杜宇飛 歐陽輝月 余 林

·元分析(Meta-Analysis)·

隔代撫養(yǎng)與老年人抑郁水平：一項(xiàng)基于東西方文化背景的元分析*

杜宇飛 歐陽輝月 余 林

(西南大學(xué)心理健康教育研究中心, 重慶 400700)

通過對橫截面研究和病例對照研究進(jìn)行meta分析探討隔代撫養(yǎng)與老年人抑郁水平的關(guān)系。在三個(gè)英文數(shù)據(jù)庫Web of Science、EBSCO和PubMed以及兩個(gè)中文數(shù)據(jù)庫CNKI和萬方檢索2021年6月29日前發(fā)表的橫截面研究以及病例對照研究, 共納入原始文獻(xiàn)22篇。采用隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)總體標(biāo)準(zhǔn)均值差()和95%置信區(qū)間, 東西方文化背景下值分別為–0.05 (95% CI為[–0.18, 0.08])和0.22 (95% CI為[0.04, 0.40])。此外, 在東方文化背景下, 抑郁測量工具的類型、研究設(shè)計(jì)類型、性別和配偶狀況, 能夠顯著調(diào)節(jié)兩者的關(guān)系; 而在西方文化背景下, 只有抑郁測量工具的類型和研究設(shè)計(jì)類型能夠顯著調(diào)節(jié)兩者的關(guān)系。在東方文化背景下, 隔代撫養(yǎng)對老年人抑郁水平?jīng)]有顯著作用; 在西方文化背景下, 隔代撫養(yǎng)對老年人抑郁水平起顯著的消極作用。

抑郁, 老年人隔代撫養(yǎng), 元分析

1 問題的提出

由于女性就業(yè)、經(jīng)濟(jì)壓力、單親家庭的增加等原因; 老年人撫養(yǎng)孫輩的現(xiàn)象越來越普遍(Shefaly & Esperanza, 2020)。照顧孫輩對老年人心理健康的影響也受到學(xué)界越來越多的關(guān)注(Hayslip & Kaminski, 2005; Musil, 1998), 而隔代撫養(yǎng)與老年人抑郁水平的關(guān)系研究是其中最豐富的。盡管許多研究探討了二者之間的關(guān)系, 但其研究結(jié)論卻不盡相同。隔代撫養(yǎng)與老年人抑郁水平到底有沒有關(guān)系, 有什么因素或者變量影響了兩者之間的關(guān)系, 目前尚有爭議。此外, 目前并沒有專門針對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的綜述或元分析。僅有的一篇元分析(Kelley et al., 2021)對因父母坐牢、被剝奪撫養(yǎng)權(quán)等原因而承擔(dān)主要照顧責(zé)任的老年人的心理健康進(jìn)行了分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)孫輩的老年人往往比不撫養(yǎng)孫輩的老年人心理健康水平更差, 但該研究忽略了那些在隔代撫養(yǎng)中不承擔(dān)主要照顧責(zé)任的老年人, 并且文獻(xiàn)僅限于美國背景。研究對象的不足, 特別是忽略隔代撫養(yǎng)中更常見的被試群體——即不承擔(dān)主要照顧責(zé)任的老年人, 使得該研究結(jié)論難以揭示普遍的規(guī)律。

此外, 該研究是基于西方文化背景的結(jié)果, 而文化背景對老年人參與隔代撫養(yǎng)的原因和對抑郁的作用可能有較大影響。東方文化中普遍把老年人的隔代撫養(yǎng)看做是向下社會(huì)支持的一種重要形式, 并且老年人樂于參與其中(Peng, 2013); 而個(gè)人主義盛行的西方, 隔代撫養(yǎng)并不被視為老年人的責(zé)任, 更多是在某種情況下的被迫參與(Baker, 2006), 這在一定程度上會(huì)對老年人的隔代撫養(yǎng)行為及其心理健康產(chǎn)生不一樣的影響, 文化背景很有可能是當(dāng)前研究中存在爭議的重要原因, 但是當(dāng)前未有研究對此差異進(jìn)行深入探討。

雖然已有研究采用文獻(xiàn)綜述的方式探討了參與隔代撫養(yǎng)對老年人心理健康的影響(Kim et al., 2016), 但傳統(tǒng)的文獻(xiàn)綜述有兩方面的缺陷, 一是這種方法存在一定的主觀性, 同時(shí)也缺乏透明度; 二是綜述合成時(shí)要求研究者捕獲每項(xiàng)研究中報(bào)告的發(fā)現(xiàn), 但隨著研究數(shù)量的增加, 這個(gè)過程變得困難, 最終勢必會(huì)帶來結(jié)論的偏頗; 而元分析則使用一套明確的規(guī)則確定研究文獻(xiàn), 并對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析, 不僅可以整合多項(xiàng)研究成果, 而且能夠有效降低單一研究結(jié)果中存在的測量誤差和抽樣誤差(Borenstein et al., 2009)。因此本研究嘗試通過對相關(guān)領(lǐng)域橫截面研究方法和病例對照研究方法的文獻(xiàn)進(jìn)行元分析, 探討東西方文化背景下隔代撫養(yǎng)對老年人抑郁的作用以及會(huì)對這種關(guān)系產(chǎn)生影響的調(diào)節(jié)變量。

