青少年心理健康的底层劣势:形成路径与改善途径——亲子关系的中介和调节双重效应

程琳,钟涨宝,田北海*

(1 华中农业大学 文法学院,湖北 武汉 430070;2 华中农业大学 农村社会建设与管理研究中心,湖北 武汉 430070)

1 引言

随着我国经济社会快速发展,青少年心理行为问题发生率和精神障碍患病率逐渐上升,已成为关系国家和民族未来的重要公共卫生问题。中国青年发展报告显示,我国17岁以下儿童青少年中,约3000万人受到各种情绪障碍和行为问题的困扰(1)央视网.我国3000万儿童青少年受心理障碍困扰[EB/OL].https://news.cctv.com/2018/10/10/ARTIcL9PBlj6AlMYJk B4jOLo181010.shtml.。同时,现有研究表明,我国存在青少年心理健康不平等现象,青少年心理健康水平随家庭社会经济地位的层级呈现梯度分布,家庭社会阶层低的青少年心理健康状况更差,即青少年心理健康存在底层劣势(邹泓等,2013;贾晓珊、朱海东,2021;Conger et al.,2010;Elgar et al.,2015)。

实现健康公平是健康中国行动的重要目标。2016年,中共中央、国务院印发《“健康中国2030”规划纲要》明确提出要逐步缩小城乡、地区以及人群之间健康水平的差异,到2030年健康公平基本实现(2)新华社.中共中央国务院印发《“健康中国2030”规划纲要》[EB/OL].https://www.gov.cn/zhengce/2016-10/25/content_5124174.htm.。青少年心理健康公平是健康公平的重要组成部分,探讨如何实现青少年心理健康公平具有重要的现实意义。

家庭社会经济地位与青少年心理健康显著相关,但二者之间的作用机制尚不清晰。国内既有机制研究大多立足于个体心理视角且偏好中介效应分析,从家庭关系视角切入且基于同一数据和指标探讨亲子关系的双重效应的研究近乎阙如。

基于此,本文尝试以家庭关系为视角,同时构建亲子关系的中介模型和调节模型,进一步剖析家庭社会经济地位影响青少年心理健康的作用机制。本文关注的核心问题是:家庭社会经济地位如何影响青少年心理健康?通过何种路径或限于何种条件?亲子关系是否构成青少年心理健康底层劣势的形成路径或改善途径?

2 文献回顾与研究假设

综合现有研究来看,学界围绕青少年心理健康已形成十分丰富的研究成果。其中,学界最为关注的议题之一即家庭社会经济地位与青少年心理健康间的关系及家庭社会经济地位如何影响青少年的心理健康,即二者之间的作用机制。

2.1 家庭社会经济地位与青少年心理健康的关系

与此紧密相关的是,验证健康状况在不同社会经济地位的群体中的分布差异即健康不平等(Braveman,2006)有两种方式:一种是通过集中指数测度,重在直观呈现健康不平等的表象差距。另一种是基于回归模型考察影响健康水平的社会决定因素,重在凸显差距背后的深层次因素,后者更为清晰地展现了社会决定因素作用于健康的路径和条件,因而广泛地运用于健康不平等的社会学研究(朱慧劼、风笑天,2018;白春玲、陈东,2021)。

