居家防疫期間0～6 歲兒童情緒行為變化研究

何雪常 ，歐陽輝 *，郭漢章 ，陳卓銘 ，沈龍彬 ，歐建林

1 暨南大學附屬第一醫院，廣東 廣州 510630；

2 中山大學附屬第六醫院，廣東 廣州 510655

自2019 年12 月以來我國及世界各地陸續出現新型冠狀病毒肺炎（Corona Virus Diease 2019，COVID-19），世界衛生組織（WHO）已將疫情列為國際關注的突發公共衛生事件［1］，我國亦于2020 年1 月20 日將COVID-19 納入《中華人民共和國傳染病防治法》規定的乙類傳染病，按甲類傳染病管理［2］。本病具有發病迅速、傳染性強、病程變化快等特點，人群普遍易感，目前我國通過采取一系列預防控制和醫療救治措施，境內大多數省份疫情緩解，但境外發病人數呈上升態勢［3］。為阻止疫情向校園蔓延，我國教育部為中小學及各高等院校學生的居家防疫健康指導、心理咨詢輔導及“停課不停學”做了大量工作［4］，廣大學生的身心健康已受到廣泛關注；相比之下，社會對0～6 歲兒童的身心健康有所忽略。由于情緒和情感是兒童心理健康的基礎，且與免疫力密切相關，穩定的情緒正是抵御病毒的最強有力屏障［5］，而0～6 歲兒童的心理行為發展受家庭環境影響較大［6］，疫情期間兒童又以居家生活為主。因此本研究通過網絡問卷調查， 旨在了解疫情期間0～6歲兒童情緒狀態及家庭教育開展情況，為今后低齡兒童健康促進與教學干預相關工作提供相應理論依據，結果報告如下。

1 資料與方法

1.1 研究對象

研究對象為0～6 歲兒童， 采取方便抽樣法邀請研究對象的監護人在線填寫調查問卷（問卷星，https：／ ／www.wjx.cn），填寫時間為 2020 年 2 月 24—29 日。 截至 2 月 29 日中午 12 點，共收集問卷 165 份，其中有效問卷163 份，有效率98.79%。

1.2 調查方法

自行設計問卷，問卷中兒童情緒問題設計參考長處與困難問卷（Strengths and Difficulties Questionnaire，SDQ）中不良情緒內容［7］，問卷采用匿名方式。①一般人口學特征：年齡，性格，兄弟姐妹數量，疫情以前及疫情期間主要照顧者， 父母親文化程度。②家庭環境：家庭年收入，疫情期間居住省份、居住地面積、居住地類型（城市或農村），家庭類型（核心家庭：由已婚夫婦和未婚子女或收養子女兩代組成的家庭；主干家庭：由兩代或兩代以上夫妻組成，每代最多不超過一對夫妻， 且中間無斷代的家庭；聯合家庭／大家庭：包括父母、已婚子女、未婚子女、孫子女、曾孫子女等幾代居住在一起的家庭；單親家庭：由離異、喪偶或未婚的單身父親或母親及其子女或領養子女組成的家庭），家人是否為COVID-19疑似／感染病例，家庭對疫情的樂觀程度。③研究對象心理狀況：疫情期間睡眠及食欲變化情況，疫情初期不良情緒（焦慮／易激動、恐懼、孤獨感等）發生頻率，情緒恢復正常時間，適應居家生活時間。④ 家庭教育情況：疫情以前及疫情期間每天屏幕時間（玩手機、玩平板電腦、看電視、玩電腦及掌上游戲機的時間，不包括利用電子設備學習的時間）、學習時間（看書、親子游戲、網絡課程等）、每周出門頻率。 預調查共發放30 份問卷，采用前后施測間隔1 d 的方式進行重測信度估計，得重測信度為0.97；預調查前邀請3 名認知心理學專家對有關情緒問題的內容進行專家判斷，得出內容效度為0.83；通過預調查測試填寫時間，＜90 s 者（占1.20%）不納入分析。

1.3 統計學方法

采用SPSS 13.0 版軟件進行數據分析。 計數資料以率（%）表示；不符合正態分布的計量資料以中位數（四分位間距）［M（QL，QU）］表示，采用秩和檢驗。相關分析采用Spearman 等級相關分析。回歸模型先采用單因素logistic 回歸分析，對單因素有統計學意義的變量再進行多因素logistic 回歸分析，比值比用 OR（odds ratio）值表示，可信區間用 CI（confidence interval）表示。 P＜0.05 表示差異有統計學意義。

2 結 果

2.1 基本信息描述

2.1.1 疫情期間居住省份 廣東（123 例，占75.46%），湖南（10 例，占 6.13%），湖北（8 例，占 4.91%），江西（5 例，占3.07%），其余來源于全國其他省份。

