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. 2023 Jul 28;48(7):1076–1085. [Article in Chinese] doi: 10.11817/j.issn.1672-7347.2023.230065

家庭风险因素与青少年心理健康之间的关系

Relationship between family risk factors and adolescent mental health

杨 革非 1,2, 陈 益华 2, 叶 妙 3, 程 浚哲 2, 刘 帮杉 2, 程 姣 4,✉
Editor: 陈 丽文
PMCID: PMC10930049  PMID: 37724411

Abstract

目的

家庭风险因素对青少年心理健康至关重要，但针对青少年心理健康和家庭风险因素复合关系的研究相对较少。本研究通过分析青少年心理健康与人口学、家庭风险因素之间的复合关系，深入揭示家庭风险因素与青少年心理健康之间的关系。

方法

以长沙市某中学初中903名学生和高中991名学生为研究对象，通过问卷调查的形式，采用中学生心理健康量表和家庭累积风险问卷为调查工具进行研究；通过统计分析，明确影响中学生心理健康量表总分和因子得分的人口学因素，分析家庭累积风险问卷与中学生心理健康量表总分和因子得分之间的关系。

结果

女性在各类心理健康问题上评分均高于男性(均P<0.05)；学生在不同阶段(初中和高中)易发生不同的心理问题，高一学生比初一学生在学习压力(P<0.01)和适应不良(P<0.01)2个维度上评分更高，初一学生比高一学生在强迫症状(P<0.01)、偏执(P<0.05)和敌对情绪(P<0.01)3个维度上的评分更低；家庭亲密度低较家庭亲密度高、家庭冲突得分高较家庭冲突得分低的青少年各维度心理健康问题更多(均P<0.05)；实现亲子分离较未实现亲子分离的青少年存在更多的强迫症状、人际关系敏感、焦虑、学习压力感、适应不良、情绪不稳定和心理不平衡(均P<0.05)。

结论

女性、家庭亲密度低、家庭冲突多和亲子分离不良是青少年心理健康问题的风险因素；高年级中学生更容易出现学习压力和适应不良，低年级中学生更容易出现强迫症状、偏执和敌对情绪。

Keywords: 家庭风险因素, 青少年, 心理健康

青少年时期是人生中重要的发展阶段，也是心理问题最容易发生的时期之一。根据世界卫生组织的数据，13%的全球青少年患有至少1种类型的精神疾病。一项荟萃分析[1]显示：中国儿童、青少年抑郁和焦虑的患病率分别为29%和26%。青少年心理健康问题对家庭和社会都有深远影响，而家庭与社会因素也在青少年心理问题的发生中扮演关键角色[2-4]。在影响青少年心理健康的因素中，家庭环境一直是学者们[5-6]研究的重点。这些研究指出，经济情况、教养方式和父母关系对学生心理健康有显著影响，且单亲家庭的青少年更容易发生心理健康问题。但在目前已有的中文文献中，大部分还止步于流行病学的研究，或调查维度较少，例如简单地区分单亲、非单亲家庭。国外的研究[7-8]已经多次指出，家庭方面的风险因素往往是多维因素相互作用、相互加强的，共同对青少年心理健康产生影响，经历多重风险因素的青少年出现心理问题的可能性也会更高。然而，国内探究多维家庭风险因素与青少年心理健康关系的文献[9-10]较少，且该类文献对心理健康的评估较为单一，仅关注生命意义感[9]或抑郁、焦虑症状[10]；而未综合考虑心理健康的多个维度，如强迫症状、学习压力感、适应不良或情绪不稳定等，未能系统揭示多维家庭风险因素与青少年多维心理健康指标的关系。

家庭累积风险指的是一个家庭面临的多种负面因素的累积作用。这些因素可以是社会、经济、文化和心理等多方面的风险，例如家庭成员失业、低收入、不良家庭关系、家庭暴力、家庭成员精神疾病、父母离异等。当这些因素同时存在并相互作用时，会对家庭成员的健康、幸福感和生活质量等方面造成负面影响[10-11]。使用家庭累积风险作为测量维度可以更全面地反映青少年在成长过程中所面临的不利因素，以及这些因素的协同作用，从而更准确地构建评估青少年健康状况和风险的模型[12]。另外，家庭累积风险的测量目前使用较为严格的二分制，只有中高风险才会被算作有风险，这样的方式有利于识别出真正的风险因素，从而更有效地预测家庭风险因素与青少年心理健康之间的复合关系[13]，深入分析青少年心理问题发生的相关因素，为促进青少年心理健康发展提供科学依据。本研究拟调查青少年的心理健康状态和家庭风险因素水平，分析家庭风险因素(如家庭结构、经济情况、亲子分离等)与心理健康之间的关系，为揭示家庭风险因素与青少年心理健康之间的多维复合关系提供实证基础。

