2010～2020中國內地高中生心理健康問題檢出率的元分析*

于曉琪 張亞利 俞國良

2010～2020中國內地高中生心理健康問題檢出率的元分析*

于曉琪1張亞利1俞國良2

(1中國人民大學教育學院, 北京 100872) (2中國人民大學心理研究所, 北京 100872)

我國高中生心理健康問題的檢出率亟需關注, 許多研究對此進行了探究, 但結果并不一致。為明確近10年來我國高中生心理健康問題的檢出狀況及其影響因素, 對檢索后獲得的252項研究進行了元分析。結果發(fā)現(xiàn): 檢出率由高到低依次是抑郁(28.0%)、焦慮(26.3%)、睡眠問題(23.0%)、自我傷害(22.8%)、自殺意念(17.1%)、軀體化(9.8%)、自殺計劃(6.9%)、自殺企圖(未遂) (2.9%)。我國高中生心理健康問題檢出率受出版年代、測量工具、檢出標準、檢出時間、年級和區(qū)域影響。未來應著力編制標準化測評工具、構建心理健康教育長效機制并對高年級、欠發(fā)達地區(qū)高中生的心理健康問題予以重點關注。

心理健康, 檢出率, 高中生, 元分析

1 引言

高中階段是心理發(fā)展的關鍵期, 也是多種心理問題的頻發(fā)期。根據生態(tài)系統(tǒng)理論, 社會對個體的影響可歸結為以個體為圓心擴展而來的嵌套式系統(tǒng)(Brofenbrenner & Morris, 2006)。因此, 高中生的心理健康狀況是多種因素動態(tài)交互的結果(Crockett & Beal, 2012; Gaete et al., 2016)。從個體自身來看, 髙中生正處于埃里克森心理發(fā)展理論中的青少年期, 面臨著自我同一性對角色混亂的心理沖突(Erikson, 1959), 容易出現(xiàn)情緒波動而產生多種心理問題(Blankenstein et al., 2020; Zou et al., 2020); 從外部環(huán)境來看, 學業(yè)負擔、師生關系、親子關系、同伴關系以及他人期望, 都使高中生面臨較大的心理壓力(Kulakow et al., 2021; Sun et al., 2012); 從宏觀社會發(fā)展來看, 隨著社會轉型和時代變遷, 父母離婚率提高、高考制度改革等也對高中生的心理健康造成威脅(Jackson et al., 2016; 俞國良等, 2018)。由此可見, 高中生心理健康問題不僅源于個體自身, 更會受到家庭、學校及社會的廣泛影響。

為提升高中生心理健康水平, 保證后續(xù)心理健康工作的有效開展, 了解我國高中生心理健康問題的檢出率, 從而掌握高中生心理健康的基本狀況是必要的。此前雖已有不少研究涉及高中生心理健康問題的檢出率, 然而, 近10年來, 我國高中生心理健康問題檢出率究竟如何, 尚無一致結論。如高中生抑郁檢出率從5.6%～54.4% (Lan et al., 2016; Tan et al., 2016; 王鑒等, 2020)均有發(fā)現(xiàn)。但此類研究由于樣本數(shù)量有限、地域代表性不足, 導致缺乏一定說服力。元分析則為彌補上述不足提供了有效解決辦法, 其具有的可整合大量研究、降低抽樣及測量誤差、可推斷結果異質性原因等優(yōu)點, 有助于得到更準確的高中生心理健康問題檢出率結果, 進而為后續(xù)心理健康干預提供科學有效的指導。目前, 已有一些關于心理健康問題檢出率的元分析, 如Tang等發(fā)現(xiàn)我國中學生抑郁的檢出率為24.3% (Tang et al., 2019), Hu等發(fā)現(xiàn)我國中學生自殺企圖(未遂)的檢出率為2.94% (Hu et al., 2015)。然而, 此類元分析代表性不強。首先, 在研究問題上, 只關注到心理健康問題的某個方面, 未能全面反映我國高中生心理健康問題的全貌。其次, 在研究對象上, 往往包含初中生在內的中學生, 不能精準反映高中生心理健康問題的獨特特點。最后, 在調節(jié)變量上, 梳理得也不夠全面, 缺乏對出版年代、測量工具和區(qū)域等重要調節(jié)變量的探討。

