李昌慶,何木葉,齊靜怡

(1.麗江師范高等?？茖W校 學前教育學院,云南 麗江 674199;2.大理大學 教師教育學院,云南 大理 671003;3.麗江師范高等?？茖W校 教師教育學院,云南 麗江 674199)

中共中央、國務院印發(fā)的《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》把促進心理健康作為健康中國建設的重要組成部分。2021年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報顯示,我國小學在校生人數(shù)為1.08億,是心理健康教育不可忽視的重要群體。小學生的心理健康教育是保障小學生心理健康的關鍵性措施[1],是夯實健康中國的重要基石[2]。了解小學生心理健康狀況是科學開展心理健康教育的前提。已有關于小學生心理健康的元分析主要探討心理健康問題的檢出率[3],未涉及小學生心理健康的具體水平。本研究擬對近20年以心理健康診斷測驗(mental health test,MHT)為調查工具的小學生心理健康研究進行元分析,把握我國小學生心理健康具體狀況,以期為小學生心理健康教育、心理健康服務和后續(xù)研究提供佐證。

1 資料來源與方法

1.1 文獻檢索 以“小學”或“青少年”或“兒童”、“心理健康”、“心理健康診斷測驗”或“MHT”為檢索詞在中國知網、維普資訊網和萬方數(shù)據(jù)中檢索中文文獻。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”為檢索詞在Web of Science、Wiley Online Library、SpringerLink、Elsevier Science Direct數(shù)據(jù)庫檢索英文文獻。檢索時段為2000年1月1日至2020年12月31日。共收集1 218篇中文文獻,5篇英文文獻。

1.2 文獻納入與排除 文獻納入:①研究對象為小學生;②研究工具為MHT;③研究結果包含平均數(shù)、標準差和樣本量。文獻排除:①重復文獻;②撤稿文獻;③殘疾兒童、學困生、網絡成癮、受欺凌經歷小學生等特殊對象;④只調查了一個年級;⑤數(shù)據(jù)不完整或重復發(fā)表。

1.3 數(shù)據(jù)提取、編碼與文獻質量評估 第一作者提取數(shù)據(jù)和編碼,通訊作者檢查,不一致之處通過返回文獻核查與協(xié)商一致解決。提取數(shù)據(jù):作者、時間、地域、8個因子平均分和標準差、樣本量。評分依據(jù):(1)抽樣是否隨機:隨機抽樣1分,非隨機抽樣0分;(2)問卷有效率:90%以上為2分,80%～89%為1分,80%以下為0分;(3)刊物等級:核心期刊為2分、普通刊物和碩博士論文為1分;(4)數(shù)據(jù)結果報告完整性:分量表得分、總分和性別等均完整為3分,只有其中兩項得分為2分,只有其中一項為1分。(5)論文被引高低:借鑒二八定律,把納入元分析的小學生心理健康研究論文根據(jù)被引頻次降序排列,排序前20%的為該研究主題的高被引論文,其余80%為低被引論文[4],二者的臨界值為高低被引論文的區(qū)分標準[5]。通過計算,納入元分析的文獻被引18次以上為高被引論文,計2分;18次及以下為低被引論文,計1分。納入元分析文獻質量范圍是0～11分,得分越高的文獻質量越好。文獻質量評估Kappa=0.85,平均分為7.90?？梢?兩位獨立評分者對納入元分析的文獻質量評估一致性較好[6],且運用MHT的小學生心理健康研究質量較好。

1.4 常模選擇 因缺乏小學生心理健康的全國常模,選擇余欣欣等[7]2019年對廣西小學生心理健康調查結果為參照常模。該調查涉及47所小學7 672名小學生,樣本量大,包括不同性別、地域、民族,取樣有代表性。

1.5 數(shù)據(jù)處理 采用Excel軟件提取數(shù)據(jù)和編碼,用SPSS 26.0評估文獻質量,用 CMA 3.0計算各因子均值,并以常模為參照進行異質性檢驗、效應量估計、亞組分析、元回歸分析及偏倚檢驗。檢驗水準a=0.05。

2 結果

2.1 異質性檢驗和發(fā)表偏倚 共納入106篇文獻,包括168個獨立效果量,67 382名被試。文獻中的小學生心理健康各因子加權后均值(3.23～6.99)均小于8分。以常模為參照,Q檢驗結果為4 483.37～22 115.41 (均P<0.001);I2值為96.28～99.24 ,I2均超過75%,表明國內小學生心理健康的研究存在高度異質性。見表1。