1. 对象与方法

1.1. 对象

于2022年10至11月，对湖南省长沙市某中学908名初一学生和992名高一学生进行心理测评及问卷调查。剔除填写不全的问卷后，回收有效问卷共1 894份。

本调查在学生上计算机课时现场实施，为保证测试的质量，研究团队采取了如下措施：1)在调查前对专兼职心理老师和信息技术老师进行培训，测试过程中由一名心理学专业老师全程监督，随时解答学生的疑惑；2)提前与班主任沟通，请班主任向学生强调心理测评的重要性；3)提前在心理课上对学生宣教，强调心理测评的重要意义并详细告知测评的注意事项；4)测试前还与所有家长签署了知情同意书，请家长嘱咐学生如实作答。整个测评过程顺利，测试时间约40 min。

1.2. 评定工具

1.2.1. 中学生心理健康量表

中国中学生心理健康量表(Middle School Student Mental Health Scale，MSSMHS)是由我国著名心理学家中国科学院心理研究所王极盛教授根据我国中学生的文化特性与行为习惯编制的自评心理健康量表。MSSMHS属于症状取向的心理诊断量表，旨在对中学生的心理问题或心理障碍进行检测。MSSMHS共有60个必答题目，评估10个维度上中学生常见的心理问题。在本研究中，中学生心理健康量表的克龙巴赫α系数为0.968。各评价维度的克龙巴赫α系数均具有较高的信度：强迫症状为0.749，偏执为0.750，敌对为0.850，人际关系敏感为0.776，抑郁为0.757，焦虑为0.801，学习压力感为0.731，适应不良为0.867，情绪不稳定为0.745，心理不平衡为0.721。评分包括因子分和总均分。因子分=因子题目总分/因子题目数，每一因子反映受检者某一维度的情况，因而通过因子分可以了解受检者的症状分布特点。总均分则是把该量表60项必答题目分数之和除以60，得出的分数便是受试者心理健康总均分。分数越大，心理健康问题越严重。

1.2.2. 家庭累积风险问卷

该问卷由熊俊梅等[10]参照前人研究编写，分为6个子维度。

1.2.2.1. 家庭结构

使用1个项目“现在和你生活在一起的家人有哪些?”测量，没有同时选择“亲生父亲”和“亲生母亲”编码为1(有风险)，其余编码为0(无风险)。

1.2.2.2. 父母受教育程度

采用2个项目分别测量父母受教育程度，父母受教育程度均低于“高中”编码为1，其余编码为0。

1.2.2.3. 家庭经济困难

采用王建平等[14]修订的家庭经济压力量表测量，共4题，5点计分。在累积风险研究中，得分高于或等于第75百分位数编码为1，其余编码为0[12]。在本研究中，量表的克龙巴赫 α系数为0.820。

1.2.2.4. 亲子分离

使用1个项目“在过去6个月里，因为父母外出工作，我没有和他们住在一起”测量。选择“是”编码为1，选择“否”编码为0。

1.2.2.5. 家庭亲密度

选取费立鹏等[15]修订的家庭亲密度与适应性量表中的亲密维度进行测量，共16题，5点计分。得分低于或等于第25百分位数编码为1，其余编码为0。本研究中，量表的克龙巴赫α系数为0.880。

1.2.2.6. 家庭冲突

选取费立鹏等[15]修订的家庭环境量表中的矛盾性因子测量，共9题，2点计分(1=否，2=是)。得分高于或等于第75百分位数编码为1，其余编码为0。在本研究中，量表的克龙巴赫α系数为0.670。

1.3. 统计学处理

采用SPSS 25.0对数据进行统计分析。对样本人口学信息(年级、性别)进行一般统计学描述。采用独立样本t检验进行单因素分析，探究一般人口学信息、家庭累积风险各维度与MSSMHS总均分和各维度分的关系。在单因素分析中差异存在统计学意义的变量被纳入后续的多元线性逐步回归分析。在每个分层回归模型中，本研究将人口学信息(年级和性别)作为第1层自变量，家庭累积风险作为第2层自变量，MSSMHS总均分和各因子分作为因变量，进行回归分析。在第1层模型中，年级组初一编码为1，高一编码为2；性别组男编码为0，女编码为1。年级的正向预测作用表示高一学生较初一学生在心理健康各维度评分更高，性别的正向预测作用表示女生较男生在心理健康各维度评分更高。双尾P<0.05为差异具有统计学意义。

2. 结 果

2.1. 一般人口学信息

本研究最终共纳入1 894名学生。其中初一学生903名(47.68%)，高一学生991名(52.32%)；男生1 058人(55.86%)，女生836人(44.14%)。

2.2. 中学生一般人口学变量、家庭风险因素与心理 健康的关系

2.2.1. 不同性别、年级的学生心理健康状况的比较

分析结果(表1)显示：女性在强迫症状、敌对、抑郁、焦虑、学习压力感、适应不良、情绪不稳定7个维度的因子分均显著高于男性(均P<0.01)，在MSSMHS总均分上亦显著高于男性(P<0.01)。高一学生在强迫症状(P<0.01)、偏执(P<0.05)、敌对(P<0.01)3个维度的因子分显著低于初一学生，在学习压力感(P<0.01)、适应不良(P<0.01)2个维度的因子分均显著高于初一学生，而总体心理健康水平(总均分)与初一学生相比差异无统计学意义(P>0.05)。

表1.

