兒童青少年家庭功能障礙與心理健康關系的三水平元分析

摘" 要" 當家庭無法完成相應任務或家庭不具備良好的特征時， 即為家庭功能障礙。家庭功能障礙是影響兒童青少年心理健康的重要因素， 但兩者關系存在爭議。為了較為全面地理解家庭功能障礙（主觀與客觀）與兒童青少年心理健康（積極與消極）的關系， 基于家庭系統理論和心理健康雙因素模型， 采用三水平元分析對兩者關系進行探討。檢索和篩選2022年3月1日以前發表的文獻， 最終納入97項研究， 包括173個效應量和130227名被試。主效應檢驗發現， 單親通過損害積極心理健康狀態、加劇消極心理健康狀態影響兒童青少年， 父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病、主觀家庭功能障礙通過加劇消極心理健康狀態影響兒童青少年。調節效應檢驗發現， 單親對男生心理健康的消極影響更大; 集體主義背景下， 父母服刑對兒童青少年心理健康的消極影響更大。研究結果不僅支持家庭系統理論， 還提示需要給予家庭功能障礙兒童青少年的積極心理健康狀態更多關注， 并在關注文化背景的同時， 根據性別差異進行精準干預。

關鍵詞" 兒童青少年， 家庭功能障礙， 心理健康， 三水平元分析

分類號" R395

1" 引言

兒童青少年的心理健康（Mental Health）一直是全球關注的重點問題。2020年， 世界衛生組織發布的《青少年心理健康促進和預防干預指南》指出， 心理健康問題在青春期疾病中占比相當大， 超過一半的心理健康問題出現在14歲之前。家庭作為最直接、最重要的微系統， 對兒童青少年的身心發展具有重要影響（Bronfenbrenner， 1979）。家庭功能障礙（Family Dysfunction）即家庭功能發揮不良或家庭功能不全， 是影響青少年心理健康的重要因素（Phillips et al.， 2000; Vaughn-Coaxum amp; Weisz， 2021）。研究發現， 兒童期（累積）逆境（包含家庭功能障礙經歷）對青少年的心理發展具有負面影響（Woods-Jaeger et al.， 2021）。例如， 兒童期逆境會提高抑郁發生的可能性（姜申 等， 2022）， 影響青少年的情緒發展， 導致其應對能力低下（毛平 等， 2021）。然而， 也有研究認為家庭功能障礙與兒童青少年的心理健康無顯著聯系（Hindt et al.， 2020; Martinez et al.， 2021）。可見， 以往研究雖然考察了家庭功能障礙與兒童青少年心理健康的關系， 但結論并不一致。

目前， 家庭功能障礙存在兩種主要的劃定標準。一方面， 研究者采用研究工具（例如， Epstein等（1983）開發的McMaster家庭評估工具）進行測量， 并根據被試的主觀報告結果來判斷家庭功能障礙的程度。另一方面， 世界衛生組織將父母離異等客觀家庭狀況直接歸類為家庭功能障礙（Felitti et al.， 1998; Ho et al.， 2019）。以上兩種劃定標準分別體現了家庭功能障礙的不同方面。主觀報告結果體現著個體對于家庭環境（例如， 家庭氛圍、家庭關系）的主觀感受， 而客觀家庭狀況反映了個體所處的客觀家庭環境。據此， 本研究將家庭功能障礙劃分為主觀家庭功能障礙與客觀家庭功能障礙。研究發現， 與家庭結構不完整的青少年類似， 家庭結構完整的青少年也可能經歷相似程度的主觀家庭功能障礙（Domzalska et al.， 2022）。因此， 僅依據客觀家庭狀況來判斷家庭功能障礙， 可能忽視青少年對家庭功能障礙的主觀感受， 而僅依據主觀報告結果來判斷家庭功能障礙， 也可能忽視青少年的客觀家庭功能障礙經歷。

