徐旻昱 黎志華 朱康慈

湖南科技大學(xué)教育學(xué)院(湘潭) 411201 E-mail:853859408@qq.com △通信作者 E-mail:lzhua1018@163.com

兒童和青少年心理健康被定義為實現(xiàn)和保持最佳心理功能和幸福的能力,它與在心理和社會功能方面達(dá)到的水平和能力直接相關(guān)[1]。據(jù)統(tǒng)計,全球青少年的心理健康問題大約在10%～20%[2]。相比于高收入家庭,低收入家庭青少年出現(xiàn)心理健康問題概率更高[3-4]。

青少年對家庭動態(tài)的體驗對其心理健康發(fā)展有著直接影響。低家庭經(jīng)濟地位不僅影響青少年心理健康[5-6],還危及和破壞整個家庭制度的運作,可能會進(jìn)一步加重青少年的心理問題。根據(jù)家庭系統(tǒng)理論,家庭各成員組成的系統(tǒng)穩(wěn)定性、和諧性越差,孩子的身心發(fā)展越糟糕[7]。低收入家庭成員溝通較少、對家庭成員行為過度控制[8-10]。這些因素都降低了父母與子女進(jìn)行支持性互動的能力,并增加了消極或壓抑行為的風(fēng)險[11]。持續(xù)的經(jīng)濟壓力導(dǎo)致家庭關(guān)系的不穩(wěn)定。由于經(jīng)濟問題造成的沖突增加,不僅夫妻間的功能受到威脅,支持性的親子關(guān)系也經(jīng)常發(fā)生中斷[12]。生活在這類家庭氣氛不和諧環(huán)境中的青少年容易產(chǎn)生更多的心理健康問題[13]。基于上述理論與研究結(jié)果,本研究納入與低收入家庭密切相關(guān)的家庭風(fēng)險變量,考察其與低收入家庭青少年心理健康問題發(fā)展的關(guān)聯(lián)。

風(fēng)險累積效應(yīng)理論認(rèn)為[14],早期貧困會導(dǎo)致青少年心理健康狀況不佳的原因是受到多重風(fēng)險的累積影響。遇到危險因素越多,青少年心理健康狀況就越差[14-15]。與較富裕的同齡人相比,高水平的累積風(fēng)險暴露可能是兒童早期貧困經(jīng)歷的一個關(guān)鍵組成部分[16]。因此,本研究基于累積風(fēng)險模型,綜合探討低收入家庭累積因素對青少年心理健康的影響。

前人集中于累積風(fēng)險對心理健康變化總趨勢的影響[17]。然而,不同的風(fēng)險對心理健康的影響可能有所不同,所產(chǎn)生的心理健康問題軌跡也會有所差異[18]。例如,在社會心理因素對青少年心理健康影響的縱向研究中發(fā)現(xiàn),相較于婚姻暴力,體罰以及母親的焦慮抑郁癥狀是導(dǎo)致兒童青少年心理健康問題的主要累積風(fēng)險因素[19]。另一項對4至18歲兒童抑郁癥狀軌跡分析的研究確定了6種不同的發(fā)展軌跡,且發(fā)現(xiàn)了心理健康發(fā)展軌跡在性別上的顯著差異[20]。因此,本研究參考前人研究方法,對低收入家庭青少年心理健康狀況進(jìn)行追蹤,依據(jù)量表臨界值,對低收入家庭青少年心理健康發(fā)展軌跡進(jìn)行分組,并采用邏輯回歸分析方法,探討中國低收入青少年心理健康問題新增、維持、緩解的主要預(yù)測因素。

