李昌慶,何木葉,齊靜怡

(1.麗江師范高等?？茖W(xué)校 學(xué)前教育學(xué)院,云南 麗江 674199;2.大理大學(xué) 教師教育學(xué)院,云南 大理 671003;3.麗江師范高等?？茖W(xué)校 教師教育學(xué)院,云南 麗江 674199)

中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》把促進(jìn)心理健康作為健康中國建設(shè)的重要組成部分。2021年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報顯示,我國小學(xué)在校生人數(shù)為1.08億,是心理健康教育不可忽視的重要群體。小學(xué)生的心理健康教育是保障小學(xué)生心理健康的關(guān)鍵性措施[1],是夯實健康中國的重要基石[2]。了解小學(xué)生心理健康狀況是科學(xué)開展心理健康教育的前提。已有關(guān)于小學(xué)生心理健康的元分析主要探討心理健康問題的檢出率[3],未涉及小學(xué)生心理健康的具體水平。本研究擬對近20年以心理健康診斷測驗(mental health test,MHT)為調(diào)查工具的小學(xué)生心理健康研究進(jìn)行元分析,把握我國小學(xué)生心理健康具體狀況,以期為小學(xué)生心理健康教育、心理健康服務(wù)和后續(xù)研究提供佐證。

1 資料來源與方法

1.1 文獻(xiàn)檢索 以“小學(xué)”或“青少年”或“兒童”、“心理健康”、“心理健康診斷測驗”或“MHT”為檢索詞在中國知網(wǎng)、維普資訊網(wǎng)和萬方數(shù)據(jù)中檢索中文文獻(xiàn)。以“pupil”or“elementary school students”or“primary school students”and“mental health”or“psychological health”or“mental Hygiene”and“China”or“Chinese” and“mental health test” or“MHT”為檢索詞在Web of Science、Wiley Online Library、SpringerLink、Elsevier Science Direct數(shù)據(jù)庫檢索英文文獻(xiàn)。檢索時段為2000年1月1日至2020年12月31日。共收集1 218篇中文文獻(xiàn),5篇英文文獻(xiàn)。

1.2 文獻(xiàn)納入與排除 文獻(xiàn)納入:①研究對象為小學(xué)生;②研究工具為MHT;③研究結(jié)果包含平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和樣本量。文獻(xiàn)排除:①重復(fù)文獻(xiàn);②撤稿文獻(xiàn);③殘疾兒童、學(xué)困生、網(wǎng)絡(luò)成癮、受欺凌經(jīng)歷小學(xué)生等特殊對象;④只調(diào)查了一個年級;⑤數(shù)據(jù)不完整或重復(fù)發(fā)表。

1.3 數(shù)據(jù)提取、編碼與文獻(xiàn)質(zhì)量評估 第一作者提取數(shù)據(jù)和編碼,通訊作者檢查,不一致之處通過返回文獻(xiàn)核查與協(xié)商一致解決。提取數(shù)據(jù):作者、時間、地域、8個因子平均分和標(biāo)準(zhǔn)差、樣本量。評分依據(jù):(1)抽樣是否隨機:隨機抽樣1分,非隨機抽樣0分;(2)問卷有效率:90%以上為2分,80%～89%為1分,80%以下為0分;(3)刊物等級:核心期刊為2分、普通刊物和碩博士論文為1分;(4)數(shù)據(jù)結(jié)果報告完整性:分量表得分、總分和性別等均完整為3分,只有其中兩項得分為2分,只有其中一項為1分。(5)論文被引高低:借鑒二八定律,把納入元分析的小學(xué)生心理健康研究論文根據(jù)被引頻次降序排列,排序前20%的為該研究主題的高被引論文,其余80%為低被引論文[4],二者的臨界值為高低被引論文的區(qū)分標(biāo)準(zhǔn)[5]。通過計算,納入元分析的文獻(xiàn)被引18次以上為高被引論文,計2分;18次及以下為低被引論文,計1分。納入元分析文獻(xiàn)質(zhì)量范圍是0～11分,得分越高的文獻(xiàn)質(zhì)量越好。文獻(xiàn)質(zhì)量評估Kappa=0.85,平均分為7.90?？梢?兩位獨立評分者對納入元分析的文獻(xiàn)質(zhì)量評估一致性較好[6],且運用MHT的小學(xué)生心理健康研究質(zhì)量較好。