同時， 心理健康雙因素模型（The Dual-Factor Model of Mental Health， DFM）指出， 心理健康既包含提升積極心理健康狀態， 也包含消除消極心理健康狀態， 是兩方面結合的完整狀態（韓毅初 等， 2020; Keyes amp; Lopez， 2002）。因此， 要全面探討兒童青少年的心理健康問題， 就需要考慮積極狀態和消極狀態兩個方面。然而， 以往研究（旦增頓珠 等， 2015; Casey et al.， 2015; Davis et al.， 2012; Hindt et al.， 2020; Martyn amp; Byrne， 2014）大多僅根據主觀或者客觀的單一衡量標準， 考察家庭功能障礙與兒童青少年消極心理健康狀態的關系， 研究結果既存在矛盾（魏秀蓉， 2019; Lee et al.， 2021; Van Loon et al.， 2014; Wansink et al.， 2015）， 也無法完整描述家庭功能障礙的全貌， 還忽略了積極的心理健康指標。綜上， 本研究擬將家庭功能障礙劃分為主觀家庭功能障礙和客觀家庭功能障礙， 考慮心理健康的積極與消極兩方面， 采用三水平元分析對兩者關系進行量化， 并通過調節效應分析探討影響兩者關系的因素。

1.1" 家庭功能障礙與心理健康的內涵

家庭功能不僅體現在家庭完成的任務上， 例如， 為家庭成員的成長提供物質和精神條件（方曉義 等， 2004; Miller et al.， 2000）; 還體現在家庭的具體特征上， 例如， 家庭的關系結構（方曉義 等， 2004; Olson et al.， 2000）。因此， 當家庭無法完成相應任務或者家庭不具備良好的特征時， 即可認為存在家庭功能障礙。

依據不同的衡量標準， 家庭功能障礙可分為主觀和客觀家庭功能障礙。主觀家庭功能障礙主要體現個體對于家庭關系、家庭氛圍等家庭環境特征的主觀評估， 一般采用研究工具測量。目前， 具有代表性、應用較廣泛的工具如下：（1） McMaster家庭評估工具（McMaster Family Assessment Device， FAD） （Epstein et al.， 1983）， 用于測查家庭總體功能、問題解決與情感反應等方面的表現， 得分越高代表主觀家庭功能障礙程度越高。（2）親密度與適應性量表（Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scales， FACES） （Olson et al.， 1985）， 用于測查家庭內部的親密度和適應性程度， 得分越低代表主觀家庭功能障礙水平越高。（3）家庭關懷度量表（APGAR） （Smilkstein， 1978）， 將家庭看作由患者以及一名或多名成員共同組成的群體， 且家庭成員之間承諾互相照顧， 得分越低表明主觀家庭功能障礙程度越高。對于客觀家庭功能障礙， 一般采用客觀指標作為判斷標準。在童年期不良經歷（Adverse Childhood Experiences， ACEs）中， 單親、父母離異或離世、家庭成員物質濫用、家庭成員患精神疾病、家庭成員服刑等被歸類為家庭功能障礙（Felitti et al.， 1998; Ho et al.， 2019）， 由于以上經歷均反映客觀狀況， 因此統稱為客觀家庭功能障礙。

關于心理健康的內涵， 目前存在完全取向、病理學取向和積極取向三種不同觀點（張亞利 等， 2022）。由于心理健康指的是一種持續的心理狀態， 在這種狀態下， 個體不具有心理疾病， 并且人格相對完善、能良好地適應社會環境且心理潛能可以得到發揮（劉華山， 2001）， 因此， 本研究關注心理健康的完整狀態， 即完全取向。心理健康雙因素模型是完全取向的重要體現， 強調心理健康是提升積極心理健康狀態和消除消極心理健康狀態的完整狀態（韓毅初 等， 2020; Keyes amp; Lopez， 2002）， 對于心理健康問題， 需要從這兩個層面進行較為全面的考慮。根據韓毅初等（2020）的標準， 對于積極心理健康狀態， 可用幸福感、生活滿意度、自尊等積極指標衡量; 對于消極心理健康狀態， 可用孤獨感、行為問題、抑郁等消極指標評估。

