儿童青少年家庭功能障碍与心理健康关系的三水平元分析.pdf

心理科学进展 2024,Vol.32,No.5,771789 2024 中国科学院心理研究所 Advances in Psychological Science https:/doi.org/10.3724/SP.J.1042.2024.00771 771 元分析(Meta-Analysis)儿童青少年家庭功能障碍与心理健康 关系的三水平元分析*文思雁 于旭晨 金 磊 宫俊如 张晓函 孙敬林 张 杉 吕厚超(西南大学心理学部,中国社区心理学服务与研究中心;心理学与社会发展研究中心;西南大学时间心理学研究中心,重庆 400715)摘 要 当家庭无法完成相应任务或家庭不具备良好的特征时,即为家庭功能障碍。家庭功能障碍是影响儿童青少年心理健康的重要因素,但两者关系存在争议。为了较为全面地理解家庭功能障碍(主观与客观)与儿童青少年心理健康(积极与消极)的关系,基于家庭系统理论和心理健康双因素模型,采用三水平元分析对两者关系进行探讨。检索和筛选2022年3月1日以前发表的文献,最终纳入97项研究,包括173个效应量和130227名被试。主效应检验发现,单亲通过损害积极心理健康状态、加剧消极心理健康状态影响儿童青少年,父母离异、父母服刑、父母物质滥用、父母患精神疾病、主观家庭功能障碍通过加剧消极心理健康状态影响儿童青少年。调节效应检验发现,单亲对男生心理健康的消极影响更大;集体主义背景下,父母服刑对儿童青少年心理健康的消极影响更大。研究结果不仅支持家庭系统理论,还提示需要给予家庭功能障碍儿童青少年的积极心理健康状态更多关注,并在关注文化背景的同时,根据性别差异进行精准干预。关键词 儿童青少年,家庭功能障碍,心理健康,三水平元分析 分类号 R395 1 引言 儿童青少年的心理健康(Mental Health)一直是全球关注的重点问题。2020 年,世界卫生组织发布的青少年心理健康促进和预防干预指南指出,心理健康问题在青春期疾病中占比相当大,超过一半的心理健康问题出现在 14 岁之前。家庭作为最直接、最重要的微系统,对儿童青少年的身心发展具有重要影响(Bronfenbrenner,1979)。家庭功能障碍(Family Dysfunction)即家庭功能发挥不良或家庭功能不全,是影响青少年心理健康的 收稿日期:2023-05-18*国家社科基金重大项目(22&ZD184),重庆市社会科学规划重点项目(2021NDZD09),重庆市教育科学“十四五”规划课题重点项目(2021-GX-003)资助。通信作者:吕厚超,E-mail: 重要因素(Phillips et al.,2000;Vaughn-Coaxum&Weisz,2021)。研究发现,儿童期(累积)逆境(包含家庭功能障碍经历)对青少年的心理发展具有负面影响(Woods-Jaeger et al.,2021)。例如,儿童期逆境会提高抑郁发生的可能性(姜申 等,2022),影响青少年的情绪发展,导致其应对能力低下(毛平 等,2021)。然而,也有研究认为家庭功能障碍与儿童青少年的心理健康无显著联系(Hindt et al.,2020;Martinez et al.,2021)。可见,以往研究虽然考察了家庭功能障碍与儿童青少年心理健康的关系,但结论并不一致。目前,家庭功能障碍存在两种主要的划定标准。一方面,研究者采用研究工具(例如,Epstein等(1983)开发的 McMaster 家庭评估工具)进行测量,并根据被试的主观报告结果来判断家庭功能障碍的程度。另一方面,世界卫生组织将父母离异等客观家庭状况直接归类为家庭功能障碍772 心 理 科 学 进 展 第 32 卷 (Felitti et al.,1998;Ho et al.,2019)。以上两种划定标准分别体现了家庭功能障碍的不同方面。主观报告结果体现着个体对于家庭环境(例如,家庭氛围、家庭关系)的主观感受,而客观家庭状况反映了个体所处的客观家庭环境。据此,本研究将家庭功能障碍划分为主观家庭功能障碍与客观家庭功能障碍。研究发现,与家庭结构不完整的青少年类似,家庭结构完整的青少年也可能经历相似程度的主观家庭功能障碍(Domzalska et al.,2022)。因此,仅依据客观家庭状况来判断家庭功能障碍,可能忽视青少年对家庭功能障碍的主观感受,而仅依据主观报告结果来判断家庭功能障碍,也可能忽视青少年的客观家庭功能障碍经历。