2.1.2 年齡及性格特征 其中（0，1］歲 18 例（11.04%），（1，2］歲 34 例（20.86%），（2，3］歲 37 例（22.70%），（3，4］歲 23 例（14.11%），（4，5］歲 16 例（9.82%），（5，6］歲 35 例（21.47%）。 性格特點：敏感型 8 例（4.91%），好動型 133 例（81.60%），安靜型16 例（9.82%），散漫型 6 例（3.68%）。

2.1.3 家庭情況 85 例（52.15%）為獨生子女，72.39%兒童新型冠狀病毒疫情期間主要照顧者為父母；疫情期間66.87%兒童居住在城市，33.13%居住在農村。家庭結構方面，核心家庭66 例（40.49%），主干家庭 64 例（39.26%），聯合家庭／大家庭 29 例（17.79%），單親家庭 4 例（2.45%）。

2.2 疫情期間兒童情緒狀況特點

2.2.1 疫情期間與情緒相關的基本情況 ①兒童情緒變化情況：147 例（90.18%）情緒無明顯波動，16例（9.82%）有情緒波動，其中焦慮／易激動 8 例（50.00%），孤獨感 4 例（25.00%），其他表現 4 例（25.00%），均無恐懼表現。 ② 疫情期間情緒恢復正常時間：11 例（6.75%）1 周內恢復，2 例（1.23%）1 個月內恢復，3 例（1.84%）1 個月后仍未恢復，此 3 例兒童并非居住在疫區且家人并非疑似或感染COVID-19，其中2 例兒童疫情期間主要照顧者與以前一致，1 例兒童疫情期間主要照顧者由原來的祖父母改為父母。 ③適應居家生活時間：71.17%兒童3 天內適應，16.56%兒童1 周內適應，3.68%兒童1 個月后仍未適應。④睡眠情況：疫情初期17.18%兒童睡眠增多，7.36%睡眠減少，6.75%有熬夜現象。 ⑤ 食欲變化情況：疫情初期1.84%明顯下降，1.23%明顯增加，11.66%略有下降，13.50%略有增加。

2.2.2 疫情期間兒童情緒波動的影響因素 以年齡（0～3 歲，3～6 歲）、性格、是否獨生子女、疫情期間照顧者是否改變、父母親文化程度、家庭年收入、家庭結構（是否核心家庭）、疫情期間居住地面積、居住地類型（城市或農村）、居住省份（是否在湖北疫區）、家人是否為COVID-19 疑似／感染病例、家庭對疫情的樂觀程度、疫情期間兒童出門頻率是否減少、疫情期間屏幕時間是否增加、學習時間是否增加分別為自變量，疫情期間兒童情緒是否波動為因變量進行單因素logistic 回歸分析，結果顯示，獨生子女［χ2＝6.78，P＝0.009，OR＝7.49（1.65～34.14）］、屏幕時間增加［χ2＝5.64，P＝0.018，OR＝3.59（1.25～10.33）］為情緒波動的危險因素；學齡前兒童{（3，6］歲}［χ2＝4.65，P＝0.031，OR＝0.24（0.07～0.88）］相較嬰幼兒{（0，3］歲}為情緒波動的保護因素；性格、照顧者改變、父母親文化程度、家庭年收入、家庭結構、疫情期間居住地面積、居住地類型、居住省份、家人為COVID-19 疑似／感染病例、家庭對疫情的樂觀程度、疫情期間出門頻率、學習時間增加與情緒波動的關系無統計學意義。

以年齡、是否獨生子女、屏幕時間是否增加為自變量，疫情期間兒童情緒是否波動為因變量進行多因素logistic 回歸分析，結果顯示獨生子女［χ2＝8.82，P＝0.003，OR＝11.10（2.27～54.40）］、屏幕時間增加為兒童情緒波動的獨立危險因素［χ2＝8.79，P＝0.003，OR＝5.80（1.81～18.53）］。 見表 1。

表1 影響兒童情緒波動的多因素logistic 回歸分析Table 1 Multivariate logistic regression analysis related to adverse emotions

2.2.3 疫情初期兒童不良情緒發生頻率與其他伴隨狀況的關系 將疫情初期兒童食欲變化情況、疫情初期兒童睡眠變化情況、兒童適應居家生活所用時間與疫情初期兒童不良情緒發生頻率作Spearman等級相關分析。 結果顯示，兒童疫情初期不良情緒發生頻率與食欲變化（P＝0.020）呈負相關，與其適應居家生活所用時間呈正相關（P＝0.029），兒童疫情初期不良情緒發生頻率與睡眠變化的關系無統計學意義。 見表2。

表2 疫情初期兒童不良情緒發生頻率與各因素的等級相關分析Table 2 Correlation analysis between frequency of children's adverse emotions and other factors in early stage of epidemic