綜上,本研究旨在關(guān)注不同家庭累積風(fēng)險對低收入家庭青少年心理健康問題發(fā)展軌跡的影響,有助于未來對不同風(fēng)險類型導(dǎo)致的不同心理健康問題變化軌跡的青少年給予相應(yīng)的幫助?；谇叭搜芯?從家庭結(jié)構(gòu)、親子互動、教養(yǎng)方式、家庭功能、經(jīng)濟壓力、父母受教育程度6個方面,探討家庭累積風(fēng)險對青少年心理健康發(fā)展的影響。研究假設(shè):①低收入家庭青少年心理健康問題會呈現(xiàn)出不同的發(fā)展軌跡;②研究預(yù)計家庭累積風(fēng)險越高,青少年心理健康狀況越差,且6個方面的家庭風(fēng)險對青少年心理健康發(fā)展軌跡影響不同。

1 對象與方法

1.1 對象

從湖南省地級市的19所小學(xué)、初中及高中選取392名青少年(初始年齡8～17歲,平均年齡12.66±2.23歲。所選被試均為標(biāo)準(zhǔn)建檔立卡的貧困家庭。2017年底對其進(jìn)行的基線調(diào)查(T1),并分別在基線后半年(T2)、基線后一年(T3)、基線后一年半(T4)進(jìn)行隨訪?；€后半年有1名被試數(shù)據(jù)缺失、在基線后一年有5名被試數(shù)據(jù)缺失。研究在T1時間段評估了學(xué)生的家庭累積風(fēng)險情況,在所有時間段,學(xué)生均參與心理健康狀況測查。其中,男生150人,女生242人。非獨生子女326人,小學(xué)生85人,初中生219人,高中生88人,居住在農(nóng)村286人。

1.2 方法

通過研究設(shè)計的調(diào)查問卷來評估青少年的人口統(tǒng)計學(xué)數(shù)據(jù)和家庭累積風(fēng)險情況。在基線時間對家庭累積風(fēng)險的6個項目進(jìn)行評估:家庭類型、父母受教育程度、家庭經(jīng)濟壓力、親子互動、家庭功能、父母教養(yǎng)方式。根據(jù)Evans等人的研究,通過二分法來構(gòu)建累積風(fēng)險(0=無風(fēng)險;1=風(fēng)險)[7]。各個風(fēng)險因素編碼后相加為家庭累積風(fēng)險水平,得分越高風(fēng)險水平越高。除此之外,還加入了性別、年齡、生源地以及是否為獨生子女等人口學(xué)變量進(jìn)行分析。

1.2.1 家庭類型 參考前人研究[21],將沒有與親生父母共同生活視為有風(fēng)險,編碼為1;其余為無風(fēng)險,編碼為0。

1.2.2 父母受教育程度 使用兩個項目分別測量父親和母親的受教育程度[14]。父母任意一方學(xué)歷處于“高中(含中專、技校)”以下視為有風(fēng)險,編碼為1;其余為無風(fēng)險,編碼為0。

1.2.3 家庭經(jīng)濟壓力 采用經(jīng)濟壓力問卷[22]進(jìn)行測量,包括4個項目,5點計分,計算所有項目的平均分,分?jǐn)?shù)越高表示經(jīng)濟越困難。得分≥第75百分位數(shù)的被試,編碼為1;其余無風(fēng)險,編碼為0;該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.81。

1.2.4 親子互動 采用1個項目進(jìn)行測量[23],4點計分,得分≤第25百分位數(shù)被試視為有風(fēng)險,編碼為1;其余無風(fēng)險,編碼為0。

1.2.5 家庭功能 采用修訂的家庭關(guān)懷指數(shù)量表[24],共5題,3點計分,總分7分及以上表示家庭功能良好,視為無風(fēng)險編碼為0,其他視為有風(fēng)險,編碼為1。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.79。

1.2.6 父母教養(yǎng)方式 采用修訂的中文版父母教養(yǎng)方式問卷進(jìn)行測量[25-26]。母親版和父親版各23題,4點計分,分為關(guān)愛、鼓勵自主和控制3個因子。父母任意一方為專制型或放任型教養(yǎng)方式視為有風(fēng)險,編碼為1,其余編碼為0[27]。該問卷各維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為母親關(guān)愛0.81、母親控制0.73、母親鼓勵自主0.70、父親關(guān)愛0.83、父親控制0.75、父親鼓勵自主0.72。