1.2" 兒童青少年家庭功能障礙與心理健康的關系

當研究聚焦于個體的主觀家庭功能障礙時， 即依據主觀報告結果來判斷家庭功能障礙時， 其結果往往與抑郁等消極心理健康狀態存在正相關（Davis et al.， 2012）， 也與自尊等積極心理健康狀態存在負相關（魏秀蓉， 2019）。然而， 根據Cohen （1988）關于相關系數大小的參照解釋標準， 主觀家庭功能障礙與積極心理健康狀態、消極心理健康狀態的相關程度均存在差異。例如， 在抑郁的有關研究中， Davis等（2012）的結果表明， 主觀家庭功能障礙與抑郁呈中等程度的正相關（r = 0.38）， 而Martyn和Byrne （2014）的研究結果卻顯示， 兩者之間呈顯著強正相關（r = 0.57）， 旦增頓珠等（2015）的研究則發現， 主觀家庭功能障礙與抑郁僅存在較弱的關聯。此外， 在自尊的有關研究中， 魏秀蓉（2019）的結果表明， 主觀家庭功能障礙與自尊呈中等程度的負相關（r = ?0.42）， 而Lee等（2021）則發現兩者之間僅呈現較弱的負相關（r = ?0.27）。

當研究聚焦于個體的客觀家庭功能障礙時， 即采用客觀家庭狀況來判斷家庭功能障礙時， 其結果存在與積極、消極心理健康狀態相關和無相關的矛盾結果。由于父母是兒童青少年在家庭中最直接的重要他人， 相關研究主要探討單親、父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病5種指標的影響（Felitti et al.， 1998; Ho et al.， 2019）。然而， 以單一客觀指標作為家庭功能障礙的診斷標準時， 研究結果存在矛盾。林平（2016）發現， 單親家庭兒童青少年的主觀幸福感水平顯著低于完整家庭兒童青少年， 而易嫦娥（2011）未發現兩者之間的顯著聯系。王瑛（1990）發現， 離異家庭的兒童青少年可能表現出更多的問題行為， 而Martinez等（2021）的研究表明， 父母離異與兒童青少年的問題行為無關。Casey等（2015）發現， 父母服刑可能導致兒童青少年出現更多的內化問題， 而Hindt等（2020）未發現兩者之間的顯著聯系。Uusitalo-Malmivaara和Lehto （2013）發現， 父母物質濫用的兒童青少年更可能感到抑郁， 而Best （2008）發現父母物質濫用與抑郁無關。Van Loon等（2014）發現， 父母患精神疾病的兒童青少年也可能存在更多內化和外化問題， 而Wansink等（2015）未發現兩者之間的顯著聯系。

然而， 家庭系統理論（Family Systems Theory; Cox amp; Paley， 2003）指出， 家庭對兒童青少年的心理發展具有重要影響。家庭內部有多個子系統， 例如， 婚姻關系、親子關系等， 子系統之間存在動態交互作用。同時， 家庭系統是一種自適應組織， 當家庭面對規范性過渡（Normative Transitions） （例如， 孩子出生）和非規范性過渡（Nonnormative Transitions） （例如， 父母離異）時， 所有子系統的現有互動模式會隨之變化， 從而應對危機與挑戰。但是， 新系統不一定比原系統穩定， 可能存在新的缺陷（Cox amp; Paley， 2003）。當兒童青少年面對家庭功能障礙時， 心理健康既受到子系統動態交互作用的影響， 又受到不穩定且有缺陷的新系統的影響（胡義秋 等， 2023; Chiang amp; Bai， 2022）。因此， 家庭功能障礙是兒童青少年心理健康的重要預測因素。故本研究提出假設1：主觀家庭功能障礙與積極心理健康狀態呈中高程度負相關， 與消極心理健康狀態呈中高程度正相關; 客觀家庭功能障礙與積極心理健康狀態存在負關聯， 與消極心理健康狀態存在正關聯。

由于本研究需要考慮多個心理健康指標， 同一項研究可能報告多個符合納入標準的效應量， 同時， 考慮到傳統元分析各效應量之間相互獨立的假設， 以及效應量之間的相關對合并效應量的影響， 本研究擬舍棄傳統元分析， 采用三水平元分析分組整合家庭功能障礙和兒童青少年心理健康的關系（陳靜 等， 2022; Assink amp; Wibbelink， 2016）。三水平是指模型中的方差來源有三種水平， 分別是抽樣方差（水平1）、研究內方差（水平2）和研究間方差（水平3） （Cheung， 2014）。通過考慮以上三種方差成分， 三水平元分析不僅可以從同一研究中提取滿足條件的所有效應量， 減少信息丟失造成統計效力降低的問題， 而且可以避免效應量之間的相關對元分析結果造成夸大的現象（Assink amp; Wibbelink， 2016）。

