我国小学生心理健康状况的元分析

李昌庆,何木叶,齐静怡

(1.丽江师范高等专科学校 学前教育学院,云南 丽江 674199;2.大理大学 教师教育学院,云南 大理 671003;3.丽江师范高等专科学校 教师教育学院,云南 丽江 674199)

中共中央、国务院印发的《“健康中国2030”规划纲要》把促进心理健康作为健康中国建设的重要组成部分。2021年全国教育事业发展统计公报显示,我国小学在校生人数为1.08亿,是心理健康教育不可忽视的重要群体。小学生的心理健康教育是保障小学生心理健康的关键性措施[1],是夯实健康中国的重要基石[2]。了解小学生心理健康状况是科学开展心理健康教育的前提。已有关于小学生心理健康的元分析主要探讨心理健康问题的检出率[3],未涉及小学生心理健康的具体水平。本研究拟对近20年以心理健康诊断测验(mental health test,MHT)为调查工具的小学生心理健康研究进行元分析,把握我国小学生心理健康具体状况,以期为小学生心理健康教育、心理健康服务和后续研究提供佐证。

1 资料来源与方法

1.1 文献检索 以“小学”或“青少年”或“儿童”、“心理健康”、“心理健康诊断测验”或“MHT”为检索词在中国知网、维普资讯网和万方数据中检索中文文献。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”为检索词在Web of Science、Wiley Online Library、SpringerLink、Elsevier Science Direct数据库检索英文文献。检索时段为2000年1月1日至2020年12月31日。共收集1 218篇中文文献,5篇英文文献。

1.2 文献纳入与排除 文献纳入:①研究对象为小学生;②研究工具为MHT;③研究结果包含平均数、标准差和样本量。文献排除:①重复文献;②撤稿文献;③残疾儿童、学困生、网络成瘾、受欺凌经历小学生等特殊对象;④只调查了一个年级;⑤数据不完整或重复发表。

1.3 数据提取、编码与文献质量评估 第一作者提取数据和编码,通讯作者检查,不一致之处通过返回文献核查与协商一致解决。提取数据:作者、时间、地域、8个因子平均分和标准差、样本量。评分依据:(1)抽样是否随机:随机抽样1分,非随机抽样0分;(2)问卷有效率:90%以上为2分,80%～89%为1分,80%以下为0分;(3)刊物等级:核心期刊为2分、普通刊物和硕博士论文为1分;(4)数据结果报告完整性:分量表得分、总分和性别等均完整为3分,只有其中两项得分为2分,只有其中一项为1分。(5)论文被引高低:借鉴二八定律,把纳入元分析的小学生心理健康研究论文根据被引频次降序排列,排序前20%的为该研究主题的高被引论文,其余80%为低被引论文[4],二者的临界值为高低被引论文的区分标准[5]。通过计算,纳入元分析的文献被引18次以上为高被引论文,计2分;18次及以下为低被引论文,计1分。纳入元分析文献质量范围是0～11分,得分越高的文献质量越好。文献质量评估Kappa=0.85,平均分为7.90。可见,两位独立评分者对纳入元分析的文献质量评估一致性较好[6],且运用MHT的小学生心理健康研究质量较好。

1.4 常模选择 因缺乏小学生心理健康的全国常模,选择余欣欣等[7]2019年对广西小学生心理健康调查结果为参照常模。该调查涉及47所小学7 672名小学生,样本量大,包括不同性别、地域、民族,取样有代表性。

1.5 数据处理 采用Excel软件提取数据和编码,用SPSS 26.0评估文献质量,用 CMA 3.0计算各因子均值,并以常模为参照进行异质性检验、效应量估计、亚组分析、元回归分析及偏倚检验。检验水准a=0.05。

2 结果

2.1 异质性检验和发表偏倚 共纳入106篇文献,包括168个独立效果量,67 382名被试。文献中的小学生心理健康各因子加权后均值(3.23～6.99)均小于8分。以常模为参照,Q检验结果为4 483.37～22 115.41 (均P<0.001);I2值为96.28～99.24 ,I2均超过75%,表明国内小学生心理健康的研究存在高度异质性。见表1。