2 文獻(xiàn)回顧

2.1 隔代撫養(yǎng)

隔代撫養(yǎng), 也稱隔代教育或隔代教養(yǎng), 是指祖輩與孫輩一起生活, 并承擔(dān)撫養(yǎng)教育孫輩的部分或全部責(zé)任。隔代撫養(yǎng)將屬于父輩的撫養(yǎng)責(zé)任全部或者部分轉(zhuǎn)移給祖輩來承擔(dān)。隨著現(xiàn)代社會(huì)變遷的加速, 社會(huì)流動(dòng)的加劇以及個(gè)體所承擔(dān)的社會(huì)和經(jīng)濟(jì)壓力的增加, 使得父母在子女的照顧中顯得越來越力不從心。當(dāng)父母因各種原因無法照顧子女時(shí), 通常會(huì)將子女委托給老年人照顧, 這成為近年來社會(huì)變化的常態(tài)(Smith et al., 1998)。

Shefaly和Esperanza (2020)依據(jù)撫養(yǎng)責(zé)任將隔代撫養(yǎng)劃分成三種類型: 承擔(dān)主要照顧責(zé)任, 擁有監(jiān)護(hù)權(quán)以及不提供全日制照料的非主要照顧責(zé)任。第一種與第二種的區(qū)別在于, 后者因各種原因承擔(dān)全部的撫養(yǎng)責(zé)任, 乃至擁有監(jiān)護(hù)權(quán)。此外也有學(xué)者依據(jù)隔代撫養(yǎng)的特點(diǎn)進(jìn)行區(qū)分, 例如盧樂珍(2004)將隔代撫養(yǎng)分為守舊型、縱容型、身教型和民主型四種。目前對隔代撫養(yǎng)的分類更多是采用前一種方法。

在不同的文化背景下, 老年人參與隔代撫養(yǎng)的主要原因是不同的。目前國內(nèi)對于隔代撫養(yǎng)形成原因的探討主要集中在父輩外出務(wù)工和傳統(tǒng)文化的影響等方面(段飛燕, 李靜, 2012 )。國內(nèi)一些學(xué)者認(rèn)為在傳統(tǒng)文化的影響下, 祖輩有一種為兒女做貢獻(xiàn)的心理, 并把照顧孫輩作為自己的一種責(zé)任。同時(shí), 由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)競爭的加劇, 父輩需要全身心投入工作之中, 沒有時(shí)間和精力照顧子女(江川, 2005; 沈衛(wèi)華, 2001)。Peng (2013)則將老年人參與隔代撫養(yǎng)的原因主要概括為儒家文化和孝道的影響、多代同居關(guān)系的規(guī)范、家庭組織的變化和代際關(guān)系、女性就業(yè)和祖輩的責(zé)任等幾個(gè)方面。

而在西方文化背景下, 近年來由于單親父母工作的增加, 托兒費(fèi)用的上升, 以及獲得政府援助的機(jī)會(huì)減少, 導(dǎo)致了多代家庭的數(shù)量和老年人托兒工作的增加(Casper et al., 2016)。也有研究者認(rèn)為老年人撫養(yǎng)孫輩是由社會(huì)環(huán)境因素促成的, 包括因醫(yī)療忽視產(chǎn)生的虐待兒童和缺乏監(jiān)督。其他可能的原因包括性虐待、毒品和酗酒、青少年婚前生育、父母離婚、父母監(jiān)禁(尤其是女性)以及艾滋病的不斷流行(Minkler & Roe, 1996)。

2.2 隔代撫養(yǎng)和老年人抑郁水平的關(guān)系

在解釋隔代撫養(yǎng)和老年人心理健康兩者的關(guān)系時(shí), 兩個(gè)相互競爭的觀點(diǎn)被作為了主要的理論依據(jù): 角色緊張(role strain)和角色增強(qiáng)(role enhancement)。

角色緊張被定義為個(gè)人由于承擔(dān)多種角色義務(wù)而造成的履行角色義務(wù)的困難(Goode, 1960)。角色緊張理論提出, 承擔(dān)多重角色的個(gè)體會(huì)感知到更多的壓力, 而多個(gè)社會(huì)角色的扮演也會(huì)導(dǎo)致健康的下降(Goode, 1960)。在這種觀點(diǎn)下, 隔代撫養(yǎng)會(huì)對老年人造成消極影響, 撫養(yǎng)責(zé)任的增加會(huì)帶來巨大的壓力、不良的健康影響和不斷增加的心理問題(Hayslip et al., 2017)。在美國, 大多數(shù)關(guān)于老年人的研究發(fā)現(xiàn), 成為一名孫輩撫養(yǎng)者, 會(huì)導(dǎo)致較差的身體狀況、角色超載和角色混亂(Baker & Silverstein, 2008)。Stearns和Nadorff (2020)比較了參與隔代撫養(yǎng)的老年人和不參與隔代撫養(yǎng)的老年人的睡眠質(zhì)量和抑郁水平的差異, 發(fā)現(xiàn)那些參與隔代撫養(yǎng)的老年人有更高的抑郁水平和更差的睡眠質(zhì)量。

