究中删除。因此，研究被重新组织为两个类别：幸福感（如积极情绪）和不幸福感（如消极情绪）的测量。

本系统综述的协议于2023年8月30日注册在开放科学框架（OSF）上（https://doi.org/10.17605/OSF.IO/DZW87），并按照首选报告项目系统综述和元分析（PRISMA）声明进行（Page等人，2021）。元分析的R代码和数据也通过上述OSF链接公开。

为了确保全面的搜索策略，我们从研究假设（媒体素养、幸福感）、先前综述和学术文献中识别了关键术语。搜索策略不仅限于简单的“媒体素养”和“幸福感”术语，而是涵盖了与媒体素养和幸福感理解相关的术语。搜索术语经过多次精炼，通过范围搜索、与合著者讨论和与高级图书管理员咨询进行。搜索术语也进行了测试，以确保它们能检索到符合纳入标准的预选论文。初步搜索由主要研究者和高级图书管理员共同试点，以达成一致。最终数据库搜索由高级图书管理员执行，其具备系统搜索的高级培训。为了本综述的目的，媒体被定义为包括“传统媒体”如电视和“新媒体”如社交网络平台（Erstad和Amdam, 2013；Potter, 2013）。媒体素养被定义为批判性地获取、分析、评估、创造和参与媒体的能力（Aufderheide和Firestone, 1993；NAMLE, 2020）。幸福感被定义为一个包括主观和心理测量的多维构念（Diener等人，1999；Huppert, 2009；Ryff, 1989）和PERMA模型（积极情绪、参与、关系、意义和成就；Seligman, 2018）。心理健康也被包括在内，作为一个独立但相关的概念，以捕捉不幸福感，并且操作化地聚焦于抑郁、焦虑、压力和痛苦，因为这些是其中最常见和普遍的健康问题（Cusack等人，2019；McGuire等人，2022）。见表1以获取最终使用的搜索术语。

搜索涵盖了以下数据库：Medline Complete、ERIC、APA PsycINFO、SocINDEX和CINAHL（Ebsco）、Web of Science和Scopus，从开始到2023年9月7日。这些数据库的选择基于其提供的全面主题特定覆盖和广泛的跨学科文献视角。每个数据库都使用了相似的搜索策略，根据数据库特点进行了调整。在Medline Complete中使用的示例搜索策略见表S1。纳入综述的研究的参考文献列表被探索，同时进行了前向引文搜索，以查找可能未被识别的相关研究。

还进行了全面的灰色文献搜索。使用高级Google搜索在六个网站或领域（.org、org.au、org.uk、gov.au、gov.uk、.gov）中进行，使用“精确词”框中的简单关键词搜索，并将文件类型设置为PDF。每个领域前20个条目在标题/摘要层面进行了筛选。还进行了针对性的基于网络的搜索，覆盖了十二个由研究团队识别的组织网站，共筛选了668份报告以寻找潜在的相关性。

为了被纳入综述，研究必须满足以下标准。研究必须是定量的，并包含原始数据，例如调查数据和标准化观察。研究必须评估媒体素养。鉴于批判性思维是媒体素养的核心技能（Potter, 2014），测量中必须包含分析和/或评估媒体的能力。研究必须评估幸福感/不幸福感。研究必须探讨媒体素养与幸福感/不幸福感之间的关联（即相关性、回归或其他效应大小）。

没有对出版日期、状态或语言施加限制。

所有数据库搜索的结果都导入到Covidence系统综述软件（Veritas Health Innovation；Melbourne, VIC, Australia）中，用于在整个综述过程中管理记录。来自高级Google搜索、针对性网络搜索和纳入研究的参考文献列表的结果被导入到Microsoft Excel电子表格中。使用Scopus进行了前向和后向引文搜索，以检查是否还有其他相关研究未被识别。来自灰色文献搜索和前向/后向引文搜索的潜在相关文档被上传到Covidence，用于标题/摘要和全文筛选。

在第一轮筛选中，文章的标题和摘要被双重筛选，以符合纳入标准。筛选由作者团队进行，所有文章由第一作者筛选，然后由剩余作者团队中的另一位独立进行。使用Cohen的Kappa（κ）评估互评者的一致性，该指标考虑了偶然的一致性。在第一轮中，评审者之间的一致性为95.7%（κ = 0.45），表明存在中等程度的一致性（Landis和Koch, 1977）。在第二轮筛选（即全文）中，符合标题和摘要标准的104篇文章的全文被双重筛选，根据纳入标准。筛选方式与第一轮相同。在这一轮中，观察到的一致性为91.2%（κ = 0.62），表明评审者之间存在相当程度的一致性。