1.2.7 心理健康問題 采用中文修訂版學(xué)生評定長處和困難問卷[28-29],共25題,評估情緒癥狀、品行問題、多動注意不能、同伴交往問題和親社會行為,擬采用前4個因子20個條目計算兒童心理困難程度(Strengths and Difficulties Questionnaire-Difficulties,SDQ-D),問卷按0～2進(jìn)行3級評分。分?jǐn)?shù)≥18分的被試視為存在心理健康問題[30]。該問卷心理困難維度的Cronbach’s α系數(shù)在T1～T4時間點分別為0.70、0.72、0.78、0.65。

1.3 統(tǒng)計處理

采用SPSS 23.0版本進(jìn)行相關(guān)統(tǒng)計分析。數(shù)據(jù)多為二分法,因此使用χ2分析比較不同人口統(tǒng)計學(xué)特征組和每種家庭累積風(fēng)險類別的心理健康狀況。參照前人研究[31],根據(jù)心理健康狀況的發(fā)展變化(即是否達(dá)到臨床分界線)對被試進(jìn)行分組,建立不同心理健康軌跡模式。由于研究結(jié)局變量為分類變量,數(shù)據(jù)分布為非正態(tài)的二項分布,采用多變量邏輯回歸來研究心理健康問題的軌跡及其預(yù)測因素。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差

本研究問卷均為青少年的自我報告,因此,采用Harman單因素檢驗共同方法偏差效應(yīng)。結(jié)果表明,共提取了46個公因子,第一個公因子的方差解釋百分比為12.12%,小于40%,說明數(shù)據(jù)的共同方法偏差并不嚴(yán)重。

2.2 描述統(tǒng)計分析

χ2分析比較了各測量時間上,不同人口學(xué)變量、家庭累積風(fēng)險各變量的心理健康問題得分。結(jié)果顯示,在4次測量期間,教養(yǎng)方式在心理健康問題得分上存在顯著差異(T1,χ2=5.19,P<0.05;T2,χ2=19.11,P<0.001;T3,χ2=18.75,P<0.001;T4,χ2=18.14,P<0.001),在T1時間段,家庭功能狀況(χ2=21.78,P<0.001)、親子互動情況(χ2=4.45,P<0.05)在心理健康問題得分上存在顯著差異,見表1。

表1 人口學(xué)變量和家庭累積風(fēng)險各變量的4次隨訪中心理健康問題水平差異

低收入家庭青少年家庭累積風(fēng)險具體分布見表2。其中,低收入家庭青少年暴露于父母受教育程度風(fēng)險、親子互動風(fēng)險的比例較高,分別為66.1%、64.3%。53.5%的低收入家庭青少年暴露于1至2種風(fēng)險中,25.8%的低收入家庭青少年同時暴露于3種家庭風(fēng)險,14.5%的低收入家庭青少年同時暴露于4種及以上的家庭風(fēng)險中。

表2 家庭累積風(fēng)險情況(n=392)

2.3 心理健康問題水平

在T1、T2、T3、T4時間段內(nèi),心理健康問題所占比分別為14.3%、15.6%、15.1%、17.6%?？ǚ綑z驗結(jié)果顯示,T1與T2時間段(χ2=42.05,P<0.001)、T2與T3時間段(χ2=40.00,P<0.001)、T3與T4時間段(χ2=70.36,P<0.001)心理健康問題患病率存在顯著差異。

2.4 心理健康問題軌跡

通過研究被試的4次心理健康得分狀況是否高于臨界值,確定了5組心理健康問題類型,分別為耐受組、新增組、緩解組、反復(fù)組、持續(xù)組(見圖1)。耐受組(占樣本的63.7%)的特征是在所有4次隨訪中,被試的SDQ-D得分都低于18分的臨界值。持續(xù)組(占樣本的2.8%)的特征是被試的SDQ-D得分均等于或高于臨界值。緩解組(占樣本的7.7%)的特征是被試的SDQ-D得分在T1、T2和/或T3時等于或高于臨界值,但在T4時低于臨界值。新增組(占樣本的10.2%)的特征是,被試的SDQ-D評分在T1、T2和/或T3時低于臨界值,但隨后等于或高于臨界值。反復(fù)組(占樣本的15.6%)的特征是被試的心理健康問題水平處于波動中。