1.4 常模選擇 因缺乏小學(xué)生心理健康的全國常模,選擇余欣欣等[7]2019年對廣西小學(xué)生心理健康調(diào)查結(jié)果為參照常模。該調(diào)查涉及47所小學(xué)7 672名小學(xué)生,樣本量大,包括不同性別、地域、民族,取樣有代表性。

1.5 數(shù)據(jù)處理 采用Excel軟件提取數(shù)據(jù)和編碼,用SPSS 26.0評估文獻(xiàn)質(zhì)量,用 CMA 3.0計算各因子均值,并以常模為參照進(jìn)行異質(zhì)性檢驗、效應(yīng)量估計、亞組分析、元回歸分析及偏倚檢驗。檢驗水準(zhǔn)a=0.05。

2 結(jié)果

2.1 異質(zhì)性檢驗和發(fā)表偏倚 共納入106篇文獻(xiàn),包括168個獨立效果量,67 382名被試。文獻(xiàn)中的小學(xué)生心理健康各因子加權(quán)后均值(3.23～6.99)均小于8分。以常模為參照,Q檢驗結(jié)果為4 483.37～22 115.41 (均P<0.001);I2值為96.28～99.24 ,I2均超過75%,表明國內(nèi)小學(xué)生心理健康的研究存在高度異質(zhì)性。見表1。

表1 小學(xué)生心理健康(MHT)異質(zhì)性檢驗和效應(yīng)量

以學(xué)習(xí)焦慮(圖1a)和沖動傾向(圖1b)為例呈現(xiàn)漏斗圖。結(jié)果顯示,學(xué)習(xí)焦慮和沖動傾向存在小樣本效應(yīng)可能性較小;多數(shù)散點在漏斗外邊,這可能是研究異質(zhì)性所致;散點雖右傾,但幅度較小,說明研究存在發(fā)表偏倚可能性較小。進(jìn)一步采用失效安全系數(shù)、Begg、Egger’s regression和Trill and fill檢驗綜合確定發(fā)表偏倚,結(jié)果見表2。(1)失效安全系數(shù):各因子失效安全系數(shù)Nfs0.5:28477～624455,Nfs0.5>5K+10[8];(2)Begg檢驗顯示:P>0.05,無統(tǒng)計學(xué)意義;(3)Egger線性回歸檢驗均無統(tǒng)計學(xué)意義(P:0.09～1.00);(4)Trill and fill檢驗,總效應(yīng)在文獻(xiàn)剪粘后仍然存在顯著性,即剪補后效應(yīng)量未發(fā)生明顯改變[9]。以上結(jié)果表明文獻(xiàn)發(fā)表偏倚的可能極小。

圖1 學(xué)習(xí)焦慮(a)和沖動傾向(b)漏斗圖

表2 發(fā)表偏倚檢驗

2.2 元回歸分析 研究采用隨機效應(yīng)模型進(jìn)行元分析。學(xué)習(xí)焦慮得分(M=6.99)低于常模(M=8.24),接近中效應(yīng)(d=-0.44);沖動傾向得分(M=4.06)高于常模(M=2.80),為中效應(yīng)(d=0.54)。以年代為自變量,以心理健康各因子和常模各因子差值為因變量進(jìn)行元回歸分析。學(xué)習(xí)焦慮、孤獨傾

向、自責(zé)傾向隨年代上升(b=0.06,0.02,0.01),回歸效應(yīng)顯著(P=0.000,0.018,0.002),分別解釋23%、1%、7%的變異。對人焦慮、恐怖傾向、沖動傾向隨年代呈下降趨勢(b=-0.02 ,-0.02,-0.03),回歸效應(yīng)顯著(P=0.007,0.012,0.001),分別解釋5%、6%、10%的變異。過敏傾向、身體癥狀(b=0.01,0.00)調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著(P=0.197,0.654)。限于篇幅,僅呈現(xiàn)學(xué)習(xí)焦慮(見圖2a)和沖動傾向(見圖2b)的年代變化趨勢圖。