人口学信息、家庭风险因素与中学生心理健康的关系(n=1 894)

Table 1 Relationship between demographic variables, family risk factors and middle school student mental health (n=1 894)

维度 n 中学生心理健康量表维度

强迫

症状

 偏执 敌对 人际关系敏感 抑郁 焦虑

学习

压力感

适应

不良

情绪

不稳定

心理

不平衡

 总均分
性别
男 1 058 1.95 1.70 1.64 1.79 1.74 1.88 1.97 1.71 1.88 1.56 1.78
女 836 2.09 1.76 1.78 1.87 1.99 2.17 2.31 1.81 2.04 1.60 1.94
t -4.30 -1.77 -4.39 -2.57 -7.30 -7.17 -8.43 -3.52 -4.90 -1.51 -5.80
P <0.01 0.08 <0.01 0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 0.13 <0.01
年级组
初一 903 2.07 1.76 1.78 1.84 1.87 2.01 2.04 1.67 1.96 1.55 1.86
高一 991 1.96 1.70 1.62 1.81 1.84 2.00 2.20 1.82 1.94 1.61 1.85
t 3.38 2.16 4.84 0.99 0.78 0.86 -3.83 -5.55 0.50 -1.93 0.15
P <0.01 0.03 <0.01 0.32 0.44 0.93 <0.01 <0.01 0.62 0.05 0.88
家庭结构
无风险 1 862 2.01 1.72 1.69 1.82 1.85 2.00 2.12 1.75 1.95 1.58 1.85
有风险 32 2.07 1.92 1.92 2.00 1.97 2.30 2.14 1.94 2.22 1.76 2.02
t -0.51 -1.35 -1.71 -1.41 -0.87 -1.94 -0.12 -1.31 -2.11 -1.32 -1.61
P 0.60 0.19 0.09 0.16 0.39 0.53 0.90 0.20 0.04 0.20 0.11
父母受教育程度
其他 1 608 1.98 1.71 1.68 1.8 1.83 1.98 2.1 1.74 1.93 1.57 1.83
高中以下 286 2.17 1.84 1.79 1.99 1.98 2.13 2.24 1.82 2.09 1.64 1.97
t -4.23 -3.05 -2.30 -4.36 -2.98 -2.55 -2.35 -1.83 -3.43 -1.87 -3.47
P <0.01 <0.01 0.02 <0.01 <0.01 0.01 0.02 0.67 <0.01 0.06 <0.01
家庭经济困难
其他 1 794 2.00 1.71 1.69 1.80 1.83 1.98 2.10 1.73 1.94 1.56 1.83
≥第75百分位数 100 2.23 2.04 1.94 2.26 2.29 2.39 2.45 2.04 2.24 1.95 2.18
t -3.27 -3.84 -2.89 -4.78 -4.67 -3.83 -3.28 -3.73 -3.48 -4.89 -4.52
P <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01
亲子分离
否 1 602 2.02 1.73 1.70 1.84 1.85 2.02 2.16 1.75 1.96 1.58 1.86
是 292 1.96 1.73 1.68 1.76 1.84 1.92 1.92 1.74 1.91 1.56 1.80
t 1.39 0.60 0.58 1.88 0.35 1.76 4.25 0.35 1.09 0.56 1.52
P 0.17 0.95 0.56 0.06 0.72 0.08 <0.01 0.73 0.28 0.57 0.13
家庭亲密度
其他 1 401 1.94 1.62 1.60 1.72 1.71 1.86 1.99 1.64 1.81 1.51 1.74
≤第25百分位数 493 2.21 2.03 1.99 2.14 2.25 2.43 2.50 2.07 2.35 1.80 2.18
t -7.59 -10.88 -9.74 -11.26 -12.86 -11.94 -10.96 -11.95 -13.82 -8.91 -13.61
P <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01
家庭冲突
其他 1 299 1.92 1.62 1.56 1.70 1.70 1.85 1.98 1.63 1.81 1.48 1.72
≥第75百分位数 595 2.20 1.96 2.00 2.10 2.18 2.34 2.43 2.01 2.25 1.80 2.13
t -8.09 -9.86 -11.65 -11.29 -12.19 -10.95 -9.98 -11.38 -12.07 -10.54 -13.20
P <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01
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2.2.2. 有或无某一特定家庭风险因素的学生心理健康状况的比较

分析结果(表1)显示：与亲生父母双方共同居住的中学生情绪不稳定评分显著低于未共同居住的中学生(P=0.04)。父母受教育程度越高，中学生的强迫症状(P<0.01)、偏执(P<0.01)、敌对(P=0.02)、人际关系敏感(P<0.01)、抑郁(P<0.01)、焦虑(P=0.01)、学习压力感(P=0.02)、情绪不稳定(P<0.01)因子分及总均分(P<0.01)越低。家庭经济困难的中学生在不同心理问题指标的因子分和总均分均显著高于无家庭经济困难者(均P<0.01)。实现亲子分离的中学生的学习压力感评分显著低于未亲子分离者(P<0.01)。家庭亲密度较高的中学生在不同心理问题指标的因子分和总均分均显著低于家庭亲密度较低者(均P<0.01)。家庭冲突较多的中学生在不同心理问题指标的因子分和总均分均显著高于家庭冲突较少者(均P<0.01)。

2.3. 中学生一般人口学信息、家庭风险因素与心理 健康分层回归分析

在针对强迫症状的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，年级(β=-0.08，P<0.05)和性别(β=0.10，P<0.05)对强迫症状分别起负向和正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了5%(P<0.05)，其中父母受教育程度(β=0.08，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.04，P<0.05)、家庭冲突(β=0.14，P<0.05)对强迫症状均起正向预测作用(表2)。

表2.