1.3" 兒童青少年家庭功能障礙與心理健康的調節變量

性別。研究發現， 離異家庭的男生比女生有更高的抑郁水平（Storksen et al.， 2005）、更多的情緒問題和行為問題（昌兵， 1997）。同時， 相較于女生， 家庭關系與抑郁、行為問題之間的聯系在男生中更強， 表現為家庭關系越糟糕， 男生更可能感到抑郁， 并且其行為問題更嚴重（Marty amp; Byrne， 2014）。社會角色理論（Eagly et al.， 2000）認為， 由于性別角色的不同， 在面對家庭問題時， 相較于女性， 男性更可能不尋求社會支持（Geckova et al.， 2003; Kneavel， 2021）， 而且容易采取不恰當的情緒調節策略（姜媛 等， 2008; Mink et al.， 2023）， 從而導致心理問題加劇。然而， 也有研究指出， 離異家庭的女生比男生更容易感到抑郁和自卑（陳建華 等， 1991）， 可能存在更多心理問題（孫丹 等， 2008）。此外， Jenkins等（2002）發現， 相較于男生， 親子沖突與抑郁之間的聯結在女生中體現得更明顯， 表現為親子關系越糟糕， 女生更可能有較高的抑郁水平。這可能是因為， 男性的心理韌性水平更高（Singh et al.， 2019）， 在面對家庭問題時， 更能控制自己的情緒（吉彬彬 等， 2020）。因此， 性別對兒童青少年家庭功能障礙和心理健康關系的影響并未得到一致結論， 應該將性別作為調節變量進行探討。綜上， 本研究提出假設2：性別在家庭功能障礙與心理健康之間的關系起調節作用。

學齡段。Martyn和Byrne （2014）發現， 在小學生群體中， 主觀家庭功能障礙與抑郁之間有很強的相關關系， 而旦增頓珠等（2015）的研究表明， 在初中生群體中， 兩者之間的關聯很弱。也有研究發現， 在父母服刑的兒童青少年中， 與年齡較大的孩子相比（Hindt et al.， 2020）， 年齡較小的孩子存在顯著的內化與外化問題（Haskins， 2015）。從畢生心理發展的角度來看， 隨著年齡增長， 兒童青少年的心理發展越來越成熟（張亞利 等， 2020）， 應對負性經歷的方式更積極。例如， 面對負性事件時， 相較于低年級， 高年級更可能采取樂觀的態度（姜媛 等， 2008; 李紅娟 等， 2019）。因此， 家庭功能障礙對不同學齡段兒童青少年的心理健康可能產生不同影響， 應該考慮學齡段是否調節兩者關系。綜上， 本研究提出假設3：學齡段在家庭功能障礙與心理健康之間的關系起調節作用。

自變量研究工具。采用FAD-GF （FAD分量表之一， 用于測量總體家庭功能障礙）進行的研究表明， 主觀家庭功能障礙與兒童青少年抑郁之間呈中等程度正相關（Carless et al.， 2015; Davis et al.， 2012）， 或強正相關（Martyn et al.， 2014）。但采用APGAR進行的研究表明， 兩者之間的關聯很弱（旦增頓珠 等， 2015）。而Domzalska等（2022）采用自編的研究工具發現， 兩者呈中等程度正相關。這可能是由于效度、測量內容、適用群體等方面存在差異， 導致不同研究工具測得的結果不同。FAD不僅在國外廣泛使用， 經過我國學者修訂或改編， 在國內也得到廣泛應用， 例如， 家庭功能量表（董奇， 林崇德， 2011）， 而APGAR在國內外較多應用于醫學領域。因此， 不同研究工具測得的主觀家庭功能障礙和兒童青少年心理健康之間的關系不一致， 需要將自變量研究工具作為調節變量進行分析。綜上， 本研究提出假設4：自變量研究工具在主觀家庭功能障礙與心理健康之間的關系起調節作用。

