近十年国内单亲家庭大学生SCL-90调查结果的元分析

张樱樱，刘　冉，童辉杰

近十年国内单亲家庭大学生SCL-90调查结果的元分析

张樱樱1，刘冉2，童辉杰3

（1.台州学院 教师教育学院，浙江 临海 317000；2.台州学院 学工部，浙江 临海 317000；3.苏州大学 教育学院，江苏 苏州 215123）

本研究选取2004-2014年使用SCL-90对单亲家庭大学生心理健康进行调查研究的23篇研究报告，采用元分析方法对报告的数据进行重新处理和分析。结果显示，单亲家庭大学生SCL-90测验的9个因子和总因子的平均效果量在0.09-0.23之间，可以看出单亲家庭大学生总体心理健康水平略低于完整家庭大学生，但总体差异不大。

单亲家庭；大学生；心理健康；症状自评量表（SCL-90）；元分析

随着社会经济的发展，关于大学生心理健康问题逐渐引起了社会的广泛关注。一方面由于国内离婚率走高，不确定因素增加，单亲家庭成为一种较常见现象；另一方面由于当前学者们越来越重视大学生心理问题，特别是家庭因素对大学生心理健康的影响。

一、研究基础

2000年以后，国内关于单亲家庭大学生心理健康问题的研究越来越多。国内外学者在这个问题的研究上提出了两种不同的观点：一种是“有影响论“，一种是“无影响论“。“有影响论“的支持者认为，单亲家庭对孩子的心理健康、人格、学业成绩、问题行为等方面存在消极影响，相应的实证证据也表明单亲家庭较完整家庭在这些方面存在显著差异。而“无影响论“的支持者认为，大学生出现心理健康问题并不是单亲家庭导致的，而是其他因素共同作用的结果。单亲家庭和完整家庭孩子在心理健康等方面不存在差异，并做了相应的实证研究来证明两者并无显著差异。在这些已有研究中，学者们使用频率最高的研究工具是Deroga⁃tis编制的症状自评量表SCL-90（Symptom Check list 90）［1］。基于对此问题大量不一致的研究结果，本文旨在对近十年发表的关于国内单亲家庭大学生心理健康资料进行元分析。元分析是对已有的研究结果的综合量化分析，这可以对不一致的研究结果进行整合，得出仅从单一研究中不能获得的共同效应，做出普遍性的结论［2］。

二、研究方法

（一）文献收集。在中国期刊网的中国期刊全文数据库、中国期刊全文数据库（世纪期刊）、中国重要会议论文集全文数据库、中国重要报纸全文数据库、中国博士学位论文全文数据库、中国优秀硕士学位论文全文数据库、万方数据库和维普期刊数据库中收集文献，系统收集关于单亲大学生心理健康的文献，主要使用以下检索词“心理健康“、“大学生“、“单亲“、“单亲家庭“、“心理问题“、“心理现状“、“人格“等词。共检索出文献265篇。

选取文献的标准是：（1）2004-2014年公开发表的论文；（2）研究采用SCL-90量表作为研究工具；（3）SCL-90量表采用1-5分制计分（采用0-4分制计分的数据统一换算成1-5分制分数），并且报告了9个分量表及总分的平均分和标准差；（4）研究对象均为单亲家庭大学生，包括专科生、高职生和本科生。文献排除标准：（1）同一研究数据重复发表只记一次；（2）以常模为对照组（由于SCL-90常模版本过旧故删除）（3）研究对象处于特定时期，如单亲家庭大学生开学、毕业、升学考试等；（4）数据不完整或没有对照组；（5）有躯体疾病或有精神障碍的单亲家庭大学生。

按照选取标准获得用于分析的文献共计23篇。被试主要来自江西、安徽、广东、天津、北京、山东、福建、云南、湖南、四川、重庆、辽宁、黑龙江等省份。其中实验组（单亲大学生）总样本量为3119人，单个研究报告中最大样本量为553人，最小样本量为21人；对照组（完整家庭大学生）总样本量为31606人，单个研究报告中最大样本量为8688人，最小样本量为28人，发表年代跨度为2004-2014。其中分别报告单亲家庭男女大学生心理健康水平的有5篇。报告各个因子均分标准差及总分均分标准差的有14篇，其余9篇未报告总分只报告9个因子的平均数及标准差。