中学生心理健康量表各维度分和总均分的多元线性回归分析(n=1 894)

Table 2 Multiple linear stepwise regression analyses on MSSMHS total and subscale scores (n=1 894)

心理健康维度 影响因素 模型一
B β t P ΔR2
强迫症状 年级 -0.10 -0.08 -3.34 <0.01 0.02
性别 0.13 0.10 4.28 <0.01
偏执 年级 -0.07 -0.05 -2.16 0.03 <0.01
敌对 年级 -0.16 -0.11 -4.85 <0.01 0.02
性别 0.15 0.10 4.40 <0.01
人际关系敏感 性别 0.08 0.06 2.57 0.01 <0.01
抑郁 性别 0.26 0.17 7.23 <0.01 0.03
焦虑 性别 0.29 0.16 7.17 <0.01 0.03
学习压力感 年级 0.16 0.09 3.96 <0.01 0.04
性别 0.34 0.19 8.50 <0.01
适应不良 年级 0.16 0.13 5.56 <0.01 0.02
性别 0.11 0.08 3.60 <0.01
情绪不稳定 性别 0.16 0.11 4.90 <0.01 0.01
心理不平衡 年级 0.05 0.04 1.92 0.06 <0.01
总均分 性别 0.16 0.13 5.80 <0.01 0.02
心理健康维度 影响因素 模型二
B β t P ΔR2
强迫症状 年级 -0.10 -0.07 -3.24 <0.01 0.05
性别 0.10 0.08 3.03 <0.01
父母受教育程度 0.14 0.08 3.39 <0.01
家庭经济困难 0.12 0.04 1.70 0.09
家庭亲密度 0.16 0.10 4.25 <0.01
家庭冲突 0.20 0.14 5.52 <0.01
偏执 年级 -0.06 -0.05 -2.17 0.03 0.10
父母受教育程度 0.07 0.04 1.57 0.12
家庭经济困难 0.19 0.07 2.89 <0.01
家庭亲密度 0.29 0.19 7.93 <0.01
家庭冲突 0.22 0.15 6.50 <0.01
敌对 年级 -0.17 -0.11 -5.25 <0.01 0.10
性别 0.08 0.06 2.60 0.01
父母受教育程度 0.04 0.02 0.99 0.32
家庭经济困难 0.10 0.03 1.43 0.15
家庭亲密度 0.23 0.14 5.94 <0.01
家庭冲突 0.34 0.22 9.19 <0.01
人际关系敏感 性别 0.04 0.03 1.18 0.24 0.11
父母受教育程度 0.13 0.07 3.13 <0.01
家庭经济困难 0.29 0.09 4.25 <0.01
家庭亲密度 0.28 0.17 7.30 <0.01
家庭冲突 0.27 0.18 7.43 <0.01
抑郁 性别 0.20 0.13 6.02 <0.01 0.12
父母受教育程度 0.08 0.04 1.86 0.06
家庭经济困难 0.29 0.08 3.92 <0.01
家庭亲密度 0.39 0.22 9.51 <0.01
家庭冲突 0.27 0.17 7.08 <0.01
焦虑 性别 0.23 0.13 5.96 <0.01 0.10
父母受教育程度 0.08 0.03 1.57 0.12
家庭经济困难 0.22 0.06 2.63 <0.01
家庭亲密度 0.42 0.21 8.94 <0.01
家庭冲突 0.27 0.14 6.10 <0.01
学习压力感 年级 0.17 0.09 4.36 <0.01 0.09
性别 0.27 0.15 6.88 <0.01
父母受教育程度 0.10 0.04 1.95 0.05
家庭经济困难 0.17 0.04 1.92 0.06
亲子分离 -0.28 -0.11 -5.20 <0.01
家庭亲密度 0.41 0.20 8.64 <0.01
家庭冲突 0.24 0.12 5.19 <0.01
适应不良 年级 0.16 0.12 5.86 <0.01 0.12
性别 0.06 0.04 2.01 0.04
家庭经济困难 0.17 0.06 2.76 <0.01
家庭亲密度 0.33 0.23 9.64 <0.01
家庭冲突 0.22 0.16 6.88 <0.01
心理健康维度 影响因素 模型二
B β t P ΔR2
情绪不稳定 性别 0.11 0.08 3.52 <0.01 0.13
家庭结构 0.20 0.04 1.70 0.09
父母受教育程度 0.09 0.05 2.14 0.04
家庭经济困难 0.12 0.04 1.74 0.08
家庭亲密度 0.41 0.25 10.65 <0.01
家庭冲突 0.25 0.16 6.86 <0.01
心理不平衡 年级组 0.05 0.04 1.87 0.06 0.09
家庭经济困难 0.28 0.11 4.91 <0.01
家庭亲密度 0.17 0.13 5.46 <0.01
家庭冲突 0.24 0.19 7.91 <0.01
总均分 性别 0.11 0.09 4.28 <0.01 0.14
父母受教育程度 0.08 0.05 2.28 0.02
家庭经济困难 0.20 0.07 3.39 <0.01
家庭亲密度 0.31 0.22 9.58 <0.01
家庭冲突 0.25 0.19 8.30 <0.01
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MSSMHS：中学生心理健康量表。