同时,心理健康双因素模型(The Dual-Factor Model of Mental Health,DFM)指出,心理健康既包含提升积极心理健康状态,也包含消除消极心理健康状态,是两方面结合的完整状态(韩毅初 等,2020;Keyes&Lopez,2002)。因此,要全面探讨儿童青少年的心理健康问题,就需要考虑积极状态和消极状态两个方面。然而,以往研究(旦增顿珠 等,2015;Casey et al.,2015;Davis et al.,2012;Hindt et al.,2020;Martyn&Byrne,2014)大多仅根据主观或者客观的单一衡量标准,考察家庭功能障碍与儿童青少年消极心理健康状态的关系,研究结果既存在矛盾(魏秀蓉,2019;Lee et al.,2021;Van Loon et al.,2014;Wansink et al.,2015),也无法完整描述家庭功能障碍的全貌,还忽略了积极的心理健康指标。综上,本研究拟将家庭功能障碍划分为主观家庭功能障碍和客观家庭功能障碍,考虑心理健康的积极与消极两方面,采用三水平元分析对两者关系进行量化,并通过调节效应分析探讨影响两者关系的因素。1.1 家庭功能障碍与心理健康的内涵 家庭功能不仅体现在家庭完成的任务上,例如,为家庭成员的成长提供物质和精神条件(方晓义 等,2004;Miller et al.,2000);还体现在家庭的具体特征上,例如,家庭的关系结构(方晓义 等,2004;Olson et al.,2000)。因此,当家庭无法完成相应任务或者家庭不具备良好的特征时,即可认为存在家庭功能障碍。依据不同的衡量标准,家庭功能障碍可分为主观和客观家庭功能障碍。主观家庭功能障碍主要体现个体对于家庭关系、家庭氛围等家庭环境特征的主观评估,一般采用研究工具测量。目前,具有代表性、应用较广泛的工具如下：(1)McMaster家庭评估工具(McMaster Family Assessment Device,FAD)(Epstein et al.,1983),用于测查家庭总体功能、问题解决与情感反应等方面的表现,得分越高代表主观家庭功能障碍程度越高。(2)亲密度与适 应性 量 表(Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scales,FACES)(Olson et al.,1985),用于测查家庭内部的亲密度和适应性程度,得分越低代表主观家庭功能障碍水平越高。(3)家庭关怀度量表(APGAR)(Smilkstein,1978),将家庭看作由患者以及一名或多名成员共同组成的群体,且家庭成员之间承诺互相照顾,得分越低表明主观家庭功能障碍程度越高。对于客观家庭功能障碍,一般采用客观指标作为判断标准。在童年期不良经历(Adverse Childhood Experiences,ACEs)中,单亲、父母离异或离世、家庭成员物质滥用、家庭成员患精神疾病、家庭成员服刑等被归类为家庭功能障碍(Felitti et al.,1998;Ho et al.,2019),由于以上经历均反映客观状况,因此统称为客观家庭功能障碍。关于心理健康的内涵,目前存在完全取向、病理学取向和积极取向三种不同观点(张亚利 等,2022)。由于心理健康指的是一种持续的心理状态,在这种状态下,个体不具有心理疾病,并且人格相对完善、能良好地适应社会环境且心理潜能可以得到发挥(刘华山,2001),因此,本研究关注心理健康的完整状态,即完全取向。心理健康双因素模型是完全取向的重要体现,强调心理健康是提升积极心理健康状态和消除消极心理健康状态的完整状态(韩毅初 等,2020;Keyes&Lopez,2002),对于心理健康问题,需要从这两个层面进行较为全面的考虑。根据韩毅初等(2020)的标准,对于积极心理健康状态,可用幸福感、生活满意度、自尊等积极指标衡量;对于消极心理健康状态,可用孤独感、行为问题、抑郁等消极指标评估。1.2 儿童青少年家庭功能障碍与心理健康的关系 当研究聚焦于个体的主观家庭功能障碍时,即依据主观报告结果来判断家庭功能障碍时,其结果往往与抑郁等消极心理健康状态存在正相关(Davis et al.,2012),也与自尊等积极心理健康状态存在负相关(魏秀蓉,2019)。然而,根据 Cohen(1988)关于相关系数大小的参照解释标准,主观第 5 期 文思雁 等:儿童青少年家庭功能障碍与心理健康关系的三水平元分析 773 家庭功能障碍与积极心理健康状态、消极心理健康状态的相关程度均存在差异。