注:Resistance為耐受組;Recovery為緩解組;Relapsing/Remitting為反復(fù)組;Delayed-dysfunction為新增組;Chronic-dysfunction為持續(xù)組

2.5 家庭累積風(fēng)險(Family cumulative risk,FCR)與不同心理健康問題軌跡的關(guān)系

為了進(jìn)一步探討家庭累積風(fēng)險中的家庭功能、父母教養(yǎng)方式等因素與心理健康問題新增和持續(xù)的關(guān)系。對不同心理健康問題發(fā)展軌跡組進(jìn)行組間比較。首先,將耐受組設(shè)為參照組,并將其與其他4組組合形成的“非耐受”組進(jìn)行比較。二元邏輯回歸顯示,在調(diào)整了社會人口統(tǒng)計學(xué)特征后,較高水平的FCR顯著預(yù)測了心理健康問題水平的提高(OR=1.60,95%CI=1.30～1.96,P<0.001)。

采用多變量邏輯回歸分析FCR與心理健康問題軌跡中的新增組和持續(xù)組之間的關(guān)系。將耐受組設(shè)為參照組,并與新增組進(jìn)行比較。結(jié)果顯示,在調(diào)整了社會人口統(tǒng)計學(xué)特征后,未與親生父母一起生活的家庭結(jié)構(gòu)類型(OR=0.41,95%CI=0.19～0.90,P<0.05)以及低關(guān)愛的父母教養(yǎng)方式(OR=0.32,95%Cl=0.16～0.64,P<0.01)為新發(fā)心理健康問題的危險因素。比較耐受組與持續(xù)組,結(jié)果表明,被試為獨生子女(OR=7.80,95%CI=1.60～37.33,P<0.05)易引發(fā)心理健康問題,專制或放任的父母養(yǎng)育方式(OR=0.10,95%CI=0.02～0.43,P<0.01)也與青少年的心理健康問題水平偏高有關(guān)。其次,新增組與緩解組相比,獨生子女被試比非獨生子女被試(OR=34.75,95%CI=2.70～446.52,P<0.01)恢復(fù)心理健康的可能性更小,見表3。

表3 心理健康問題軌跡間差異比較

3 討 論

研究揭示了低收入家庭青少年心理健康問題的5種軌跡(耐受組、新增組、緩解組、反復(fù)組、持續(xù)組),并對影響心理健康的主要家庭風(fēng)險進(jìn)行探討。

首先,研究結(jié)果驗證了前人的累積風(fēng)險模型[14,17],低收入家庭青少年的心理健康問題受到家庭風(fēng)險因素共同累積效應(yīng)的影響。總的來說,低收入家庭累積風(fēng)險程度越高,青少年心理健康風(fēng)險水平越高。原因可能與低收入家庭青少年的需求得不到滿足有關(guān),需求難以滿足容易導(dǎo)致青少年產(chǎn)生焦慮等不良情緒問題,直接影響到青少年心理健康的發(fā)展[14]。

其次,研究分別從橫向、縱向兩個方面,對比不同軌跡間家庭累積風(fēng)險差異,對低收入家庭青少年心理健康問題新增和維持的主要風(fēng)險因素進(jìn)行進(jìn)一步分析。