而在角色增強(qiáng)的觀點(diǎn)下, 一個(gè)擁有多種角色的人, 由于權(quán)力、威望、資源和情感滿足的增加, 會(huì)擁有更高水平的幸福和心理健康(Moen et al., 1995)。Tsai (2016)發(fā)現(xiàn)與孫輩共同居住的老年人相對于那些其他居住形式的老年人, 抑郁水平更低。研究也發(fā)現(xiàn), 提供孫輩撫養(yǎng)對老年人的認(rèn)知功能有積極影響(Arpino & Bordone, 2014)。Wang等人(2020)利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(CHARLS)發(fā)現(xiàn), 撫養(yǎng)孫輩的老年人抑郁水平更低。

當(dāng)前隔代撫養(yǎng)和老年人抑郁水平的關(guān)系研究的矛盾可能與社會(huì)文化有關(guān)。不同的文化背景可能造成隔代撫養(yǎng)對老年人的心理健康、尤其是對抑郁水平的影響有差異。盡管在東西方國家, 撫養(yǎng)孫輩都是一種常見的社會(huì)行為(Kim et al., 2017)。但是這種行為對于老年人的意義與特定社會(huì)的具體情境和文化特征有關(guān), 因此考察兩者的關(guān)系, 必須將其放在相應(yīng)的文化和社會(huì)背景之中。例如, 研究發(fā)現(xiàn)中國臺灣的老年人將撫養(yǎng)兒童視為他們的道德責(zé)任(Sun, 2008; Sandel et al., 2006), 而歐美老年人更多的認(rèn)為自己是孫輩的同伴而不是撫養(yǎng)者。而擁有強(qiáng)烈的傳統(tǒng)文化和家庭規(guī)范的社會(huì)背景下的老年人們更可能勝任他們的撫養(yǎng)者角色(Goodman & Silverstein, 2002)。因此, 我們推測在東方文化背景下, 祖輩將隔代撫養(yǎng)責(zé)任化的做法符合角色增強(qiáng)的觀點(diǎn), 這會(huì)導(dǎo)致抑郁水平下降; 而西方文化背景下的祖輩更符合角色緊張的觀點(diǎn), 抑郁水平會(huì)增高。

因此為了更好地理解在不同文化背景下隔代撫養(yǎng)對老年人抑郁水平的影響, 防止變量混淆, 本研究分別進(jìn)行東西方文化背景下兩個(gè)獨(dú)立的元分析。

2.3 隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

除了社會(huì)文化背景可能對老年人隔代撫養(yǎng)與抑郁水平之間關(guān)系造成影響之外, 其他因素也可能會(huì)調(diào)節(jié)二者之間的關(guān)系。

首先性別和配偶狀況(是否有同居配偶)可能會(huì)影響隔代撫養(yǎng)與抑郁水平之間的關(guān)系。女性、無配偶同居通常被認(rèn)為是抑郁發(fā)生的危險(xiǎn)因素(李甲森, 馬文君, 2017)。育兒和家庭工作往往被認(rèn)為是婦女的責(zé)任, 女性會(huì)承擔(dān)更多的家庭勞動(dòng)和護(hù)理工作(Peng, 2013), 女性在隔代撫養(yǎng)中通常會(huì)付出更多, 這可能對她們的抑郁水平產(chǎn)生與男性不同的影響。例如Kolomer和McCallion (2005)在美國被試中發(fā)現(xiàn), 隔代撫養(yǎng)中的男性比女性抑郁水平顯著更低。撫養(yǎng)孫輩的老年人的心理健康與他們的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)、社會(huì)支持和身體健康密切相關(guān)(Bachman & Chase-Lansdale, 2005; Hayslip et al., 2014), 配偶是社會(huì)支持的一個(gè)重要來源, 配偶的支持可能對隔代撫養(yǎng)的老年人起到一定的保護(hù)作用, 已有研究也證明了撫養(yǎng)者的配偶狀況和抑郁水平之間的相關(guān)性(Provenzano et al., 2021)。

此外, 抑郁的測量工具也可能會(huì)影響隔代撫養(yǎng)與抑郁水平之間的關(guān)系。就問卷結(jié)構(gòu)而言, 不同測量工具有所差異。例如, CESD-D量表分成4個(gè)因子, 即正性情感缺乏、消極情緒、軀體反應(yīng)和人際關(guān)系(孟琛, 項(xiàng)曼君, 1997)。而Beck抑郁量表則包括3個(gè)因子: 消極態(tài)度或自殺, 軀體癥狀和操作困難(汪向東等, 1999)。不同抑郁量表對抑郁不同成分的強(qiáng)調(diào)也可能造成隔代撫養(yǎng)與抑郁水平之間量化關(guān)系的細(xì)微變化。