在针对偏执的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，年级(β=-0.05，P<0.05)对偏执起负向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了10%(P<0.05)，其中家庭经济困难(β=0.07，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.19，P<0.05)、家庭冲突(β=0.15，P<0.05)对偏执均起正向预测作用(表2)。

在针对敌对的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，年级(β=-0.11，P<0.05)和性别(β=0.10，P<0.05)对敌对分别起负向和正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了10%(P<0.05)，其中家庭亲密度(β=0.14，P<0.05)、家庭冲突(β=0.22，P<0.05)对敌对均起正向预测作用(表2)。

在针对人际关系敏感的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，性别(β=0.06，P<0.05)对人际关系敏感起正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了11%(P<0.05)，其中父母受教育程度(β=0.07，P<0.05)、家庭经济困难(β=0.09，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.17，P<0.05)、家庭冲突(β=0.18，P<0.05)对人际关系敏感均起正向预测作用(表2)。

在针对抑郁的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，性别(β=0.17，P<0.05)对抑郁起正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了12%(P<0.05)，其中家庭经济困难(β=0.08，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.22，P<0.05)、家庭冲突(β=0.17，P<0.05)对抑郁均起正向预测作用(表2)。

在针对焦虑的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，性别(β=0.16，P<0.05)对焦虑起正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了10%(P<0.05)，其中家庭经济困难(β=0.06，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.21，P<0.05)、家庭冲突(β=0.14，P<0.05)对焦虑均起正向预测作用(表2)。

在针对学习压力感的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，年级(β=0.09，P<0.05)和性别(β=0.15，P<0.05)对学习压力感均起正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了9%(P<0.05)，其中亲子分离(β=-0.11，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.20，P<0.05)、家庭冲突(β=0.12，P<0.05)对学习压力感分别起负向和正向预测作用(表2)。

在针对适应不良的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，年级(β=0.12，P<0.05)和性别(β=0.04，P<0.05)对适应不良均起正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了12%(P<0.05)，其中家庭经济困难(β=0.06，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.23，P<0.05)、家庭冲突(β=0.16，P<0.05)对适应不良均起正向预测作用(表2)。

在针对情绪不稳定的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，性别(β=0.08，P<0.05)对情绪不稳定起正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了13%(P<0.05)，其中父母受教育程度(β=0.05，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.25，P<0.05)、家庭冲突(β=0.16，P<0.05)对情绪不稳定均起正向预测作用(表2)。

在针对心理不平衡的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，年龄(β=0.04，P<0.05)对心理不平衡起正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了9%(P<0.05)，其中家庭经济困难(β=0.11，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.13，P<0.05)、家庭冲突(β=0.19，P<0.05)对心理不平衡均起正向预测作用(表2)。

在针对总体心理水平(总均分)的预测模型中，从第1层回归模型结果可见，性别(β=0.13，P<0.05)对总均分起正向预测作用；在第2层加入各维度家庭风险因素后，模型的解释度增加了14%(P<0.05)，其中父母受教育程度(β=0.05，P<0.05)、家庭经济困难(β=0.07，P<0.05)、家庭亲密度(β=0.22，P<0.05)、家庭冲突(β=0.19，P<0.05)对总均分均起正向预测作用(表2)。

3. 讨 论

本研究成功建立了分层回归模型，且模型一和模型二都呈显著效应，表明本研究的模型对青少年心理健康问题有较好的预测作用。

独立样本t检验和分层回归分析模型显示：女学生比男学生检出心理健康问题的概率更高。首先，女性和男性在生理和心理上的差异可能是这一现象的原因之一。从生理上来说，女性在青春期情绪调节能力下降，比起男性更容易发生情绪不稳定的现象[16]。从心理上来说，早在1993年，Kessler等[17]就发现女性比男性更容易体验负面情绪，这也可能导致女性更容易出现心理健康问题。其次，社会和文化因素也可能对这一现象产生影响。我国在传统文化气质上倾向于男性，而在男性气质的文化下，女性和男性在社会和文化角色方面的差异可能会导致女性更容易受到压力、歧视和暴力等负面因素的影响[18]，进而增加她们出现心理健康问题的风险。最后，女性也更倾向于表达情感和寻求帮助，因此更容易被发现和诊断出心理健康问题[19]。同时我们也可以看到，初一学生和高一学生易发生的心理问题是不同的。高一学生比初一学生更容易产生学习压力和适应不良，这可能是由于高中阶段学业要求的增加而导致的。高一学生面临着升学考试、大学录取压力以及对未来职业的选择和发展的重要决策。而初一学生相对于高一学生更容易出现强迫症状、偏执和敌对情绪，可能与他们在心理发展上的特点有关。初一学生正处于青春期的早期阶段，他们经历身体、情感和认知上的巨大变化。在这个阶段，他们可能对自我形象、社交关系和成就有较高的敏感性，容易出现对自己行为的过度关注和控制，以及对他人的敌对情绪[16]。

