中国军人群体社会支持Mata分析

张 宇 许 鹏 卢 山 徐珺洋 黄志平

中国.中国人民解放军第四〇六医院二一五临床部(大连) 116031 △通讯作者 E-mail：hzp860811@126.com

·论 著·(职业心理)

中国军人群体社会支持Mata分析

张 宇 许 鹏 卢 山 徐珺洋 黄志平△

中国.中国人民解放军第四〇六医院二一五临床部(大连) 116031 △通讯作者 E-mail：hzp860811@126.com

目的:探讨中国军人群体社会支持状况，对中国军人群体社会支持水平的进行系统评价。方法:采用元分析的方法对近20年有关中国军人群体社会支持研究报告的测试结果进行分析。结果:①中国军人群体社会支持总体水平低于中国男性军人常模和中国男性常模(WMD=-0.84～-0.22,P<0.001；WMD=-0.86～-0.23,P<0.001)，但对社会支持的利用度上高于这两个常模(WMD=0.13,P<0.001；WMD=0.32,P<0.001)；②研究报告的发表年代影响中国军人群体社会支持水平(r=0.46,P<0.05);③研究报告的地域环境影响军人群体对社会支持的利用度(r=0.63,P<0.01)。结论:①中国军人群体得到的社会支持均弱于中国男性常模群体和军人男性军人常模；②但中国军人群体获取社会支持的利用度并不比两者常模差；③从与出版年代的相关分析得出，中国军人群体社会支持在不断提升中；④从与地域环境的相关分析得出，今后应当更多看重提升改善军人社会支持物质基础条件，丰富社会支持资源。

军人群体；社会支持评定量表；社会支持；元分析

肖水源1986年编制的社会支持评定量表(SSRS)是当前国内评定社会支持的重要的工具之一，由客观支持、主观支持和对社会支持的利用度3个维度，共10个条目构成。经历多次的修订与近30年研究应用，SSRS在心理健康研究和实践中得到广泛的应用，并成为该领域使用频率最高的自陈量表之一。

军人群体社会支持是稳定维持军队和谐的重要基础。社会支持与心理健康两者关系密不可分，已被众多研究证实[1-2]。良好的社会支持体系是构建良好心理健康必要基础，也是缓解心理应激的重要中介因素，更是预防心理问题的良好缓冲带[3-7]。自20世纪80年代以来，SSRS量表已成为评价军人群体心理健康水平使用频率极高的测量工具。但SSRS量表使用多年，研究应用甚广，比较研究结果偏差较大。中国军人群体社会支持状况究竟如何，尚未形成较为统一的结论。因此，本研究采用Mata分析技术，对近20年以来调查军人群体社会支持状况的研究报告进行系统分析，预期得到基于证据支持的结论。

1 对象与方法

1.1 文献收集

通过“军人”、“社会支持”为主题搜索和“社会支持评定量表”为全文搜索，以1994年-2014年为时间跨度，主要从CNKI数据库(中国期刊网)、中国科技期刊数据库(维普期刊)、万方数据检索系统及互联网进行中文文献检索。文献纳入标准：①研究对象是在职男性军人，包括武警部队；②使用社会支持评定量表(SSRS)为调查工具；③报告了社会支持总分、主观支持、客观支持和支持利用度的得分；④测量对象为军人正常群体；⑤调查时间为平时；⑥论著，非研讨性论文。文献排除标准：①研究对象岗位离休或有躯体或精神心理疾病；②研究对象处于时期，或特殊军事任务时期，如维和、护航、抗震救灾等；③同一研究数据报告只参与统计一次；④文献数据不全或有明显错误而不可信的文献。

检索结果从数据库筛选符合搜索条件的报告105条，进一步对文献进行纳入和排除，符合纳入标准筛选的研究报告17篇。所有研究共产生了28个独立样本的效应值，共包含10165名被试，各独立样本的被试规模在94～1216之间，见表1。

1.2 变量编码

有研究表明，出版年代是影响元分析结果的重要变量，本研究按研究报告出版年代，将1994年-2014年的研究报告按出版年代，分为前后10年作为变量编码(前10年：1994年-2004年；后10年：2005年-2014年)。研究表明，军人驻扎环境与社会支持评定量表结果有关。按驻扎生存适宜环境与方便程度分成特殊环境(高原、礁岛、边境、戈壁等环境)和非特殊环境(平原、城市等)，探索驻扎环境效应对SSRS分数的影响。发表期刊质量也是作为中介变量考察对象，本研究将研究报告的期刊质量分为学位/会议论文及大学学报；一般刊物；核心刊物3类。