3 研究方法

3.1 文獻(xiàn)搜索策略

首先, 在中國知網(wǎng), 萬方數(shù)據(jù)庫進(jìn)行檢索, 檢索式為[(主題：隔代撫養(yǎng)) OR (主題：隔代撫育) OR (主題：隔代教養(yǎng)) OR (主題：隔代教育)] AND [(主題：抑郁) OR (主題：心理健康)]。之后, 在Web of Science、EBSCO和PubMed進(jìn)行檢索, 所采用的檢索式為(grandparenting [Title/Abstract] ORchildcare [Title/Abstract] OR “caring for grandchildren” [Title/Abstract] OR “grandparents raising” [Title/ Abstract] OR “reared by grandparents” [Title/Abstract] OR “care for grandchildren” [Title/Abstract] OR “grandparent caregivers” [Title/Abstract] OR “old caregivers” [Title/Abstract] OR “grandparents caregiving” [Title/Abstract] OR “grandparents caring” [Title/Abstract]) AND (depression [Title/Abstract] OR depressive [Title/Abstract] OR “mental health” [Title/Abstract] OR “psychological health” [Title/ Abstract])。截止日期為2021年6月29日。共檢索到文獻(xiàn)2344篇。

3.2 文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)

按照以下標(biāo)準(zhǔn)來決定檢索到的相關(guān)研究是否納入元分析: (1)隔代撫養(yǎng)組是在調(diào)查時(shí)1年內(nèi)撫養(yǎng)孫輩的老年人; 至少有在1年內(nèi)一個(gè)不參與隔代撫養(yǎng)的祖輩對照組。(2)對抑郁水平采用標(biāo)準(zhǔn)化的測量工具。(3)數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的只采用其中最新一篇。(4)提供了足夠的數(shù)據(jù)來計(jì)算效應(yīng)值(樣本量, 均值, 方差或比值比等)。

根據(jù)上述納入標(biāo)準(zhǔn)篩選有效文獻(xiàn), 其中中文文獻(xiàn)符合要求的有0篇, 英文文獻(xiàn)22篇。最終得到文獻(xiàn)22篇, 文獻(xiàn)篩選過程見圖1。在閱讀全文篩選階段, 兩位研究者獨(dú)立進(jìn)行了篩選, 若遇分歧則討論決定納入還是排除。其中一篇文獻(xiàn)由于聯(lián)系作者未得回應(yīng)而無法獲取全文被排除。

3.3 文獻(xiàn)編碼和質(zhì)量評價(jià)

對納入元分析的文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼: 文獻(xiàn)信息(作者名+發(fā)表年份); 樣本量; 樣本性別比和配偶比; 國籍; 文化背景; 抑郁的測量; 研究設(shè)計(jì)類型和效應(yīng)值。數(shù)據(jù)的提取由兩位研究者獨(dú)立進(jìn)行并做核對, 如遇分歧則討論解決。一共提取22個(gè)效應(yīng)值。結(jié)果見表1。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖

使用工具the Effective Public Health Practice Project’s (EPHPP) Quality Assessment Tool for Quantitative Studies對納入元分析的原始文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行評價(jià)。由兩位研究人員獨(dú)立評價(jià)并做核對, 如遇分歧則討論解決。結(jié)果發(fā)現(xiàn)納入的原始研究質(zhì)量較高, 大部分評價(jià)為S, 這為元分析的結(jié)果提供了一定的保障。具體評價(jià)結(jié)果見表2。

3.4 元分析過程

3.4.1 效應(yīng)量計(jì)算

以標(biāo)準(zhǔn)均值差(作為本研究的效應(yīng)值, 選用CMA 3.0 (comprehensive meta analysis 3.0)專業(yè)軟件進(jìn)行元分析。若原始文獻(xiàn)報(bào)告的是比值比(), 則將其轉(zhuǎn)化為值, 對測量不同照顧頻率和不同居住狀態(tài)的實(shí)驗(yàn)組合并為一個(gè)隔代撫養(yǎng)組, 轉(zhuǎn)化和合并方法參照Borenstein等(2009)的方法。

表1 納入元分析的原始研究的基本資料

注: CES-D = Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, GDS = Geriatric Depression Scale, BDI = Beck Depression Inventory, PHQ-9 = Patient Health Questionnaire-9, DASS21 = Depression, Anxiety and Stress Scale 21, TGDS = the Taiwan Geriatric Depression Scale, NA = 缺失數(shù)據(jù)

表2 質(zhì)量評估結(jié)果

注: (S = STRONG, M = MEDERATE, W = WEAK, Not = Not Applicable)

3.4.2 異質(zhì)性檢驗(yàn)

異質(zhì)性檢驗(yàn)的目的在于檢驗(yàn)研究測得的效果量是否異質(zhì), 可從專業(yè)角度和統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對納入研究間的異質(zhì)性進(jìn)行分析。本研究主要采用Cochrane對效果量進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn), 計(jì)算值。當(dāng)2≥ 75提示存在實(shí)質(zhì)性的異質(zhì)性(Huedo- Medina et al., 2006)。

