对留守儿童心理健康研究的元分析＊

李浩然 孟群英

随着我国经济发展和城市化进程的不断加快,有大量的农村剩余劳动力离开自己的家乡外出工作,于是农村出现了“留守儿童”这一特殊人群。留守儿童是指因父母单方或双方外出打工而被父母留在家的孩子,年龄一般在0～16岁之间。人们担心“留守”可能对儿童的心理健康造成不良影响,有调查研究支持这种观点[1],但也有研究者没有观察到留守儿童与非留守儿童在总的心理健康方面的差异[2]。有研究者看到了一些研究结果之间的矛盾,并做了元分析研究。王广海等人对农村留守儿童的心理健康诊断测验(MHT)测试结果做了元分析[3];王锋生等人对农村留守儿童的症状自评量表(SCL-90)测试结果做了元分析[4]。虽然二者都得出结论,认为农村留守儿童的心理健康差于非留守儿童,但是王广海等人的研究结论存在疑问[3]。由王极盛编制的中学生心理健康量表(MMH I-60)[5]也是研究留守儿童心理健康状况比较常用的一种测量工具,本项研究对使用此量表的各项研究结果做一个元分析,目的是与前述两项元分析研究结果做一对照,进一步澄清留守儿童心理健康状况。此外,这项研究还拟探讨“留守”对不同性别儿童的影响。

1 方 法

1.1 研究的选择

1.1.1 选择数据库 通过检索发现,有关留守儿童心理健康的研究报告全部发表在国内,于是比较中国知网数据总库(CN KI)、万方数据库和维普数据库(V IP),方法是在3大总库中搜索标题中含有“留守”字样的文献,结果显示,3大数据库检出的文献数量相当,中国知网数据总库(CN KI)检出的数量略多,最终确定以CN KI总库为准。

1.1.2 排除和包含的标准 在CN KI总库中检索题名中包含关键字“留守”和“心理健康”字样,摘要中含有“量表”字样;然后进行手工检索,标准为:①含有留守儿童和非留守儿童2个组;②提供的数据包含留守儿童与非留守儿童在MMH I-60上的总分和各分量表上的均值、标准差及样本量,或者采用频数和样本量的形式;③重复发表的数据仅纳入1次。在自动检索中检出文献53篇,在手工检索中检出符合标准的文献8篇,改变检索方式确认同样的8篇文献。

1.2 研究的编码

1.2.1 文献信息提取 对所获取的文献由1名教师和1名研究生共同提取相关的信息,内容包括基线资料(如性别,年级),抽样方法,样本量,发表状态等,然后,先形成一个文献基本资料描述表(见表1),再对进入分析的信息进行编码并形成STA TA 11.0格式的数据文件。

1.2.2 心理健康的测量 王极盛编制的中学生心理健康量表(MMH I-60)由60个项目组成,共10分量表,每个分量表含有6个项目,分量表分别为:强迫、偏执、敌对、人际关系敏感、抑郁、焦虑、学习压力感、适应不良、情绪波动性、心理不平衡性。测量结果分为总量表的项目平均分和分量表的项目平均分。量表有较好的信度和效度。该量表附有总体常模、性别常模、年级常模[5]。

1.3 元分析方法 采用STA TA 11.0软件,对纳入文献进行异质性检验,决定选取固定效应模型或随机效应模型。如果异质性显著,采用随机效应模型,否则,采用固定效应模型。具体的做法是,对8项研究的10个维度的得分和总分,分别比较留守与非留守儿童的得分求出Cohen’s d值,然后,分别求合并后加权Cohen’s d值及95%置信区间,即为“留守”在各个维度和总分上的效果量(Effect size)。

对于进行亚组分析的文献,将各个亚组的结果视为单独的研究。先用M etan子程序求出各个独立研究的某1个维度效果量和其它指标,再用M eta子程序将其联合起来求出在所在维度上的效果量(Effect size)。元分析采用的数据必须是相互独立的,在一项研究中如果出现多种亚组划分类型,并且不同的标准有交叉,则只采用一种亚组类型的数据。如,一项研究同时出现了地区亚组和性别亚组,则仅选用性别亚组的数据。分析时尽可能采用亚组形式的数据,以增加数据的异质性,首选的是性别亚组(量表存在性别常模),其次是其它形式的亚组,再次才是不分组别的数据。在计算汇总效果量时主要考察随机效果模型的结果[4]。在随机效果模型中小样本的研究比固定效果模型被给予更大的权重。