2.3 疫情期間兒童屏幕時間增加的影響因素

其中 72 例（44.17%）≤1 h；69 例（42.33%）＞1 h且≤3 h；18 例（11.04%）＞3 h 且≤6 h；4 例（2.45%）＞6 h。

以年齡、性格、是否為獨生子女、父母親文化程度、家庭年收入、家庭結構（是否核心家庭）、疫情期間居住地面積、居住地類型（城市或農村）、居住省份（是否在湖北疫區）、疫情期間兒童出門頻率是否減少分別為自變量，疫情期間兒童屏幕時間是否增加為因變量進行單因素logistic 回歸分析，結果顯示，孩子年齡越大（χ2＝12.73，P＝0.026）、父親文化程度越高［χ2＝6.26，P＝0.012，OR＝3.12（1.28～7.62）］、家庭年收入越高［χ2＝8.98，P＝0.003，OR＝3.75（1.58～8.90）］、出門頻率減少［χ2＝7.56，P＝0.006，OR＝4.67（1.56～13.99）］為疫情期間屏幕時間增加的危險因素。

以年齡、父親文化程度、家庭年收入、疫情期間兒童出門頻率是否減少為自變量，疫情期間屏幕時間是否增加為因變量進行多因素logistic 回歸分析，結果顯示， 父親文化程度越高 ［χ2＝6.17，P＝0.013，OR＝3.58（1.31～9.81）］、家庭年收入越高［χ2＝4.52，P＝0.033，OR＝3.01（1.09～8.31）］、出門頻率減少［χ2＝5.29，P＝0.021，OR＝4.10（1.23～13.67）］為兒童疫情期間屏幕時間增加的獨立危險因素。 在校正了其他因素后，（1，4］歲兒童疫情期間屏幕時間與（0，1］歲兒童比較，差異無統計學意義（P＞0.05）；（4，5］歲兒童疫情期間屏幕時間增加的風險是（0，1］歲兒童的 11.83 倍（P＝0.037）；（5，6］歲兒童疫情期間屏幕時間增加的風險是（0，1］歲兒童的9.22 倍（P＝0.048）。 見表 3。

表3 兒童屏幕時間增加的多因素logistic 回歸分析Table 3 Multivariate logistic regression analysis of children's increased screen time

2.4 疫情期間兒童學習時間增加的保護因素

其中 32 例（19.63%）幾乎為 0 h；65 例（39.88%）為＞0 h 且≤1 h；47 例（28.83%）為＞1 h 且≤3 h；17 例（10.43%）為＞3 h 且≤6 h；2 例（1.23%）＞6 h。

以年齡、性格、是否為獨生子女、父母親文化程度、家庭年收入、家庭結構（是否核心家庭）、疫情期間居住地面積、居住地類型（城市或農村）、居住省份（是否在湖北疫區）、疫情期間兒童出門頻率是否減少分別為自變量，疫情期間兒童學習時間是否增加為因變量進行單因素logistic 回歸分析，結果顯示,父親文化程度越高［χ2＝9.00，P＝0.003，OR＝9.57（2.19～41.86）］、母親文化程度越高［χ2＝9.06，P＝0.003，OR ＝4.78（1.73～13.24）］為兒童疫情期間學習時間增多的保護因素。 見表4。

表4 兒童學習時間增加的單因素logistic 回歸分析Table 4 Univariate logistic regression analysis related to increase of children's learning time

2.5 疫情期間城鄉兒童出門頻率的差異

疫情初期城市居住兒童的出門頻率為1（1，2）次 ／周，農村居住兒童為 2（1，3）次 ／周；疫情暴發1 個月后城市居住兒童的出門頻率為 1（1，2）次／周，農村居住兒童為 2（1，4）次／周。 將疫情初期及 1 個月后居住在城市和農村的兒童的每周出門頻率分別作對比，秩和檢驗結果顯示，疫情初期及1 個月后兒童出門頻率變化差異無統計學意義（P＞0.05）；疫情初期（P＝0.045）及 1 個月后（P＝0.001）居住在農村的兒童出門頻率均比城市居住的兒童高。 見表5。

表5 疫情期間城鄉兒童出門頻率比較［M（QL，QU）］Table 5 Comparison of frequency of urban and rural children going out during the epidemic ［M（QL，QU）］

3 討 論

研究認為，長時間的居家隔離生活對學齡期青少年的情緒行為有影響［8］，而本次 COVID-19 疫情全國范圍性的長時間居家隔離生活是否對0～6 歲兒童的情緒行為造成影響，了解其正性和負性影響因素，對促進兒童未來的身心發展具有積極意義。本次調查在政府采取大規模疫情控制策略開始的1 個月后進行，獲得0～6 歲兒童疫情期間居家生活的情緒狀態及家庭教育開展情況，以期為低齡兒童健康促進及家庭教育干預方式提供依據和參考。