1.2.1 比较标准 以杨国愉、冯正直、夏本立等发表的SSRS测量数据为军人男性常模[25]；以汪向东、王希林、马宏等发表的研究成果为中国男性常模[26]。

1.2.2 效应量计算 元分析是对同一主题的多个独立研究数据定量合并的统计学方法，其基本分析单位是效应量(Effect size)。而元分析采用的数据必须是相互独立的，对于进行亚组分析的文献，确保只采用一种亚组类型的数据，则各个亚组的结果均视为单独的研究。本研究中，单一研究的效应量是该项研究报告中SSRS因子的均数与对照组对应因子的均数之差，每一例报告可计算出3个因子和因子总分共4个效应量。效应量根据Hunter和Schmidt推导出的公式计算。

表1 28份独立研究数据的基本情况及变量编码

注：地域环境：1代表特殊环境(高原、礁岛、边境、戈壁等环境)；2代表非特殊环境(平原、城市等)。期刊来源：1代表学位/会议论文、大学学报；2代表一般刊物；3代表核心刊物

合并效应量的判断与统计检验依据Hedges合并效应量无偏差估计方法，本研究选用加权均数差合并效应量。效应量大小的经验判断，根据Cohen的经验标准判断，效果值(绝对值)可分为3类：小(d<0.2)、中(0.20.8)3类。而合并效应量的统计检验，以合并效应量的95%置信区间(CI)是否包含“0”作统计推断：如果合并效应量的95%CI包含0，则等价于P>0.05，即无统计学意义；95%CI不包含0，则等价于P<0.05，具有统计学意义。

1.3 数据处理

所有数据用Excel2003表格统一提取、整理并形成数据库。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。本研究选用随机效应模型。采用RevMan 4.2作元分析，计算各研究的效应量和95%CI，以加权均数差为合并效应指标，95%CI为效应指标的统计检验量；用森林图显示纳入研究的效应量和95%CI；漏斗图检验发表偏倚；用SPSS 15.0作回归分析。本研究数据合并将28例报告军人社会支持评定分数作为实验组数据，中国男性军人SSRS常模和中国男性SSRS常模作为控制组数据，对中国军人SSRS测量结果作元分析。

2 结 果

2.1 中国军人社会支持评定的合并效应量

中国军人群体SSRS的合并效应量和95%CI，见表2。与中国男性军人常模相比，各因子效应量数值3负1正，波动范围-0.84～0.13；且置信区间均未包含0，有统计学显著性；除支持利用度因子，社会支持总分、主观支持和客观支持的总合并效应量均低于军人常模。其中，社会支持总分、主观支持因子的合并效应落在“中”效应上，支持利用度因子为“小”效应，客观支持为“大”效应。与中国男性常模比较，合并总效应量数值3负1正，波动范围-0.86～0.32；且置信区间均未包含0，有统计学显著性。社会支持总分、主观支持和客观支持3因子均低于中国男性常模，而支持利用度因子平均的合并效应量都高于中国男性常模。除客观支持因子，所有因子的合并效应量均为“中”效应,见表1。

表2 中国军人群体SSRS的合并效应量

2.2 回归分析

把出版年代、地域环境、期刊来源等量表与SSRS因子作多元回归分析，探查中国军人群体SSRS分数的影响因素。结果(见表3)如下：①出版年代与SSRS各因子得分呈正相关，除支持利用度因子外，社会支持总分、主观支持和客观支持均显著相关。这表明，中国军人群体SSRS得分近年来有上升趋势，即军人群体获取社会支持水平随着年代而出现大幅度显著提高；②地域环境与SSRS各因子得分呈正相关，但只在支持利用度上呈显著正相关。这表明军人群体SSRS得分随军人驻扎的地域环境越好而上升，即地域环境越适宜方便，军人群体获得的社会支持体系越完善，特别是在社会支持利用度上军人群体获取社会支持的可性能越大，或能获得社会支持方式、途径更多。这提示，驻扎地域环境对军人群体社会支持系统的完善有促进作用；③而期刊来源与SSRS各因子得分呈微弱负相关，提示纳入文献的军人群体SSRS分数随学位/会议论文、大学学报，一般刊物，核心刊物的级别上升加而降低；④样本量与SSRS各因子得分呈微弱正相关，提示军人群体SSRS分数随研究样本量增加而上升。

