亲子关系与小学生抑郁的关系：学业压力的中介作用与心理素质的调节作用

曾晋逸，郭成，刘鑫，聂倩，童晶

西南大学 心理学部/心理健康教育研究中心，重庆 400715

1 引言

抑郁一直是一项评估个体心理健康水平的重要指标． 2014年, 世界卫生组织将抑郁症列为儿童青少年疾病和残疾的首要因素, 使得心理学界对儿童青少年群体抑郁的研究再掀热潮． 近些年, 许多学者深入探究了抑郁对儿童青少年造成的诸多危害, 结果发现抑郁不仅会影响儿童青少年的学业成就[1], 导致他们的问题行为[2], 严重的甚至会对成年期造成持续影响, 致使个体有更高风险罹患重度抑郁[3]． 2022年6月29日, 人民日报、 健康时报等共同发布了《2022国民抑郁症蓝皮书》, 结果显示我国约5成的抑郁症患者为在校学生, 而青少年的抑郁症患病率更是高达15%～20%． 同时, 国内的一项元分析研究也发现, 我国2010-2020年内地小学生抑郁的检出率为14.6%[4]． 种种研究表明, 我国国民抑郁的“低龄化”趋势日益明显, 因此, 考察小学生抑郁的影响因素, 揭示其内在联系, 对于指导学校心理健康教育, 维护儿童心理健康具有重要意义．

从生态系统发展观来看, 儿童青少年的心理和行为是个体与环境相互作用的结果, 个体与不同的子系统之间的相互作用会对他们的成长发展产生影响[5]． 有研究发现, 在影响小学生成长发展的各微观系统中, 家庭系统所扮演的角色至关重要[6], 因为对小学生来说, 家庭不仅仅是他们成长发展的主要环境, 同时也是其社会化的摇篮, 稳定、 和谐、 健康的家庭环境对孩子的成长有着积极作用[7]． 同时, 学校系统是除了家庭之外影响学生发展的另一个重要微观系统, 尤其是对于小学生来说, 小学阶段是他们真正意义上脱离父母, 独立面对生活的第一个阶段, 父母、 老师和社会对他们的期待会使他们无形中背负着压力, 能否处理好这些压力, 对他们心理健康发展至关重要． 除了外部环境因素, 个体内部特征作为内源性因素也对个体的成长和发展发挥着重要的作用． 而作为个体的积极心理品质, 心理素质对于维护个体心理健康具有重要意义[8]． 为此, 本文拟从家庭因素(亲子关系)、 学校因素(学业压力)以及个人因素(心理素质)3个方面综合考察其对于小学生抑郁的影响, 以为当前小学生的心理健康教育提供实证支撑．

1.1 亲子关系与抑郁

亲子关系(Parent-child Relationship)是指抚养者与子女建立在共同生活基础上的一种持久的人际关系[6]． 作为儿童最先接触, 并且持续时间最长的一种人际关系, 它对儿童心理健康发展的影响极为深远． 胡义秋等[9]运用多项式回归和响应面分析的研究方法, 证实了良好的亲子关系可以通过改变孩子感知到的挫败感, 进而负向预测儿童青少年抑郁、 自伤和自杀意念． 同时, Shouchun等[10]研究发现, 儿童时期不良的亲子关系可以显著预测青春期中后期个体的抑郁水平． 由此可见, 关于亲子关系与儿童青少年抑郁之间的关系已有较多实证研究成果, 但总体来说, 大部分研究都是建立在小样本的基础上的, 有必要通过更大的样本进行进一步验证． 因此, 本研究提出假设H1: 亲子关系可以负向预测小学生抑郁水平．

1.2 学业压力的中介作用

学业压力(Academic Stress)是指在学习过程中, 学习者在面对超出自己应对能力范围的任务时所产生的一种紧张感受[11]． 高学业压力不仅会对个体的学业自我效能感产生不良影响[12], 还会引发抑郁等心理问题[13]． 然而, 国内关于学业压力与抑郁关系的实证研究大都集中在中学生群体[14], 极少有研究者关注到小学生群体． 因此, 本研究提出假设H2: 学业压力可以正向预测小学生抑郁水平．