（二）变量编码。经济发展水平与SCL-90的得分结果有关。因此按照经济发展水平将样本的来源地区分为三类，即东部、中部与西部，探索地域差异对得分的影响，也就是地域效应。Rosenthal认为研究论文发表刊物的质量可以当作是中介变量［3］。因此，本研究把收集到的文献分为一般刊物与核心刊物两类，以考察发表刊物的质量效应。研究报告的出版年代作为连续变量比类别变量更能有效利用信息。因此，本研究按照出版物的年代本身作为编码［4］。单亲家庭大学生的类别可能会影响SCL-90的调查结果。因此，本研究把大学生分为本科生、专科生和高职生三类。具体见表1。

表1　元分析变量编码赋值表

（三）研究步骤。效果量计算元分析始于Fish⁃er提出的“合并P值“思想，后来心理学家Glass提出了“合并统计量“的方法［5］。它可以将不同年代不同地域的资料综合起来进行定量分析，同时可以确定某些研究结果不一致的情况，基本方法就是效应量的计算。本研究将23篇报告中的平均分数转化成效果量，每个报告将得到9个因子及总均分共10个效果量，23个研究就是230个效果量。

合并效果量根据Hedge提出的合并效果量的无偏估计方法，本研究把23篇报告中的230个不同研究的效果量合并为10个总效果量，因为SCL-90的分数属于连续变量，我们采用加权均数差（weighted mean difference WMD）。

齐性检验，检验异质性的另一个重要来源是纳入分析的各研究结果的一致性或趋向性，用检验统计量Q表示，它符合υ=K-1的x2分布。如果齐性检验合并效果量具有一致性，可以认为各研究的同质性较好，可以用固定效应模型（Fix effect model）进行分析，如果齐性检验合并效果量不具有一致性，则需要用随机效应模型（Random ef⁃fect model）。

数据统计所有数据首先用Excel2007统一整理，ReviewMan4.2进行元分析，spss19.0做回归分析。

三、研究结果

（一）单亲家庭大学生SCL-90元分析的合并效果量。单亲家庭心理健康的元分析平均效果量见表2。与完整家庭大学生相比，单亲家庭的大学生心理健康平均效果量均为正，其波动范围是0.09-0.23，置信区间不包含0，说明有统计学显著性，这些研究的效果量高于完整家庭。根据Cohen的经验判断标准d≤0.2为小效应0．2＜d＜0．8为中效应d≥0．8为大效应［6］。除抑郁1个因子为中效应外，其余9个因子的效果量值均落在小效应的范围内。

表2　单亲家庭大学生SCL-90的合并效果量

（二）单亲家庭男女大学生SCL-90的合并效果量。单亲家庭男女大学生SCL-90的合并效果量见表3。5篇研究报告一共50个效果量，合并为10个总效果量，总效果量的范围为-0.29-0.02。女生得分总体上要高于男生，说明从总体上来看，女生的心理健康水平不如男生。其中躯体化、焦虑、敌对、恐怖、偏执、精神病性等6个因子合并效果量的95%置信区间包括0，说明二者没有统计差异。强迫、人际敏感、抑郁、恐怖和因子均分的合并效果量女生高于男生，其中抑郁、强迫两个因子的效果量达到中效应范围，人际敏感和因子均分属于小效应范围。

表3　单亲家庭男女大学生SCL-90的合并效果量

（三）不同地区单亲家庭大学生心理健康的合并效果量。本研究将大学生来源地分为东部、中部和西部，探索地域差异对大学生心理健康水平的影响。经过重新调整，对符合东部、中部、西部完整的单亲家庭大学生SCL-90各个项目的数据信息，最终东部地区纳入10篇文献，中部地区7篇文献，西部地区6篇文献。分别比较不同地区单亲家庭和完整家庭大学生SCL-90的合并效果量。详细指标见表4。与完整家庭比，东部地区单亲家庭大学生SCL-90的合并效果量在0.10-0.41这个区间，均为正，9个因子的合并效果量均不包含0，有统计学意义。说明东部地区大学生心理健康状况普遍差于完整家庭大学生心理健康状况，并且在抑郁这个因子上的效果量达到中效应，其余在小效应范围。中部地区单亲家庭大学生与完整家庭大学生比较SCL-90的合并效果量的区间为0.06-0.12，9个因子的合并效果量均不包含0，达到统计学上的显著意义，但各个因子的效果量只达到小效应。西部地区单亲家庭大学生与完整家庭比较的合并效果量在0.04-0.14之间，躯体化这个因子95%的置信区间包括0，其余因子不包括，有统计学意义，但效果量均为小效应。总体来看，单亲家庭大学生SCL-90的分数随着东部、中部、西部递减，说明单亲家庭大学生的心理健康水平东部＜中部＜西部。