2.2 家庭社会经济地位影响青少年心理健康的作用机制

相较于二者的关系,有关家庭社会经济地位如何影响青少年心理健康,国内外既有研究尚未形成一致的结论。

从研究视角来看,现有研究主要基于个体心理、社会比较、社会支持、社会文化、家庭关系等多种不同视角。个体心理视角认为自我评价、信念和态度等个体认知-心理因素是家庭社会经济地位影响青少年心理健康的作用机制(刘广增等,2020),这类研究主要集中在心理学领域。周春燕、郭永玉(2013)基于一手调查数据的研究发现,公正世界信念是家庭社会阶层与青少年心理健康之间的中介机制。Weinberg等(2021)基于荷兰的青少年数据也得出了类似结论。程刚等(2019)以中学生为研究对象得出,个性品质、认知能力等心理素质在家庭社会经济地位与心理健康之间充当部分中介。Cao等(2021)研究表明情绪弹性中介了家庭社会经济地位与青少年抑郁症状之间的关系。社会比较视角认为在与他人比较的过程中,处于相对劣势的个体会经历更多的压力和相对剥夺感,从而导致更差的心理健康状况(Festinger,1954;Wilkinson,1999;Goodman et al.,2001;Smith et al.,2011)。对于青少年而言,这种相对剥夺可能会与客观结构位置产生交互作用。Quon和McGrath(2015)的研究表明处于经济劣势地位的青少年生活于较富裕的社区会经历更多的相对剥夺感,心理健康状况更差。Weinberg等(2019)研究发现青少年的主观社会经济地位可以调节家庭社会经济地位与青少年心理健康问题之间的负相关关系。在低社会经济地位的家庭中,较高的青少年主观社会经济地位可作为保护性因素,削弱家庭社会经济地位与青少年心理健康问题之间的负向关联。社会支持视角认为社会资本等社会支持资源是家庭社会经济地位影响青少年心理健康的作用机制(徐岩,2017)。邹红等(2014)研究得出同伴关系、师生关系可以调节家庭社会经济地位对青少年网瘾的负向影响,良好的人际关系作为强大的社会支持能够消除家庭社会经济地位的差异对青少年网瘾造成的影响。社会文化视角认为一个国家或地区的文化观念对青少年心理健康的阶层差异的形成也具有重要作用。Weinberg等(2021)基于30个欧洲国家的多水平研究发现,国家层面的精英信念调节了青少年心理健康的社会梯度。在精英信念较强的国家,青少年心理健康的社会梯度更强。家庭关系视角主要将父母关系、亲子关系等各类家庭关系视为家庭社会经济地位影响青少年心理健康的作用机制,家庭经济劣势可能通过损害亲子关系来增加青少年心理健康的精神病理风险(Conger et al.,1994;Barrera et al.,2002)。Rodriguez等(2015)基于结构方程模型的分析表明家庭社会经济地位通过父母积极沟通与青少年心理健康间接关联。国内为数不多的这类研究发现亲子沟通频率在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间起中介作用,家庭贫困会通过降低亲子沟通频率来增加青少年的负面情绪(贺光烨、李博雅,2020)。

上述几种研究视角各有偏胜,也各有局限。个体心理视角虽体现了青少年人格特质的重要作用,但聚焦于近端的还原机制对心理健康梯度的解释力有限,且忽视了结构与个体之间的中距互动要素对心理健康分化的重要效应。社会比较视角体现了社会情境中的人际互动,不过本质上仍是一种社会心理过程。社会支持视角虽考虑到了互动性要素对心理健康差异的效应,弥补了个体心理视角的部分局限,但其更多强调的是青少年的整体人际关系和家庭外部的社会支持网络,而对基于血缘和共同生活形成的家庭内部关系缺乏足够关切。社会文化视角凸显了国家层面社会文化因素的作用,但更适于跨文化比较。本文认为,家庭关系视角既充分考虑了结构与个体之间的互动性要素,也对青少年早期社会化和情感归属的重要场所——家庭的独特作用予以了充分重视。但国内既有机制研究大多立足于个体心理视角,从家庭关系视角切入的较少,尤其是对亲子关系的可能作用关注不足。亲子关系是青少年最重要的社会关系,是青少年面临的第一人际关系,也是家庭关系中最基本、最重要的一种(风笑天,2002;吴念阳、张东昀,2004)。因此,基于家庭关系视角研究亲子关系是否充当家庭社会经济地位与青少年心理健康之间的作用机制十分重要和必要。