以往的元分析研究表明（Robson et al.， 2020; 施國春 等， 2017; 葉靜， 張戌凡， 2021）， 文化背景、發表年份、發表類型、文獻質量等發表特征也可能是潛在的調節變量。首先， 文化背景可能調節家庭功能障礙與心理健康的關系。根據自我建構理論（Markus amp; Kitayama， 1991）， 集體主義背景下的個體認為自我與社會環境相互依存。因此， 相較于認為自我獨立于環境的個人主義， 在集體主義中， 個體的心理健康受家庭的影響更大。例如， 研究發現， 相較于英國青少年， 父母積極教養與中國青少年抑郁之間的負關聯更強（Zhao et al.， 2023）。其次， 由于文獻發表的年份和類型不同， 研究方法、研究質量可能存在差異， 這些因素可能對變量之間的關系產生影響。綜上， 將它們與性別、學齡段、研究工具均作為調節變量， 考慮其對兒童青少年家庭功能障礙和心理健康關系的影響。故本研究提出假設5：文化背景、發表年份、發表類型、文獻質量在家庭功能障礙與心理健康之間的關系起調節作用。

2" 研究方法

2.1" 文獻檢索與篩選

2.1.1" 文獻檢索

中文文獻在中國知網、萬方、維普3個數據庫進行全庫檢索， 檢索各數據庫2022年3月1日以前發表的文獻。家庭功能障礙的檢索關鍵詞為“童年期或兒童期不良經歷” “家庭功能不全” “家庭功能障礙” “功能不全家庭” “父母物質濫用” “父親物質濫用” “母親物質濫用” “父母吸毒” “父親吸毒” “母親吸毒” “父母酗酒” “父親酗酒” “母親酗酒” “物質濫用人員” “吸毒人員” “酗酒人員” “服刑家庭” “服刑人員” “離異” “單親” “精神病患者”; 被試群體的檢索關鍵詞為“兒童” “青少年” “未成年人”; 心理健康的檢索關鍵詞為“幸福感” “生活滿意度” “自尊” “孤獨感” “行為問題” “抑郁” “心理健康” （韓毅初 等， 2020）， 將三類關鍵詞分別根據“家庭功能障礙AND被試群體AND心理健康”的格式進行匹配檢索。

英文文獻在Web of Science核心合集、MEDLINE、ScienceDirect、PsycInfo、PQDT全球博碩士論文全文5個數據庫進行全庫檢索， 檢索各數據庫2022年3月1日以前發表的文獻。家庭功能障礙的檢索關鍵詞為“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”， 被試群體的檢索關鍵詞為“children” “adolescent” “teenager”， 心理健康的檢索關鍵詞為“mental health” （韓毅初 等， 2020）， 將三類關鍵詞分別根據“家庭功能障礙 AND 被試群體AND心理健康”的格式進行匹配檢索。

2.1.2" 文獻篩選

使用Endnote X9將文獻導出、去重并進行篩選。文獻納入的標準：（1）必須是正確報告家庭功能障礙與心理健康相關數據的實證研究; （2）研究對象的主要年齡范圍為5～18歲（林崇德， 2018）， 無生理或精神疾病; （3）數據重復發表的， 優先選取發表在學術期刊上的研究; （4）通過現有渠道可以獲取全文的研究。文獻篩選由5位心理學碩士研究生分成兩組背對背進行， 文獻篩選流程圖見圖1。將文獻分為以下六大類：單親、父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病、主觀家庭功能障礙， 初步納入文獻中， 有5篇報告了其中兩類或兩類以上家庭功能障礙。