Zuroff等[15]在已有研究的基础上, 提出了抑郁人格易感性的动力交互模型． 该模型认为, 不良人际关系既可以直接导致抑郁的发生, 也可以通过外化的压力事件的中介作用致使个体抑郁． 根据埃里克森的人格发展8阶段理论, 小学生处于学龄期(7～12岁)的成长发展阶段, 他们在这一阶段需要获得勤奋感而克服自卑感, 体验自己能力的实现． 对于小学生而言, 衡量能力的实现很大程度上是依靠所获得的学业成就作为标准, 当他们没有取得良好的学业成绩时, 不仅他们会怀疑自己的能力, 导致负面情绪的滋生, 还可能遭受父母的责备, 造成亲子关系的疏离, 进而给予自己更大的学业压力． 实证研究也表明, 良好的亲子互动可以缓解中国学生感知到的学业压力[16], 而当个体遭遇生活压力事件, 如人际关系破裂、 学业压力、 重大疾病等, 都极易引发个体的抑郁体验． 因此, 本研究提出假设H3: 学业压力在亲子关系和小学生抑郁的关系中起中介作用．

1.3 心理素质的调节作用

心理素质(Psychological Suzhi)是张大均基于我国素质教育提出的有中国特色的心理学概念, 它是以生理条件为基础, 将外部受到的刺激内化为基本的、 稳定的, 并且与人的适应行为和创造行为密切联系的内在心理品质[17], 具体包含认知品质、 适应品质和个性品质3个维度． 其中认知品质指在个体认知活动中体现出的心理品质, 与个体的认知活动直接相关; 适应品质则是指个体在与环境的交互作用过程中, 控制、 调整内部心理过程, 适应和改变环境的能力; 个性品质反映了个体如何应对客观现实, 并投射在行为中[8,18]． 心理素质与心理健康的关系模型认为, 心理素质作为内源性因素可以作用于心理健康的各个方面[19-20]． 因此, 抑郁作为心理健康的一个重要指标, 心理素质的高低与个体的抑郁水平有着紧密的联系． 已有研究发现, 高心理素质的个体具备更好的学校适应状态[21], 因而相较于低心理素质的个体, 高心理素质者能更好地应对抑郁情绪[22]． 马郑豫等[23]对小学生进行了一项为期18个月的纵向研究, 结果也发现心理素质与儿童的抑郁水平显著负相关． 素质—压力理论的观点认为, 抑郁是内在素质与外在环境事件的交互作用的结果, 也就是说, 个体的心理素质越差, 触发抑郁所需的学业压力就越小, 而个体的心理素质越好, 触发抑郁所需要的学业压力就愈大[24]． 当高心理素质的小学生面对学业压力时, 通常能采取更加适宜的应对方式, 克服困难, 从而取得更好的学习成绩[25]． 因此, 本研究提出假设H4: 心理素质在小学生学业压力与抑郁之间起调节作用．

综上, 本文建构了如图1所示的研究模型．

图1 “小学生亲子关系对抑郁的影响:学业压力的中介作用和心理素质的调节作用”模型

2 研究方法

2.1 研究对象

采用整群抽样的方法对四川省3所小学的4～6年级学生在家长和学生知情同意的前提下, 由学校组织进行线上问卷调研． 共收集问卷4100份, 剔除规律作答、 重复作答及作答时间过短的问卷后, 共获得有效问卷3 853份, 有效率93.98%． 其中男生2 042名(53.00%), 女生1 811名(47.00%); 4年级学生1 461人(37.92%), 5年级学生1 233人(32.00%), 6年级学生1 159人(30.08%); 年龄范围8～13岁, 平均年龄10.74±0.94岁．

2.2 研究工具

2.2.1 亲子关系

采用中文版《亲子亲和量表》[26], 测量小学生与父母的亲子关系． 量表采用5点计分方式: 1-5分代表“几乎从不” “偶尔” “有时” “经常” “几乎总是”, 共计20个题项． 本研究使用均分反映亲子关系水平, 得分越高, 表明小学生与父母亲子关系越好． 本研究中该量表的Cronbach’sα系数为0.83．

