徐旻昱 黎志華 朱康慈

湖南科技大學(xué)教育學(xué)院(湘潭) 411201 E-mail:853859408@qq.com △通信作者 E-mail:lzhua1018@163.com

兒童和青少年心理健康被定義為實現(xiàn)和保持最佳心理功能和幸福的能力,它與在心理和社會功能方面達到的水平和能力直接相關(guān)[1]。據(jù)統(tǒng)計,全球青少年的心理健康問題大約在10%～20%[2]。相比于高收入家庭,低收入家庭青少年出現(xiàn)心理健康問題概率更高[3-4]。

青少年對家庭動態(tài)的體驗對其心理健康發(fā)展有著直接影響。低家庭經(jīng)濟地位不僅影響青少年心理健康[5-6],還危及和破壞整個家庭制度的運作,可能會進一步加重青少年的心理問題。根據(jù)家庭系統(tǒng)理論,家庭各成員組成的系統(tǒng)穩(wěn)定性、和諧性越差,孩子的身心發(fā)展越糟糕[7]。低收入家庭成員溝通較少、對家庭成員行為過度控制[8-10]。這些因素都降低了父母與子女進行支持性互動的能力,并增加了消極或壓抑行為的風險[11]。持續(xù)的經(jīng)濟壓力導(dǎo)致家庭關(guān)系的不穩(wěn)定。由于經(jīng)濟問題造成的沖突增加,不僅夫妻間的功能受到威脅,支持性的親子關(guān)系也經(jīng)常發(fā)生中斷[12]。生活在這類家庭氣氛不和諧環(huán)境中的青少年容易產(chǎn)生更多的心理健康問題[13]?；谏鲜隼碚撆c研究結(jié)果,本研究納入與低收入家庭密切相關(guān)的家庭風險變量,考察其與低收入家庭青少年心理健康問題發(fā)展的關(guān)聯(lián)。

風險累積效應(yīng)理論認為[14],早期貧困會導(dǎo)致青少年心理健康狀況不佳的原因是受到多重風險的累積影響。遇到危險因素越多,青少年心理健康狀況就越差[14-15]。與較富裕的同齡人相比,高水平的累積風險暴露可能是兒童早期貧困經(jīng)歷的一個關(guān)鍵組成部分[16]。因此,本研究基于累積風險模型,綜合探討低收入家庭累積因素對青少年心理健康的影響。

前人集中于累積風險對心理健康變化總趨勢的影響[17]。然而,不同的風險對心理健康的影響可能有所不同,所產(chǎn)生的心理健康問題軌跡也會有所差異[18]。例如,在社會心理因素對青少年心理健康影響的縱向研究中發(fā)現(xiàn),相較于婚姻暴力,體罰以及母親的焦慮抑郁癥狀是導(dǎo)致兒童青少年心理健康問題的主要累積風險因素[19]。另一項對4至18歲兒童抑郁癥狀軌跡分析的研究確定了6種不同的發(fā)展軌跡,且發(fā)現(xiàn)了心理健康發(fā)展軌跡在性別上的顯著差異[20]。因此,本研究參考前人研究方法,對低收入家庭青少年心理健康狀況進行追蹤,依據(jù)量表臨界值,對低收入家庭青少年心理健康發(fā)展軌跡進行分組,并采用邏輯回歸分析方法,探討中國低收入青少年心理健康問題新增、維持、緩解的主要預(yù)測因素。

綜上,本研究旨在關(guān)注不同家庭累積風險對低收入家庭青少年心理健康問題發(fā)展軌跡的影響,有助于未來對不同風險類型導(dǎo)致的不同心理健康問題變化軌跡的青少年給予相應(yīng)的幫助。基于前人研究,從家庭結(jié)構(gòu)、親子互動、教養(yǎng)方式、家庭功能、經(jīng)濟壓力、父母受教育程度6個方面,探討家庭累積風險對青少年心理健康發(fā)展的影響。研究假設(shè):①低收入家庭青少年心理健康問題會呈現(xiàn)出不同的發(fā)展軌跡;②研究預(yù)計家庭累積風險越高,青少年心理健康狀況越差,且6個方面的家庭風險對青少年心理健康發(fā)展軌跡影響不同。

1 對象與方法

1.1 對象

從湖南省地級市的19所小學(xué)、初中及高中選取392名青少年(初始年齡8～17歲,平均年齡12.66±2.23歲。所選被試均為標準建檔立卡的貧困家庭。2017年底對其進行的基線調(diào)查(T1),并分別在基線后半年(T2)、基線后一年(T3)、基線后一年半(T4)進行隨訪?；€后半年有1名被試數(shù)據(jù)缺失、在基線后一年有5名被試數(shù)據(jù)缺失。研究在T1時間段評估了學(xué)生的家庭累積風險情況,在所有時間段,學(xué)生均參與心理健康狀況測查。其中,男生150人,女生242人。非獨生子女326人,小學(xué)生85人,初中生219人,高中生88人,居住在農(nóng)村286人。