圖2 小學(xué)生學(xué)習(xí)焦慮和沖動傾向隨年代變化趨勢

2.3 亞組分析 總體而言,不同地域?qū)ι眢w癥狀有顯著調(diào)節(jié)作用(Q=13.90,P=0.003),對孤獨傾向、過敏傾向(Q=7.48,P=0.058;Q=7.27,P=0.064 )調(diào)節(jié)作用邊緣顯著,對心理健康其他5個因子無明顯調(diào)節(jié)作用(Q:1.33～6.56;P:0.087～0.722)。以女生為參照組,計算小學(xué)生心理健康性別差異,結(jié)果顯示:性別在對人焦慮、過敏傾向上的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著(d=-0.02,-0.01;P=0.352,0.687);男生學(xué)習(xí)焦慮,自責(zé)傾向低于女生,但效應(yīng)量均很小(d=-0.06,-0.10;P=0.034,0.000);男生恐怖傾向低于女生,居于小效應(yīng)至中效應(yīng)之間(d=-0.27,P<0.001);男生孤獨傾向、沖動傾向高于女生,但效應(yīng)量均很小(d=0.10,0.07;均P<0.001)。以非留守小學(xué)生為參照組,計算留守小學(xué)生和非留守小學(xué)生的心理健康差異,結(jié)果顯示:留守兒童心理健康各因子均高于非留守兒童,居于小效應(yīng)至中效應(yīng)之間(d:0.26～0.39,P:0.000～0.004)。以當(dāng)?shù)匦W(xué)生為參照組,計算進(jìn)城務(wù)工隨遷小學(xué)生和當(dāng)?shù)匦W(xué)生的差異,結(jié)果顯示:進(jìn)城務(wù)工隨遷小學(xué)生學(xué)習(xí)焦慮、對人焦慮、孤獨傾向、恐怖傾向均高于當(dāng)?shù)匦W(xué)生,居于小效應(yīng)至中效應(yīng)之間(d:0.28～0.37,P:<0.001～0.009);過敏傾向和身體癥狀高于當(dāng)?shù)匦W(xué)生,為小效應(yīng)(d=0.18,0.20;P=0.04,0.01);進(jìn)城務(wù)工隨遷小學(xué)生和普通小學(xué)生自責(zé)傾向和沖動傾向差異無統(tǒng)計學(xué)意義(d=0.01,0.10;P=0.940,0.522)。

3 討論

3.1 小學(xué)生心理健康總體狀況和年代特征 研究發(fā)現(xiàn),近20年我國小學(xué)生MHT各因子得分小于8分,即存在該分量表傾向性的可能性較小,小學(xué)生對人焦慮、恐怖傾向、沖動傾向隨年代下降。這表明我國小學(xué)生心理健康狀況總體較好。原因可能是:其一,國家重視。2002年,教育部印發(fā)了《中小學(xué)心理健康教育指導(dǎo)綱要》,2012年教育部印發(fā)其修訂版,衛(wèi)生部發(fā)布了《學(xué)生心理健康教育指南》,這對小學(xué)開展心理健康教育起到了指導(dǎo)和推動作用。其二,家庭、學(xué)校和社會系統(tǒng)對小學(xué)生心理健康關(guān)注上升,并不斷提升心理健康應(yīng)對措施。然而,需要注意的是小學(xué)生學(xué)習(xí)焦慮、自責(zé)傾向和孤獨傾向因子隨年代上升,這說明小學(xué)生學(xué)習(xí)焦慮、自責(zé)傾向、孤獨傾向越來越嚴(yán)重。究其原因如下:伴隨著社會經(jīng)濟(jì)、文化、教育等高速發(fā)展,升學(xué)、就業(yè)競爭壓力日趨激烈。起跑線、學(xué)區(qū)房、培訓(xùn)班等社會熱詞折射出父母的教育焦慮。盡管國家頒布了系列“教育減負(fù)”政策,但近十年“校內(nèi)減負(fù)、校外增負(fù)”,學(xué)生學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)不降反升,繁重的學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)成為小學(xué)生學(xué)習(xí)焦慮的重要來源[10]。此外,小學(xué)生受認(rèn)知水平發(fā)展的制約、自我概念的不完善和自我評價的不客觀等,易受外部因素的影響。學(xué)業(yè)成績達(dá)不到父母、老師的高期望,易引發(fā)學(xué)習(xí)焦慮[11]和自責(zé)傾向。2021年《關(guān)于進(jìn)一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負(fù)擔(dān)和校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)的意見》掀起新一輪減負(fù)熱潮。然而,在高速、競爭時代,“雙減”政策落地仍面臨諸多難題[12]。未來需進(jìn)一步探討如何切實減負(fù)增效,減輕小學(xué)生的學(xué)習(xí)焦慮、自責(zé)傾向。而孤獨傾向增加一方面可能與沉重的學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)使小學(xué)生同伴交往變少有關(guān),另一方面則可能與本研究中納入留守小學(xué)生和進(jìn)城務(wù)工子女有關(guān)。