表4　不同地域单亲家庭大学生与完整家庭大学生scl-90的合并效果量

（四）不同因素对因子平均分的多元线性回归。把年代、学生类别、刊物质量及区域作为自变量，因子均分为因变量，进行多元线性回归，比较四个因素对因子均分的影响。在回归分析中，如果遇到自变量为分类变量时，需要将分类变量转化为虚拟变量。如果直接用分类变量进行回归，得到的系数对自变量与因变量之间数量关系的分析具有误导性［7］。年代作为连续变量不需转换，因此本研究把学生类别、刊物质量及区域三个类别变量先转化为虚拟变量，所有虚拟变量都是“1“和“0“取值的二分变量。当原变量是二分类变量时，本研究只需要设定一个“1“、“0“取值的虚拟变量，并且把取值为“0“的那个类别作为参照项。转换完毕后再进行逐步回归，纳入标准为0.05，排除标准为0.10。结果只有虚拟刊物质量进入回归方程，另外两个因素未进入方程。这个结果与范会勇、张进辅［8］对中学生心理健康的元分析结果一致。具体见表5。

表5　学生类别、出版年代、刊物质量与区域对因子均分的多元线性逐步回归

（五）其它分析。发表偏倚分析（publication bi⁃as） 本研究采用漏斗图（funnel plot）来判断是否有发表偏倚的问题。基本观点是每个纳入研究的效应值的精度应随样本容量的增加而增加，若没有发生发表偏倚，应该呈现一个倒置的漏斗，散点比较集中且较对称。本研究对14篇报告中单亲家庭大学生SCL-90因子均分的漏斗图分析，以合并效果量为横坐标，以标准误为纵坐标，通过图1发现，本研究的发表偏倚不大，各个散点较均匀的集中散落在图形的中部。

图1　单亲家庭大学生SCL-90因子均分的元分析方法漏斗图

敏感性分析（sensitivity analysis）为了进一步保证元分析结论的稳定性，本研究对元分析结果进行敏感性分析，按样本大小对文献进行分层分析，所得到的结论与未分层时一样，说明本研究结果的稳定性较好。

四、讨　论

（一）单亲家庭大学生心理健康状况的总体情况。本研究对近十年单亲家庭大学生心理健康状况的元分析发现，单亲家庭大学生心理健康水平较完整家庭大学生偏低。10个因子得分的合并效果量都达到显著性水平，但进一步分析发现，10个因子的合并效果量在0.09-0.23之间波动，其中9个因子只达到Cohen提出的小效应，只有抑郁一个因子达到中效应，这说明虽然单亲家庭大学生心理健康水平总体低于完整家庭，但差异不大。因此不能得出“单亲家庭大学生一定存在严重心理问题“的结论，这也与社会上传统的观点认为单亲家庭学生心理问题非常严重的猜测不符。本研究认为主要是目前对心理问题进行研究的工具使用最多的就是SCL-90，以往研究结论也是基于单亲家庭大学生心理健康水平和SCL-90的国内常模进行比较。SCL-90的国内常模的制定时间是1986年，样本量只有1388，而且这个数字包含了各种职业和年龄段的人，但随着社会经济的发展，大学生的心理健康水平必然发生变化［9］。本研究并未与1986年的国内常模进行比较，而是把单亲家庭作为实验组相对应的完整家庭作为对照组进行比较，因此，从研究结论看，单亲家庭大学生心理健康状况没有那么严重。

（二）性别差异。本研究对不同性别单亲家庭大学生心理健康水平进行综合分析发现，抑郁因子的合并效果量达到中效应。大多数抑郁症流行病学的文献显示［10］，抑郁症患者存在性别差异，女性多于男性，比例大概为2∶1。所以，关于抑郁的性别差异本研究认为并不完全由单亲家庭因素造成的，之所以产生中效应是抑郁本身在流行病学上存在性别差异。总体来讲，基本都是小效应，而且其中6个因子的合并效果量没有显著性差异，说明二者总体差异不大。

（三）地域差异。按照经济发展地区来分，对东部、中部和西部不同地区的大学生进行合并效果量的比较发现，SCL-90的得分随着经济发展水平的提高而增加，这说明经济越发达，大学生的心理健康水平越低，与少数民族大学生心理健康状况的元分析结果相反［11］。可能在经济发达地区，单亲家庭与非单亲家庭相比，家庭经济收入差异更大，这种差异可能带给学生的心理压力相应也要大得多。因此，越是经济发达地区，单亲家庭大学生的心理健康水平反而越低。