每个阶段的冲突通过讨论或由第三评审者解决。任何无法获得的全文文章通过图书馆间贷款或该文章的通讯作者请求。非英语文章由研究团队成员提取数据并翻译成英语。最常见的排除原因是仅评估了一个变量（n = 42）或未对变量之间的关联进行统计检验（n = 21）。十五项研究满足纳入标准并被保留。从灰色文献搜索和前向/后向引文搜索中发现了七十一项潜在相关的条目，但没有额外的研究被保留。因此，共纳入十五项研究进行综述和元分析。

数据被提取到一个自定义的系统综述表格中，使用Microsoft Excel。两位评审者使用四项研究对表格进行了试点，并在研究团队反馈后进行了改进。以下数据被双重提取：出版详情（第一作者、出版年份和论文标题）、同行评审状态、报告类型、研究特征（国家、研究环境、参与者、年龄[M, SD, 范围]、性别、研究设计）、使用的媒体素养测量（名称、子领域、参考文献、媒体素养维度、示例条目和量表可靠性）、使用的幸福感/不幸福感测量（领域、子领域、幸福感/不幸福感、名称、参考文献、量表可靠性）、相关性和回归系数以及任何表明媒体素养与幸福感/不幸福感之间关联的效应大小，并计算效应大小。关于数据是否在单次或多次会话中收集的信息很少被清晰或一致地报告。因此，这一变量未被纳入数据提取过程。在必要时，通过电子邮件联系纳入研究的通讯作者以获取未在发表论文中呈现的数据。

研究质量评估使用了Joanna Briggs研究所（JBI）的分析横断面研究批判性评估清单（Moola等人，2020）。该工具包含八个项目，评分系统为“是”、“否”、“不清楚”和“不适用”。由于评估问题并非全部“平等”，因此未使用截断值/评分来判断研究质量是低、中等还是高。JBI工具被选中，因为它包含专门用于分析横断面研究的批判性评估清单，并且在系统综述中被广泛使用（Barker等人，2023）。此外，该工具的效度通过JBI证据综合方法学小组最近的工作得到了加强，该小组将清单中的问题映射到已建立的偏倚风险框架（Barker等人，2023；附录IV）。

分析使用了metaSEM（版本1.2.5.1；Cheung, 2015）在R（版本4.2.1；R Core Team, 2022）中进行，以探讨媒体素养与幸福感之间的联系以及潜在调节因素的影响。metaSEM提供了一种透明的方法，通过效应大小来估计三层次随机效应模型，以考虑同一报告中提取的多个效应之间的依赖性，并探索内部和跨研究的异质性。我们报告了不同研究水平的I2估计值，反映了在每个水平上总变异中非抽样误差的比例。第三层次估计值在研究数量较少时可能不稳定，因此我们在解读时持谨慎态度。我们使用了限制最大似然估计（REML）并指定了完整的随机效应结构，以稳健地建模依赖关系（Cheung, 2015）。

对于预测-结果对，当有至少两项研究时，计算了合并效应大小。效应大小以Pearson的相关系数和标准化回归系数的形式提取。以标准化回归系数形式存在的效应大小被转换为相关系数，使用Peterson和Brown（2005）的公式。所有效应大小都被提取并转换为Fisher的z和方差（v），以及标准误差（SE）被计算。分析后，效应大小被转换回Pearson的相关系数，以便于解释。由于纳入研究的设计多样，这种方法并不成问题，因为我们只分析了反映同一概念关联（即媒体素养与幸福感）的单时间点相关性，未考虑任何后续干预或治疗。对于五项使用干预、纵向或实验设计的研究，仅输入了基线相关性数据。因此，我们未汇总干预效果的因果估计，我们的效应大小估计可以被一致地解释为零阶关联。这种方法在跨学科的元分析中很常见（见Borenstein等人，2021）。

调节分析在存在至少中等异质性（I2 > 0.25）时进行。潜在的调节因素包括年龄、性别比例、媒体素养维度和幸福感/不幸福感，以确定它们是否能改善基线模型中媒体素养与幸福感之间的关系。年龄被测量为连续变量。性别比例也被测量为连续变量，表示研究样本中女性比例的增加。幸福感效应被分类为幸福感（如自尊）或不幸福感（如痛苦）。发表偏倚也被通过漏斗图和多层次元分析Egger回归测试（Egger MLMA；Rodgers和Pustejovsky, 2021）进行检查。