因此, 本研究擬對我國高中生(含高職生)近10年來相關檢出率文章進行全面、系統(tǒng)的元分析, 以對其心理健康的一般狀況形成更加清晰的認識。關于心理健康的內涵, 目前主要存在三類觀點: 病理學取向、積極取向和完全取向。對心理健康問題檢出率的探討, 決定了本研究是基于病理學取向, 即把心理健康視為不顯著狀態(tài)下的精神病理學癥狀。由于心理健康問題涉及的指標過多, 難以全部呈現(xiàn), 結合對既有文獻的梳理(Achenbach, 1966), 本研究重點選取高中生中較為常見的內化問題(包括焦慮、抑郁、睡眠問題、軀體化、自殺意念、自殺計劃)和外化問題(包括自我傷害、自殺企圖(未遂))的檢出率進行分析。此外, 本研究還考察了出版年代、測量工具相關因素(測量工具、檢出標準、檢出時間)、以及人口統(tǒng)計學變量(年級、區(qū)域、性別、是否獨生、生源地)對心理健康問題檢出率的調節(jié)效應。

2 方法

2.1 文獻檢索與篩選

本研究涵蓋較多心理健康問題指標, 但各個心理健康問題指標是分別獨立進行檢索的。中文數(shù)據檢索了知網碩博及期刊全文數(shù)據庫, 英文數(shù)據庫檢索了Web of Science核心合集數(shù)據庫, 檢索范圍均設定為摘要。在中文數(shù)據庫中檢索時, 焦慮的關鍵詞需包含“焦慮”和“檢出率”; 抑郁的關鍵詞需包含“抑郁”和“檢出率”; 睡眠的關鍵詞需包含“睡眠障礙”或“睡眠問題”或“失眠”和“檢出率”; 軀體化的關鍵詞需包含“軀體化”或“軀體主訴”和“檢出率”; 自我傷害問題的關鍵詞需包含“自我傷害”和“檢出率”; 自殺的關鍵詞需包含“自殺”和“檢出率”。在英文數(shù)據庫中檢索時, 焦慮的關鍵詞需包含“anxi*” and “prevalence” or “detectionrate” and “Chin*”; 抑郁的關鍵詞需包含“depress*” and “prevalence” or “detection rate” and “Chin*”; 睡眠問題的關鍵詞需包含“sleep” or “insomnia” and “prevalence” or “detection rate” and “Chin*”; 軀體化的關鍵詞需包含“somati*” and “prevalence” or “detection rate” and “Chin*”; 自我傷害問題的關鍵詞需包含“self-harm” or “self harm” or “self- injury” or “self injury” and “prevalence” or “detection rate” and “Chin*”; 自殺的關鍵詞需包含“suicid*” and “prevalence” or “detection rate” and “Chin*”。檢索時間段起止時間分別設定在2010年1月1日、2020年12月31日。最終獲取文獻的數(shù)目為: 焦慮(3126篇)、抑郁(3844篇)、睡眠問題(1255篇)、軀體化(551篇)、自我傷害(258篇)、自殺(628篇)。

文獻導入使用EndNote X9, 篩選標準如下: (1)為一手資料的實證研究。(2)有檢出率或能計算出檢出率的必要信息, 且不存在明顯錯誤。(3)明確介紹了測量工具。(4)重復發(fā)表的數(shù)據僅取其一; (5)研究對象為中國內地高中階段或相應年齡段(15～18歲)的學生。(6)研究對象非貧困生、留守兒童等特殊人群。文獻篩選由1名博士生完成, 最后按照心理健康指標將文獻分給另外3名博士生, 并各自隨機抽取10%剔除文獻及保留文獻核查, 若出現(xiàn)不一致結果, 則需同最初文獻篩選者共同協(xié)商解決。文獻篩選流程見圖1。

2.2 文獻編碼

每項研究均根據以下幾種特征編碼: 作者、出版年代、出版類型、取樣地區(qū)、測量工具、檢出標準、檢出時間、被試數(shù)以及檢出率。檢出率選取遵循以下原則: (1)若為追蹤研究, 則提取第一次的數(shù)據; (2)若同一時間點采用了多種評估方法, 則選取測量工具效果最佳的數(shù)據; (3)若多篇研究使用相同數(shù)據, 則提取信息最全的研究數(shù)據。編碼先由一位博士生完成, 之后再由另外一位博士生對照原文核查。若核查出與原文不一致, 需進行討論隨即更正。最終保留文獻的詳細信息均可在OSF網站上開放獲取(https://osf.io/7uewg/)。

2.3 出版偏倚控制與檢驗

陽性結果出版的幾率更大被稱之為出版偏倚(Rothstein et al., 2005), 由于出版偏倚的存在, 僅檢索已發(fā)表文獻可能無法全面代表領域內研究現(xiàn)狀。故本研究同時對未公開發(fā)表的碩博論文庫進行了檢索, 盡可能地減少出版偏倚。此外,-curve曲線也用來檢驗是否存在出版偏倚。其原理是根據已發(fā)表研究中的值分布, 來分析這些研究能否為真實現(xiàn)象提供證據價值(evidential value)。在真實效應(H1為真)的研究中, 相比于較高顯著性范圍內的值(0.025 < ps < 0.05), 較小的值(s <0.025)更有可能出現(xiàn)。因此, 若真實效應存在, 則值分布(-curve)應是右偏的(right-skewed)。