2 结 果

2.1 检索结果 见表1。

表1 所选文献的基本资料

本次共入选8篇文献[6-13],其中含有4篇硕士论文,有2篇为核心期刊的研究报告,另有2篇为一般期刊上的研究报告,共包含7219名被试,其中男生3708名,女生3511名;仅1项报告含有高中生被试,其余皆为初中生被试。8篇报告中,有1篇提供的数据格式与其它几篇不一致[6],其它文献提供了均值、标准差及样本量,在分析时进行了手工转换。所有的文献均未按照年级嵌套性别的方式提供数据(在本次分析时不考虑年级因素)。有2项研究未完整地提供测量子维度的数据[9,12]。有2篇文献进行了性别亚组的分析[7,10],其余文献则是将男女生数据进行合并进行分析。有1项研究采用以父母外出的类型作为分组的标准[8],还有1项研究是以父母的外出地作为分组的标准[13],还有1项研究以留守状态作为分组的标准[11]。未提供可供分析的亚组数据的研究有3项[6,9,12]。

2.2 元分析结果

2.2.1 汇总效果量 见表2,除了“心理不平衡”指标外,在其它指标上独立数据之间均存在显著的异质性。利用随机效果模型汇总效果量,除了“强迫性”维度外,其它指标上留守儿童与非留守儿童之间存在着显著的差异(P<0.05)。总的来说,留守儿童的心理健康差于非留守儿童,但“留守”这一因素导致的心理健康差异的效果量在各项指标上均未超过d=0.2这一水平(较低水平)[3]。

表2 汇总效果量

2.2.2 数据质量分析 采用固定效果模型得出的联合效果量与本研究中采用随机效果模型求出的联合效果量近似,表明联合效果量稳定、可靠。漏斗图分析、出版偏向分析以及整饰与填充分析表明所使用的数据不存在系统偏向。

2.2.3 “留守”对不同性别儿童的影响 见表3。

表3所示,女生留守组与女生非留守组在各项指标上均未出现显著的差异,而男生留守组与男生非留守组在7项指标上达到临界显著到非常显著的不同水平,7项指标分别是敌对、人际关系敏感、抑郁、学习压力感、适应不良、心理不平衡以及量表总分。这种结果表明,留守男童比留守女童更容易出现心理健康问题,总的看来,“留守”对男生更不利。很多留守儿童研究没有得出这样的结论,主要是统计推论过程误用的缘故,没有考虑相关测验的性别常模属性,而是直接将男生和女生的均值直接进行差异检验,由于存在性别常模,这样差异检验的意义有限。

表3 留守与非留守儿童的性别比较

3 讨 论

3.1 留守儿童的心理健康 单一研究由于取样方式、被试、程序和测量等因素的影响,结果不一定稳定,所以得出的结论可能在不同研究之间存在差异。有关留守儿童与非留守儿童心理健康差异的调查研究结论,就明显地存在这种情况,文献主要存在两类结论,一类是认为留守儿童的心理健康明显地差于非留守儿童[14];另一类是认为留守儿童的心理健康与非留守儿童没有明显的差异[2]。采用元分析方法很好地解决了上述分歧。采用随机效果模型考察MMH I-60的测试结果,显示除“强迫”指标外其它所有指标上留守儿童均高于非留守儿童,总体上,留守儿童的心理健康差于非留守儿童,但是“留守”对儿童心理健康的效果量未超过d=0.2这一水平。本文的结果与王锋生等人的结果类似[4],而SCL-90量表与MMH I-60量表并不完全一致,这印证了本文结果的可靠性。

上述两项元分析研究得出了“强迫”指标例外这一结果,使得我们可以大致推测留守儿童环境不利的性质。“强迫”行为有其单独的环境形成机制,如遭受虐待和经常性的负面环境带给儿童的创伤经历等,通常是儿童强迫行为的致病原因,而留守儿童的环境总的来说仅仅是“功能性”的,即家庭功能不完整造成了留守儿童总的心理健康差于普通儿童,一般而言,留守儿童的家庭环境绝没有恶化到带来“心理创伤”的程度。

我们的研究和王锋生等人的研究结果,都表明“留守”对儿童心理健康的效果量未超过传统上划定的0.2这一较低水平,从中可以推论:具体的留守儿童的心理健康并不是必然比非留守儿童的心理健康差。这正是一些研究得出“留守儿童的心理健康与非留守儿童没有明显的差异”的结果的原因。这启发我们今后探讨留守儿童的心理健康问题时,应该着眼于导致心理健康问题出现的病理学过程。

3.2 “留守”对不同性别儿童的影响 有一些研究没有发现性别差异[1],一些研究认为留守儿童的心理学健康存在性别差异,但认为男性好于女性[15]。这些研究不论是采用t检验,还是采用回归分析,通常是将男生和女生的心理健康分数直接比较,而忽视了心理健康测验的可能具有性别常模这一属性。正确的做法是将男生或女生的心理健康分数分别与非留守儿童的男生或女生的心理健康分数比较,即两类儿童进行同性别比较才能说明问题。我们的结果表明:“留守”对男生较为不利。这启发我们今后应该深入考察农村不同性别留守儿童所面临的不利因素。

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