2.2.2 抑郁

采用中文版《病人健康问卷抑郁量表》[27], 测量小学生的抑郁水平． 量表采用4点计分方式: 0-3分别代表“没有” “有几天” “一半以上的时间” “几乎天天”, 共计9个题项． 本研究使用总分反映抑郁水平, 得分越高, 表明小学生抑郁水平越高． 本研究中该量表Cronbach’sα系数为0.83．

2.2.3 学业压力

采用《青少年生活事件量表》[28]中的学业压力分量表, 测量小学生的学业压力程度． 量表采用6级评分, 0为“事件未发生”, 1-5分别代表事件发生“无影响” “轻度影响” “中度影响” “重度影响”和“极重度影响”, 共计5个题项． 本研究用平均分来反映小学生的学业压力, 得分越高, 表明小学生的学业压力越大． 本研究中该量表的Cronbach’sα系数为0.76．

2.2.4 心理素质

采用简化版《小学生心理素质量表》[29], 测量小学生的心理素质． 量表采用5点计分方式: 1-5分别代表“非常不符合” “比较不符合” “有些符合” “比较符合” “非常符合”, 共计27个题项, 每个维度各9题． 本研究使用均分反映心理素质水平, 得分越高, 表明小学生心理素质水平越高． 本研究中该量表及各维度的Cronbach’sα系数为0.95．

2.3 数据处理

使用SPSS 26.0对数据进行描述性统计和相关分析; 采用PROCESS 3.3插件中的Model 4进行中介效应分析, Model 14进行有调节的中介检验; 依据叶宝娟等[30]推荐的偏差校正的百分位Bootstrap方法检验回归系数显著性．

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因子法进行共同方法偏差检验, 用SPSS 26.0对所有题项进行探索性因素分析后发现, 特征根大于1的因素共10个, 其中第一个因素解释的累计变异量为28.28%, 小于40%的临界值, 表明本研究数据不存在严重的共同方法偏差．

3.2 描述性统计和相关分析

各变量的描述性统计和相关分析结果如表1所示． 亲子关系、 学业压力、 抑郁、 心理素质两两相关． 其中, 亲子关系与心理素质显著正相关, 与学业压力和抑郁显著负相关; 学业压力与抑郁显著正相关; 心理素质与抑郁显著负相关． 抑郁和学业压力与年龄和年级显著正相关． 因此在后续的分析中将年龄和年级作为协变量进行控制．

表1 描述性统计与相关性分析(N=3 853)

3.3 学业压力的中介效应检验

为避免变量间的多重共线性问题, 首先对变量进行标准化处理． 选择Model 4检验学业压力在亲子关系和抑郁间的中介作用． 回归分析表明(表2), 在控制协变量后, 亲子关系对抑郁具有显著的负向预测作用(β=-0.41,p<0.001) ; 将学业压力纳入回归方程后, 亲子关系显著负向预测抑郁和学业压力(β=-0.27,p<0.001;β=-0.30,p<0.001), 学业压力显著正向预测抑郁(β=0.47,p<0.001)． 中介效应β=-0.14,BootSE=0.01, 95%的置信区间为[-0.16, -0.13], 说明学业压力在亲子关系和抑郁间起部分中介作用, 中介效应占总效应的34.15%(表3)．

表2 学业压力的中介作用

表3 总效应、 直接效应及中介效应分解表

3.4 心理素质的调节效应检验

采用Model 14检验心理素质在学业压力与抑郁间的调节效应． 结果显示心理素质在学业压力和抑郁间起调节作用(表4)． 为进一步揭示心理素质的调节作用, 根据心理素质的取值进行高低分组(正负一个标准差上下)(图2)． 当心理素质水平较低时(-1SD), 学业压力对抑郁的预测作用较大(bsimple=0.43,p<0.001), 95%的置信区间为[0.40, 0.46]． 当心理素质水平较高时(+1SD), 学业压力对抑郁的预测作用较小(bsimple=0.33,p<0.001), 95%的置信区间为[0.29, 0.37]． 当心理素质水平较低时(-1SD), 中介效应β=-0.13,BootSE=0.01, 95%的置信区间为[-0.15, -0.11]; 当心理素质水平较高时(+1 SD), 中介效应β=-0.10,BootSE=0.01, 95%的置信区间为[-0.12, -0.08]．