1.2 方法

通過研究設(shè)計的調(diào)查問卷來評估青少年的人口統(tǒng)計學(xué)數(shù)據(jù)和家庭累積風險情況。在基線時間對家庭累積風險的6個項目進行評估:家庭類型、父母受教育程度、家庭經(jīng)濟壓力、親子互動、家庭功能、父母教養(yǎng)方式。根據(jù)Evans等人的研究,通過二分法來構(gòu)建累積風險(0=無風險;1=風險)[7]。各個風險因素編碼后相加為家庭累積風險水平,得分越高風險水平越高。除此之外,還加入了性別、年齡、生源地以及是否為獨生子女等人口學(xué)變量進行分析。

1.2.1 家庭類型 參考前人研究[21],將沒有與親生父母共同生活視為有風險,編碼為1;其余為無風險,編碼為0。

1.2.2 父母受教育程度 使用兩個項目分別測量父親和母親的受教育程度[14]。父母任意一方學(xué)歷處于“高中(含中專、技校)”以下視為有風險,編碼為1;其余為無風險,編碼為0。

1.2.3 家庭經(jīng)濟壓力 采用經(jīng)濟壓力問卷[22]進行測量,包括4個項目,5點計分,計算所有項目的平均分,分數(shù)越高表示經(jīng)濟越困難。得分≥第75百分位數(shù)的被試,編碼為1;其余無風險,編碼為0;該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.81。

1.2.4 親子互動 采用1個項目進行測量[23],4點計分,得分≤第25百分位數(shù)被試視為有風險,編碼為1;其余無風險,編碼為0。

1.2.5 家庭功能 采用修訂的家庭關(guān)懷指數(shù)量表[24],共5題,3點計分,總分7分及以上表示家庭功能良好,視為無風險編碼為0,其他視為有風險,編碼為1。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.79。

1.2.6 父母教養(yǎng)方式 采用修訂的中文版父母教養(yǎng)方式問卷進行測量[25-26]。母親版和父親版各23題,4點計分,分為關(guān)愛、鼓勵自主和控制3個因子。父母任意一方為專制型或放任型教養(yǎng)方式視為有風險,編碼為1,其余編碼為0[27]。該問卷各維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為母親關(guān)愛0.81、母親控制0.73、母親鼓勵自主0.70、父親關(guān)愛0.83、父親控制0.75、父親鼓勵自主0.72。

1.2.7 心理健康問題 采用中文修訂版學(xué)生評定長處和困難問卷[28-29],共25題,評估情緒癥狀、品行問題、多動注意不能、同伴交往問題和親社會行為,擬采用前4個因子20個條目計算兒童心理困難程度(Strengths and Difficulties Questionnaire-Difficulties,SDQ-D),問卷按0～2進行3級評分。分數(shù)≥18分的被試視為存在心理健康問題[30]。該問卷心理困難維度的Cronbach’s α系數(shù)在T1～T4時間點分別為0.70、0.72、0.78、0.65。

1.3 統(tǒng)計處理

采用SPSS 23.0版本進行相關(guān)統(tǒng)計分析。數(shù)據(jù)多為二分法,因此使用χ2分析比較不同人口統(tǒng)計學(xué)特征組和每種家庭累積風險類別的心理健康狀況。參照前人研究[31],根據(jù)心理健康狀況的發(fā)展變化(即是否達到臨床分界線)對被試進行分組,建立不同心理健康軌跡模式。由于研究結(jié)局變量為分類變量,數(shù)據(jù)分布為非正態(tài)的二項分布,采用多變量邏輯回歸來研究心理健康問題的軌跡及其預(yù)測因素。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差

本研究問卷均為青少年的自我報告,因此,采用Harman單因素檢驗共同方法偏差效應(yīng)。結(jié)果表明,共提取了46個公因子,第一個公因子的方差解釋百分比為12.12%,小于40%,說明數(shù)據(jù)的共同方法偏差并不嚴重。

2.2 描述統(tǒng)計分析

χ2分析比較了各測量時間上,不同人口學(xué)變量、家庭累積風險各變量的心理健康問題得分。結(jié)果顯示,在4次測量期間,教養(yǎng)方式在心理健康問題得分上存在顯著差異(T1,χ2=5.19,P<0.05;T2,χ2=19.11,P<0.001;T3,χ2=18.75,P<0.001;T4,χ2=18.14,P<0.001),在T1時間段,家庭功能狀況(χ2=21.78,P<0.001)、親子互動情況(χ2=4.45,P<0.05)在心理健康問題得分上存在顯著差異,見表1。