我们采用当代基准来解释效应大小，这些基准由Funder和Ozer（2019）以及Gignac和Szodorai（2016）提出。通过系统综述和元分析合成，这两项研究都收敛于评估相关效应的实践和实证意义的相同指南。Funder和Ozer（2019）建议，接近0.05的相关性反映非常小的效果，0.10对应小效果，0.20表示中等效果，0.30表示大效果。Gignac和Szodorai的（2016）元分析对708个效应大小进行了比较，发现相关性为0.10被视作小，0.20被视为典型，0.30则被视作相对大。这些指南并非严格的阈值，而是旨在帮助将发现置于心理研究的广阔背景下，并为它们可能的现实影响做出判断。因此，我们采用了这些惯例来解释和报告我们的结果。

十五项独立研究涵盖了2013年至2023年期间发表的文章，其中大部分（n = 13）是同行评审的文章，且在最近五年内发表（n = 10）。六项研究在美国进行（Bennett, 2020；Lepore等人，2019；Parcell等人，2023；Stamps, 2023；Volpe等人，2021；Wright等人，2022）。其余研究分别在亚洲（Hung等人，2021；Tran-Duong和Vo-Thi, 2023）、欧洲（Picton等人，2020；Rojo等人，2023；Scandurra等人，2022；Schreurs和Vandenbosch, 2022；Spielvogel和Terlutter, 2013；Yavuzalp等人，2021）和北美（Sánchez-Reina和González-Lara, 2022）进行。见表S2以获取研究特征。

十项研究是横断面的，一项研究是纵向的（Schreurs和Vandenbosch, 2022），三项是干预研究（Bennett, 2020；Lepore等人，2019；Wright等人，2022），一项是实验研究（Parcell等人，2023）。十五项研究共包括16,632名参与者（每个研究的样本范围从94到7494）。三项研究仅包括女性样本（Bennett, 2020；Lepore等人，2019；Parcell等人，2023），其余研究的样本中女性比例在40%到65%之间。三项研究专注于学龄儿童，占总体样本的51.8%（Picton等人，2023；Rojo等人，2023；Spielvogel和Terlutter, 2013），而一项研究则同时关注学龄儿童和年轻成年人（Schreurs和Vandenbosch, 2022）。其余十一项研究关注成年人，其中六项专门针对大学生或年轻成年人（通常为19-26岁）（Bennett, 2020；Parcell等人，2023；Tran-Duong和Vo-Thi, 2023；Volpe等人，2021；Wright等人，2022；Yavuzalp等人，2021）。在研究中出现了相当大的多样性，包括一项关注乳腺癌幸存者（Lepore等人，2019）的研究、一项关注美国黑人群体（Stamps, 2023）的研究，以及一般人群（如大学学生的便利样本）的研究。几项研究是在新冠疫情背景下进行的，其中五项专门关注新冠疫情（Hung等人，2021；Parcell等人，2023；Sánchez-Reina和González-Lara, 2022；Scandurra等人，2022；Yavuzalp等人，2021）。见表S3以获取研究设计和参与者的详细信息。

在八项潜在偏倚来源中，研究被评估使用JBI分析横断面研究的批判性评估清单（Moola等人，2020）。第一和第二作者分别评估了每项潜在偏倚领域的研究。对于任何给定研究，最高的偏倚风险是两个项目被标记为有偏倚，而大多数研究的偏倚风险较低（见表S4）。最常见的偏倚来源，出现在八项研究中（Hung等人，2021；Lepore等人，2019；Parcell等人，2023；Picton等人，2020；Sánchez-Reina和González-Lara, 2022；Tran-Duong和Vo-Thi, 2023；Wright等人，2022；Yavuzalp等人，2021），是缺乏处理潜在混杂因素的策略。总体而言，所有研究在所有领域都被认为风险较低。

所有十五项研究都使用了自我报告的媒体素养测量。然而，没有使用通用的媒体素养测量（见表S5）。四项研究使用了多个媒体素养测量（Bennett, 2020；Schreurs和Vandenbosch, 2022；Stamps, 2023；Wright等人，2022），而六项研究使用了包含多个领域的测量（Bennett, 2020；Hung等人，2021；Schreurs和Vandenbosch, 2022；Tran-Duong和Vo-Thi, 2023；Wright等人，2022）。大多数研究使用了已建立的媒体素养测量，而Yavuzalp等人（2021）、Hung等人（2021）和Sánchez-Reina和González-Lara（2022）则包括了为他们特定研究目的而设计的测量。Spielvogel和Terlutter（2013）未报告量表可靠性。所有其他研究都报告了量表可靠性，接受的Cronbach Alpha值从0.71到0.95不等。