从研究方法来看,既有机制研究更加偏好构建中介效应模型,对调节效应则偶有涉及。中介效应模型和调节效应模型均意在进一步厘清作用机制,但前者旨在厘清作用路径,后者旨在分析作用条件。本文认为家庭社会经济地位与青少年心理健康之间的关系呈现研究结论分歧既有可能是作用路径尚未厘清,也可能是二者关系受到第三变量的调节。因此,应同时注重对二者的分析。此外,既有研究中基于同一数据和指标验证具备双重效应理论可能性的同一变量既发挥中介效应又发挥调节效应的研究也近乎阙如。实际上,同时考虑独立作用、路径联系以及交互作用可以更加全面地揭示某一变量的重要意义。

综上,本文认为以家庭关系为视角,并同时构建亲子关系的中介模型和调节模型有助于进一步厘清家庭社会经济地位影响青少年心理健康的作用机制。下列既有研究为亲子关系的双重效应提供了一定的理论可能性。

2.3 亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间的作用

亲子关系是父母与子女间的相互联系,主要包括冲突性、亲密性和依赖性等维度。冲突性即亲子之间在行为或心理上的对抗状态,可表现为争吵甚至身体冲突;亲密性即亲子之间亲密温暖的情感联结,可表现为积极、亲密的沟通;依赖性即亲子之间强烈持久的情感联系,可表现为信任、依赖等。现有研究通常采用单个维度或综合多个维度的方式进行测量(刘海娇等,2011;田菲菲、田录梅,2014;林晓珊,2018)。亲子关系内涵丰富,综合多个维度予以衡量更为充分。现有研究表明,亲子沟通频率在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间起中介作用(贺光烨、李博雅,2020),但鲜有研究表明采取综合维度测量的亲子关系既发挥中介效应,又发挥调节效应。综合现有研究,本文认为亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间可能发挥双重效应。

2.3.1 亲子关系的中介效应

一方面,部分研究发现家庭社会经济地位是亲子关系的重要影响因素(朱楠等,2015)。吴念阳、张东昀(2004)研究得出受教育程度更高的父母与子女的关系更好。田丰、静永超(2018)基于上海家庭调查数据发现,中产阶层的父母比工人阶层的父母更加注重培养子女的情感表达能力,亲子关系更亲密。朱安新、曹蕊(2019)使用CEPS数据的研究也发现,我国亲子关系具有显著的阶层差异,低阶层家庭的青少年与父母的关系亲密度更低。

另一方面,亲子关系对青少年心理健康的显著正效应已得到大量研究支持。亲子关系越好则青少年心理健康状况越好,亲子之间沟通亲密融洽、子女对父母有安全依恋则不易产生精神障碍;反之,亲子关系不良则极易导致抑郁、孤独等心理健康问题,经常发生冲突的家庭环境会严重阻碍子女的身心健康发展(贺银才等,2008)。杨磊、戴优升(2019)研究发现,亲子关系正向预测青少年心理健康。

上述两方面的研究为亲子关系的可能路径作用建立了前后关联。此外,家庭压力模型(family stress model)认为,较低的家庭社会经济地位,如持续的经济艰辛、不稳定的工作状态等所产生的长期压力易导致家庭冲突的发生和加剧,造成家庭成员之间关系不良,进而对子女心理健康产生负面影响(Conger &Donnellan,2007)。这一理论模型也进一步表明了家庭社会经济地位可能通过影响亲子关系进而影响青少年心理健康。

2.3.2 亲子关系的调节效应

压力缓冲模型(the stress-buffering models)认为,当个体面临压力事件时,来自家人等“重要他人”的情感支持可以充当个体相对稳定的内在心理资源从而缓冲所受的压力。压力事件指个体感知到具有威胁性且缺乏恰当应对方法的生活事件,情感支持既包括实际支持也包括个体领悟到的支持(Cohen &Wills,1985)。

结合家庭压力模型可知,低家庭社会经济地位对青少年而言是一种持续性的压力事件,且这种压力事件具有短时间内难以改变和青少年无力改变的特点。亲子关系是父母与子女基于血缘和共处而形成的自然与社会关系的复合体,亲子关系的形成过程也是子女从父母那里获得情感支持的过程,越亲密融洽的亲子关系意味着越充足的情感支持(李佳哲、胡咏梅,2021)。因此,对于身处低家庭社会阶层的青少年而言,良好的亲子关系作为强大的情感支持可能构成心理健康的重要保护性因子,缓冲甚至消解底层劣势所带来的消极影响。