圖1 文獻納入流程

2.4 模型選擇

目前有兩種估計總體效應值的方法: 固定模型和隨機模型。固定模型假設眾多研究測量結果包含相同真值及隨機誤差, 結果上的差異都是由隨機誤差導致的。隨機模型假設眾多研究測量結果包含真值、系統(tǒng)誤差, 以及隨機誤差三部分, 結果差異不僅受隨機誤差影響, 還受測量工具、檢出標準等系統(tǒng)誤差影響。本研究在文獻編碼時發(fā)現(xiàn), 眾多研究樣本的特征不盡相同, 故進行元分析時選擇了隨機效應模型。另外, 異質性檢驗中的檢驗結果及2值也被用于判定本研究中不同模型的適切性。隨機效應模型優(yōu)先適用于檢驗結果顯著, 或2值大于75%的情況, 否則應優(yōu)先選用固定效應模型(Huedo-Medina et al., 2006)。

2.5 數(shù)據處理

3 結果

3.1 文獻納入情況

本研究最終文獻納入情況如下: (1)焦慮48篇(48個效應值, 50613名被試), 包含6篇碩博論文, 42篇期刊論文; (2)抑郁99篇(99個效應值, 217806名被試), 包含14篇碩博論文, 85篇期刊論文; (3)睡眠問題21篇(21個效應值, 91528名被試), 包含6篇碩博論文, 15篇期刊論文; (4)軀體化14篇(14個效應值, 14349名被試), 包含7篇碩博論文, 7篇期刊論文; (5)自我傷害29篇(29個效應值, 149028名被試), 包含3篇碩博論文, 26篇期刊論文; (6)自殺意念21篇(21個效應值, 191906名被試), 包含3篇碩博論文, 18篇期刊論文; (7)自殺計劃7篇(7個效應值, 39775名被試), 包含2篇碩博論文, 5篇期刊論文; (8)自殺企圖(未遂) 13篇(13個效應值, 158416名被試), 包含2篇碩博論文, 11篇期刊論文。

3.2 異質性檢驗

為確定隨機效應模型是否適用于本研究, 以及調節(jié)效應分析是否有必要進行, 對最終納入研究的效應量進行了異質性檢驗。結果發(fā)現(xiàn), 所有心理健康指標的Q值均顯著, 且2值均達到75%以上(見表1), 說明隨機效應模型的選用是合適的(Huedo-Medina et al., 2006)。同時該結果也表明, 一些研究特征因素可能干擾并導致了不同研究間估計值的差異, 可以對調節(jié)效應進行分析。

3.3 主效應檢驗

采用隨機效應模型對各類心理健康問題進行分析, 結果表明: (1)焦慮檢出率為26.3%; (2)抑郁檢出率為28.0%; (3)睡眠問題檢出率為23.0%; (4)軀體化檢出率為9.8%; (5)自我傷害檢出率為22.8%; (6)自殺意念檢出率為17.1%; (7)自殺計劃檢出率為6.9%; (8)自殺企圖(未遂)檢出率為2.9%。

進行敏感性分析的結果表明, 排除任一樣本后, 焦慮總檢出率浮動范圍在25.5%～27.6%; 抑郁總檢出率浮動范圍在27.7%～28.5%; 睡眠問題總檢出率浮動范圍在22.3%～24.7%; 軀體化總檢出率在8.2%～11.0%; 自我傷害總檢出率浮動范圍在21.8%～23.8%; 自殺意念總檢出率浮動范圍在16.4%～17.5%; 自殺計劃總檢出率浮動范圍在6.5%～7.6%; 自殺企圖(未遂)總檢出率浮動范圍在2.8%～3.0%, 均與各指標總體估計值差異不大, 證明元分析的最終估計結果穩(wěn)定性較高。

3.4 調節(jié)效應檢驗

對焦慮進行調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn)(見表2): (1)出版年代的調節(jié)效應顯著(= 0.08, 95% CI = [0.01, 0.15]), 說明近10年來高中生焦慮的檢出率隨時間推移而顯著升高; (2)測量工具的調節(jié)效應顯著, SCL-90中焦慮分量表測得的檢出率偏低, MSSMHS量表測得的檢出率偏高, 不同測量工具和測量標準得到的檢出率在7.7%～40.9%之間; (3)檢出時間的調節(jié)效應顯著, 隨著檢出時間的增長, 高中生焦慮情緒的檢出率呈遞增趨勢, 1周內的檢出率最低, 3個月內次之, 最近一段時間的檢出率最高; (4)年級的調節(jié)效應不顯著, 各年級高中生的焦慮檢出率較為接近; (5)性別的調節(jié)作用不顯著, 男生與女生的焦慮檢出率較為接近; (6)生源地的調節(jié)作用不顯著, 城鎮(zhèn)與農村高中生的焦慮檢出率較為接近; (7)區(qū)域的調節(jié)作用不顯著, 東部、中部和西部地區(qū)高中生的焦慮檢出率較為接近。