表4 心理素质的调节作用

图2 心理素质在学业压力和抑郁之间的调节作用

4 讨论

4.1 亲子关系和学业压力与抑郁的关系

上述结果显示, 小学生的亲子关系和抑郁显著负相关, 验证了假设H1． 具体来说, 小学生的亲子关系越好, 其抑郁水平越低． 研究结果支持了家庭系统理论, 即良好的家庭氛围对于儿童的情绪发展具有重要意义[6], 而亲子关系作为家庭氛围的主要构建元素, 对于儿童的情绪发展同样影响深远． 国内研究发现, 健康儿童的家庭生态系统比问题儿童的家庭生态系统更加平衡, 内部因素(如亲子关系、 夫妻关系等)更加趋于一致且相互依存, 能更好地缓解不利因素带来的不良影响[31]． 良好的亲子关系使得父母与孩子相处融洽, 关系和谐, 彼此之间相互信任和包容, 在这样的亲子关系下成长的小学生愿意向父母去倾诉和表达自己的不良体验, 也更愿意主动地寻求父母帮助自己减少和排除抑郁情绪, 从而使得自身的抑郁水平得以降低．

另外, 本研究也发现小学生学业压力与其抑郁水平显著正相关, 即小学生感知到的学业压力水平越高, 就越可能产生更多的抑郁情绪, 验证了假设H2． 小学阶段的儿童青少年还处于自我概念不够完善的时期, 在面对较大的学习压力时, 通常没有办法采取良好的方式应对, 尤其是当偶尔没有取得令人满意的学业成绩时, 小学生往往会深陷极端的自我怀疑之中, 对于来自父母或老师的期望更加敏感, 从而在学习和生活中产生更多紧张、 不愉快甚至是自暴自弃的情绪, 最终导致抑郁水平的提升．

本研究同时还验证了学业压力在亲子关系和抑郁之间的中介作用, 即良好的亲子关系可以通过减少小学生感知到的学业压力, 从而降低其抑郁水平, 假设H3成立． 近年来, 亲子关系与学业压力之间的关系问题一直都存在着较大的争议． 大多数西方的研究认为良好的亲子关系可以成为儿童青少年在面临负性生活事件时的保护因素． 当学生从亲密的亲子关系中获得安全感时, 他们可以自由地表达对学习的恐惧和担忧, 这种开放和真诚的沟通可以帮助他们寻找解决学习中遇到困难时的方法, 从而缓解学业压力． 然而, 有研究则恰恰相反, Chyu等[32]的一项横断研究发现亲子关系越亲密, 青少年感知到的学业压力反而越大． 由于传统文化的不同, 中国家庭对孩子的学业成绩有很高的期望, 与父母的良好关系可能会促使孩子更多地坚持父母的学业目标和要求, 这样的高期望使得他们背负更加沉重的责任感, 进一步引发更大的学业压力． 本次研究的结果得到的结论与Chyu等不同, 与上述西方研究结果类似, 即良好的亲子关系可以降低小学生遭遇学业压力时的负性情绪体验． 笔者认为得到这样的研究结论主要有以下两点原因: 第一, 随着我国政府对于义务教育阶段的改革深化, 以素质教育为导向的评价体系已经初步形成, 父母越来越重视孩子“德、 智、 体、 美、 劳”五育并举, 全面发展, 传统的应试教育取向受到了挑战, 义务教育阶段协调发展、 持续和谐的良好氛围已经初步形成． 第二, 随着《中华人民共和国家庭教育促进法》的颁布和实施, “家—校—社”协同教育的教养体系也开始发挥作用, 尤其是家庭和学校的教育配合日益密切． 一方面, 父母能够很好地从老师那里得到孩子在学校表现情况的及时反馈, 随时把握子女的成长动态; 另一方面, 在面对家庭教养困境的时候, 也能主动向子女所在学校班级的班主任或心理健康老师获取专业的建议, 以更加科学有效的家庭教养方式陪伴孩子成长． 因此, 在小学生学习过程中遇到困难和挑战, 不能很好地应对时, 父母的支持和理解可以有效地改善他们感知到的学业压力, 从而避免他们陷入抑郁等负性情绪体验．