表1 小学生心理健康(MHT)异质性检验和效应量

以学习焦虑(图1a)和冲动倾向(图1b)为例呈现漏斗图。结果显示,学习焦虑和冲动倾向存在小样本效应可能性较小;多数散点在漏斗外边,这可能是研究异质性所致;散点虽右倾,但幅度较小,说明研究存在发表偏倚可能性较小。进一步采用失效安全系数、Begg、Egger’s regression和Trill and fill检验综合确定发表偏倚,结果见表2。(1)失效安全系数:各因子失效安全系数Nfs0.5:28477～624455,Nfs0.5>5K+10[8];(2)Begg检验显示:P>0.05,无统计学意义;(3)Egger线性回归检验均无统计学意义(P:0.09～1.00);(4)Trill and fill检验,总效应在文献剪粘后仍然存在显著性,即剪补后效应量未发生明显改变[9]。以上结果表明文献发表偏倚的可能极小。

图1 学习焦虑(a)和冲动倾向(b)漏斗图

表2 发表偏倚检验

2.2 元回归分析 研究采用随机效应模型进行元分析。学习焦虑得分(M=6.99)低于常模(M=8.24),接近中效应(d=-0.44);冲动倾向得分(M=4.06)高于常模(M=2.80),为中效应(d=0.54)。以年代为自变量,以心理健康各因子和常模各因子差值为因变量进行元回归分析。学习焦虑、孤独倾

向、自责倾向随年代上升(b=0.06,0.02,0.01),回归效应显著(P=0.000,0.018,0.002),分别解释23%、1%、7%的变异。对人焦虑、恐怖倾向、冲动倾向随年代呈下降趋势(b=-0.02 ,-0.02,-0.03),回归效应显著(P=0.007,0.012,0.001),分别解释5%、6%、10%的变异。过敏倾向、身体症状(b=0.01,0.00)调节效应不显著(P=0.197,0.654)。限于篇幅,仅呈现学习焦虑(见图2a)和冲动倾向(见图2b)的年代变化趋势图。

图2 小学生学习焦虑和冲动倾向随年代变化趋势

2.3 亚组分析 总体而言,不同地域对身体症状有显著调节作用(Q=13.90,P=0.003),对孤独倾向、过敏倾向(Q=7.48,P=0.058;Q=7.27,P=0.064 )调节作用边缘显著,对心理健康其他5个因子无明显调节作用(Q:1.33～6.56;P:0.087～0.722)。以女生为参照组,计算小学生心理健康性别差异,结果显示:性别在对人焦虑、过敏倾向上的调节效应不显著(d=-0.02,-0.01;P=0.352,0.687);男生学习焦虑,自责倾向低于女生,但效应量均很小(d=-0.06,-0.10;P=0.034,0.000);男生恐怖倾向低于女生,居于小效应至中效应之间(d=-0.27,P<0.001);男生孤独倾向、冲动倾向高于女生,但效应量均很小(d=0.10,0.07;均P<0.001)。以非留守小学生为参照组,计算留守小学生和非留守小学生的心理健康差异,结果显示:留守儿童心理健康各因子均高于非留守儿童,居于小效应至中效应之间(d:0.26～0.39,P:0.000～0.004)。以当地小学生为参照组,计算进城务工随迁小学生和当地小学生的差异,结果显示:进城务工随迁小学生学习焦虑、对人焦虑、孤独倾向、恐怖倾向均高于当地小学生,居于小效应至中效应之间(d:0.28～0.37,P:<0.001～0.009);过敏倾向和身体症状高于当地小学生,为小效应(d=0.18,0.20;P=0.04,0.01);进城务工随迁小学生和普通小学生自责倾向和冲动倾向差异无统计学意义(d=0.01,0.10;P=0.940,0.522)。