3.2 小學(xué)生心理健康的地域特征 不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)?個因子調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著,這說明不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域小學(xué)生心理健康差異較小。這與近三十年國民心理健康總體上地區(qū)間差異不顯著結(jié)論有一致之處[13]。在國家對不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域戰(zhàn)略布局下,中西部的經(jīng)濟(jì)、教育、文化水平均有較大提高,可能在一定程度上導(dǎo)致不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域小學(xué)生的心理健康多數(shù)因子差距縮小。

3.3 小學(xué)生心理健康的性別特征 小學(xué)生心理健康性別差異較小,與其他群體基于SCL-90調(diào)查的橫斷歷史研究一致[13],暗示生理性別不是小學(xué)生心理健康的調(diào)節(jié)因素。已有研究揭示性別角色與抑郁癥狀有關(guān)聯(lián)[14],未來可進(jìn)一步探索小學(xué)生心理健康是否受到性別角色的影響。

3.4 民工子女心理健康狀況 留守小學(xué)生心理健康8個因子得分均高于非留守小學(xué)生,居于小至中效應(yīng)之間。父母教育缺失、長時間情感分離,使留守小學(xué)生心理健康發(fā)展受到限制[15]。進(jìn)城務(wù)工隨遷小學(xué)生心理健康6個因子高于當(dāng)?shù)匦W(xué)生。這說明進(jìn)城務(wù)工隨遷小學(xué)生的心理健康較當(dāng)?shù)匦W(xué)生欠佳。一方面可能與進(jìn)城務(wù)工隨遷小學(xué)生與當(dāng)?shù)匦W(xué)生存在家庭收入、父母受教育水平差異[16]、家庭教育資源[17]、社會地位滿意度[18]等的差異有關(guān),另一方面可能與隨遷小學(xué)生進(jìn)入城市的學(xué)習(xí)適應(yīng)、人際適應(yīng)等有關(guān)。

綜上,我們獲得以下結(jié)論:(1)近20年我國小學(xué)生心理健康總體狀況較好,但學(xué)習(xí)焦慮、自責(zé)傾向和孤獨傾向的年代變化趨勢令人擔(dān)憂。小學(xué)生心理健康教育要重視學(xué)習(xí)焦慮、自責(zé)傾向和孤獨傾向的疏導(dǎo),預(yù)防其惡化;(2)元回歸分析和亞組分析結(jié)果表明小學(xué)生心理健康研究差異可能受年代、納入研究的學(xué)生類型的影響;(3)取樣地域和性別對研究結(jié)果調(diào)節(jié)效應(yīng)不明顯;(4)留守小學(xué)生的心理健康水平略低于非留守小學(xué)生,進(jìn)城務(wù)工隨遷小學(xué)生的心理健康水平略低于當(dāng)?shù)匦W(xué)生。研究不足:(1)缺乏最新的小學(xué)生心理健康的常模用于分析比較;(2)未獲得未公開發(fā)表文獻(xiàn),沒有把未公開發(fā)表的文獻(xiàn)納入;(3)原始研究的質(zhì)量對結(jié)果的影響需進(jìn)一步深入研究確認(rèn);(4)未對其他影響因素進(jìn)行分析,比如民族、獨生子女、研究工具等。