例如,在抑郁的有关研究中,Davis 等(2012)的结果表明,主观家庭功能障碍与抑郁呈中等程度的正相关(r=0.38),而 Martyn 和 Byrne(2014)的研究结果却显示,两者之间呈显著强正相关(r=0.57),旦增顿珠等(2015)的研究则发现,主观家庭功能障碍与抑郁仅存在较弱的关联。此外,在自尊的有关研究中,魏秀蓉(2019)的结果表明,主观家庭功能障碍与自尊呈中等程度的负相关(r=0.42),而 Lee 等(2021)则发现两者之间仅呈现较弱的负相关(r=0.27)。当研究聚焦于个体的客观家庭功能障碍时,即采用客观家庭状况来判断家庭功能障碍时,其结果存在与积极、消极心理健康状态相关和无相关的矛盾结果。由于父母是儿童青少年在家庭中最直接的重要他人,相关研究主要探讨单亲、父母离异、父母服刑、父母物质滥用、父母患精神疾病 5 种指标的影响(Felitti et al.,1998;Ho et al.,2019)。然而,以单一客观指标作为家庭功能障碍的诊断标准时,研究结果存在矛盾。林平(2016)发现,单亲家庭儿童青少年的主观幸福感水平显著低于完整家庭儿童青少年,而易嫦娥(2011)未发现两者之间的显著联系。王瑛(1990)发现,离异家庭的儿童青少年可能表现出更多的问题行为,而 Martinez 等(2021)的研究表明,父母离异与儿童青少年的问题行为无关。Casey 等(2015)发现,父母服刑可能导致儿童青少年出现更多的内化问题,而 Hindt 等(2020)未发现两者之间的显著联系。Uusitalo-Malmivaara 和 Lehto(2013)发现,父母物质滥用的儿童青少年更可能感到抑郁,而Best(2008)发现父母物质滥用与抑郁无关。Van Loon 等(2014)发现,父母患精神疾病的儿童青少年也可能存在更多内化和外化问题,而 Wansink等(2015)未发现两者之间的显著联系。然而,家庭系统理论(Family Systems Theory;Cox&Paley,2003)指出,家庭对儿童青少年的心理发展具有重要影响。家庭内部有多个子系统,例如,婚姻关系、亲子关系等,子系统之间存在动态交互作用。同时,家庭系统是一种自适应组织,当家庭面对规范性过渡(Normative Transitions)(例如,孩子出生)和非规范性过渡(Nonnormative Transitions)(例如,父母离异)时,所有子系统的现有互动模式会随之变化,从而应对危机与挑战。但是,新系统不一定比原系统稳定,可能存在新的缺陷(Cox&Paley,2003)。当儿童青少年面对家庭功能障碍时,心理健康既受到子系统动态交互作用的影响,又受到不稳定且有缺陷的新系统的影响(胡义秋 等,2023;Chiang&Bai,2022)。因此,家庭功能障碍是儿童青少年心理健康的重要预测因素。故本研究提出假设 1：主观家庭功能障碍与积极心理健康状态呈中高程度负相关,与消极心理健康状态呈中高程度正相关;客观家庭功能障碍与积极心理健康状态存在负关联,与消极心理健康状态存在正关联。由于本研究需要考虑多个心理健康指标,同一项研究可能报告多个符合纳入标准的效应量,同时,考虑到传统元分析各效应量之间相互独立的假设,以及效应量之间的相关对合并效应量的影响,本研究拟舍弃传统元分析,采用三水平元分析分组整合家庭功能障碍和儿童青少年心理健康的关系(陈静 等,2022;Assink&Wibbelink,2016)。三水平是指模型中的方差来源有三种水平,分别是抽样方差(水平 1)、研究内方差(水平 2)和研究间方差(水平 3)(Cheung,2014)。通过考虑以上三种方差成分,三水平元分析不仅可以从同一研究中提取满足条件的所有效应量,减少信息丢失造成统计效力降低的问题,而且可以避免效应量之间的相关对元分析结果造成夸大的现象(Assink&Wibbelink,2016)。1.3 儿童青少年家庭功能障碍与心理健康的调节变量 性别。研究发现,离异家庭的男生比女生有更高的抑郁水平(Storksen et al.,2005)、更多的情绪问题和行为问题(昌兵,1997)。同时,相较于女生,家庭关系与抑郁、行为问题之间的联系在男生中更强,表现为家庭关系越糟糕,男生更可能感到抑郁,并且其行为问题更严重(Marty&Byrne,2014)。