表1 人口學(xué)變量和家庭累積風險各變量的4次隨訪中心理健康問題水平差異

低收入家庭青少年家庭累積風險具體分布見表2。其中,低收入家庭青少年暴露于父母受教育程度風險、親子互動風險的比例較高,分別為66.1%、64.3%。53.5%的低收入家庭青少年暴露于1至2種風險中,25.8%的低收入家庭青少年同時暴露于3種家庭風險,14.5%的低收入家庭青少年同時暴露于4種及以上的家庭風險中。

表2 家庭累積風險情況(n=392)

2.3 心理健康問題水平

在T1、T2、T3、T4時間段內(nèi),心理健康問題所占比分別為14.3%、15.6%、15.1%、17.6%?？ǚ綑z驗結(jié)果顯示,T1與T2時間段(χ2=42.05,P<0.001)、T2與T3時間段(χ2=40.00,P<0.001)、T3與T4時間段(χ2=70.36,P<0.001)心理健康問題患病率存在顯著差異。

2.4 心理健康問題軌跡

通過研究被試的4次心理健康得分狀況是否高于臨界值,確定了5組心理健康問題類型,分別為耐受組、新增組、緩解組、反復(fù)組、持續(xù)組(見圖1)。耐受組(占樣本的63.7%)的特征是在所有4次隨訪中,被試的SDQ-D得分都低于18分的臨界值。持續(xù)組(占樣本的2.8%)的特征是被試的SDQ-D得分均等于或高于臨界值。緩解組(占樣本的7.7%)的特征是被試的SDQ-D得分在T1、T2和/或T3時等于或高于臨界值,但在T4時低于臨界值。新增組(占樣本的10.2%)的特征是,被試的SDQ-D評分在T1、T2和/或T3時低于臨界值,但隨后等于或高于臨界值。反復(fù)組(占樣本的15.6%)的特征是被試的心理健康問題水平處于波動中。

注:Resistance為耐受組;Recovery為緩解組;Relapsing/Remitting為反復(fù)組;Delayed-dysfunction為新增組;Chronic-dysfunction為持續(xù)組

2.5 家庭累積風險(Family cumulative risk,FCR)與不同心理健康問題軌跡的關(guān)系

為了進一步探討家庭累積風險中的家庭功能、父母教養(yǎng)方式等因素與心理健康問題新增和持續(xù)的關(guān)系。對不同心理健康問題發(fā)展軌跡組進行組間比較。首先,將耐受組設(shè)為參照組,并將其與其他4組組合形成的“非耐受”組進行比較。二元邏輯回歸顯示,在調(diào)整了社會人口統(tǒng)計學(xué)特征后,較高水平的FCR顯著預(yù)測了心理健康問題水平的提高(OR=1.60,95%CI=1.30～1.96,P<0.001)。

采用多變量邏輯回歸分析FCR與心理健康問題軌跡中的新增組和持續(xù)組之間的關(guān)系。將耐受組設(shè)為參照組,并與新增組進行比較。結(jié)果顯示,在調(diào)整了社會人口統(tǒng)計學(xué)特征后,未與親生父母一起生活的家庭結(jié)構(gòu)類型(OR=0.41,95%CI=0.19～0.90,P<0.05)以及低關(guān)愛的父母教養(yǎng)方式(OR=0.32,95%Cl=0.16～0.64,P<0.01)為新發(fā)心理健康問題的危險因素。比較耐受組與持續(xù)組,結(jié)果表明,被試為獨生子女(OR=7.80,95%CI=1.60～37.33,P<0.05)易引發(fā)心理健康問題,專制或放任的父母養(yǎng)育方式(OR=0.10,95%CI=0.02～0.43,P<0.01)也與青少年的心理健康問題水平偏高有關(guān)。其次,新增組與緩解組相比,獨生子女被試比非獨生子女被試(OR=34.75,95%CI=2.70～446.52,P<0.01)恢復(fù)心理健康的可能性更小,見表3。

表3 心理健康問題軌跡間差異比較

3 討 論

研究揭示了低收入家庭青少年心理健康問題的5種軌跡(耐受組、新增組、緩解組、反復(fù)組、持續(xù)組),并對影響心理健康的主要家庭風險進行探討。

首先,研究結(jié)果驗證了前人的累積風險模型[14,17],低收入家庭青少年的心理健康問題受到家庭風險因素共同累積效應(yīng)的影響?？偟膩碚f,低收入家庭累積風險程度越高,青少年心理健康風險水平越高。原因可能與低收入家庭青少年的需求得不到滿足有關(guān),需求難以滿足容易導(dǎo)致青少年產(chǎn)生焦慮等不良情緒問題,直接影響到青少年心理健康的發(fā)展[14]。