表1 小學生心理健康(MHT)異質性檢驗和效應量

以學習焦慮(圖1a)和沖動傾向(圖1b)為例呈現(xiàn)漏斗圖。結果顯示,學習焦慮和沖動傾向存在小樣本效應可能性較小;多數(shù)散點在漏斗外邊,這可能是研究異質性所致;散點雖右傾,但幅度較小,說明研究存在發(fā)表偏倚可能性較小。進一步采用失效安全系數(shù)、Begg、Egger’s regression和Trill and fill檢驗綜合確定發(fā)表偏倚,結果見表2。(1)失效安全系數(shù):各因子失效安全系數(shù)Nfs0.5:28477～624455,Nfs0.5>5K+10[8];(2)Begg檢驗顯示:P>0.05,無統(tǒng)計學意義;(3)Egger線性回歸檢驗均無統(tǒng)計學意義(P:0.09～1.00);(4)Trill and fill檢驗,總效應在文獻剪粘后仍然存在顯著性,即剪補后效應量未發(fā)生明顯改變[9]。以上結果表明文獻發(fā)表偏倚的可能極小。

圖1 學習焦慮(a)和沖動傾向(b)漏斗圖

表2 發(fā)表偏倚檢驗

2.2 元回歸分析 研究采用隨機效應模型進行元分析。學習焦慮得分(M=6.99)低于常模(M=8.24),接近中效應(d=-0.44);沖動傾向得分(M=4.06)高于常模(M=2.80),為中效應(d=0.54)。以年代為自變量,以心理健康各因子和常模各因子差值為因變量進行元回歸分析。學習焦慮、孤獨傾

向、自責傾向隨年代上升(b=0.06,0.02,0.01),回歸效應顯著(P=0.000,0.018,0.002),分別解釋23%、1%、7%的變異。對人焦慮、恐怖傾向、沖動傾向隨年代呈下降趨勢(b=-0.02 ,-0.02,-0.03),回歸效應顯著(P=0.007,0.012,0.001),分別解釋5%、6%、10%的變異。過敏傾向、身體癥狀(b=0.01,0.00)調節(jié)效應不顯著(P=0.197,0.654)。限于篇幅,僅呈現(xiàn)學習焦慮(見圖2a)和沖動傾向(見圖2b)的年代變化趨勢圖。

圖2 小學生學習焦慮和沖動傾向隨年代變化趨勢

2.3 亞組分析 總體而言,不同地域對身體癥狀有顯著調節(jié)作用(Q=13.90,P=0.003),對孤獨傾向、過敏傾向(Q=7.48,P=0.058;Q=7.27,P=0.064 )調節(jié)作用邊緣顯著,對心理健康其他5個因子無明顯調節(jié)作用(Q:1.33～6.56;P:0.087～0.722)。以女生為參照組,計算小學生心理健康性別差異,結果顯示:性別在對人焦慮、過敏傾向上的調節(jié)效應不顯著(d=-0.02,-0.01;P=0.352,0.687);男生學習焦慮,自責傾向低于女生,但效應量均很小(d=-0.06,-0.10;P=0.034,0.000);男生恐怖傾向低于女生,居于小效應至中效應之間(d=-0.27,P<0.001);男生孤獨傾向、沖動傾向高于女生,但效應量均很小(d=0.10,0.07;均P<0.001)。以非留守小學生為參照組,計算留守小學生和非留守小學生的心理健康差異,結果顯示:留守兒童心理健康各因子均高于非留守兒童,居于小效應至中效應之間(d:0.26～0.39,P:0.000～0.004)。以當?shù)匦W生為參照組,計算進城務工隨遷小學生和當?shù)匦W生的差異,結果顯示:進城務工隨遷小學生學習焦慮、對人焦慮、孤獨傾向、恐怖傾向均高于當?shù)匦W生,居于小效應至中效應之間(d:0.28～0.37,P:<0.001～0.009);過敏傾向和身體癥狀高于當?shù)匦W生,為小效應(d=0.18,0.20;P=0.04,0.01);進城務工隨遷小學生和普通小學生自責傾向和沖動傾向差異無統(tǒng)計學意義(d=0.01,0.10;P=0.940,0.522)。