橫斷面調(diào)查表明,在基線階段,青少年心理健康問題與缺少親子互動、家庭功能障礙高度相關(guān),驗證了家庭系統(tǒng)理論。家庭功能障礙的家庭內(nèi)部可能會存在沖突、暴力、凝聚力差的情況,孩子的生活滿意度更低[32],也更容易出現(xiàn)抑郁癥狀和行為問題[33]。且低收入家庭青少年暴露于更高的親子互動風(fēng)險下,缺乏高質(zhì)量的親子互動,難以緩沖低收入家庭中的各種慢性壓力[34],對心理發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。因此,家庭功能存在障礙或者缺少良性親子互動的青少年,其產(chǎn)生心理健康問題的可能性也就越高。

在整個追蹤階段,邏輯回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn),專制或放任的家庭教養(yǎng)方式將導(dǎo)致青少年心理健康風(fēng)險增加,是心理健康問題持續(xù)發(fā)展的主要影響因素。出現(xiàn)這種現(xiàn)象可能的原因是,消極的教養(yǎng)方式會導(dǎo)致青少年自主性下降,阻礙青少年個人成長[35],青少年感受到束縛,情緒無法控制。此外,消極教養(yǎng)方式可能與被試家庭經(jīng)濟情況以及父母受教育程度有關(guān)。樣本暴露于父母受教育程度風(fēng)險比例較高,根據(jù)家庭壓力模型,家庭經(jīng)濟壓力和經(jīng)濟地位通過影響父母的心理健康和教育方式,進(jìn)而對孩子的適應(yīng)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響[36]。受教育水平低的家長,會采取較消極的管教方式,進(jìn)而影響孩子外化問題[8]。

青少年心理健康問題的新增還受家庭類型的影響。未與親生父母生活的孩子易產(chǎn)生心理健康問題。前人研究也發(fā)現(xiàn),雙親均不在身邊的留守兒童其心理健康問題更多[37]。這些不良結(jié)果可能是孤獨感導(dǎo)致的,更多的孤獨感使他們更容易受到生活事件的影響,導(dǎo)致更高的抑郁水平[38]。研究還發(fā)現(xiàn),獨生子女被試相比非獨生子女被試其更容易產(chǎn)生心理健康問題,且更難恢復(fù)。相比獨生子女,非獨生子女的兄弟姐妹會提供潛在的補償性支持,可以作為一種保護(hù)因素,緩沖了不利條件的影響,促進(jìn)他們的積極發(fā)展[39]。

綜上,低收入家庭青少年心理健康問題存在不同的發(fā)展軌跡,家庭累積風(fēng)險因素與青少年心理健康問題發(fā)展息息相關(guān)。其中,消極的父母教養(yǎng)方式是低收入家庭青少年出現(xiàn)心理健康問題的風(fēng)險因素。缺少父母陪伴與互動的青少年更容易產(chǎn)生心理健康問題,但是,兄弟姐妹的存在能夠緩解其他風(fēng)險因素帶來的影響。

本研究采用邏輯回歸的方法分析對青少年心理健康影響的關(guān)鍵家庭風(fēng)險因素。綜合考慮了累積風(fēng)險以及不同風(fēng)險類型的獨特作用,為未來青少年心理健康干預(yù)措施提供了幫助。根據(jù)研究結(jié)果,消極父母教養(yǎng)方式家庭風(fēng)險對青少年心理健康的影響程度較深,可以具體針對父母進(jìn)行講座,改善父母教養(yǎng)方式,并對缺少父母陪伴的青少年開展同伴互助等活動,進(jìn)一步改善青少年因缺少陪伴和互動所導(dǎo)致的心理健康問題。

本研究也存在一些不足之處,首先,研究所采用的是自我報告的方法,受到被試配合度的制約,未來可以結(jié)合生理客觀指標(biāo)進(jìn)行探討。其次,本研究所選取的對象均位于湖南省內(nèi),結(jié)果的代表性欠缺,可適當(dāng)擴大被試量加入全國其他各省份的低收入家庭進(jìn)行研究。最后,本研究只考慮了家庭風(fēng)險作為心理健康的主要預(yù)測因素,探討了生態(tài)系統(tǒng)理論的第一層對青少年心理健康的影響,未來的研究還可以考慮學(xué)校、社會等風(fēng)險因素。