张晓等(2009)研究发现家庭情感氛围可调节家庭经济状况对儿童社会能力的影响。在情感氛围不够融洽的家庭中,家庭收入会影响儿童的一般社会能力;而在情感融洽的家庭中,家庭收入对儿童社会能力并没有明显的影响。金灿灿等(2012)的研究发现社会负性环境与青少年心理行为问题相关联,但亲子关系可以调节劣势处境对青少年问题行为的预测作用。亲子间建立信任沟通和亲密融洽关系能够抵御社会负性环境的消极作用从而减少心理问题的发生。这些发现也为亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间起调节作用提供了一定的佐证。

基于上述研究,本文提出亲子关系的中介效应假设和调节效应假设。

假设1:亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间发挥部分中介作用,即家庭社会经济地位不仅对青少年心理健康具有直接影响,还会通过影响亲子关系进而对青少年心理健康产生间接影响。

假设2:亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间发挥负向调节作用,即亲子关系会弱化家庭社会经济地位与青少年心理健康之间的正向关联。

上述研究假设如图1所示:

图1 亲子关系的双重效应

3 研究设计

3.1 数据来源

本文数据来源于2018年中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies,CFPS)。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心实施的一项全国性、大规模的社会跟踪调查项目,样本覆盖25个省/市/自治区,调查对象包含样本家户中的全部家庭成员。本文的分析单位是10-15岁的青少年。本文首先将CFPS2018问卷中的个人自答问卷、家长代答问卷及家庭经济问卷数据进行跨库链接,生成了子女信息、父母信息及家庭经济信息相匹配的综合数据库。其次保留年龄在10-15岁之间的青少年样本,共1813份。最后剔除在因变量、自变量、中介或调节变量以及控制变量中的存在缺失的个案,最终获得有效样本982份。

3.2 变量设置

3.2.1 因变量

本文的因变量是心理健康,由流调中心抑郁量表(CES-D)测量(Radolff,1977)。CFPS问卷使用的是精简八道题版本,包含“情绪低落”、“做事费劲”、“睡眠不好”、“感到孤独”、“感到悲伤”、“生活无法继续”六个负向指标和“感到愉快”和“生活快乐”两个正向指标。选项根据过去一周内各种感受或行为发生的频率来设置,共有“几乎没有”、“有时”、“经常”、“大多数时候”四个选项。为简化模型,本文按照选项的频率由低到高将正向指标赋值为1-4分,负向指标反向赋值为1-4分,并将八个指标进行主成分分析,生成心理健康变量,该变量为连续变量,分值越高代表青少年心理健康水平越高。

3.2.2 自变量

本文的自变量是家庭社会经济地位(SES),由父母职业、父母受教育程度和家庭收入测量(梁樱,2013)。父母受教育程度对应为各自的受教育年限;父母职业地位是基于职业编码创建的ISEI职业威望;家庭收入采用家庭人均年收入。为简化模型,本文将上述五项指标处理为父母平均受教育年限、父母平均职业地位和家庭人均年收入(取对数)三项指标之后进行主成分分析,生成家庭社会经济地位变量,该变量为连续变量,分值越高代表青少年家庭社会经济地位越高。为充分考虑社会阶层之间的组间差异,本文进一步将该变量三等分转化为了有序三分类的家庭社会阶层变量,“低”赋值1、“中”赋值2、“高”赋值3。