社会角色理论(Eagly et al.,2000)认为,由于性别角色的不同,在面对家庭问题时,相 较 于 女 性,男 性 更 可 能 不 寻 求 社 会 支 持(Geckova et al.,2003;Kneavel,2021),而且容易采取不恰当的情绪调节策略(姜媛 等,2008;Mink et al.,2023),从而导致心理问题加剧。然而,也有研究指出,离异家庭的女生比男生更容易感到抑郁和自卑(陈建华 等,1991),可能存在更多心理774 心 理 科 学 进 展 第 32 卷 问题(孙丹 等,2008)。此外,Jenkins 等(2002)发现,相较于男生,亲子冲突与抑郁之间的联结在女生中体现得更明显,表现为亲子关系越糟糕,女生更可能有较高的抑郁水平。这可能是因为,男性的心理韧性水平更高(Singh et al.,2019),在面对家庭问题时,更能控制自己的情绪(吉彬彬 等,2020)。因此,性别对儿童青少年家庭功能障碍和心理健康关系的影响并未得到一致结论,应该将性别作为调节变量进行探讨。综上,本研究提出假设 2：性别在家庭功能障碍与心理健康之间的关系起调节作用。学龄段。Martyn 和 Byrne(2014)发现,在小学生群体中,主观家庭功能障碍与抑郁之间有很强的相关关系,而旦增顿珠等(2015)的研究表明,在初中生群体中,两者之间的关联很弱。也有研究发现,在父母服刑的儿童青少年中,与年龄较大的孩子相比(Hindt et al.,2020),年龄较小的孩子存在显著的内化与外化问题(Haskins,2015)。从毕生心理发展的角度来看,随着年龄增长,儿童青少年的心理发展越来越成熟(张亚利 等,2020),应对负性经历的方式更积极。例如,面对负性事件时,相较于低年级,高年级更可能采取乐观的态度(姜媛 等,2008;李红娟 等,2019)。因此,家庭功能障碍对不同学龄段儿童青少年的心理健康可能产生不同影响,应该考虑学龄段是否调节两者关系。综上,本研究提出假设 3：学龄段在家庭功能障碍与心理健康之间的关系起调节作用。自变量研究工具。采用 FAD-GF(FAD 分量表之一,用于测量总体家庭功能障碍)进行的研究表明,主观家庭功能障碍与儿童青少年抑郁之间呈中等程度正相关(Carless et al.,2015;Davis et al.,2012),或强正相关(Martyn et al.,2014)。但采用APGAR 进行的研究表明,两者之间的关联很弱(旦增顿珠 等,2015)。而 Domzalska 等(2022)采用自编的研究工具发现,两者呈中等程度正相关。这可能是由于效度、测量内容、适用群体等方面存在差异,导致不同研究工具测得的结果不同。FAD 不仅在国外广泛使用,经过我国学者修订或改编,在国内也得到广泛应用,例如,家庭功能量表(董奇,林崇德,2011),而 APGAR 在国内外较多应用于医学领域。因此,不同研究工具测得的主观家庭功能障碍和儿童青少年心理健康之间的关系不一致,需要将自变量研究工具作为调节变量进行分析。综上,本研究提出假设 4：自变量研究工具在主观家庭功能障碍与心理健康之间的关系起调节作用。以往的元分析研究表明(Robson et al.,2020;施国春 等,2017;叶静,张戌凡,2021),文化背景、发表年份、发表类型、文献质量等发表特征也可能是潜在的调节变量。首先,文化背景可能调节家庭功能障碍与心理健康的关系。根据自我建构理论(Markus&Kitayama,1991),集体主义背景下的个体认为自我与社会环境相互依存。因此,相较于认为自我独立于环境的个人主义,在集体主义中,个体的心理健康受家庭的影响更大。例如,研究发现,相较于英国青少年,父母积极教养与中国青少年抑郁之间的负关联更强(Zhao et al.,2023)。其次,由于文献发表的年份和类型不同,研究方法、研究质量可能存在差异,这些因素可能对变量之间的关系产生影响。综上,将它们与性别、学龄段、研究工具均作为调节变量,考虑其对儿童青少年家庭功能障碍和心理健康关系的影响。故本研究提出假设 5：文化背景、发表年份、发表类型、文献质量在家庭功能障碍与心理健康之间的关系起调节作用。2 研究方法 2.1 文献检索与筛选 2.1.1 文献检索 中文文献在中国知网、万方、维普 3 个数据库进行全库检索,检索各数据库 2022 年 3 月 1 日以前发表的文献。