2.2" 文獻編碼與質量評價

2.2.1" 文獻特征編碼

對已納入文獻按照以下特征進行編碼：（1）文獻信息：第一作者和發表年份; （2）樣本量; （3）效應量：由于自變量類型不同， 主觀家庭功能障礙與心理健康的最終效應量采用相關系數 r， 客觀家庭功能障礙與心理健康的最終效應量采用優勢比OR; （4）家庭功能障礙變量：主觀家庭功能障礙、單親、父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病; （5）主觀家庭功能障礙研究工具; （6）心理健康變量及指標效價：積極、消極; （7）學齡段：小學、初中、高中、小學初中、初中高中、小學初高中， 以12歲和15歲為界限進行劃分（林崇德， 2018）; （8）性別群體：男、女、男女都有; （9）男性比（男性數量與樣本總數的比值）; （10）文化背景：被試群體所在國家或地區的個人主義指數（Hofstede， 2005; 官網查詢鏈接： https：//www.hofstede- insights.com/country-comparison-tool）; （11）發表類型：期刊、學位論文; （12）文獻質量。為避免無法探測出真實的調節效應， 當前研究采用性別的兩種編碼方式：性別群體與男性比， 性別群體將性別作為分類變量進行探討， 男性比將性別作為連續變量進行分析。

采用張亞利等（2021）的編碼原則：（1）效應值提取以獨立樣本為單位， 每個獨立樣本編碼一次， 若同一研究存在多個獨立樣本， 則分別編碼; （2）若文獻按被試特征分別報告了效應值（男、女、男女都有）， 則分別編碼; （3）若是縱向研究， 則按首次測量結果編碼; （4）若同一研究同時測量了多個變量指標， 則分別編碼。根據心理健康的積極與消極指標， 將六大類家庭功能障礙文獻進行再次分類， 共形成12個研究組（見圖1）。

2.2.2" 文獻質量評價

參考張亞利等（2019）編制的相關類元分析文獻質量評價表進行評價， 計算每個效應量的質量總分， 主觀家庭功能障礙類文獻總分介于0～10分之間， 由于客觀家庭功能障礙沒有測量工具， 所以此類文獻總分介于0～8分之間， 最終得分越高文獻質量越好。文獻編碼和文獻質量評價由兩組研究者背對背同時進行， 最后進行交叉核查。評價一致性檢驗結果表明， 交叉核查前后的編碼Kappa值為0.840， 說明在本研究中， 兩組研究者的編碼一致性水平非常高（Orwin， 1994）。如果出現編碼不一致的情況， 經過查看原始文獻討論后更正為一致。

2.3" 元分析過程

2.3.1" 效應量計算

在元分析中， 不同效應量之間可以進行轉換（Borenstein et al.， 2009）。有些文獻僅報告了F值、

2.3.2" 模型選擇

在元分析中， 固定效應模型假設所有研究只存在一個真實的效應量， 效應量之間的差異完全是由抽樣誤差引起的。而隨機效應模型估計的是所有研究的效應量平均值， 并假設效應量之間的差異不只是來源于抽樣誤差， 還可能來源于研究群體、研究工具等研究特征（Borenstein et al.， 2009）。根據Hunter和Schmidt （2000）及Schmidt等（2009）的建議， 異質性檢驗的結果不足以作為模型選擇的標準， 需要根據研究回顧與實際情況進行選擇。首先， 通過文獻回顧已經發現， 家庭功能障礙與兒童青少年心理健康之間的關系存在可能由研究特征導致的差異， 滿足隨機效應模型的假設。然后， 相較于隨機效應模型， 固定效應模型通常表現出I型錯誤， 且估計的效應值置信區間通常小于實際寬度， 容易夸大元分析結果的精確度， 故最終選用隨機效應模型。隨機效應模型要求元分析至少納入5篇文獻（Tufanaru et al.， 2015）， 文獻編碼完成后， 主觀家庭功能障礙與積極組等4個研究組的效應量少于5個， 因此， 這4個研究組不予合并， 最終保留8個研究組， 共納入文獻97篇， 有5篇報告了其中兩類或兩類以上家庭功能障礙（見圖1）。

2.3.3" 發表偏倚檢驗

發表偏倚（Publication bias）是指， 由于有顯著結果的研究更容易被發表， 導致已經發表的研究不能代表該領域的偏倚現象（Rothstein et al.， 2005）。常用的發表偏倚檢驗方法有漏斗圖（Funnel plot）和Egger’s回歸法。當目測各個研究形成的漏斗圖大致對稱時， 表明不存在顯著的發表偏倚。Egger’s回歸法是根據回歸方程中截距的95%置信區間及p值進行判斷， 當95%置信區間包含零且p值大于0.05時， 表明不存在顯著的發表偏倚。在元分析中， 應該根據研究數量和數據類型， 選擇最恰當的檢驗方法。漏斗圖以視覺判斷為主， 不僅不夠嚴謹， 而且在研究數量較少（少于10項）時并不適用（Sterne et al.， 2011）。因此， 本研究選擇使用Egger’s回歸法。只有不存在明顯的發表偏倚時， 元分析結果才可靠。