3.2.3 中介变量或调节变量

本文可能的中介变量或调节变量是亲子关系,由冲突性、亲密性和依赖性三个维度测量(吴旻等,2016)。冲突性可由问卷中子女与父母的激烈争吵频率测量,本文将其处理为了有序三分类变量并进行反向赋值。近一个月内激烈争吵次数0为“低”赋值3、次数在0-4之间为“中”赋值2,次数大于4次为“高”赋值1。亲密性可由问卷中子女与父母的交心谈心频率、父母与子女谈论学校里的事情的频率以及父母主动与孩子沟通和交流这三个指标测量。本文将前者处理为了有序三分类变量,近一个月内谈心次数0为“低”赋值1、次数在0-4之间为“中”赋值2,次数大于4次为“高”赋值3。后两者沿用问卷原有的有序五分类变量设置,即由低到高依次赋值1-5。依赖性可由问卷中子女遇到烦恼时是否最主要向父母诉说和子女对父母的信任度这两个指标测量。本文将两者都处理为了二分类变量,前者以是否选择父母为最主要倾诉对象为标准,“否”赋值0,“是”赋值1,后者以是否非常信任父母为标准,“否”赋值0,“是”赋值1。为简化模型,本文将上述六项指标进行了主成分分析,生成亲子关系变量,该变量为连续变量,分值越高代表亲子关系越好。

3.2.4 控制变量

依据现有研究,本文将青少年个人层面的性别、年龄和自评健康,家庭层面的父母心理健康和父母冲突,学校层面的学习成绩和学业压力以及社会层面的人缘关系纳为控制变量。其中,自评健康依据健康水平由低到高依次赋值为1-5。父母心理健康也是由CES-D测量,故采用与青少年心理健康相同的正向化处理方法,正向指标赋值为1-4,负向指标反向赋值为1-4,之后进行主成分分析,分别生成父亲心理健康和母亲心理健康变量。父母冲突采用与亲子冲突相同的有序三分类变量处理和反向赋值的方法,近一个月内激烈争吵次数0为“低”赋值3、次数在0-4之间为“中”赋值2,次数大于4次为“高”赋值1。学习成绩由上学期平时的语文和数学水平正向化处理后求和所得。学业压力由问卷中的“你觉得自己学习上的压力有多大”这一问题测量,“1”表示没有压力,“5”表示很大压力。人缘关系由问卷中的“你觉得自己人缘关系有多好”这一问题测量,0 分代表最低,10 分代表最高。

以上采用主成分分析进行降维处理的变量,Bartlett球形检验p值显著,结构效度良好,均适合主成分分析。上述各变量的描述统计结果见表1。

表1 各变量的描述统计结果 (N=982)

3.3 模型设定

亲子关系的中介模型设定如下:

Y=α0+α1Xses+α2Xi+εi

(1)

M=β0+β1Xses+β2Xi+εi

(2)

Y=γ0+γ1Xses+γ2M+γ3Xi+εi

(3)

其中,Y表示因变量;Xses表示自变量;M表示可能的中介变量;Xi表示控制变量,εi为随机扰动项。

亲子关系的调节模型设定如下:

Y=α0+α1Xses+α2M+α3MXses+α4Xi+εi

(4)

其中,Y表示因变量;Xses表示自变量;M表示可能的调节变量;MXses表示自变量和可能的调节变量的交互项;Xi表示控制变量,εi为随机扰动项。

4 结果分析

4.1 家庭社会经济地位与青少年心理健康

表2报告了运用OLS回归检验家庭社会经济地位是否与青少年心理健康正相关及亲子关系是否在家庭社会经济地位和青少年心理健康之间充当中介变量和调节变量的回归结果。其中,模型1以家庭社会经济地位为自变量,心理健康为因变量;模型2以家庭社会经济地位为自变量,亲子关系为因变量;模型3以家庭社会经济地位、亲子关系为自变量,心理健康为因变量;模型4在模型3的基础上纳入了家庭社会经济地位与亲子关系的交互项作为自变量,心理健康为因变量,各模型控制变量一致。