家庭功能障碍的检索关键词为“童年期或儿童期不良经历”“家庭功能不全”“家庭功能障碍”“功能不全家庭”“父母物质滥用”“父亲物质滥用”“母亲物质滥用”“父母吸毒”“父亲吸毒”“母亲吸毒”“父母酗酒”“父亲酗酒”“母亲酗酒”“物质滥用人员”“吸毒人员”“酗酒人员”“服刑家庭”“服刑人员”“离异”“单亲”“精神病患者”;被试群体的检索关键词为“儿童”“青少年”“未成年人”;心理健康的检索关键词为“幸福感”“生活满意度”“自尊”“孤独感”“行为问题”“抑郁”“心理健康”(韩毅初 等,2020),将三类关键词分别根据“家庭功能障碍 AND 被试群体 AND心理健康”的格式进行匹配检索。英文文献在 Web of Science 核心合集、MEDLINE、ScienceDirect、PsycInfo、PQDT 全球第 5 期 文思雁 等:儿童青少年家庭功能障碍与心理健康关系的三水平元分析 775 博硕士论文全文 5 个数据库进行全库检索,检索各数据库 2022 年 3 月 1 日以前发表的文献。家庭功 能 障 碍 的 检 索 关 键 词 为“adverse childhood experience(s)”“family dysfunction(s)”“household dysfunction(s)”“parental substance abuse”“parental incarceration”“incarcerated parent(s)”“criminal family”“parental divorce”“divorced family”“separation family”“remarried family”“single parent family(families)”“parental mental illness”,被试群体的检索关键词为“children”“adolescent”“teenager”,心 理 健 康 的 检 索 关 键 词 为“mental health”(韩毅初 等,2020),将三类关键词分别根据“家庭功能障碍 AND 被试群体 AND 心理健康”的格式进行匹配检索。2.1.2 文献筛选 使用 Endnote X9 将文献导出、去重并进行筛选。文献纳入的标准：(1)必须是正确报告家庭功能障碍与心理健康相关数据的实证研究;(2)研究对象的主要年龄范围为 518 岁(林崇德,2018),无生理或精神疾病;(3)数据重复发表的,优先选取发表在学术期刊上的研究;(4)通过现有渠道可以获取全文的研究。文献筛选由 5 位心理学硕士研究生分成两组背对背进行,文献筛选流程图见图 1。将文献分为以下六大类：单亲、父母离异、父母服刑、父母物质滥用、父母患精神疾病、主观家庭功能障碍,初步纳入文献中,有 5 篇报告了其中两类或两类以上家庭功能障碍。2.2 文献编码与质量评价 2.2.1 文献特征编码 对已纳入文献按照以下特征进行编码：(1)文献信息：第一作者和发表年份;(2)样本量;(3)效应量：由于自变量类型不同,主观家庭功能障碍与心理健康的最终效应量采用相关系数 r,客观家庭功能障碍与心理健康的最终效应量采用优势比OR;(4)家庭功能障碍变量：主观家庭功能障碍、单亲、父母离异、父母服刑、父母物质滥用、父 图 1 文献筛选流程图 776 心 理 科 学 进 展 第 32 卷 母患精神疾病;(5)主观家庭功能障碍研究工具;(6)心理健康变量及指标效价：积极、消极;(7)学龄段：小学、初中、高中、小学初中、初中高中、小学初高中,以 12岁和 15 岁为界限进行划分(林崇德,2018);(8)性别群体：男、女、男女都有;(9)男性比(男性数量与样本总数的比值);(10)文化背景：被试群体所在国家或地区的个人主义指数(Hofstede,2005;官网查询链接:https:/www.hofstede- 12 个研究组(见图 1)。2.2.2 文献质量评价 参考张亚利等(2019)编制的相关类元分析文献质量评价表进行评价,计算每个效应量的质量总分,主观家庭功能障碍类文献总分介于 010 分之间,由于客观家庭功能障碍没有测量工具,所以此类文献总分介于 08 分之间,最终得分越高文献质量越好。文献编码和文献质量评价由两组研究者背对背同时进行,最后进行交叉核查。评价一致性检验结果表明,交叉核查前后的编码Kappa 值为 0.840,说明在本研究中,两组研究者的编码一致性水平非常高(Orwin,1994)。如果出现编码不一致的情况,经过查看原始文献讨论后更正为一致。2.3 元分析过程 2.3.1 效应量计算 在元分析中,不同效应量之间可以进行转换(Borenstein et al.,2009)。