表1 高中生心理健康問題的檢出率

注:代表效應值的數(shù)量。

表2 焦慮檢出率的調節(jié)效應分析

注:代表效應值的數(shù)量;Q代表異質性檢驗統(tǒng)計量。MSSMHS為中國中學生心理健康量表(王極盛等, 1997); SAS為焦慮自評量表(Zung, 1971); SCL為90項癥狀自評量表(Derogatis, 1977)。工具后的符號及數(shù)字為檢出標準, 下同。

對抑郁進行調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn)(見表3): (1)出版年代的調節(jié)效應不顯著(= 0.003, 95% CI = [?0.05, 0.05]), 近10年來高中生抑郁的檢出率雖有上升趨勢, 但并不明顯; (2)測量工具的調節(jié)效應顯著。SCL-90中抑郁分量表和CDI測得的檢出率偏低, SDS和MSSMHS測得的檢出率偏高, 不同測量工具和測量標準得到的檢出率在5.2%～ 42.3%之間; (3)檢出時間的調節(jié)效應不顯著, 1周、2周、最近一段時間的檢出率較為接近; (4)年級的調節(jié)作用不顯著, 各年級高中生的抑郁檢出率較為接近; (5)性別的調節(jié)作用不顯著, 男生與女生的抑郁檢出率較為接近; (6)獨生與否的調節(jié)作用不顯著, 獨生與非獨生高中生的抑郁檢出率較為接近; (7)生源地的調節(jié)作用不顯著, 城鎮(zhèn)與農村高中生的抑郁檢出率較為接近; (8)區(qū)域的調節(jié)作用不顯著, 東北、東部、中部和西部地區(qū)高中生的抑郁檢出率較為接近。

對睡眠問題進行調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn)(見表4): (1)出版年代的調節(jié)效應不顯著(= ?0.04, 95% CI = [?0.09, 0.02]), 近10年來高中生睡眠問題的檢出率雖有下降趨勢, 但并不明顯; (2)年級的調節(jié)作用顯著, 從高一到高三, 隨著年級遞增, 高中生睡眠問題的檢出率顯著升高; (3)性別的調節(jié)作用不顯著, 男生和女生的睡眠問題檢出率較為接近; (4)區(qū)域的調節(jié)效應不顯著, 東北、東部、中部地區(qū)高中生的睡眠問題檢出率較為接近。

對軀體化進行調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn)(見表5): (1)出版年代的調節(jié)效應不顯著(=0.05, 95% CI = [?0.19, 0.30]), 近10年來高中生軀體化的檢出率雖有上升趨勢, 但并不明顯; (2)區(qū)域的調節(jié)效應邊緣顯著, 東部地區(qū)高中生的軀體化檢出率最高。

對自我傷害問題進行調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn)(見表6): (1)出版年代的調節(jié)效應不顯著(= 0.01, 95% CI = [?0.07, 0.09]), 近10年來高中生自我傷害問題的檢出率雖有上升趨勢, 但并不明顯; (2)年級的調節(jié)作用不顯著, 各年級高中生的自我傷害檢出率較為接近; (3)性別的調節(jié)作用不顯著, 男生和女生的自我傷害檢出率較為接近; (4)區(qū)域的調節(jié)效應顯著, 中部地區(qū)高中生的自我傷害檢出率顯著高于東部地區(qū)。

表3 抑郁檢出率的調節(jié)效應分析

注:代表效應值的數(shù)量;Q代表異質性檢驗統(tǒng)計量。CDI為兒童抑郁量表(Kovacs, 1992); CESD為流調中心抑郁量表(Radloff, 1997); DSRSC為兒童抑郁自評量表(Birleson, 1981); MSSMHS為中國中學生心理健康量表(王極盛等, 1997); SCL為90項癥狀自評量表(Derogatis, 1977); SDS為抑郁自評量表(Zung, 1965)。