表2 家庭社会经济地位、亲子关系与心理健康的回归结果

模型1的结果显示,在控制了性别、年龄、自评健康、学业压力、人缘关系、父母心理健康及父母冲突变量后,家庭社会经济地位与心理健康的回归系数为0.070,且在0.01的水平上显著,即家庭社会经济地位每提高1分,青少年心理健康水平会提高0.070分。这表明家庭社会经济地位与青少年心理健康显著正相关,家庭社会经济地位越高,青少年心理健康水平越高。为进一步验证青少年心理健康的阶层差异,本文以家庭社会阶层为自变量,心理健康为因变量再次构建了回归模型(3)由于篇幅限制,此模型的详细结果未予呈现。。结果显示,在控制其他变量后,家庭社会阶层为中层和上层的家庭比底层家庭的心理健康得分分别高0.171分和0.237分,且二者分别在0.1和0.01的水平上显著。这表明青少年心理健康具有显著阶层差异,中上层家庭比底层家庭的青少年心理健康状况更好,即我国存在青少年心理健康不平等现象。

此外,模型1的控制变量回归结果也值得关注。首先,个人层面的自评健康回归系数为0.178且在0.01的水平上显著,即自评健康与心理健康显著正相关,性别和年龄未表现出显著相关性。其次,家庭层面的父母心理健康水平回归系数分别为0.108和0.147,二者均在0.01的水平上显著,即父母心理健康水平越高,子女心理健康水平也越高,这表明心理健康具有代际传递性,该发现与既有研究相呼应(杨逸群等,2017),中、低频父母冲突的心理健康得分分别比高频冲突高0.799分和0.947分,这表明父母冲突频率越低,青少年心理健康状况越好。再次,学校层面的学习成绩和学业压力的回归系数分别为0.178和-0.147二者均在0.01的水平上显著,即学习成绩与心理健康显著正相关,学业压力与心理健康显著负相关,这也与既有结论一致(席玮、马立平,2018)。最后,社会层面的人缘关系的回归系数为0.070且在0.01的水平上显著,即人缘关系与心理健康也显著正相关,人缘关系越好,心理健康水平越高。

4.2 亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间的中介效应

模型2的结果显示,家庭社会经济地位的回归系数为0.043且在0.01的水平上显著,即家庭社会经济地位与亲子关系显著正相关,家庭社会经济地位越高,亲子关系越好。具体而言,家庭社会经济地位每提高1分,亲子关系提高0.043分。

模型3的结果显示,亲子关系的回归系数为0.312且在0.01的水平上显著,即亲子关系与青少年心理健康之间显著正相关,亲子关系越好,青少年心理健康水平越高。具体而言,亲子关系每提高1分,心理健康提高0.312分。同时,家庭社会经济地位的回归系数为0.057,也在0.05的水平上显著。

参照温仲麟(2004;2014)所述中介效应的检验程序,综合模型1、模型2和模型3的结果可知,亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间发挥部分中介效应,中介效应与直接效应之比为23.54%。此外,本文还采用了Bootstrap方法检验了亲子关系的中介效应,模拟抽样次数1000次,结果显示直接效应和间接效应的95%置信区间均不包含0,亲子关系的中介效应显著,与上述依次检验回归系数法所得结果一致。上述结果表明,家庭社会经济地位不仅对青少年心理健康具有直接影响,还会通过影响亲子关系进而对青少年心理健康产生间接影响,验证了研究假设1。

4.3 亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间的调节效应

模型4的结果显示,家庭社会经济地位的回归系数在0.05的水平上显著。同时,家庭社会经济地位与亲子关系的交互项的回归系数为-0.081也在0.05的水平上显著。此外,相比于模型3,模型4的R2增加了0.4%。参照温仲麟(2005)所述调节效应的检验程序,上述结果表明,亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间发挥负向调节效应,即亲子关系弱化了家庭社会经济地位与青少年心理健康间的正向关联,验证了研究假设2。

总而言之,亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间发挥着部分中介和负向调节的双重效应,即亲子关系既构成家庭社会经济地位影响亲子关系的作用路径,也构成二者关联的消减途径。