注：*P<0.05,**P<0.01

2.3 其他分析

发表偏倚分析。本研究用漏斗图定性检验纳入研究是否存在发表偏倚。图中点分布不对称，提示存在一定程度的发表偏倚。

3 讨 论

3.1 中国军人群体SSRS的总体情况

中国军人群体社会支持总分因子合并效应量(-0.48)低于中国男性军人常模；同时，中国军人群体社会支持总分因子合并效应量(-0.23)也低于中国男性常模，提示中国军人群体的社会支持水平均低于中国男性军人常模和中国男性常模。元分析结果表明，中国军人群体社会支持水平大体低于中国男性军人常模和中国男性常模。进一步分析，主观支持和客观支持2个因子合并效应量均低于中国男性军人常模(-0.22，-0.27)和中国男性常模(-0.84，-0.86)，而支持利用度因子合并效应量高于这两个常模(0.13，0.32)。表明中国军人群体在主、客观心理感受社会支持上均弱于常模群体，但对社会支持的利用度不比常模群体差，这说明军人群体在相对较少的社会支持条件下，却能够利用好现有社会支持资源，即从主观能动性上来说，军人群体较为主动利用社会支持资源。从这一点来说有利于改善军人群体心理健康水平。

3.2 影响中国军人群体社会支持水平的因素

综合元分析和多元回归分析结果来看，影响中国军人群体社会支持水平的因素有经济社会发展水平造成的地域环境差异因素和出版年代的时间因素，这是影响中国军人群体社会支持水平的重要因素。出版年代与社会支持总分、主观支持、客观支持正相关，说明随着物质丰富，特别是高科技通讯手段的普及，丰富着现代人的联系形式，从而在社会支持系统上有所体现。地域环境与支持利用度呈正相关，而其他因子没有显著相关，从整体上来说，地域环境越好，军人群体社会支持系统趋于更完善，获取社会支持资源的可能性也趋于增大，特别是对社会支持资源的利用度趋于更明显的提升，即能获得社会支持的方式、途径的可能性增大，对这些社会资源的利用也就更多。这也意味着在相对生活条件恶劣、困难的地域环境，驻扎的军人群体更多的是需要改善获取的社会支持条件，丰富更多的社会支持资源。

3.3 本研究的局限与展望

本研究采用元分析最大的局限性在于无法获取更全面的原始数据，所以纳入元分析的研究报告易受文献质量影响以及发表偏倚影响。本研究只涉及单一社会支持评定量表的统计分析，只评价中国军人群体社会支持状况，没有涉及军人群体社会支持的相关因素，这在后面研究中可以进一步研究。

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A Mata-analysis of Social Support Status of Chinese Servicemen

Zhang Yu,Xu Peng,Lu Shan,et al

215 Clinical Department,406 Hospital of PLA,Dalian 116031,China

Objective:To systematically assess the social support status of Chinese servicemen,and obtain an evidence-based conclusion.Methods:Made a Mata-analysis on the results of research reports which were about social support of Chinese servicemen in the past nearly 20 years.Results:①Social support status of Chinese servicemen were both lower than the male of Chinese soldier norm and Chinese male' norm(WMD=-0.84～-0.22,P<0.001;WMD=-0.86～-0.23,P<0.001).But the utilization of social support was higher the former norms(WMD=0.13,P<0.001;WMD=0.32,P<0.001).②The effect of publication time had influence on the social support status of Chinese servicemen(r=0.46,P<0.05) .③the effect of regional environment impacted the utilization of social support(r=0.63,P<0.01).Conclusion:①The level of social support in Chinese servicemen is lower than other groups.②But the utilization of social support for Chinese servicemen are higher than the both norms.③Analyzing of the publication time,we know that the level of social support Chinese servicemen is improving.④ Analyzing of the regional environment,we know that we should have focused on improving Chinese servicemen material foundation conditions of social support,and providing more resources of social support.

Chinese servicemen;Social support rating scale(SSRS);Social support;Meta-analysis

R395.4

A

1005-1252(2015)01-0042-04

10.13342/j.cnki.cjhp.2015.01.013

2014-07-08)