21世纪初我国研究生心理健康的状况及变化

2014-10-20姜松梅马庆玲王冰洁

河南理工大学学报(社会科学版) 2014年2期

姜松梅，马庆玲，王冰洁

(安徽理工大学，安徽淮南232001)

我国对研究生心理健康问题的关注和较系统的研究始于20世纪90年代，此后逐渐增多，其使用的最广泛调查工具是SCL-90量表。虽然研究成果采用的是相同的测量方式方法，但结论却不尽一致。一些研究者认为，研究生群体属高危人群，存在诸多心理健康问题，并通过研究证实，其SCL-90因子得分普遍高于正常人常模，如刘彩谊就研究发现，研究生整体心理健康水平低于全国青年的平均水平［1］;也有部分调查表明，研究生阳性项目数及因子得分虽然高于全国常模，但差异并不显著，如毛富强发现，天津研究生群体与正常人群没有明显差异［2］;周岚等人的研究则表明，研究生心理问题总体检出率较低，无统计意义［3］，黄钧裕的调查成果也支持了这一结论［4］;有些研究则认为，研究生心理健康状况整体较好［5-6］。

研究生心理健康水平究竟如何?针对已有的调查结论不尽一致之现象，较有效的解决方案是采用元分析方法。元分析以已有的发现为目的，对众多研究结果进行综合的统计分析，从而得出一个普遍性的结论［7］。因此，本文以已有文献为基础，系统分析21世纪初10多年我国研究生的心理健康状况及其影响因素，得出了基于证据支持的结论。

一、方法

(一)文献搜集

本研究选取的论文、研究报告等必备标准如下:测量工具含有SCL-90量表;测量时间为正常时间段;研究对象是大陆研究生群体，包括硕士和博士;数据结果有明确的均值和标准差等。同时满足上述4项标准的方可采用其SCL-90测得的数据。

严格遵循上述标准，以“研究生”、 “SCL-90”、“心理健康”为关键词，在中国期刊网、维普资讯及万方数据库中的中文期刊里进行多次搜索，共获得符合标准的文献159篇。这些文献发表的时间段为2000—2012年，历时13年，其中2012年的文献只收集到当年的7月份。对应的年份文献篇数依次为 1、1、4、8、14、9、15、20、17、21、15、26、11。涉及到的硕士学位论文27篇，时间跨度为2004—2011年，文献的年份篇数分布依次为2、3、1、7、1、7、1、5。与之相关的博士学位论暂时没有搜索到。单篇文献中，最小样本量34人，最大样本量3 382人。

对收集的文献进行统一编码，提取每篇文献的研究结果，将样本量、学校类型、生源地、性别、发表时间等基本数据也纳入其中。此外，根据Rosentha的建议，把文献所发表刊物的质量当作一项中介变量考察［8］。本文把出版物按学位/会议论文、一般刊物、大学学报、核心期刊进行编码处理。在编码及数据采集过程中，出现意见分歧时，采用小组集体讨论或者征询权威第三方建议。

(三)统计方法

(1)比较标准。选取金华等人发表的以中国正常人SCL-90测量数据为代表的中国成人常模［9］，张智勇等建立的中国大学生常模［10］。

(2)计算过程。整个研究过程涉及到效果量计算、结局变量选取、异质性检验以及合并效应量统计检验。

效果量根据Hunter和Schmidt推导出的公式计算［11］。本研究中，每篇有效文献可获得10个效果量，即该文献中SCL-90的9项因子均分 (不包括“其他”这一项的因子分)与对照组的因子均分差，另一项是对照组与实验组的因子总均分之差。在评定平均效果量时，Cohen认为，小于0.20的效果量太小(“小”效应)，大于0.80的效果量太大(“大”效应)，应该考虑中等的效果量 (0.20＜dWMD＜0.70)，即“中”效应［12］。合并效果量的大小，反映了控制组与实验组之间的差异大小，即“小”效应时差别小，反之亦然。在结局变量的处理上，鉴于SCL-90得分是连续的，故选取加权均值之差作为结局变量。

异质性检验:通过计算异质性检验统计量Q确定模型的选择。如果统计量Q＜临界值，说明研究间异质性较小，应选择固定效应模型;反之，则选择随机效应模型［13］。

合并效应量统计检验:计算出总的合并效应量95%的置信区间 (95%CI)，以95%CI是否包含“0”作统计推断。如果95%CI包含0，无统计学意义;如果95%CI不包含0，则具有统计学意义［14］。

(3)数据处理。用Excel 2007表格统一提取研究数据，RevMan 4.2软件作元分析，SPSS19.0作相关分析、回归分析。数据处理主要由4部分构成:研究生SCL-90测量结果总的元分析，以金华等人的研究成果为控制组［9］;研究生群体间性别差异元分析，选取具有男女SCL-90得分数据的89篇文献，实验组为女研究生，控制组是男研究生;研究生SCL-90得分的变化规律，拟将159篇原始文献按其发表时间先后分成3个阶段，并与中国成人常模相比，分析变化趋势;研究生心理健康状况的影响因素。采用相关分析、回归分析等方法，试找出主要影响因子。