5 结论与讨论

本文基于家庭关系视角,运用CFPS2018数据,同时构建了亲子关系的中介模型和调节模型,进一步分析了家庭社会经济地位影响青少年的心理健康的作用机制。研究的主要发现如下:

第一,家庭社会经济地位与青少年心理健康显著正相关,家庭社会经济地位越高,青少年心理健康水平越高。青少年心理健康具有显著阶层差异,中高家庭社会阶层的青少年心理健康状况显著好于低家庭社会阶层的青少年,这再次印证了我国存在青少年心理健康不平等现象。青少年时期是个体成长的关键时期,其心理健康水平及其差异不仅对当前有重要影响,而且对未来健康状况和地位获得有持续性影响(石智雷、吴志明,2018)。此外,有学者认为心理健康不平等是人类社会最本质的不平等(Mirowsky &Ross,2003;梁樱,2013)。因此,关注青少年的心理健康不平等具有基础性意义。

第二,亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间发挥部分中介效应,表现为家庭社会经济地位通过影响亲子关系进而影响青少年心理健康。依据医学社会学对健康影响因素的近端、中距和远端划分,家庭社会经济地位和亲子关系都是影响青少年心理健康的重要因素,前者是远端社会结构因素,后者是中距家庭关系因素(Lahelma,2010;王甫勤,2012;王甫勤,2015)。本文研究结果建立了二者与心理健康的路径关系,链接了影响青少年心理健康的远端和中距因素,表明了亲子关系是青少年心理健康不平等的重要传导机制。亲子关系与家庭困境、个人抑郁双向关联。亲子关系的质量受制于家庭所拥有的结构性资源,底层家庭面临更多的长期生活压力,易使亲子关系陷入紧张,这种紧张状态会对青少年造成严重的心理压力和情绪困扰,使青少年无法满足对安全归属的本体性需要,从而形成不良心理健康状况。这一结论表明家庭社会经济地位对青少年心理健康的影响部分通过亲子关系实现,这意味着可以通过干预亲子关系来改善低家庭社会阶层青少年的心理健康状况。

第三,亲子关系在家庭社会经济地位与青少年心理健康之间发挥负向调节效应,表现为亲子关系越好,家庭社会经济地位与青少年心理健康的正向关联越弱。亲子关系不良时,低家庭社会经济地位对青少年心理健康的不良影响会变得更加严重。亲子关系很好时,这种强大情感支持能够极大减少甚至消除家庭社会经济地位差异所带来的青少年心理健康差异。这表明,亲子关系是青少年心理健康不平等的重要调节机制,提升亲子关系能有效改善青少年心理健康不平等。低家庭社会阶层的青少年通常心理健康状况更差,但也有许多青少年虽面临物质窘迫却并未必然地表现出心理不良。本文发现这部分得益于亲子关系的强大缓冲作用。良好的亲子关系意味着充足的情感支持,这种情感资源能够极大缓冲甚至是消解家庭困境对心理健康的负面影响。这一结论的重要意义在于,在家庭社会经济地位短期难以改变的情况下,可通过提升亲子关系来减弱家庭社会经济地位与心理健康的正向关联,从而有效改善青少年心理健康的底层劣势。

上述研究结论的启示在于:在当前的社会背景下,实现青少年心理健康公平,首先,要通过进一步保证收入分配公平、就业公平以及教育公平来不断将社会阶层差异缩小在合理范围之内。其次,要更加注重通过开展丰富和有效的亲子关系干预活动来提升亲子关系质量。

本文也存在一些不足。首先,中国家庭是“双系抚育”三角结构,亲子关系可分解为父子关系和母子关系。随着家庭结构的变迁,我国家庭父母一方或双方“缺位”情形较为普遍(吴愈晓等,2018),因而父子关系和母子关系可能发挥差异化作用。囿于数据限制,本文无法对此具体分析。其次,心理健康是一个内涵丰富的多维概念,因而可采取综合指标进行测度。本文使用的流调中心抑郁量表更多的是从消极情绪进行测量,维度略显单一,有待后续研究进一步精进。