第一和第二作者分别对每个测量的三个媒体素养维度进行了编码：获取、分析/评估和创造（Chambers等人，2022；Cho等人，2024）。获取维度的互评者一致性为中等（κ = 0.50），而创造维度的互评者一致性为高（κ = 0.94）。对于分析/评估维度，两位独立编码数据的评审者并未完全同意测量尺度中包含分析/评估维度。一位评审者认为所有量表都包含评估元素，因此将分析/评估编码为所有测量尺度的存在。另一位评审者仅将该维度编码为某些量表的存在。因此，无法计算Cohen的Kappa值；相反，报告了一个简单的共识得分为79%。所有分歧通过讨论解决，直到达成完全共识。所有测量和子领域的测量都聚焦于分析和评估媒体的能力。例如，“我思考媒体信息的制作者希望我相信什么”（McLean等人，2016a；Rojo等人，2023；Scull等人，2010）。只有三项研究包括了评估所有三种媒体能力的测量（获取、分析/评估和创造）（Hung等人，2021；Volpe等人，2021；Yavuzalp等人，2021）。另外三项研究评估了获取媒体的能力（Lepore等人，2019；Stamps, 2023；Tran-Duong和Vo-Thi, 2023）。例如，“我使用技术来帮助我发挥最大潜能”（Tynes等人，2020；Volpe等人，2021）。Picton等人（2022）评估了创造能力。例如，“我对自己在互联网上发布自己的写作感到自信”。三项研究包括了与外貌相关的测量（Bennett, 2020；Schreurs和Vandenbosch, 2022；Volpe等人，2021）。例如，“通常现实中的女性看起来像广告中的模特”（Bennett, 2020）。

所有十五项研究都使用了自我报告的幸福感测量。大多数研究使用了已建立的幸福感测量，而Hung等人（2021）、Lepore等人（2019）和Sánchez-Reina和González-Lara（2022）则包括了为他们特定研究目的而设计的测量。测量被分类为测量幸福感（如积极情绪）或不幸福感（如消极情绪）（见表S6）。Rosenberg自我价值量表是唯一在多项研究中使用的测量（Rojo等人，2023；Spielvogel和Terlutter, 2013；Wright等人，2022）。Spielvogeal和Terlutter（2013）未报告量表可靠性。所有其他研究都报告了量表可靠性，接受的Cronbach Alpha值或McDonald的Omega值从0.70到0.95不等。

图3提供了系统综述结果的概览。具体的效应大小和调节因素的影响在元分析报告的第4节中列出，但图3作为视觉证据差距图。每个框总结了调节因素的结果，框内的行代表该调节因素的水平。背景为白色的框表示统计上显著的调节因素，而背景为灰色的框表示不显著的调节因素。效应在一系列研究特征中被估计，包括性别、年龄、教育环境、幸福感结果类型和媒体素养维度。大多数调节因素并未显示出统计上显著的变化，但专注于分析/评估的媒体素养维度显现为一个显著的调节因素。

十五项独立研究涉及47个效应大小，测量了媒体素养和幸福感（见图4）。结果显示，媒体素养与幸福感之间存在统计上显著的正相关（r = 0.19，p = 0.04，95% CI [0.01, 0.35]，第二层I2 = 10%，第三层I2 = 89.2%），表明较高的媒体素养水平与较高的幸福感水平相关。尽管统计上显著，但置信区间相对宽泛，表明效应大小的估计存在一定的不精确性。发现了显著的异质性（Q(46) = 8418.02，p < 0.001）。‘媒体素养维度’是媒体素养与幸福感池效应的统计显著调节因素（见表2）。当媒体素养测量仅专注于分析/评估媒体的维度时，媒体素养与幸福感之间的关联为中等大小且正向（r = 0.24，p = 0.01，95% CI [0.05, 0.41]）。当媒体素养测量涵盖分析/评估媒体以及获取和/或创造/参与媒体时，关联不显著。基线模型未因其他调节因素而改善。我们还探索了教育环境是否调节结果，但这一结果在统计上不显著（见表S7）。没有检测到发表偏倚，使用MLMA Egger测试，χ2(1) = 3.03，p = 0.08。然而，效应大小在漏斗图中的分布显示出一定程度的不对称性。这种不对称性并不一定表明发表偏倚，而是可能表明较小的、正向的研究被低估，或者发现是由较大的、更精确的研究驱动的。因此，我们的发现应考虑到这一点（见图S1）。