纳入家庭风险因素后，性别和年级的标准化系数均有所下降，同时模型的解释度有10%左右的增长。从家庭风险因素来看，家庭亲密度低、家庭冲突多对各类心理健康问题的发生有比较强的预测能力。首先，家庭亲密度低和家庭冲突多可能对家庭环境产生负面影响。家庭环境对青少年的心理健康有着重要影响，不良的家庭环境可能会导致青少年出现各种心理问题[20]，并影响其精神健康。其次，家长对青少年的支持、理解和关注可以促进青少年的身心健康发展，而家庭亲密度低和家庭冲突多可能会导致家长对青少年的支持和关注减少，进而影响其心理健康[21-22]。最后，亲密度低和家庭冲突多可能会影响青少年的社交关系。青少年需要建立健康的社交关系来满足其情感需求，而家庭环境不良可能会导致青少年的社交能力下降和社交支持的减少，从而影响其心理健康[23-24]。此外，父母受教育程度一定程度上与子女的心理健康相关[25-26]。教育程度较低的父母可能会采取过于严厉的教育方式，进而影响青少年的心理健康[27]。同时，父母受教育程度低也可能会影响家庭和社会资源的获取和利用。父母受教育程度低可能会导致家庭和个人资源获取困难，影响青少年的教育机会、社交能力等，从而影响其心理健康[28]。在本研究中，亲子分离有助于青少年学习压力的减轻。值得注意的是，亲子分离往往与心理健康问题呈负相关。这可能是因为分离反而使得孩子们逐渐适应并发展出应对机制。这种应对机制可能帮助他们在面对未来的挑战时更加自信和坚强，从而降低出现心理健康问题的风险；同时，亲子分离也可能会给孩子提供更多的独立空间和机会，让他们在自主性和自主决策方面获得更多的经验[29]。这些经验可能有助于他们发展自我、建立自信，并形成更加健康的人际关系模式，从而更好地应对压力和挫折，降低了出现心理健康问题的风险。

本研究尚存在一定的局限性。首先，局限于一个学校的两个年级，尽管样本量充足，但可能存在代表性不足的问题，仍需要进一步扩大调查范围来印证本研究的结论。其次，两个模型的各个因子很可能会互相影响，产生复合作用，但本研究并未对各类影响因子之间的关系进行探讨，未来的研究可以从这个角度出发，探究各类家庭风险因素的相互作用。最后，本研究为横断面调查，无法进行因果推断，家庭风险因素与中学生心理健康可能存在双向影响，未来还需要进行纵向研究进一步阐明其中的因果关系。

本研究从心理学角度出发，采用MSSMHS和家庭累积风险量表对家庭风险因素与青少年心理健康之间的关系进行了系统的分析，填补了多个家庭因素与心理健康之间复合关系的研究空缺，深入分析了与中学生心理健康问题相关的多维家庭风险因素，可为促进青少年心理健康发展提供科学依据。

基金资助

科技创新2030-重大专项(2021ZD0202000)。

This work was supported by the STI 2030-Major Projects, China (2021ZD0202000).

利益冲突声明

作者声称无任何利益冲突。

作者贡献

杨革非 研究设计，数据采集与分析，论文撰写与修改；陈益华 数据分析，论文撰写与修改；叶妙 数据采集与整理；程浚哲、刘帮杉 数据分析，论文修改；程姣 研究设计，数据采集与分析，论文修改。所有作者阅读并同意最终的文本。