4.2 心理素质的调节作用

本研究发现, 学业压力和心理素质的交互作用显著, 表明心理素质在学业压力和抑郁的关系中调节作用成立, 验证了假设H4． 心理素质作为影响学生心理健康和学业发展的关键因素[33], 高心理素质能够增强学生的心理健康状况, 减少抑郁症状[8]． 同时, 从简单斜率分析的结果来看, 对于心理素质水平较高的小学生, 学业压力对于抑郁的正向预测作用较弱, 而对于心理素质水平较低的小学生, 学业压力对于抑郁的正向预测作用较强． 这表明, 如果小学生心理素质水平较高, 那么学业压力对其抑郁产生的负面影响也就较小． 这也是对心理素质和心理健康关系模型的验证． 该模型认为个体的内在因素和外在因素共同作用于个体的心理健康, 而心理素质作为一种内在因素, 会在外在风险因素与心理健康之间发挥调节作用[19]． 心理素质高的小学生, 其认知品质、 个性品质和适应能力的发展相对更为快速和完善, 因此他们在遭遇学业压力时能够合理化地解释和分析自己学业压力产生的原因, 同时他们也拥有更多的解决学业压力的策略和更强的情绪调节能力, 从而使得他们能够减少或消除自己的抑郁情绪．

5 研究展望

基于生态系统理论, 本研究着眼于小学生的亲子关系、 学业压力以及心理素质3个方面的因素来考察其对小学生抑郁情绪的影响． 在理论方面, 第一, 研究通过对较大小学生样本分析发现亲子关系可以负向预测小学生抑郁情绪, 并且亲子关系还可以通过影响小学生感知的学业压力, 进而对其抑郁水平产生影响; 同时, 心理素质作为个体的一个重要内在心理品质, 在学业压力与抑郁的关系中起着重要的调节作用． 研究深入考察了小学生抑郁受到家庭、 学校及个人的影响和其间存在的联系． 第二, 研究通过实证支持了心理素质和心理健康的关系模型, 丰富了心理素质的研究成果, 具有一定的理论意义． 在实践方面, 研究聚焦于抑郁的影响因素, 探讨亲子关系和学业压力及心理素质对抑郁的影响, 可以提供以下的教育建议． 第一, 关注亲子关系和学生的学业压力． 良好的亲子关系不仅可以直接降低孩子的抑郁水平, 还可以帮助孩子有效减少感知到的学业压力, 进而降低其陷入抑郁状态的概率． 这为营造良好的家庭氛围提供了关系层面的思路, 父母不仅需要高质量陪伴孩子, 给予支持和信任, 同时也要避免给孩子施加过重的学业压力, 时刻关注孩子的心理健康． 第二, 关注心理素质, 高心理素质能够保护学生的心理健康, 减少抑郁． 心理素质水平较低的小学生, 他们学业压力对抑郁的预测作用较强． 所以, 对于心理素质水平较低的小学生, 父母和老师对其学业压力状况要更加敏感, 尽量缓解学业压力对其心理健康造成的负面影响． 此外, 也要采取一些措施有效提升学生的心理素质, 为其增添自身的保护因素．

本研究也存在一些不足． 研究采用横断设计, 不能考察个变量随着时间推移的变化特点和因果关系, 未来的研究可以进一步设计追踪研究, 揭示变量之间的因果关系; 研究采用自我报告的方法采集数据, 尤其对于小学生来说, 回答问题可能会无法客观, 即更容易选择自己认为“对的”, 而非实际上自己“是怎样的”, 因此未来研究应考虑纳入其他的数据收集方法, 例如家长或教师评估法、 观察法等．

6 结论

(1) 亲子关系负向预测小学生的抑郁水平;

(2) 学业压力在亲子关系和小学生抑郁的关系中起中介作用, 具体表现为亲子关系越好, 小学生感知到的学业压力越低, 抑郁水平也越低;

(3) 心理素质能够调节学业压力和抑郁的关系, 即高心理素质的小学生在面对学业压力时更不容易产生抑郁情绪．