3.4.3 模型選定

目前的元分析主要包括固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。如果有理由認(rèn)為元分析研究所具有的一些研究特征會(huì)影響結(jié)果時(shí), 且前面的異質(zhì)性檢驗(yàn)達(dá)到顯著, 此時(shí)應(yīng)選用隨機(jī)效應(yīng)模型, 反之則選擇固定效應(yīng)模型。如果選擇隨機(jī)效應(yīng)模型, 則需要將各研究的權(quán)重進(jìn)行調(diào)整, 對模型進(jìn)行修正。

3.4.4 發(fā)表偏倚分析

發(fā)表偏倚意味著已發(fā)表的文獻(xiàn)不能系統(tǒng)全面地代表該領(lǐng)域已經(jīng)完成的研究總體, 得到顯著結(jié)果的文獻(xiàn)比零結(jié)果的文獻(xiàn)更容易發(fā)表(Borenstein et al., 2009)。產(chǎn)生發(fā)表偏倚的時(shí)候, 會(huì)對元分析造成嚴(yán)重影響。一般通過采用漏斗圖(funnel plot)、Classic Fail-safe N檢驗(yàn)、剪補(bǔ)法等方法來評估元分析的發(fā)表偏倚。

4 研究結(jié)果

4.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

本研究對東西方文化的劃分主要依據(jù)該國家或地區(qū)是否深受中國傳統(tǒng)文化的影響并綜合其文化是屬于個(gè)人主義還是集體主義來進(jìn)行判斷。其中智利(Grundy et al., 2012)相較于韓國、中國臺灣等受中國傳統(tǒng)文化影響較小, 同時(shí)其個(gè)人主義指數(shù)較低, 本研究將其劃分到了西方文化背景。后續(xù)將智利的樣本進(jìn)行排除或放到東方文化背景下進(jìn)行驗(yàn)證分析, 結(jié)果表明不改變主效應(yīng)分析、異質(zhì)性檢驗(yàn)、發(fā)表偏倚分析和調(diào)節(jié)效應(yīng)分析的基本結(jié)論。

東方文化背景下檢驗(yàn)的結(jié)果為5065.62 (< 0.001),2 = 99.82%; 西方文化背景下檢驗(yàn)的結(jié)果為164.61 (< 0.001),2 = 93.32%。都超過了75%, 結(jié)果異質(zhì), 這表明東方文化背景下, 隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的關(guān)系中有99.82%的變異是由效應(yīng)值的真實(shí)差異引起的; 西方文化背景下, 隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的關(guān)系中有93.32%的變異是由效應(yīng)值的真實(shí)差異引起的。因此選用隨機(jī)效應(yīng)模型。Q檢驗(yàn)顯著的結(jié)果也提示, 不同研究間的估計(jì)值差異可能受到了一些研究特征因素的干擾, 有必要探討影響兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)變量。異質(zhì)性檢驗(yàn)具體結(jié)果見表3。

4.2 發(fā)表偏倚分析

使用Classic Fail-safe、Begg和Egger’s regression等方法進(jìn)行發(fā)表偏誤的檢驗(yàn)。結(jié)果見表4。

表4結(jié)果表明, 東方文化背景下老年人隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的失安全系數(shù)為1741; 西方文化背景下老年人隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的失安全系數(shù)為94。根據(jù)Rothstein等人(2005)建議, 失安全系數(shù)大于5+ 10 (為研究個(gè)數(shù)), 可認(rèn)為發(fā)表偏倚得到有效控制。這意味著納入元分析的樣本具有代表性, 發(fā)表偏倚較小。此外, 結(jié)果變量在Begg上的值分別為0.85和0.54, 都不顯著(> 0.05), 同時(shí)各結(jié)果變量在Egger’ s上的值分別是0.14和0.10, 也都不顯著(> 0.05), 因此可以認(rèn)為本研究不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚。綜上, 老年人隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的關(guān)系存在的發(fā)表偏倚較小。

4.3 主效應(yīng)分析

采用隨機(jī)效應(yīng)模型探討隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的關(guān)系(結(jié)果見表5), 在東方文化背景下兩者關(guān)系的標(biāo)準(zhǔn)均值差為負(fù)值,為–2.44, 效應(yīng)量的95%置信區(qū)間為[–3.22, –1.67], 不包括0,< 0.001; 而西方文化背景下兩者關(guān)系的標(biāo)準(zhǔn)均值差為正值,為0.22, 效應(yīng)量的95%置信區(qū)間為[0.04, 0.40], 不包括0,< 0.05。結(jié)果表明, 在東方文化背景下, 隔代撫養(yǎng)可以改善老年人的抑郁水平, 而在西方背景下隔代撫養(yǎng)會(huì)增加老年人的抑郁水平。