2.3.4" 數據處理與分析

當前研究采用三水平元分析， 當抽樣方差（水平1）占比小于75%時， 則認為存在異質性（Hunter amp; Schmidt， 1990）， 表明可以繼續進行調節效應分析。按照Assink和Wibbelink （2016）的教程編寫R語句， 在R x64 4.2.1-win版本中使用metafor包進行三水平元分析。

3" 研究結果

3.1" 研究特征

最終納入研究97篇， 發表年份范圍為1990～ 2022， 中文68篇， 英文29篇; 期刊64篇， 學位論文33篇; 包含173個效應量， 130227名被試（見圖1）。其中， 單親39篇， 55個效應量（積極=19， 質量

均分為5.21; 消極=36， 質量均分為4.50）， 57359名被試; 父母離異35篇， 61個效應量（積極=19， 質量均分為5.37; 消極=42， 質量均分為4.45）， 34122名被試; 父母服刑10篇， 20個效應量， 質量均分為6.10， 33723名被試; 父母物質濫用4篇， 5個效應量， 質量均分為6.40， 2939名被試; 父母患精神疾病8篇， 11個效應量， 質量均分為5.27， 4334名被試; 主觀家庭功能障礙9篇， 21個效應量， 質量均分為7.50， 4244名被試。綜上， 8組研究納入文獻的質量均分均大于理論均分（主觀家庭功能障礙類理論均分為5分， 客觀家庭功能障礙類理論均分為4分）， 整體質量較好。元分析納入文獻的特征詳見表1。

3.2" 發表偏倚

Egger’s回歸法檢驗表明， 在8個研究組的回歸方程中， 截距的95%置信區間均包含零且p值均大于0.05， 說明8組研究均不存在顯著的發表偏倚， 可以繼續進行元分析。

3.3" 敏感性分析

主觀家庭功能障礙類文獻質量得分均大于理論均分5分， 在客觀家庭功能障礙類文獻中， 有6個研究組， 共19個質量得分小于理論均分4分的效應量， 因此采用敏感性分析檢驗低質量效應量對元分析結果穩健性的影響（劉豆豆 等， 2021）。其中， 單親與積極組1個， 單親與消極組6個， 父母離異與積極組3個， 父母離異與消極組7個， 父母患精神疾病與消極組1個， 父母物質濫用與消極組1個。結果發現， 排除任意一個低質量效應量后， 6個研究組合并效應值的顯著性仍然不變， 且以原始合并效應值為基線， 剔除后的合并效應值與原始合并效應值之間的最大絕對差值（Baseline Range Estimate， BRE）， 以及在剔除后的合并效應值與原始合并效應值中， 最大值與最小值之間的絕對差值（Maximum Range Estimate， MRE）， 兩種絕對差值的變化均小于20% （Field et al.， 2021）， 說明在本研究中， 元分析結果具有較高穩定性， 仍然保留這些效應量。

3.4" 主效應檢驗

采用隨機效應模型進行主效應檢驗， 結果如表2所示。

單親與兒童青少年心理健康。（1）單親與積極心理健康狀態之間存在負關聯。單親家庭兒童青少年具有積極心理健康狀態的可能性是非單親家庭的0.66倍（95% CI [0.01， 1.31]）。（2）單親與消極心理健康狀態之間存在正關聯。單親導致兒童青少年具有消極心理健康狀態的危險性（OR = 3.06， 95% CI [1.51， 4.60]）較非單親增加了2.06倍。因此， 單親、通過損害積極心理健康狀態、加劇消極心理健康狀態對兒童青少年產生影響。