表4 睡眠問題檢出率的調節(jié)效應分析

注:代表效應值的數(shù)量;Q代表異質性檢驗統(tǒng)計量。

對自殺分別進行了自殺意念、自殺計劃和自殺企圖(未遂)的調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn)(見表7): 首先, 就自殺意念而言, 調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn): (1)出版年代的調節(jié)效應不顯著(= ?0.01, 95% CI = [?0.04, 0.02]), 近10年來高中生自殺意念的檢出率雖有下降趨勢, 但并不明顯; (2)年級的調節(jié)效應不顯著, 各年級高中生的自殺意念檢出率較為接近; (3)性別的調節(jié)效應不顯著, 男生和女生的自殺意念檢出率較為接近。其次, 就自殺計劃而言, 調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn): 出版年代的調節(jié)效應不顯著(= ?0.002, 95% CI = [?0.07, 0.07]), 近10年來高中生自殺計劃的檢出率雖有下降趨勢, 但并不明顯。最后, 就自殺企圖(未遂)而言, 調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn): (1)出版年代的調節(jié)效應不顯著(= 0.03, 95% CI = [?0.01, 0.06]), 近10年來高中生自殺企圖(未遂)的檢出率雖有上升趨勢, 但并不明顯; (2)年級的調節(jié)效應不顯著, 各年級高中生的自殺企圖(未遂)檢出率較為接近。

表5 軀體化檢出率的調節(jié)效應分析

注:代表效應值的數(shù)量;Q代表異質性檢驗統(tǒng)計量。

表6 自我傷害檢出率的調節(jié)效應分析

注:代表效應值的數(shù)量;Q代表異質性檢驗統(tǒng)計量。

表7 自殺檢出率的調節(jié)效應分析

注:代表效應值的數(shù)量;Q代表異質性檢驗統(tǒng)計量。

3.5 發(fā)表偏差檢驗

采用-curve分別對高中生焦慮、抑郁、睡眠問題、軀體化、自我傷害、自殺意念、自殺計劃、自殺企圖(未遂)檢出率的相關研究進行分析。分析結果表明, 各個心理健康問題指標的曲線均呈顯著右偏態(tài)。具體結果如下: (1)焦慮檢出率研究中, Binomial test:0.0001, Continuous test:= ?45.92,0.0001, 47個小于0.05的值中, 有45個低于0.025; (2)抑郁檢出率研究中, Binomial test:0.0001, Continuous test:= ?60.12,0.0001, 94個小于0.05的值中, 有90個低于0.025; (3)睡眠問題檢出率研究中, Binomial test:0.0001, Continuous test:= ?33.61,0.0001, 所有值(21個)均低于0.025; (4)軀體化檢出率研究中, Binomial test:0.001, Continuous test:= ?27.40,0.0001, 所有值(14個)均低于0.025; (5)自我傷害問題檢出率研究中, Binomial test:0.0001, Continuous test:= ?39.87,0.0001, 所有值(29個)均低于0.025; (6)自殺意念檢出率研究中, Binomial test:0.0001, Continuous test:= ?35.23,0.0001, 所有值(21個)均低于0.025; (7)自殺計劃檢出率研究中, Binomial test:0.01, Continuous test:= ?20.52,0.0001, 所有值(7個)均低于0.025; (8)自殺企圖(未遂)檢出率研究中, Binomial test:0.001, Continuous test:= ?27.30,0.0001, 所有值(13個)均低于0.025。說明元分析結果不存在嚴重的出版偏倚, 反映了真實的效應值。

4 討論

本研究首次采用元分析的方法, 對我國高中生2010～2020年大概10年來典型常見心理健康問題的檢出率進行了估計, 并發(fā)現(xiàn)了一些能影響檢出率水平的具體因素。這不僅可以幫助澄清此前檢出率大小不一的爭論, 還為關心關注高中生心理健康狀況的部門人員、專家學者提供了切實有效的參照和依據。

4.1 心理健康問題的總體檢出率

本研究表明, 2010～2020年, 我國高中生心理健康問題檢出率中抑郁、焦慮排在前兩位, 說明高中生情緒類內化問題最為嚴重。這可能與其面臨的發(fā)展階段及所屬環(huán)境有關。首先, 高中生正處于青春期, 青春期身心劇烈的變化使得他們往往更容易體驗到較高的焦慮抑郁情緒。生理上的迅速變化, 使得高中生的身高、外貌、嗓音等都變得和以往不同, 外貌焦慮、自我認同等問題也隨之而來(Ahmadi, 2013; Mastro et al., 2016)。心理上的不成熟, 導致其自尊心脆弱又較為敏感, 常被人際關系、角色沖突等困擾, 出現(xiàn)情緒問題(Masselink et al., 2018; Price et al., 2016; Tu et al., 2016; Vannucci & Ohannessian, 2017)。其次, 諸多社會環(huán)境因素, 如校園適應、學習考試壓力、互聯(lián)網暴力等都是焦慮抑郁產生的誘因(Do et al., 2020)。再加上高中生日常體育活動少且生活環(huán)境相對封閉單一, 一旦未能找到適當?shù)男骨? 就容易郁結于心(Essau et al., 2020; Brière et al., 2015)。因此, 有必要健全中學心理健康服務體系, 開設相應心理健康課程并提供適當心理咨詢服務, 同時引導高中生加強體育鍛煉, 紓解其情緒問題。此外, 本研究還發(fā)現(xiàn)高中生存在較高比例的自我傷害問題和睡眠問題, 也需引起足夠的重視, 尤其應注意健全針對高中生自傷問題的心理健康干預機制, 防止其進一步演變?yōu)樽詺⒌群蠊鼮閲乐氐男睦斫】祮栴}。