敏感性分析發(fā)現(xiàn), 排除兩種文化下異質(zhì)性影響極大的一篇文獻(xiàn)后(Yalcin et al., 2018; Trevisan et al., 2018), 東方文化下總效應(yīng)不顯著, 但效應(yīng)量方向不變; 西方文化則下沒有顯著變化。具體而言, 在排除Yaclin (2018)等人的研究后, 東方文化下的值為–0.05,= 0.474?？梢钥吹? 該研究的值遠(yuǎn)大于其他研究, 是一個(gè)異常值。該研究的抑郁數(shù)據(jù)非常集中(撫養(yǎng)組和非撫養(yǎng)組均值為19.37和19.47, 標(biāo)準(zhǔn)差為0.3和0.2), 原因可能在于其樣本都來自于當(dāng)?shù)氐慕】捣?wù)中心, 樣本不具有代表性造成了偏差。為防止該研究對元分析可靠性造成影響, 我們在后續(xù)研究中將其進(jìn)行了排除。同時(shí)我們對排除后的樣本做了異質(zhì)性檢驗(yàn)和發(fā)表偏倚分析, 發(fā)表偏倚分析結(jié)果無明顯變化, 而異質(zhì)性有顯著下降,= 124.17,< 0.001,2 = 93.56。

表3 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

注: *< 0.05; ***< 0.01; ***< 0.001。下同。

表4 發(fā)表偏倚檢驗(yàn)結(jié)果

表5 隨機(jī)模型下的主效應(yīng)檢驗(yàn)

注：East*為排除Yalcin (2008)等人研究后的主效應(yīng)分析

4.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

在納入的原始研究中, 使用最多的是CES-D量表, 其次是GDS量表, 而其他量表使用較少, 因此進(jìn)行亞組分析時(shí), 將CES-D量表、GDS量表與其他量表比較。亞組分析結(jié)果顯著,值(組間)為56.64和129.75,< 0.001。在兩種文化背景下, 測量工具都對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用。具體結(jié)果見表6。

另外我們根據(jù)以往研究經(jīng)驗(yàn), 對原始研究的研究類型進(jìn)行了亞組分析, 研究類型劃分為橫向研究與縱向研究。亞組分析結(jié)果顯著,值(組間)為4.20和8.81,< 0.05。兩種文化背景下, 研究設(shè)計(jì)類型都對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的關(guān)系都有顯著的調(diào)節(jié)作用。具體結(jié)果見表7。

將女性占比和有配偶占比作為連續(xù)變量, 進(jìn)行元回歸, 具體結(jié)果見表8。在東方文化背景下, 性別對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的調(diào)節(jié)作用邊緣顯著,= –0.01,< 0.05, 意味著在其他條件不變時(shí), 女性人數(shù)占比的增加會(huì)使抑郁水平下降。配偶對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著,= –0.02,< 0.05, 意味著在其他條件不變時(shí), 有配偶人數(shù)占比的增加會(huì)使抑郁水平顯著下降。而在西方文化背景下, 性別和配偶對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。

5 討論

5.1 隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的主效應(yīng)

本研究對老年人隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系研究進(jìn)行了元分析, 研究發(fā)現(xiàn)在東方文化背景下隔代撫養(yǎng)對老年人的抑郁水平有積極作用, 但不顯著。而在西方文化背景下對老年人的抑郁水平起顯著的消極作用。該結(jié)果與多項(xiàng)研究結(jié)果一致(Strutton, 2010; Wang et al., 2020; Yalcin et al., 2018; Zhou et al., 2017)。

雖然老年人的角色期望在亞洲國家可能多樣化, 但他們也有很多共同點(diǎn), 比如許多亞洲國家深受儒家文化思想的影響, 這種起源于中國的文化被東亞的許多國家和地區(qū)所接受, 如中國、中國香港、中國臺灣、新加坡、韓國和日本, 并且已經(jīng)成為這些社會(huì)的倫理中心, 被視為日常生活的道德準(zhǔn)則(Peng, 2013)。在這種文化的影響下, 老年人往往將對孫輩的撫養(yǎng)視為一種責(zé)任與義務(wù)。這種對孫輩的撫養(yǎng)提供了有回報(bào)的情感、道德和經(jīng)濟(jì)方面的支持。根據(jù)我們的推測, 東方文化下更符合角色增強(qiáng)的觀點(diǎn), 老年人由于擁有多個(gè)角色, 使得他們在權(quán)力、威望、資源和情感滿足上得到增加, 從而擁有更高水平的幸福和心理健康, 抑郁水平也更低。但東方文化下未得到顯著的效應(yīng)值, 可能的原因在于傳統(tǒng)價(jià)值觀日漸式微, 老年人的自我意識逐漸覺醒, 更加注重追求自己晚年的幸福, 因此老年人在撫養(yǎng)孫輩時(shí)會(huì)出現(xiàn)矛盾心理, 在樂意照顧孫輩的同時(shí)又不愿意照顧孫輩(張?zhí)? 傅宏, 2017)。此外研究發(fā)現(xiàn), 雖然老年人撫養(yǎng)孫輩的意愿雖然較高, 但隔代撫養(yǎng)實(shí)際上對他們的生活質(zhì)量造成了許多的負(fù)面影響(李飛飛, 2019)。

表6 測量工具的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表7 研究設(shè)計(jì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表8 性別和配偶的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