其次,研究分別從橫向、縱向兩個方面,對比不同軌跡間家庭累積風險差異,對低收入家庭青少年心理健康問題新增和維持的主要風險因素進行進一步分析。

橫斷面調(diào)查表明,在基線階段,青少年心理健康問題與缺少親子互動、家庭功能障礙高度相關(guān),驗證了家庭系統(tǒng)理論。家庭功能障礙的家庭內(nèi)部可能會存在沖突、暴力、凝聚力差的情況,孩子的生活滿意度更低[32],也更容易出現(xiàn)抑郁癥狀和行為問題[33]。且低收入家庭青少年暴露于更高的親子互動風險下,缺乏高質(zhì)量的親子互動,難以緩沖低收入家庭中的各種慢性壓力[34],對心理發(fā)展產(chǎn)生負面影響。因此,家庭功能存在障礙或者缺少良性親子互動的青少年,其產(chǎn)生心理健康問題的可能性也就越高。

在整個追蹤階段,邏輯回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn),專制或放任的家庭教養(yǎng)方式將導(dǎo)致青少年心理健康風險增加,是心理健康問題持續(xù)發(fā)展的主要影響因素。出現(xiàn)這種現(xiàn)象可能的原因是,消極的教養(yǎng)方式會導(dǎo)致青少年自主性下降,阻礙青少年個人成長[35],青少年感受到束縛,情緒無法控制。此外,消極教養(yǎng)方式可能與被試家庭經(jīng)濟情況以及父母受教育程度有關(guān)。樣本暴露于父母受教育程度風險比例較高,根據(jù)家庭壓力模型,家庭經(jīng)濟壓力和經(jīng)濟地位通過影響父母的心理健康和教育方式,進而對孩子的適應(yīng)發(fā)展產(chǎn)生負面影響[36]。受教育水平低的家長,會采取較消極的管教方式,進而影響孩子外化問題[8]。

青少年心理健康問題的新增還受家庭類型的影響。未與親生父母生活的孩子易產(chǎn)生心理健康問題。前人研究也發(fā)現(xiàn),雙親均不在身邊的留守兒童其心理健康問題更多[37]。這些不良結(jié)果可能是孤獨感導(dǎo)致的,更多的孤獨感使他們更容易受到生活事件的影響,導(dǎo)致更高的抑郁水平[38]。研究還發(fā)現(xiàn),獨生子女被試相比非獨生子女被試其更容易產(chǎn)生心理健康問題,且更難恢復(fù)。相比獨生子女,非獨生子女的兄弟姐妹會提供潛在的補償性支持,可以作為一種保護因素,緩沖了不利條件的影響,促進他們的積極發(fā)展[39]。

綜上,低收入家庭青少年心理健康問題存在不同的發(fā)展軌跡,家庭累積風險因素與青少年心理健康問題發(fā)展息息相關(guān)。其中,消極的父母教養(yǎng)方式是低收入家庭青少年出現(xiàn)心理健康問題的風險因素。缺少父母陪伴與互動的青少年更容易產(chǎn)生心理健康問題,但是,兄弟姐妹的存在能夠緩解其他風險因素帶來的影響。

本研究采用邏輯回歸的方法分析對青少年心理健康影響的關(guān)鍵家庭風險因素。綜合考慮了累積風險以及不同風險類型的獨特作用,為未來青少年心理健康干預(yù)措施提供了幫助。根據(jù)研究結(jié)果,消極父母教養(yǎng)方式家庭風險對青少年心理健康的影響程度較深,可以具體針對父母進行講座,改善父母教養(yǎng)方式,并對缺少父母陪伴的青少年開展同伴互助等活動,進一步改善青少年因缺少陪伴和互動所導(dǎo)致的心理健康問題。

本研究也存在一些不足之處,首先,研究所采用的是自我報告的方法,受到被試配合度的制約,未來可以結(jié)合生理客觀指標進行探討。其次,本研究所選取的對象均位于湖南省內(nèi),結(jié)果的代表性欠缺,可適當擴大被試量加入全國其他各省份的低收入家庭進行研究。最后,本研究只考慮了家庭風險作為心理健康的主要預(yù)測因素,探討了生態(tài)系統(tǒng)理論的第一層對青少年心理健康的影響,未來的研究還可以考慮學(xué)校、社會等風險因素。