原文网址

http://xbyxb.csu.edu.cn/xbwk/fileup/PDF/2023071076.pdf

参考文献

  • 1. Ma L, Mazidi M, Li K. Prevalence of mental health problems among children and adolescents during the COVID-19 pandemic: A systematic review and meta-analysis[J]. J Affect Disord, 2021, 293: 78-89. 10.1016/j.jad.2021.06.021. [DOI] [PMC free article] [PubMed] [Google Scholar]
  • 2. Stepanous J, Munford L, Qualter P. Social environment and brain structure in adolescent mental health: A cross-sectional structural equation modelling study using IMAGEN data[J/OL]. PLoS One, 2023, 18(1): e0280062[2023-04-13]. 10.1371/journal.pone.0280062 [DOI] [PMC free article] [PubMed] [Google Scholar]
  • 3. Oeri N, Roebers CM. Adversity in early childhood: Long-term effects on early academic skills[J]. Child Abuse Negl, 2022, 125: 105507. 10.1016/j.chiabu.2022.105507. [DOI] [PubMed] [Google Scholar]
  • 4. Crosnoe R, Thorpe J. Twenty-five years of national-level research on adolescent and young adult mental health in the United States[J]. J Adolesc Health, 2022, 71(6): S40-S46. 10.1016/j.jadohealth.2022.08.008. [DOI] [PubMed] [Google Scholar]
  • 5. 林红, 黄乾坤, 佟圣丽. 家庭功能及应激感受对青少年心理健康状况的影响[J]. 中国儿童保健杂志, 2022, 30(12): 1380-1384. 10.11852/zgetbjzz2021-1701. [DOI] [Google Scholar]; LIN Hong, HUANG Qiankun, TONG Shengli. Effects of family function and stress feeling on the mental health of adolescents[J]. Chinese Journal of Child Health Care, 2022, 30(12): 1380-1384. 10.11852/zgetbjzz2021-1701. [DOI] [Google Scholar]
  • 6. 邓碧兰, 李文轩, 李晓玲, 等. 心理健康状况异常的高中生家庭环境调查[J]. 四川精神卫生, 2021, 34(5): 475-479. 10.11886/scjsws20210301002. [DOI] [Google Scholar]; DENG Bilan, LI Wenxuan, LI Xiaoling, et al. Investigation of the family environment of senior high school students with psychological problems[J]. Sichuan Mental Health, 2021, 34(5): 475-479. 10.11886/scjsws20210301002. [DOI] [Google Scholar]
  • 7. Demkowicz O, Panayiotou M, Humphrey N. Cumulative risk exposure and emotional symptoms among early adolescent girls[J]. BMC Womens Health, 2021, 21(1): 388. 10.1186/s12905-021-01527-7. [DOI] [PMC free article] [PubMed] [Google Scholar]
  • 8. Chang LY, Chiang TL. Family environment characteristics and sleep duration in children: maternal mental health as a mediator[J]. Soc Sci Med, 2022, 314: 115450. 10.1016/j.socscimed.2022.115450. [DOI] [PubMed] [Google Scholar]
  • 9. 马文燕, 高朋, 黄大炜, 等. 农村学生家庭累积风险因素与生命意义感的关系: 心理资本的中介作用[J]. 中国健康心理学杂志, 2022, 30(3): 431-436. 10.13342/j.cnki.cjhp.2022.03.023. [DOI] [Google Scholar]; MA Wenyan, GAO Peng, HUANG Dawei, et al. Relationship between family cumulative risk factors and sense of life meaning of rural students: The mediating role of psychological capital[J]. China Journal of Health Psychology, 2022, 30(3): 431-436. 10.13342/j.cnki.cjhp.2022.03.023. [DOI] [Google Scholar]
  • 10. 熊俊梅, 海曼, 黄飞, 等. 家庭累积风险与青少年心理健康的关系: 心理资本的补偿效应和调节效应[J]. 心理发展与教育, 2020, 36(1): 94-102. 10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2020.01.11. [DOI] [Google Scholar]; XIONG Junmei, Man HAI, HUANG Fei, et al. Family cumulative risk and mental health in Chinese adolescents: the compensatory and moderating effects of psychological capital[J]. Psychological Development and Education, 2020, 36(1): 94-102. 10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2020.01.11. [DOI] [Google Scholar]
  • 11. Mullola S, Brooks-Gunn J, Elovainio M. Early childhood psychosocial family risks and cumulative dopaminergic sensitizing score: Links to behavior problems in U.S. 9-year-olds[J]. J Affect Disord, 2021, 280(Pt A): 432-441. 10.1016/j.jad.2020.11.026. [DOI] [PMC free article] [PubMed] [Google Scholar]
  • 12. Lin YC, Seo DC. Cumulative family risks across income levels predict deterioration of children’s general health during childhood and adolescence[J/OL]. PLoS One, 2017, 12(5): e0177531[2023-01-10]. 10.1371/journal.pone.0177531. [DOI] [PMC free article] [PubMed] [Google Scholar]
  • 13. Evans GW, Li DP, Whipple SS. Cumulative risk and child development[J]. Psychol Bull, 2013, 139(6): 1342-1396. 10.1037/A0031808. [DOI] [PubMed] [Google Scholar]
  • 14. 王建平, 李董平, 张卫. 家庭经济困难与青少年社会适应的关系: 应对效能的补偿、中介和调节效应[J]. 北京师范大学学报(社会科学版), 2010(4): 22-32. 10.3969/j.issn.1002-0209.2010.04.002. [DOI] [Google Scholar]; WANG Jianping, LI Dongping, ZHANG Wei. Adolescence’s family financial difficulty and social adaptation: Coping efficacy of compensatory, mediation, and moderation effects[J]. Journal of Beijing Normal University. Social Science Edition, 2010(4): 22-32. 10.3969/j.issn.1002-0209.2010.04.002. [DOI] [Google Scholar]