在西方文化的背景下, 老年人經(jīng)常預(yù)見, 他們的晚年是追求自己的利益, 享受他們?yōu)橹ぷ骱陀?jì)劃的退休特權(quán), 享受不承擔(dān)父母責(zé)任的樂趣(Gebeke, 1996), 對他們來說, 隔代撫養(yǎng)是一種額外的負(fù)擔(dān)。當(dāng)老年人不得不照顧孫輩時(shí), 他們后半生的理想和愉快的生活消失了, 被突如其來的撫養(yǎng)責(zé)任和額外的經(jīng)濟(jì)壓力所取代, 降低了生活滿足感(Bowers & Myers, 1999)。這符合角色緊張的觀點(diǎn), 老年人承擔(dān)多種角色義務(wù)而導(dǎo)致了履行角色義務(wù)的困難, 進(jìn)而導(dǎo)致了抑郁水平的增加。

5.2 隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

元分析發(fā)現(xiàn)測量工具對不同文化背景下的隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著。東西方文化下, CES-D量表得到了顯著的結(jié)果, 其原因可能有兩點(diǎn): (1)CES-D具有良好的信效度, 能夠全面地測量抑郁, 并且在祖輩群體中早已得到了驗(yàn)證(Merchant et al., 2017); (2)亞組分析后, CES-D量表組內(nèi)異質(zhì)性明顯降低, 研究間的差異較小。雖然CES-D量表組的結(jié)果提示了在東方文化下隔代撫養(yǎng)與老年人的抑郁水平可能存在負(fù)向關(guān)系, 但正如我們之前的主效應(yīng)分析不顯著所提示的, 老年人逐漸覺醒的自我意識可能使得這種關(guān)系并不存在, 因此不能過于強(qiáng)調(diào)亞組分析的結(jié)果, 更準(zhǔn)確的結(jié)果應(yīng)該在未來研究數(shù)目豐富時(shí)通過更新的元分析來揭示。

元分析發(fā)現(xiàn)不同文化背景下研究設(shè)計(jì)的類型對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著。具體而言, 縱向研究中得到的效應(yīng)值大于橫向研究, 兩者之間的關(guān)系更強(qiáng)。縱向研究相對于橫向研究能更好的探究變量間的因果關(guān)系, 并且隨時(shí)間的發(fā)展, 隔代撫養(yǎng)對老年人抑郁水平的作用會(huì)進(jìn)一步顯現(xiàn)出來。

元分析發(fā)現(xiàn)在東方文化背景下, 性別和配偶狀況對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著, 撫養(yǎng)者是祖母或有同居配偶時(shí), 抑郁水平更低。在東方文化背景下, 家庭中的撫養(yǎng)者往往是祖母, 祖母的角色包括將傳統(tǒng)傳給孫輩, 向?qū)O輩傳授社會(huì)價(jià)值觀和社會(huì)規(guī)范、陪同孫輩玩耍, 以及幫助做家務(wù); 祖母同時(shí)也被認(rèn)為是孫輩的重要社交代理(Maehara & Takemura, 2007)。在這種社會(huì)期望和撫養(yǎng)責(zé)任下, 祖母樂意為孫輩提供照顧, 在照顧孫輩的同時(shí)幫助實(shí)現(xiàn)自身價(jià)值, 減小抑郁水平。而有同居配偶的老年人, 在照顧孫輩的時(shí)候, 會(huì)得到來自于配偶的支持和幫助, 這種支持對隔代撫養(yǎng)的老年人起到保護(hù)作用, 減少了他們面臨的撫養(yǎng)壓力, 從而減小抑郁水平。

在西方文化背景下, 配偶狀況對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著, 照顧孫輩對西方老年人來說是一種額外的負(fù)擔(dān), 配偶提供的社會(huì)支持能夠幫助應(yīng)對照顧孫輩時(shí)的壓力。但在元分析中的結(jié)果表明, 配偶對二者的關(guān)系并沒有顯著的調(diào)節(jié)作用, 這其中的原因可能在于被試群體的混淆, 本研究中配偶占比是有同居配偶的人在照顧者和非照顧者總樣本中的占比, 而已有在西方背景下的研究只發(fā)現(xiàn)在照顧孫輩的老年人群體中存在配偶狀況對抑郁的改善作用, 而在非照顧者中并沒有發(fā)現(xiàn)存在這種顯著的關(guān)系(Park, 2009; Provenzano et al., 2021)。未來的研究可進(jìn)一步探討其中的原因。此外, 在西方文化背景下, 性別的調(diào)節(jié)作用也不顯著的原因可能在于, 隔代撫養(yǎng)和抑郁水平之間的關(guān)系取決于老年人是否認(rèn)為照顧孫輩是一種負(fù)擔(dān)(Xu et al., 2017)。不同于在東方下將孫輩視作晚年生活滿足的重要部分, 西方文化下, 老年人往往是在父輩沒有能力撫養(yǎng)子女的情況下被迫參與隔代撫養(yǎng), 盡管祖父和祖母在照顧孫輩中的分工不一樣, 但照顧孫輩帶給他們的壓力感受是一樣的。通常祖母在隔代撫養(yǎng)中承擔(dān)了大多數(shù)對孫輩的照顧, 尤其在撫養(yǎng)孫輩的初期會(huì)占用她們大量的時(shí)間與精力, 這不僅會(huì)帶來生理上的疲勞也導(dǎo)致了祖母的社會(huì)聯(lián)系的減少和社會(huì)支持的不足(Minkler & Roe, 1993)。而對于祖父來說, 雖然比祖母承擔(dān)了更少的照顧責(zé)任, 但是祖父可能會(huì)承擔(dān)更多的經(jīng)濟(jì)壓力, 這種壓力不僅僅來自于撫養(yǎng)孫輩的日常開銷, 也來自于有償工作的時(shí)間減少(Szinovacz et al. 1999)。這些壓力使得無論祖母還是祖父都會(huì)將隔代撫養(yǎng)視為“負(fù)擔(dān)”而不是“責(zé)任”, 同時(shí)由于社會(huì)對祖母或祖父沒有額外的照顧期望, 因此壓力對不同性別的祖輩來說是一樣的。