本結果與以往類似研究不同。(1)對于抑郁, 本結果同元分析中2012～2018年我國高中生28.4%的檢出率(劉福榮等, 2020)較為接近, 但本研究納入了未發(fā)表的近10年來的文獻, 同時擴大了文獻檢索范圍, 估計結果更加準確。(2)對于焦慮, 本結果高于2000～2015年我國大陸焦慮癥4.11%的終生檢出率(Guo et al., 2016)。原因在于其關注的是焦慮障礙且不只關注高中生, 表明高中生雖然焦慮問題突出, 但大部分屬于輕度或中度。(3)對于睡眠問題, 本結果低于2016年及之前我國大學生25.7%、老年人35.9%的睡眠問題檢出率(Li et al., 2018; Li et al., 2019), 表明睡眠問題可能隨著年齡增長呈現(xiàn)遞增趨勢。(4)對于自我傷害, 本結果高于2007～2015年我國大學生16.6%的檢出率(潘珍等, 2016), 表明高中階段可能是自我傷害行為的高發(fā)期。(5)對于自殺, 可以發(fā)現(xiàn), 從自殺意念, 到自殺計劃, 再到自殺企圖, 檢出率逐漸降低。本結果高于元分析中我國大學生自殺檢出率(Li et al., 2014; 茹福霞等, 2019; Yang et al., 2015), 表明高中生自殺情況更為嚴重。這可能是由于青少年調節(jié)負面情緒的前額皮層區(qū)發(fā)育滯后, 認知控制能力發(fā)展不足, 容易產生自殺意念(Morese & Longobardi, 2020)。(6)關于軀體化, 檢出率相對較低, 軀體化和焦慮抑郁等情緒問題密不可分, 焦慮和抑郁水平的升高常伴隨著多種功能性軀體綜合征(Bonvanie et al., 2016; Schuler et al., 2021)。因此, 減輕高中生的軀體化, 可先從改善焦慮、抑郁等心理健康問題著手。

4.2 心理健康問題總體檢出率的調節(jié)效應

首先是出版年代。對于焦慮, 近10年來我國高中生焦慮檢出率顯著增加。其它心理健康指標出版年代的調節(jié)效應雖不顯著, 但包括抑郁、軀體化、自我傷害、自殺企圖(未遂)在內的多數(shù)指標檢出率隨時間推移而上升, 表明心理健康狀況總體呈惡化趨勢。該結果印證了某些研究中的結論(Li et al., 2019; 韓阿珠等, 2017; Tang et al., 2019),也和2020年心理健康藍皮書(傅小蘭等, 2020)中青少年心理健康狀況穩(wěn)中有降的結果基本一致。究其原因, 一方面是由于互聯(lián)網時代的來臨。過去10年間, 手機用戶爆炸式增長、網民數(shù)量不斷攀升, 智能手機和網絡游戲的出現(xiàn)雖然極大豐富了高中生的課余生活, 但同時也剝奪了其線下社交的時間, 短暫的即時快樂后則陷入一系列負性情緒, 尤以焦慮、抑郁最為突出(Bratu, 2019; Elhai et al., 2017; Geng et al., 2021)。另一方面, 社會轉型也是重要影響因素。近年來我國現(xiàn)代化進程提速, 生活節(jié)奏明顯加快, 競爭日益激烈, 物質主義盛行、價值觀以及社會階層多元化、個體化社會所帶來的較大不確定性, 引發(fā)了諸多心理困擾(Li et al., 2019; 俞國良, 王浩, 2020)。因而未來可以考慮進行長時程、一體化的心理健康干預, 著力構建心理健康教育長效機制。