（四）单亲家庭大学生心理健康的影响因素分析。进一步的线性回归分析发现，只有刊物质量进入回归方程，调整后的R2＝0.306，表示解释SCL-90因子均分的30.6%的变化，且差异显著。这说明刊物质量与心理健康具有显著的线性关系，也就是随着刊物质量的提高，大学生的心理问题越来越严重，说明核心刊物比一般刊物更倾向于说“心理问题严重“。这可能与“文件柜问题“有关，本研究搜集到的文献除了1篇是学位论文外，其余都是公开发表的论文，所有刊物都倾向于发表有显著性差异的文章，刊物级别越高，这种差异性越大，而未达到显著性差异的文章一般都得不到发表。这也是本研究的一个缺陷，未能全方面搜集文献。因为元分析受已有文献研究的影响，本研究未去收集那些达不到显著性差异未发表的论文进入到此次元分析研究，所以刊物质量成为影响研究心理健康影响因素的变量之一。因而在做结论推广时应该谨慎，需要进一步考虑元分析本身的局限性。

五、结　论

第一，近十年单亲家庭大学生心理健康SCL-90的平均效果量为0.09-0.23，抑郁一个因子达到中效应，其余均为小效应，说明单亲家庭大学生心理健康水平略低于完整家庭大学生心理健康水平。

第二，单亲家庭男生为实验组，女生为对照组，在抑郁这个因子的平均效果量上达到-0.35，原因可能是抑郁本身在流行病学中就有性别差异。因此，男生女生在心理健康方面差异不显著。

第三，地域对心理健康产生影响，随着经济发展水平的提高，心理健康状况在逐渐降低，呈现为：东部地区＜中部地区＜西部地区。

第四，刊物质量效应显著，能够解释变异30.6%，原因可能是资料收集偏差导致。

［1］Derogatis，L.R.，Rickels，K.，Rock，A.The SCL-90 and the MM⁃PI：a step in the validation of a new self-report scale［J］.Brit.J. Psychiat.，1976，128：280-289.

［2］陈本友，黄希庭.从元分析看传统心理统计的局限性［J］.心理学探新，2005，25（2）：61-64.

［3］Rosenthal，R.Writing meta-analytic reviews［J］.Psycholigical Bulletin，1995，118（2）：183-192.

［4］Knight，G.P.，Fabes，R.A.，Higg ins，D.A.Concerns about drawing causal inferences from meta-analyses：an example in the study of gender differences in aggression［J］.Psychological Bulle⁃tin，1996，119（3）：410-421.

［5］Glass，G.V.Primary，secondary and meta-analysis of research. Educational Researcher，1976，5（11）：3-8.

［6］Cohen，J.Statistical power analysis for the behavioral sciences（2nd Ed.）［M］.Hillsdale，NJ：Lawrence Earlbaum Associates，1988.［7］罗艳虹，王瑾瑶，陈培翠，等.改进累积logistic回归在生存质量研究中的应用［J］.中国卫生统计，2012，29（6）：830-832.

［8］范会勇，张进辅.过去十年中学生SCL-90调查结果的元分析［J］.心理科学，2005，28（6）：1424-1426.

［9］辛自强，张梅，何琳.大学生心理健康变迁的横断历史研究［J］.心理学报，2012，44（5）：664-679.

［10］王卫红.抑郁症、自杀与危机干预［M］.重庆出版社，2006：44.

［11］罗鸣春，黄希庭，严进洪，等.中国少数民族大学生心理健康状况的元分析［J］.心理科学，2010，33（4）：779-784.

A Meta-Analysis of Reports Concerning SCL-90 of Single-parent Family College Students in China in the Past Decade

Zhang Yingying1，Liu Ran2，Tong Huijie3
（1.School Teacher Education，2.StudentsDivision，Taizhou Universality，Linhai 317000，Zhejiang；3.Deparment of Education，Soochow University，Suzhou 215123，Jiangsu）

In order to further understand the level of mental health of college students of single parent family.The paper has collect 23 research reports investigating single-parent family college stu⁃dents’psychological problems with SCL-90 as the tool and re-analyzes the data in them using the me⁃ta-analysis method.Overall average effect size is between 0.09-0.23，the single-parent family student is slightly lower than the complete family student，but the difference is not so prominent.

single-parent family；college students；mental health；SCL-90；meta-analysis

10.13853/j.cnki.issn.1672-3708.2015.01.017

2014-12-26

本文为浙江省高教学会2014年度高等教育研究课题“大学生学业拖延及其影响因素分析”（KT2014029）和台州学院2014年青年基金项目“认知因素对大学生强迫症状的影响研究”（2014QN015）的成果之一。

张樱樱（1981-），女，山东青岛人，讲师。刘冉（1985-），女，山东济宁人，讲师。童辉杰（1956-），男，浙江衢州人，教授。