有些文献仅报告了 F 值、t值或2值,先采用公式转化为r值,即 trtdf=FFdfN,再采用 CMA V3 将相关系数 r 转换为呈正态分布的 Fishers Z 分数,最后将Fishers Z 分数转换回相关系数 r,这样得出的结果更可靠(Card,2012;Mullen,1989)。需要转化成OR值的效应量,先采用公式转化为logOR,即d=221rr,logOR=3d,再采用 CMA V3 转换成 OR。2.3.2 模型选择 在元分析中,固定效应模型假设所有研究只存在一个真实的效应量,效应量之间的差异完全是由抽样误差引起的。而随机效应模型估计的是所有研究的效应量平均值,并假设效应量之间的差异不只是来源于抽样误差,还可能来源于研究群体、研究工具等研究特征(Borenstein et al.,2009)。根据 Hunter 和 Schmidt(2000)及 Schmidt等(2009)的建议,异质性检验的结果不足以作为模型选择的标准,需要根据研究回顾与实际情况进行选择。首先,通过文献回顾已经发现,家庭功能障碍与儿童青少年心理健康之间的关系存在可能由研究特征导致的差异,满足随机效应模型的假设。然后,相较于随机效应模型,固定效应模型通常表现出 I 型错误,且估计的效应值置信区间通常小于实际宽度,容易夸大元分析结果的精确度,故最终选用随机效应模型。随机效应模型要求元分析至少纳入 5 篇文献(Tufanaru et al.,2015),文献编码完成后,主观家庭功能障碍与积极组等4 个研究组的效应量少于 5 个,因此,这 4 个研究组不予合并,最终保留 8 个研究组,共纳入文献97 篇,有 5 篇报告了其中两类或两类以上家庭功能障碍(见图 1)。2.3.3 发表偏倚检验 发表偏倚(Publication bias)是指,由于有显著结果的研究更容易被发表,导致已经发表的研究不能代表该领域的偏倚现象(Rothstein et al.,2005)。常用的发表偏倚检验方法有漏斗图(Funnel plot)和 Eggers 回归法。当目测各个研究形成的漏斗图大致对称时,表明不存在显著的发表偏倚。Eggers回归法是根据回归方程中截距的95%置信区间及p值进行判断,当95%置信区间包含零且p值大于 0.05 时,表明不存在显著的发表偏倚。在元分析中,应该根据研究数量和数据类型,选择最恰当的检验方法。漏斗图以视觉判断为主,不第 5 期 文思雁 等:儿童青少年家庭功能障碍与心理健康关系的三水平元分析 777 仅不够严谨,而且在研究数量较少(少于 10 项)时并不适用(Sterne et al.,2011)。因此,本研究选择使用 Eggers 回归法。只有不存在明显的发表偏倚时,元分析结果才可靠。2.3.4 数据处理与分析 当前研究采用三水平元分析,当抽样方差(水平 1)占比小于 75%时,则认为存在异质性(Hunter&Schmidt,1990),表明可以继续进行调节效应分析。按照 Assink 和 Wibbelink(2016)的教程编写 R语句,在 R x64 4.2.1-win 版本中使用 metafor 包进行三水平元分析。3 研究结果 3.1 研究特征 最终纳入研究 97 篇,发表年份范围为 1990 2022,中文 68 篇,英文 29 篇;期刊 64 篇,学位论文 33 篇;包含 173 个效应量,130227 名被试(见图1)。其中,单亲 39 篇,55 个效应量(积极=19,质量 均分为 5.21;消极=36,质量均分为 4.50),57359名被试;父母离异 35 篇,61 个效应量(积极=19,质量均分为 5.37;消极=42,质量均分为 4.45),34122名被试;父母服刑10篇,20个效应量,质量均分为 6.10,33723 名被试;父母物质滥用 4 篇,5个效应量,质量均分为 6.40,2939名被试;父母患精神疾病 8 篇,11 个效应量,质量均分为 5.27,4334 名被试;主观家庭功能障碍 9 篇,21 个效应量,质量均分为 7.50,4244 名被试。综上,8 组研究纳入文献的质量均分均大于理论均分(主观家庭功能障碍类理论均分为 5 分,客观家庭功能障碍类理论均分为 4 分),整体质量较好。元分析纳入文献的特征详见表 1。