其次是測量工具相關因素。對于該調節(jié)變量只分析了焦慮和抑郁, 由于除焦慮、抑郁外的其他心理健康指標篇數(shù)較少, 亞組分析時每個亞組能納入的文獻數(shù)量不足3篇, 因而未分析。具體來看, (1)測量工具不同會影響焦慮、抑郁的檢出率。對于焦慮, MSSMHS的檢出率最高, 該量表雖已取得廣泛應用, 但由于常模制定粗糙, 與臨床樣本缺乏對照, 容易出現(xiàn)更高的焦慮檢出率結果。SCL-90的檢出率最低。該量表雖為我國最頻繁使用的心理健康問題測驗工具, 但絕大多數(shù)調查都以成人常?；蚯嗄瓿Ｄ闃藴? 未能準確反映高中生群體真實的心理健康狀況(范會勇, 張進輔, 2005)。對于抑郁, SDS的檢出率最高。從原始研究來看, 其高檢出率多半指的是輕度抑郁, 實際抑郁狀況并不嚴重。同焦慮類似, SCL-90的檢出率最低。(2)檢出標準也會影響焦慮、抑郁的檢出率。同一測量工具, 檢出標準越高, 心理健康問題篩選就越嚴格, 相應地, 檢出率也越低。(3)檢出時間會影響焦慮的檢出率。從1周到3個月, 再到最近一段時間, 焦慮的檢出率顯著增加。檢出時間對抑郁的調節(jié)效應雖不顯著, 但從1周、2周, 再到最近一段時間, 抑郁的檢出率也呈逐漸增加的趨勢?？傮w而言, 兩個指標在不同時段上的發(fā)展變化趨勢均符合一般規(guī)律, 即時間段越長, 心理健康問題的檢出率就越高。未來有必要編制標準化測評工具, 統(tǒng)一測量標準并明確檢出時間, 使心理健康問題的篩查和界定更加科學合理。

最后是人口統(tǒng)計學變量。

(1)對于年級, 本研究僅對能夠支撐探討調節(jié)效應的焦慮、抑郁、睡眠問題、自我傷害和自殺進行了分析。結果發(fā)現(xiàn), 睡眠問題檢出率的年級差異顯著, 隨著年級增長, 高中生的睡眠問題檢出率明顯增加, 該結果和Chen等(2006)的研究相一致。相比于低年級學生, 高年級學生不僅學習負擔更重, 睡眠時間常被擠壓, 還要應對更加頻繁的考試, 容易產生考試焦慮, 影響睡眠質量(Abdollahi et al., 2018; Raufelder et al., 2018)。與此同時, 家庭、學校等外環(huán)境也會對其施壓, 他們的緊張感和對未來的擔憂程度都比低年級學生大很多(Duan et al., 2021; Wang, 2021; Xu et al., 2019; 俞國良等, 2016), 這也可以解釋為何高年級學生的睡眠問題更為嚴重。另外, 年級對其它心理健康問題檢出率的調節(jié)效應不顯著, 僅表現(xiàn)出隨年級增長而微增的趨勢。抑郁的結果與傅小蘭等(2021)得出的不存在年級差異的結果一致。表明對于睡眠問題應著重關注高年級學生, 而對于抑郁等其他心理健康問題則應對不同年級予以普遍關注。

(2)對于區(qū)域, 本研究僅對能夠支撐探討調節(jié)效應的焦慮、抑郁、睡眠問題、軀體化和自我傷害進行了分析。根據地理位置及經濟發(fā)展狀況, 將區(qū)域劃分為東北、東部、中部和西部四大區(qū)域(張子珍, 2010)。結果發(fā)現(xiàn), 自我傷害的區(qū)域差異顯著, 中部地區(qū)高中生自我傷害的檢出率高于東部地區(qū)。這可能是由于中部地區(qū)外出務工人員較多, 父母關愛的缺失使中部地區(qū)高中生更容易體驗到消極情緒, 而自我傷害能幫助其從糟糕的情緒體驗中暫時解脫, 導致中部地區(qū)自我傷害問題更嚴重(Chapman et al., 2015; 毛新雅, 魏向東, 2017)。但本研究中東北及西部地區(qū)自我傷害問題的研究數(shù)嚴重不足, 并未納入分析, 僅有的兩個區(qū)域是否有足夠代表性, 還有待于進一步探討。另外, 焦慮、抑郁、軀體化和睡眠問題均不存在顯著的區(qū)域差異, 僅表現(xiàn)出焦慮問題西部地區(qū)檢出率最高, 抑郁問題東北地區(qū)檢出率最高。因此, 未來應對欠發(fā)達地區(qū)高中生的心理健康問題予以重點關注。

(3)對于性別, 本結果發(fā)現(xiàn), 各個指標檢出率的性別差異均不顯著, 僅呈現(xiàn)出女生高于男生的大體趨勢。不少實證研究都支持了該結果(Baxter et al., 2013; Guo et al., 2016; Wang et al., 2016; Zhang et al., 2019)。這可能是由于計劃生育政策實施以來, 許多家庭都是獨生子女, 男孩女孩被賦予了同樣期望、受到了同等對待。此外, 得益于性別平權、婦女解放等新思想、新觀念的深入人心, 性別刻板印象和性別歧視現(xiàn)象得以減輕, 因而不同性別高中生的心理健康狀況也逐漸趨向一致(李唯博等, 2017)。