3 討論

3.1 小學生心理健康總體狀況和年代特征 研究發(fā)現(xiàn),近20年我國小學生MHT各因子得分小于8分,即存在該分量表傾向性的可能性較小,小學生對人焦慮、恐怖傾向、沖動傾向隨年代下降。這表明我國小學生心理健康狀況總體較好。原因可能是:其一,國家重視。2002年,教育部印發(fā)了《中小學心理健康教育指導綱要》,2012年教育部印發(fā)其修訂版,衛(wèi)生部發(fā)布了《學生心理健康教育指南》,這對小學開展心理健康教育起到了指導和推動作用。其二,家庭、學校和社會系統(tǒng)對小學生心理健康關注上升,并不斷提升心理健康應對措施。然而,需要注意的是小學生學習焦慮、自責傾向和孤獨傾向因子隨年代上升,這說明小學生學習焦慮、自責傾向、孤獨傾向越來越嚴重。究其原因如下:伴隨著社會經濟、文化、教育等高速發(fā)展,升學、就業(yè)競爭壓力日趨激烈。起跑線、學區(qū)房、培訓班等社會熱詞折射出父母的教育焦慮。盡管國家頒布了系列“教育減負”政策,但近十年“校內減負、校外增負”,學生學業(yè)負擔不降反升,繁重的學業(yè)負擔成為小學生學習焦慮的重要來源[10]。此外,小學生受認知水平發(fā)展的制約、自我概念的不完善和自我評價的不客觀等,易受外部因素的影響。學業(yè)成績達不到父母、老師的高期望,易引發(fā)學習焦慮[11]和自責傾向。2021年《關于進一步減輕義務教育階段學生作業(yè)負擔和校外培訓負擔的意見》掀起新一輪減負熱潮。然而,在高速、競爭時代,“雙減”政策落地仍面臨諸多難題[12]。未來需進一步探討如何切實減負增效,減輕小學生的學習焦慮、自責傾向。而孤獨傾向增加一方面可能與沉重的學業(yè)負擔使小學生同伴交往變少有關,另一方面則可能與本研究中納入留守小學生和進城務工子女有關。

3.2 小學生心理健康的地域特征 不同經濟區(qū)域對5個因子調節(jié)效應不顯著,這說明不同經濟區(qū)域小學生心理健康差異較小。這與近三十年國民心理健康總體上地區(qū)間差異不顯著結論有一致之處[13]。在國家對不同經濟區(qū)域戰(zhàn)略布局下,中西部的經濟、教育、文化水平均有較大提高,可能在一定程度上導致不同經濟區(qū)域小學生的心理健康多數(shù)因子差距縮小。

3.3 小學生心理健康的性別特征 小學生心理健康性別差異較小,與其他群體基于SCL-90調查的橫斷歷史研究一致[13],暗示生理性別不是小學生心理健康的調節(jié)因素。已有研究揭示性別角色與抑郁癥狀有關聯(lián)[14],未來可進一步探索小學生心理健康是否受到性別角色的影響。

3.4 民工子女心理健康狀況 留守小學生心理健康8個因子得分均高于非留守小學生,居于小至中效應之間。父母教育缺失、長時間情感分離,使留守小學生心理健康發(fā)展受到限制[15]。進城務工隨遷小學生心理健康6個因子高于當?shù)匦W生。這說明進城務工隨遷小學生的心理健康較當?shù)匦W生欠佳。一方面可能與進城務工隨遷小學生與當?shù)匦W生存在家庭收入、父母受教育水平差異[16]、家庭教育資源[17]、社會地位滿意度[18]等的差異有關,另一方面可能與隨遷小學生進入城市的學習適應、人際適應等有關。

綜上,我們獲得以下結論:(1)近20年我國小學生心理健康總體狀況較好,但學習焦慮、自責傾向和孤獨傾向的年代變化趨勢令人擔憂。小學生心理健康教育要重視學習焦慮、自責傾向和孤獨傾向的疏導,預防其惡化;(2)元回歸分析和亞組分析結果表明小學生心理健康研究差異可能受年代、納入研究的學生類型的影響;(3)取樣地域和性別對研究結果調節(jié)效應不明顯;(4)留守小學生的心理健康水平略低于非留守小學生,進城務工隨遷小學生的心理健康水平略低于當?shù)匦W生。研究不足:(1)缺乏最新的小學生心理健康的常模用于分析比較;(2)未獲得未公開發(fā)表文獻,沒有把未公開發(fā)表的文獻納入;(3)原始研究的質量對結果的影響需進一步深入研究確認;(4)未對其他影響因素進行分析,比如民族、獨生子女、研究工具等。