  • 15. 费立鹏, 沈其杰, 郑延平, 等. “家庭亲密度和适应性量表”和“家庭环境量表”的初步评价: 正常家庭与精神分裂症家庭成员对照研究[J]. 中国心理卫生杂志, 1991, 5(5): 198-202, 238. [Google Scholar]; FEI Lipeng, SHEN Qijie, ZHENG Yanping, et al. Preliminary evaluation of Chinese version of FACES II and FES: comparison of normal families and families of schizophrenic patients[J]. Chinese Mental Health Journal, 1991, 5(5): 198-202, 238. [Google Scholar]
  • 16. Silk JS, Siegle GJ, Whalen DJ, et al. Pubertal changes in emotional information processing: pupillary, behavioral, and subjective evidence during emotional word identification[J]. Dev Psychopathol, 2009, 21(1): 7-26. 10.1017/S0954579409000029. [DOI] [PMC free article] [PubMed] [Google Scholar]
  • 17. Kessler RC, McGonagle KA, Swartz M, et al. Sex and depression in the National Comorbidity Survey I: Lifetime prevalence, chronicity and recurrence[J]. J Affect Disord, 1993, 29(2/3): 85-96. 10.1016/0165-0327(93)90026-G. [DOI] [PubMed] [Google Scholar]
  • 18. 倪俊杰. 浅议中国社会的性别平等问题[J]. 经济研究导刊, 2011(19): 233-235. 10.3969/j.issn.1673-291X.2011.19.100. [DOI] [Google Scholar]; NI Junjie. A brief discussion on gender equality in Chinese society[J]. Economic Research Guide, 2011(19): 233-235. 10.3969/j.issn.1673-291X.2011.19.100. [DOI] [Google Scholar]
  • 19. Sheu HB, Sedlacek WH. An exploratory study of help-seeking attitudes and coping strategies among college students by race and gender[J]. Meas Eval Couns Dev, 2004, 37(3): 130-143. 10.1080/07481756.2004.11909755. [DOI] [Google Scholar]
  • 20. 徐燕. 浅谈家庭教养方式、家庭氛围对青少年成长的影响[J]. 管理观察, 2009(18): 224-226. 10.3969/j.issn.1674-2877.2009.18.142. [DOI] [Google Scholar]; XU Yan. On the influence of family upbringing and family atmosphere on the growth of teenagers[J]. Management Observer, 2009(18): 224-226. 10.3969/j.issn.1674-2877.2009.18.142. [DOI] [Google Scholar]
  • 21. Shek DTL. A longitudinal study of perceived family functioning and adolescent adjustment in Chinese adolescents with economic disadvantage[J]. J Fam Issues, 2005, 26(4): 518-543. 10.1177/0192513x04272618. [DOI] [Google Scholar]
  • 22. Young MH, Miller BC, Norton MC, et al. The effect of parental supportive behaviors on life satisfaction of adolescent offspring[J]. J Marriage Fam, 1995, 57(3): 813. 10.2307/353934. [DOI] [Google Scholar]
  • 23. 周敏娟, 姚立旗. 离异家庭青少年社交状况及影响因素研究[J]. 中国学校卫生, 2005, 26(8): 654-655. 10.3969/j.issn.1000-9817.2005.08.029. [DOI] [Google Scholar]; ZHOU Minjuan, YAO Liqi. Social intercourse and its influencing factors of teenagers in divorced family[J]. Chinese Journal of School Health, 2005, 26(8): 654-655. https://10.3969/j.issn.1000-9817.2005.08.029. [Google Scholar]
  • 24. 朱孔香, 路宝风, 陈明慧, 等. 大学生家庭环境因素与社交、焦虑的关系研究[J]. 中国行为医学科学, 2003, 12(5): 574-575. 10.3760/cma.j.issn.1674-6554.2003.05.047. [DOI] [Google Scholar]; ZHU Kongxiang, LU Baofeng, CHEN Minghui, et al. A research on relationship between family environment and mental health of college students[J]. Chinese Journal of Behavioral Medical Science, 2003, 12(5): 574-575. 10.3760/cma.j.issn.1674-6554.2003.05.047. [DOI] [Google Scholar]
  • 25. Aelenei C, Jury M, Darnon C, et al. Self-enhancement values and academic achievement: An interaction with students’ parental level of education and gender?[J]. Br J Educ Psychol, 2023, 93(2): 626-640. 10.1111/bjep.12571. [DOI] [PubMed] [Google Scholar]
  • 26. Yang W, Sun R, Wang C, et al. Epidemiology of depressive disorders among youth during Gaokao to college in China: results from Hunan Normal University mental health survey[J]. BMC Psychiatry, 2023, 23(1): 481. 10.1186/s12888-023-04972-w. [DOI] [PMC free article] [PubMed] [Google Scholar]
  • 27. 宋红梅, 沈家宏, 李保务, 等. 大学生双亲受教育程度与父母教养方式关系的研究[J]. 中国民康医学, 2004, 16(9): 571-572. 10.3969/j.issn.1672-0369.2004.09.028. [DOI] [Google Scholar]; SONG Hongmei, SHEN Jiahong, LI Baowu, et al. A study of relationship between parental education and parental rearing patterns of college students[J]. Medical Journal of Chinese Peoples Health, 2004, 16(9): 571-572. 10.3969/j.issn.1672-0369.2004.09.028. [DOI] [Google Scholar]
  • 28. Bodovski K. Parental practices and educational achievement: social class, race, and habitus[J]. Br J Sociol Educ, 2010, 31(2): 139-156. 10.1080/01425690903539024. [DOI] [Google Scholar]
  • 29. Kerns KA, Klepac L, Cole A. Peer relationships and preadolescents’ perceptions of security in the child-mother relationship[J]. Dev Psychol, 1996, 32(3): 457-466. 10.1037/0012-1649.32.3.457. [DOI] [Google Scholar]

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