本調查結果顯示，與地震、火災等自然災害，以及戰爭、社區暴力等人為災難主要導致學前兒童及青少年的創傷后應激反應，焦慮、恐怖等情緒障礙及社會適應不良等心理健康問題不同［9-10］，疫情期間長時間的居家隔離生活，90.18%的0～6 歲兒童的情緒行為未受到影響， 有9.82%的兒童產生了焦慮／易激動、孤獨感等不良情緒，出現情緒波動的兒童大部分能在短時間內恢復正常情緒，少部分兒童在疫情發生后1 個月內仍未恢復且仍未能適應居家生活。 在可能影響兒童情緒波動的諸多因素中，獨生子女、屏幕時間增加是其情緒波動的獨立危險因素，而父親文化程度越高、家庭經濟條件越好、居家時間增多又是低齡兒童屏幕時間增加的危險因素。 這與既往研究認為，戶外活動時間不足合并屏幕時間過長與兒童情緒問題呈現較強的正向關聯的結論一致［11-12］。 其原因可能與疫情導致父親的社會心理壓力源相關，而父母的焦慮、抑郁等心理狀態又會間接影響兒童的情緒行為問題［10］。 另外，由于疫情這一突發事件而采取的長時間居家防疫生活，改變了大多數家庭及企事業單位的正常工作秩序及工作模式，許多企事業及學校教育采取了網上辦公與網上學習的模式，而文化水平更高、經濟條件更好的家庭忙于在家辦公，是否因此忽視了對兒童的屏幕時間管理，有待于進一步的研究探討。 此外，由于兒童的自我情緒體驗具有很強的受暗示性，而母親又是其主要照顧者，因而母親積極調節自身情緒或許能夠為兒童提供調適情緒體驗、控制情緒表達等方面的榜樣，更有助于兒童情緒社會性發展。

對于兒童屏幕時間的合理范圍，2016 年美國兒科學會建議18 月齡以下兒童不宜使用除視頻聊天以外的電子屏幕，2～5 歲兒童平均每天視屏時間不宜超過1 h，并且由父母陪同觀看高質量的節目［13］。2012 年加拿大專家 TREMBLAY［14］提出＜2 歲的嬰幼兒不推薦視屏，2～4 歲兒童的視屏時間應限制在1 h 之內，并且越少越好。 本研究中55.83%兒童疫情期間每天屏幕時間＞1 h，且隨著年齡的增長而增加，嚴重超出建議要求。 研究表明，兒童屏幕時間每增加1 h，其情緒問題風險升高1.2～2.0 倍，會導致好奇心減少、自我控制能力降低、交友困難等情況，且同時會伴隨認知和語言能力的下降、肥胖等，嚴重影響兒童身心健康，建議家長加以重視［15-18］。

本研究發現，情緒波動兒童同時伴有食欲及居家適應能力的變化，其原因可能與視屏時間增加引起兒童情緒自我調節發展延遲有關，一旦兒童對屏幕產生心理習慣性的依賴，則其對飽腹感、饑餓感等基本生理功能的感受閾降低，從而導致進食過量或過少的現象［10］。

本研究還發現，父母文化程度是低齡兒童居家隔離生活期間學習時間增加的保護因素，而家庭經濟水平和居家時間增加對低齡兒童的學習時間并無影響，這可能與文化程度越高的家庭越重視子女的早期家庭教育有關。 由于父親的高文化程度同時是低齡兒童屏幕時間增加的危險因素，對于兒童學業發展的利弊、孰輕孰重尚未可知，因此推測母親的高文化程度是影響兒童學業發展極其重要的因素，可能是影響兒童學業成功與否的重要因素之一。

在疫情暴發1 個月后，低齡兒童出門頻率與疫情初期相差無幾，說明目前疫情防控宣傳到位，公眾對疫情的知曉率高，對政府采取措施有較高支持率，但目前仍存在城鄉差異，農村居民的公眾健康認知及執行力有待于提高。

綜上所述，COVID-19 疫情期間居家隔離生活對部分0～6 歲兒童的情緒行為產生影響，屏幕時間增加是其情緒波動的獨立危險因素，同時伴隨食欲改變及適應能力下降，不利于兒童身心成長。

本研究存在局限性：① 本研究為橫斷面設計，長時間居家生活期間兒童家庭教育情況與其情緒問題的因果關聯及內在機制仍需進一步研究；②情緒狀況、學習及屏幕時間由監護人填寫問卷收集，可能存在回憶偏倚；出門頻率受所在地區的管制強度有關，需要分地區的更大樣本加以說明。