5.3 研究的不足與展望

(1)元分析方法要求盡可能周全的納入既有研究資料, 本研究雖盡可能的利用檢索工具進(jìn)行了文獻(xiàn)搜集, 但一些未發(fā)表的文獻(xiàn)和尚待發(fā)表的文獻(xiàn)很難被搜集, 難免會(huì)遺漏一些數(shù)據(jù)。同時(shí)由于部分文獻(xiàn)沒有報(bào)告相關(guān)數(shù)據(jù), 所以在文獻(xiàn)納入數(shù)量上也造成了一定的損失。(2)本研究只考慮了是否參與隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的關(guān)系, 由于符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)數(shù)量原因, 沒有進(jìn)一步探討隔代撫養(yǎng)的頻率、類型對于抑郁水平的影響。(3)礙于原始研究所提供的信息不足, 效應(yīng)值我們采用了值而不是校正后的值, 這可能造成了一定的偏差。

本研究發(fā)現(xiàn)隔代撫養(yǎng)是老年人抑郁水平的重要影響因素, 未來的研究可進(jìn)一步探討不同文化背景下隔代撫養(yǎng)的頻率、類型對老年人抑郁水平的影響。本研究未對其他調(diào)節(jié)變量(如老年人的受教育水平、家庭經(jīng)濟(jì)收入)進(jìn)行分析, 將來應(yīng)進(jìn)一步探討其他潛在變量對隔代撫養(yǎng)與老年人抑郁水平關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。此外, 不同地區(qū)之間文化差異較大, 東西方文化不能完全概括文化差異, 未來的研究應(yīng)進(jìn)一步細(xì)化文化差異的分類, 采用更合適的編碼方式探究隔代撫養(yǎng)與老年人抑郁水平的關(guān)系。

6 結(jié)論

本研究采用元分析發(fā)現(xiàn): (1)在東方文化背景下, 隔代撫養(yǎng)與老年人抑郁水平?jīng)]有顯著關(guān)系; 在西方文化背景下, 隔代撫養(yǎng)對抑郁水平有顯著的消極作用; (2)隔代撫養(yǎng)與老年人抑郁水平的關(guān)系在測量工具和研究設(shè)計(jì)類型間存在顯著差異, 未來研究應(yīng)該選擇題量適中測查全面的測量工具以及合適的研究設(shè)計(jì); (3)在東方文化背景下, 性別和配偶對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著。在西方文化背景下, 性別和配偶對隔代撫養(yǎng)與抑郁水平的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。

(帶*的為納入元分析的文獻(xiàn))

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*Zhou, J., Mao, W. Y., Lee, Y., & Chi, I. (2017). The impact of caring for grandchildren on grandparents’ physical health outcomes: The role of intergenerational support.,(5), 612–634.

The relationship between grandparenting and depression in Eastern and Western cultures: A meta-analysis

DU Yufei, OUYANG Huiyue, YU Lin

(Research Center of Mental Health Education, Faculty of Psychology, Southwest University, Chongqing 400700, China)

The effectiveness of grandparenting on grandparents’ depression remains unclear. This paper aimed to verify the hypothesis that grandparenting would relieve grandparents’ depression in Eastern cultures while worsen their depression in Western cultures. We identified studies through Web of Science, EBSCO, PubMed, CNKI and Wangfang (from inception to June 29, 2021). We did separate random-effects meta-analysis for Eastern cultures and Western cultures. Evidence from cross-sectional studies and case-control studies was synthesized as standardized mean differences which were used to compare the depression levels of grandparents who did and did not take care of grandchildren. Through literature retrieval, 22 articles and 22 independent effect sizes that met the inclusion criteria of meta-analysis were selected. The results of publication bias analysis illustrated no publication bias. Main-effect analysis indicated a non-significant effect size (= –0.05, 95% CI = [–0.18, 0.08]) in Eastern cultures while a slight effect size (= 0.22, 95% CI = [0.04, 0.40]) in Western cultures. Further moderation analysis revealed that the association between grandparenting and depression was moderated by measurement tools, study design, gender and marriage in Eastern cultures, but in Western cultures, only measurement tools and study design do moderate.

depression, grandparenting, meta-analysis

B844

2021-09-12

*國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(17BSH098)資助。

余林, E-mail: yulin@swu.edu.cn