3.2 发表偏倚 Eggers 回归法检验表明,在 8 个研究组的回归方程中,截距的 95%置信区间均包含零且 p 值均大于 0.05,说明 8 组研究均不存在显著的发表偏倚,可以继续进行元分析。表 1 元分析纳入文献特征 家庭功能障碍变量 效应量 心理健康指标效价 样本量 发表年份 学龄段 性别群体 男性比文化 背景 发表类型 文献质量单亲 OR 积极=19 17605 20012021 初中=8;高中=4;小学初中=1;初高中=5;小学初高中=1 男女都有=190.340.57 4387 期刊=10;学位论文=9 07消极=36 41752 19992020 小学=6;初中=13;高中=5;小学初中=7;初高中=3;小学初高中=2男=4;女=3;男女都有=290.001.00 4367 期刊=19;学位论文=17 17父母离异 OR 积极=19 9041 20052021 小学=2;初中=4;高中=4;小 学 初 中=2;初高中=7 男=2;女=2;男女都有=150.001.00 4381 期刊=11;学位论文=8 37消极=42 30369 19902021 小学=13;初中=4;高中=6;小学初中=4;初高 中=10;小 学 初 高中=5 男=6;女=7;男女都有=290.001.00 2781 期刊=31;学位论文=11 07父母服刑 OR 消极=20 33723 20082022 小学=5;小学初中=5;初高中=4;小学初高中=6 男=2;女=3;男女都有=150.001.00 4360 期刊=17;学位论文=3 48父母 物质滥用 OR 消极=5 2939 20082013 小 学=3;初 高 中=1;小学初高中=1 男=1;女=2;男女都有=2 0.001.00 4381 期刊=4;学位论文=1 38父母患 精神疾病 OR 消极=11 4334 20082022 小 学=3;初 高 中=1;小学初高中=7 女=1;男女都有=100.000.66 43100期刊=8;学位论文=3 37主观家庭 功能障碍 r 消极=21 4062 20082022 小学=6;初中=3;小学初高中=12 男=4;女=4;男女都有=130.001.00 4387 期刊=20;学位论文=1 610注：“=”右边为效应量个数;“”左边为最小值,右边为最大值。主观家庭功能障碍研究工具：FAD-GF=13;FS(Family Sheets)=1;APGAR=2;自编问卷=5。778 心 理 科 学 进 展 第 32 卷 3.3 敏感性分析 主观家庭功能障碍类文献质量得分均大于理论均分 5 分,在客观家庭功能障碍类文献中,有 6个研究组,共 19 个质量得分小于理论均分 4 分的效应量,因此采用敏感性分析检验低质量效应量对元分析结果稳健性的影响(刘豆豆 等,2021)。其中,单亲与积极组 1 个,单亲与消极组 6 个,父母离异与积极组 3个,父母离异与消极组 7个,父母患精神疾病与消极组 1 个,父母物质滥用与消极组 1 个。结果发现,排除任意一个低质量效应量后,6 个研究组合并效应值的显著性仍然不变,且以原始合并效应值为基线,剔除后的合并效应值 与 原 始 合 并 效 应 值 之 间 的 最 大 绝 对 差 值(Baseline Range Estimate,BRE),以及在剔除后的合并效应值与原始合并效应值中,最大值与最小值之间的绝对差值(Maximum Range Estimate,MRE),两种绝对差值的变化均小于 20%(Field et al.,2021),说明在本研究中,元分析结果具有较高稳定性,仍然保留这些效应量。3.4 主效应检验 采用随机效应模型进行主效应检验,结果如表 2 所示。单亲与儿童青少年心理健康。(1)单亲与积极心理健康状态之间存在负关联。单亲家庭儿童青少年具有积极心理健康状态的可能性是非单亲家庭的 0.66 倍(95%CI 0.01,1.31)。(2)单亲与消极心理健康状态之间存在正关联。单亲导致儿童青少年具有消极心理健康状态的危险性(OR=3.06,95%CI 1.51,4.60)较非单亲增加了2.06倍。因此,单亲、通过损害积极心理健康状态、加剧消极心理健康状态对儿童青少年产生影响。父母离异、父母服刑、父母物质滥用、父母患精神疾病、主观家庭功能障碍与儿童青少年消极心理健康状态。(1)父母离异与消极心理健康状态之间存在正关联。离异导致儿童青少年具有消极心理健康状态的危险性(OR=2.32,95%CI 1.32,3.32)较非离异增加了 1.32 倍。