十五项研究涉及47个效应大小，测量了媒体素养和幸福感（见图4）。结果显示，媒体素养与幸福感之间存在统计上显著的正相关（r = 0.19，p = 0.04，95% CI [0.01, 0.35]，第二层I2 = 10%，第三层I2 = 89.2%），表明较高的媒体素养水平与较高的幸福感水平相关。尽管统计上显著，但置信区间相对宽泛，表明效应大小的估计存在一定的不精确性。发现了显著的异质性（Q(46) = 8418.02，p < 0.001）。‘媒体素养维度’是媒体素养与幸福感池效应的统计显著调节因素（见表2）。当媒体素养测量仅专注于分析/评估媒体的维度时，媒体素养与幸福感之间的关联为中等大小且正向（r = 0.24，p = 0.01，95% CI [0.05, 0.41]）。当媒体素养测量涵盖分析/评估媒体以及获取和/或创造/参与媒体时，关联不显著。基线模型未因其他调节因素而改善。我们还探索了教育环境是否调节结果，但这一结果在统计上不显著（见表S7）。没有检测到发表偏倚，使用MLMA Egger测试，χ2(1) = 3.03，p = 0.08。然而，效应大小在漏斗图中的分布显示出一定程度的不对称性。这种不对称性并不一定表明发表偏倚，而是可能表明较小的、正向的研究被低估，或者发现是由较大的、更精确的研究驱动的。因此，我们的发现应考虑到这一点（见图S1）。

在研究过程中，我们曾包括一个额外的研究问题，旨在了解媒体素养与心理健康之间的关联。然而，在数据提取阶段后，发现可获得的数据不足以回答这一问题，因此将其从研究中删除。因此，研究被重新组织为两个类别：幸福感（如积极情绪）和不幸福感（如消极情绪）的测量。

本系统综述的协议于2023年8月30日注册在开放科学框架（OSF）上（https://doi.org/10.17605/OSF.IO/DZW87），并按照首选报告项目系统综述和元分析（PRISMA）声明进行（Page等人，2021）。元分析的R代码和数据也通过上述OSF链接公开。

为了确保全面的搜索策略，我们从研究假设（媒体素养、幸福感）、先前综述和学术文献中识别了关键术语。搜索策略不仅限于简单的“媒体素养”和“幸福感”术语，而是涵盖了与媒体素养和幸福感理解相关的术语。搜索术语经过多次精炼，通过范围搜索、与合著者讨论和与高级图书管理员咨询进行。搜索术语也进行了测试，以确保它们能检索到符合纳入标准的预选论文。初步搜索由主要研究者和高级图书管理员共同试点，以达成一致。最终数据库搜索由高级图书管理员执行，其具备系统搜索的高级培训。为了本综述的目的，媒体被定义为包括“传统媒体”如电视和“新媒体”如社交网络平台（Erstad和Amdam, 2013；Potter, 2013）。媒体素养被定义为批判性地获取、分析、评估、创造和参与媒体的能力（Aufderheide和Firestone, 1993；NAMLE, 2020）。幸福感被定义为一个包括主观和心理测量的多维构念（Diener等人，1999；Huppert, 2009；Ryff, 1989）和PERMA模型（积极情绪、参与、关系、意义和成就；Seligman, 2018）。心理健康也被包括在内，作为一个独立但相关的概念，以捕捉不幸福感，并且操作化地聚焦于抑郁、焦虑、压力和痛苦，因为这些是其中最常见和普遍的健康问题（Cusack等人，2019；McGuire等人，2022）。见表1以获取最终使用的搜索术语。

搜索涵盖了以下数据库：Medline Complete、ERIC、APA PsycINFO、SocINDEX和CINAHL（Ebsco）、Web of Science和Scopus，从开始到2023年9月7日。这些数据库的选择基于其提供的全面主题特定覆盖和广泛的跨学科文献视角。每个数据库都使用了相似的搜索策略，根据数据库特点进行了调整。在Medline Complete中使用的示例搜索策略见表S1。纳入综述的研究的参考文献列表被探索，同时进行了前向引文搜索，以查找可能未被识别的相关研究。

还进行了全面的灰色文献搜索。使用高级Google搜索在六个网站或领域（.org、org.au、org.uk、gov.au、gov.uk、.gov）中进行，使用“精确词”框中的简单关键词搜索，并将文件类型设置为PDF。每个领域前20个条目在标题/摘要层面进行了筛选。还进行了针对性的基于网络的搜索，覆盖了十二个由研究团队识别的组织网站，共筛选了668份报告以寻找潜在的相关性。

为了被纳入综述，研究必须满足以下标准。研究必须是定量的，并包含原始数据，例如调查数据和标准化观察。研究必须评估媒体素养。鉴于批判性思维是媒体素养的核心技能（Potter, 2014），测量中必须包含分析和/或评估媒体的能力。研究必须评估幸福感/不幸福感。研究必须探讨媒体素养与幸福感/不幸福感之间的关联（即相关性