二、结果

(一)研究生SCL-90的合并效应量

研究生SCL-90的合并效应量与不同标准的比较结果见表1。从159例文献中计算出1 590个效应量，合并得到10个总效应量。与成人常模相比，数值4负6正，波动范围－0.03～0.18;强迫和偏执2个因子的95%CI包含0，无统计学意义;其余7个因子的95%CI不包含0，有统计学意义;所有因子和因子平均合并皆为小效应。和大学生常模比，10个数值皆为负，变化范围－0.38～－0.13;所有95%CI都不包含0，具有统计学显著性。研究生的总合并效应量都低于大学生常模，表明其身心状况优于大学生平均水平。其中，强迫、人际敏感、抑郁、敌对、偏执、精神病性合并效应具有“中”效应，其余3个因子和因子平均为“小”效应。

表1 研究生SCL-90的合并效应量

(二)男女研究生SCL-90合并效应量

从性别的角度考察研究生SCL-90的差异 (表2)。从具有男女研究生SCL-90每项因子均值和标准差的89篇文献中整理出890个效应量，最终得到10个总效应量，数值在－0.06～0.23之间，除了强迫、偏执、精神病性3个因子以及因子均分男生高于女生外，其他6个因子合并效应量男生均低于女生。强迫、人际敏感、敌对3个因子的合并效应量的95%置信区间包含0，无统计学意义;其余6个因子和因子平均具有统计学意义，但差异均不明显。

表2 男女研究生SCL-90的合并效应量

(三)SCL-90分数不同时期的比较

按收集的文献发表年代先后分成3个时间段，每隔 5年为 1个时间段，依次为 2000—2004、2005—2009、2010—2012，将每阶段研究数据与全国成人常模相比较，结果表明 (表3):3个时期研究生 SCL-90因子平均合并效应量分别为0.05、0.02、－0.02，95%CI不包含0，有统计学意义，差异显著性不明显，效应量小，略呈下降态势，反映研究生心理健康水平有提高之倾向。

(四)SCL-90得分的影响因素分析

(1)皮尔逊相关分析。求变量 (学校类型、地域、样本量、发表年代、出版物类别等因子)与SCL-90的9个因子及因子平均分之间的相关，结果(表4)如下:

表3 不同时期研究生SCL-90的合并效应量

学校类型 (按照医药、综合、理工、军校来划分)与SCL-90的因子分数呈正相关，尤其与强迫、人际敏感、焦虑、偏执、精神病性、因子平均呈显著正相关，表明研究生SCL-90因子分数按照医药、综合、理工、军校的顺序递增。

地域 (按照西部、中部、东部划分)与SCL-90的7个因子及因子平均呈负相关。发现研究生心理健康水平由西部往东部呈递增趋势，即西部＜中部＜东部，反映出研究生的心理健康水平与经济发展水平相关。

出版物类别 (按学位/会议论文、一般刊物、大学学报、核心期刊划分)与SCL-90的9因子及因子平均之间呈正相关，但相关性未达到显著性水平。刊物的级别越高，纳入文献的SCL-90因子分数也相应增高。

发表年代与SCL-90的7个因子及因子均分呈负相关，其中强迫因子负相关显著，显示研究生SCL-90分数近年来有所下降，表明其心理健康水平有提高趋势。

样本量与研究生SCL-90因子分数弱正相关，即研究生SCL-90分数随样本量的增大而略有增加。

(2)逐步回归分析。自变量 (学校类型、地域、出版物类别、发表年代等因子)，因变量(SCL-90因子平均)进行逐步回归分析，p≤0.05作为纳入标准，最终得到的线性回归方程为Y=1.38+0.27X，其中Y为SCL-90因子均分，X为学校类型，方程在显著性水平0.05下回归效果显著。说明学校类型是影响研究生SCL-90得分的重要变量。

表4 研究生SCL-90的因子分数与地域等变量的相关系数

(五)其他分析

(1)发表偏倚分析。本文所纳入的研究生SCL-90因子分的漏斗图分布不对称，揭示存在一定程度的发表偏倚。

(2)敏感性分析。将样本量按大小进行分层，分层前后所得结论差异不显著，显示研究结果具有良好的稳定性。

三、讨论

(一)研究生心理健康的总体情况

整体看，研究生心理健康水平低于全国成人常模，高于大学生常模，总体上与全国常模差异不显著 (效果量属“小”效应)，优于大学生平均水平;与大学生常模比，其SCL-90因子平均合并效应量为－0.19，差异明显。这个结论虽不能说明研究生没有心理健康问题，但充分证明了社会上有关研究生心理健康问题愈发严重的猜测是缺乏根据的。此外，在20世纪初的十几年，社会迅猛发展，生活急剧变化，人的心理也产生了相应的变化。因此，在本研究中，以每隔5年为1个时间单位，对研究生SCL-90分数在不同时间段进行比较。元分析结果表明，20世纪初研究生心理健康水平不但基本稳定，还有提高之趋势。基于此的原因有:

(1)心理健康教育的重视。研究生群体在就业、学习、生活中确实存在一定压力，属高压人群，但随着社会及高校对心理健康教育的投入和日益重视，多种途径和力量及时开展各项健康教育活动，使得研究生们习得更多压力应对的策略和方法，有助于缓解心理冲突。

(2)读研理性化。读研目的性的加强，对就业形势的严峻充分了解，使其更能以积极的心态去面对学习生活。当前一些流行观点有夸大研究生心理问题程度之嫌，可能是已有的研究报告因样本量选取的局限性 (如就某一地区、某一类型学校、某一个群体、某一个时间段的调查)不能很好地反映研究生心理健康的整体状况，或者是过于追求阳性结果。再者，随着互联网的普及和传播的便捷，有关媒体夸大了研究生群体中的极端事件，使得许多人以极少数的个案去推测其整体心理健康状况。

从研究生性别差异结果系统分析来看，发现其合并效应量均在小效应范围内波动。虽然有6个因子间的差异具统计学意义，但差异并不明显。这一结果说明，研究生心理健康水平虽然存在性别差异，但差异甚微。这与刘云对研究生心理健康状况的元分析［15］、罗鸣春对民族大学生心理健康状况的元分析［16］的研究结果是一致的。

(二)影响研究生心理健康水平因素

综合上述研究结果来看，研究生心理健康水平的影响因素有:

(1)地域效应，即区域经济发展不平衡造成的。经济发达地区的高校研究生心理健康水平要优于经济欠发达地区的水平，原因可能是随着经济水平的提高，人们的健康意识也有所提高，高校相应的资金投入量和师资力量也相对雄厚。

(2)学校类型。学校类型是影响研究生心理健康水平的重要因素，研究生所属院校心理健康水平由高到低依次为医学院＞综合院校＞理工科院校＞军事院校，专业对研究生心理健康有重要的影响，特殊专业研究生心理健康水平有其自身的变化规律，医学院的研究生在专业上具有优势，他们对心理健康的知识有一定了解，面对压力，能及时有效地自我调适。

(3)研究报告发表的年代。宏观上看，研究生心理健康水平比较稳定，在“稳”中上升，吻合了我国高等教育改革对人才培养目标。

(三)本研究的特点及启示

本文探讨21世纪以来研究生心理健康的整体状况，选用中国成人常模和大学生常模作为比较标准，采用元分析的研究方法，分析了13年来研究生心理健康水平的状况及变化，并试图找出其影响因素。本研究属于非实验研究，所得结论依赖于纳入文献的数量和质量，后续的研究应注意提高文献查全率，以减少文献收集偏差对元分析结果的影响。建议日后更多的研究者关注研究生心理健康问题并作为学术研究的课题，提高相关学术论文发表刊物的档次;研究中尽量采用随机抽样，保证样本的代表性，降低结果偏倚风险。

［1］刘彩谊．北京在读硕士博士研究生心理健康及人格测试分析［J］．健康心理学杂志，2005(12):21-24．

［2］毛富强．研究生心理健康状况与个性特征调查［J］．心理卫生杂志，2003(10):17-18．

［3］周岚．SCL-90量表对医学研究生心理健康水平的调查［J］．健康心理学杂志，2004(4):337-339．

［4］黄钧裕．638名研究生心理健康状况调查分析［J］．健康心理学杂志，2008(2):37-39．

［5］孟馥．研究生心理卫生状况及相关因素研究［J］．同济大学学报，2003(2):54-57．

［6］吴庆，张桦．34名研究生新生医学心理健康状况调查［J］．中国实用医学，2010(22):78-80．

［7］ GLASS G V．Primary，secondary and meta-analysis of research ［J］．Educational Researcher，1976(11):3-8．

［8］ ROSENTHAL R．Writing meta-analytic reviews psychological Bulletin，1995(2):183-192．

［9］金华．中国正常人SCL-90评定结果的初步分析［J］．中国神经精神疾病杂志，1986(2):260-262．

［10］张智勇．大学生SCL-90量表测量结果的比较研究［J］．中国心理卫生杂志，1998(2):87-88．

［11］ HUNTER J E，SCHMIDT F L．Methods of meta-analysis:correcting error and bias in research finding［M］．Newbury Park，CA:Sage publications，1990．

［12］ COHEN J．Statistical power analysis for the behavioral sciences［M］．2nd．New York:Academic Press，1988．