3 讨论

3.1 小学生心理健康总体状况和年代特征 研究发现,近20年我国小学生MHT各因子得分小于8分,即存在该分量表倾向性的可能性较小,小学生对人焦虑、恐怖倾向、冲动倾向随年代下降。这表明我国小学生心理健康状况总体较好。原因可能是:其一,国家重视。2002年,教育部印发了《中小学心理健康教育指导纲要》,2012年教育部印发其修订版,卫生部发布了《学生心理健康教育指南》,这对小学开展心理健康教育起到了指导和推动作用。其二,家庭、学校和社会系统对小学生心理健康关注上升,并不断提升心理健康应对措施。然而,需要注意的是小学生学习焦虑、自责倾向和孤独倾向因子随年代上升,这说明小学生学习焦虑、自责倾向、孤独倾向越来越严重。究其原因如下:伴随着社会经济、文化、教育等高速发展,升学、就业竞争压力日趋激烈。起跑线、学区房、培训班等社会热词折射出父母的教育焦虑。尽管国家颁布了系列“教育减负”政策,但近十年“校内减负、校外增负”,学生学业负担不降反升,繁重的学业负担成为小学生学习焦虑的重要来源[10]。此外,小学生受认知水平发展的制约、自我概念的不完善和自我评价的不客观等,易受外部因素的影响。学业成绩达不到父母、老师的高期望,易引发学习焦虑[11]和自责倾向。2021年《关于进一步减轻义务教育阶段学生作业负担和校外培训负担的意见》掀起新一轮减负热潮。然而,在高速、竞争时代,“双减”政策落地仍面临诸多难题[12]。未来需进一步探讨如何切实减负增效,减轻小学生的学习焦虑、自责倾向。而孤独倾向增加一方面可能与沉重的学业负担使小学生同伴交往变少有关,另一方面则可能与本研究中纳入留守小学生和进城务工子女有关。

3.2 小学生心理健康的地域特征 不同经济区域对5个因子调节效应不显著,这说明不同经济区域小学生心理健康差异较小。这与近三十年国民心理健康总体上地区间差异不显著结论有一致之处[13]。在国家对不同经济区域战略布局下,中西部的经济、教育、文化水平均有较大提高,可能在一定程度上导致不同经济区域小学生的心理健康多数因子差距缩小。

3.3 小学生心理健康的性别特征 小学生心理健康性别差异较小,与其他群体基于SCL-90调查的横断历史研究一致[13],暗示生理性别不是小学生心理健康的调节因素。已有研究揭示性别角色与抑郁症状有关联[14],未来可进一步探索小学生心理健康是否受到性别角色的影响。

3.4 民工子女心理健康状况 留守小学生心理健康8个因子得分均高于非留守小学生,居于小至中效应之间。父母教育缺失、长时间情感分离,使留守小学生心理健康发展受到限制[15]。进城务工随迁小学生心理健康6个因子高于当地小学生。这说明进城务工随迁小学生的心理健康较当地小学生欠佳。一方面可能与进城务工随迁小学生与当地小学生存在家庭收入、父母受教育水平差异[16]、家庭教育资源[17]、社会地位满意度[18]等的差异有关,另一方面可能与随迁小学生进入城市的学习适应、人际适应等有关。

综上,我们获得以下结论:(1)近20年我国小学生心理健康总体状况较好,但学习焦虑、自责倾向和孤独倾向的年代变化趋势令人担忧。小学生心理健康教育要重视学习焦虑、自责倾向和孤独倾向的疏导,预防其恶化;(2)元回归分析和亚组分析结果表明小学生心理健康研究差异可能受年代、纳入研究的学生类型的影响;(3)取样地域和性别对研究结果调节效应不明显;(4)留守小学生的心理健康水平略低于非留守小学生,进城务工随迁小学生的心理健康水平略低于当地小学生。研究不足:(1)缺乏最新的小学生心理健康的常模用于分析比较;(2)未获得未公开发表文献,没有把未公开发表的文献纳入;(3)原始研究的质量对结果的影响需进一步深入研究确认;(4)未对其他影响因素进行分析,比如民族、独生子女、研究工具等。