(4)對于獨生與否, 本研究僅對能夠支撐探討調節(jié)效應的抑郁進行了分析。結果發(fā)現(xiàn), 獨生與非獨生高中生的抑郁檢出率差異并不顯著, 僅呈現(xiàn)出非獨生高于獨生的大體趨勢。該結果與前人的元分析結果相一致(Li et al., 2019; Tang et al., 2019)。原因可能在于, 一方面非獨生家庭中往往存在“同胞競爭效應” (Falbo & Hooper, 2015), 但另一方面, 兄弟姐妹也會在困難時互幫互助, 分享來自親情的溫暖和支持(Finan et al., 2018), 二者的作用相互抵消, 導致獨生與非獨生高中生的抑郁水平差異不大。

(5)對于生源地, 本研究僅對能夠支撐探討調節(jié)效應的焦慮和抑郁進行了分析。結果發(fā)現(xiàn), 城鎮(zhèn)與農村高中生的焦慮、抑郁檢出率差異均不顯著, 僅呈現(xiàn)出農村高于城市的大體趨勢, 說明城鄉(xiāng)差異并非左右高中生心理健康檢出率大小的關鍵性因素。近年來, 城鄉(xiāng)一體化的有效推行, 使得農村地區(qū)的教育投入、師資水平、學習環(huán)境等都在改善提升, 城鎮(zhèn)與農村高中生基本上擁有相似的學習生活環(huán)境, 城鄉(xiāng)在物質條件和精神層次方面的差距也在不斷縮小, 因而心理健康水平也愈來愈接近。

4.3 研究不足與展望

盡管本研究在開展過程中十分注重嚴謹性, 但仍不可避免地存在一些不足之處。首先, 本研究并未進行預注冊, 預注冊作為當下研究中的一種流行趨勢, 既有助于檢驗先期假設和后期檢驗能否相互印證, 又可使得研究的開展更為規(guī)范, 因此期盼未來元分析對此予以關注。其次, 考慮到本研究所涉及的心理健康問題指標較多, 外文數(shù)據庫的檢索僅采用了Web of Science核心合集。即便可能已經涵蓋了絕大多數(shù)研究結果, 也難免會遺漏掉個別研究。建議未來對檢出率等問題感興趣的研究者, 可按照時間逐年檢索, 建立專門的元分析數(shù)據庫。再次, 元分析終究是基于原始文獻的二次分析, 很難規(guī)避出版偏見, 所以仍需與高質量原始研究互相比照印證, 特別是在動態(tài)發(fā)展過程中加以驗證。

5 結論

(1) 2010～2020年我國高中生心理健康問題檢出率由高到低依次是抑郁、焦慮、睡眠問題、自我傷害、自殺意念、軀體化、自殺計劃、自殺企圖(未遂); (2) 10年間我國高中生心理健康問題隨年代推移呈現(xiàn)惡化趨勢, 其中焦慮問題尤為明顯; (3)高中生心理健康問題檢出率受測量工具相關因素(測量工具、檢出標準和檢出時間)的影響; (4)高中生心理健康問題隨年級增高而增加, 其中睡眠問題尤為明顯; (5)高中生心理健康問題受區(qū)域影響, 經濟欠發(fā)達地區(qū)心理問題更為嚴重。

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Prevalence of mental health problems among senior high school students in mainland of China from 2010 to 2020: A meta-analysis

YU Xiaoqi1, ZHANG Yali1, YU Guoliang2

(1School of Education, Renmin University of China, Beijing 100872, China)(2Interdisciplinary Platform for Mental Health Education, Renmin University of China, Beijing 100872, China)

The prevalence of mental health problems of senior high school students in China needs urgent attention. It has attracted many researchers’ attention, but their results were inconsistent. In order to clarify the detection rates and influencing factors of mental health problems of senior high school students in China in recent ten years, we performed a meta-analysis using 252 retrieved studies. The results showed that the prevalence from high to low were depression (28.0%), anxiety (26.3%), sleep problems (23.0%), self-injury (22.8%), suicidal ideation (17.1%), somatization (9.8%), suicide plan (6.9%), and suicide attempt (2.9%). The prevalence of mental health problems of senior high school students in China was affected by the year of publication, measurement tools, detection standards, detection time, grade, and region. In the future, efforts should be made to prepare standardized evaluation tools, build a long-term mechanism of mental health education, and focus on the mental health problems of senior class and underdeveloped area senior high school students.

mental health problems, prevalence, senior high school students, meta-analysis

2021-08-25

* 中國人民大學“雙一流”心理健康教育重大創(chuàng)新規(guī)劃平臺支持。

俞國良, E-mail: yugllxl@sina.com

R395; B844