(2)父母服刑与消极心理健康状态之间存在正关联。相较于父母未服刑,父母服刑导致儿童青少年具有消极心理健康状态的危险性(OR=2.94,95%CI 1.15,4.73)增加了 1.94 倍。(3)父母物质滥用与消极心理健康状态之间存在正关联。相较于父母未物质滥用,父母物质滥用导致儿童青少年具有消极心理健康状态的危险性(OR=2.05,95%CI 1.65,2.45)增加了 1.05 倍。(4)父母患精神疾病与消极心理健康状态之间存在正关联。相较于父母未患精神疾病,父母患精神疾病导致儿童青少年具有消极心理健康状态的危险性(OR=1.98,95%CI 1.25,2.70)增加了 0.98 倍。(5)主观家庭功能障碍与儿童青少年消极心理健康状态之间存在中等程度正相关(r=0.36,95%CI 0.27,0.45)。因此,父母离异、父母服刑、父母物质滥用、父母患精神疾病、主观家庭功能障碍通过加剧消极心理健康状态对儿童青少年产生影响。3.5 调节效应检验 当抽样方差占比小于 75%时,表明研究间存在异质性,可以进行下一步分析,因此,在进行主效应检验的 8 个研究组中,共 4 个研究组可以进行调节效应分析。在调节效应检验中,根据蓝媛美等(2021)的建议,为保证研究的准确性和代 表 2 儿童青少年家庭功能障碍和心理健康关系的主效应检验 家庭功能 障碍变量 心理健康 指标效价 k 效应值及 95%置信区间 t p 抽样误差(%)研究内方差(%)研究间方差(%)点估计 下限上限单亲 积极 19 OR=0.660.01 1.31 2.120.048 消极 36 OR=3.061.51 4.60 4.600.0010.78 10.41 88.81 父母离异 积极 19 OR=0.610.061.28 1.921.000 消极 42 OR=2.321.32 3.32 4.680.00119.88 55.92 24.20 父母服刑 消极 20 OR=2.941.15 4.73 3.440.0011.23 11.68 87.10 父母物质滥用 消极 5 OR=2.051.65 2.45 14.160.001 父母患精神疾病 消极 11 OR=1.981.25 2.70 6.040.001 主观家庭功能障碍 消极 21 r=0.36 0.27 0.45 8.050.00112.89 87.11 注：k 表示效应量的数量,抽样误差占比大于 75%或研究内方差占比接近 0 均未报告。第 5 期 文思雁 等:儿童青少年家庭功能障碍与心理健康关系的三水平元分析 779 表性,调节变量的每个类别至少纳入 3 个效应量,因此,剔除少于 3 个效应量的类别。结果显示(见表 3),(1)单亲与消极组中,性别群体与男性比具有显著的调节作用;(2)父母离异与消极组中,学龄段具有显著的调节作用;(3)父母服刑与消极组中,性别群体与文化背景具有显著的调节作用;(4)主观家庭功能障碍与消极组中,所有调节变量的作用均不显著。表 3 儿童和青少年家庭功能障碍和心理健康关系的调节效应检验 家庭功能障碍变量 心理健康指标效价 调节变量 k Intercept/OR/r(95%CI)B(95%CI)F(df1,df2)p 单亲 消极 36 (1)学龄段 34 F(4,29)=0.57 0.688 小学 6 5.10(1.88,8.31)*初中 13 2.45(0.01,4.92)2.64(6.38,1.10)高中 5 2.57(2.10,7.23)2.53(8.19,3.14)小学初中 7 3.12(0.21,6.04)*1.97(5.59,1.65)初高中 3 3.36(1.49,8.20)1.74(7.55,4.07)(2)性别群体 36 F(2,33)=8.84 0.001 男 4 6.75(4.47,9.03)*女 3 3.33(0.95,5.70)*3.43(5.58,1.27)*男女都有 29 2.69(1.41,3.97)*4.06(6.18,1.94)*(3)男性比 29 3.20(1.47,4.92)*0.84(0.19,1.48)*F(1,27)=7.08 0.013 (4)文化背景 36 3.07(1.48,4.66)*0.17(1.49,1.62)F(1,35)=0.07 0.810 (5)发表类型 36 F(1,34)=1.07 0.307 期刊 19 3.69(1.71,5.67)*学位论文 17 2.07(0.41,4.55)1.62(4.79,