父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病、主觀家庭功能障礙與兒童青少年消極心理健康狀態。（1）父母離異與消極心理健康狀態之間存在正關聯。離異導致兒童青少年具有消極心理健康狀態的危險性（OR = 2.32， 95% CI [1.32， 3.32]）較非離異增加了1.32倍。（2）父母服刑與消極心理健康狀態之間存在正關聯。相較于父母未服刑， 父母服刑導致兒童青少年具有消極心理健康狀態的危險性（OR = 2.94， 95% CI [1.15， 4.73]）增加了1.94倍。（3）父母物質濫用與消極心理健康狀態之間存在正關聯。相較于父母未物質濫用， 父母物質濫用導致兒童青少年具有消極心理健康狀態的危險性（OR = 2.05， 95% CI [1.65， 2.45]）增加了1.05倍。（4）父母患精神疾病與消極心理健康狀態之間存在正關聯。相較于父母未患精神疾病， 父母患精神疾病導致兒童青少年具有消極心理健康狀態的危險性（OR = 1.98， 95% CI [1.25， 2.70]）增加了0.98倍。（5）主觀家庭功能障礙與兒童青少年消極心理健康狀態之間存在中等程度正相關（r = 0.36， 95% CI [0.27， 0.45]）。因此， 父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病、主觀家庭功能障礙通過加劇消極心理健康狀態對兒童青少年產生影響。

3.5" 調節效應檢驗

當抽樣方差占比小于75%時， 表明研究間存在異質性， 可以進行下一步分析， 因此， 在進行主效應檢驗的8個研究組中， 共4個研究組可以進行調節效應分析。在調節效應檢驗中， 根據藍媛美等（2021）的建議， 為保證研究的準確性和代表性， 調節變量的每個類別至少納入3個效應量， 因此， 剔除少于3個效應量的類別。結果顯示（見表3）， （1）單親與消極組中， 性別群體與男性比具有顯著的調節作用; （2）父母離異與消極組中， 學齡段具有顯著的調節作用; （3）父母服刑與消極組中， 性別群體與文化背景具有顯著的調節作用; （4）主觀家庭功能障礙與消極組中， 所有調節變量的作用均不顯著。

單親與兒童青少年消極心理健康狀態。（1）性別群體具有顯著的調節效應， F （2， 33） = 8.84， p lt; 0.001。與男性（OR = 6.75， 95% CI [4.47， 9.03]）相比， 單親與女性（OR = 3.33， 95% CI [0.95， 5.70]）消極心理健康狀態的關聯更弱， 相較于男性， 單親導致女性具有消極心理健康狀態的危險性減少了3.43倍（OR = ?3.43， 95% CI [?5.58， ?1.27]）。與男性相比， 單親與男女都有群體（OR = 2.69， 95% CI [1.41， 3.97]）消極心理健康狀態的關聯最弱， 相較于男性， 單親導致男女都有群體具有消極心理健康狀態的危險性減少了4.06倍（OR = ?4.06， 95% CI [?6.18， ?1.91]）。（2）男性比具有顯著的調節效應， F （1， 27） = 7.08， p = 0.013。隨著男性比增加， 單親導致兒童青少年具有消極心理健康狀態的危險性也增大（B = 0.84， 95% CI [0.19， 1.48]）。以上結果表明， 單親對男生心理健康產生的消極影響較大。

父母離異與兒童青少年消極心理健康狀態。學齡段具有顯著的調節效應， F （5， 36） = 4.79， p = 0.002。與小學生（OR = 2.50， 95% CI [1.12， 3.88]）相比， 父母離異與小學初高中生（OR = 7.60， 95% CI [5.29， 9.91]）消極心理健康狀態的關聯更強， 相較于小學生， 父母離異導致小學初高中生具有消極心理健康狀態的危險性增加了5.10倍（OR = 5.10， 95% CI [2.40， 7.79]）。以上結果表明， 相較于小學初高中生都有的群體， 父母離異對小學生心理健康產生的消極影響較小。

父母服刑與兒童青少年消極心理健康狀態。（1）性別群體具有顯著的調節效應， F （1， 16） = 5.90， p = 0.027。與女性（OR = 5.81， 95% CI [2.94， 8.68]）相比， 父母服刑與男女都有群體（OR = 2.15， 95% CI [0.75， 3.56]）消極心理健康狀態的關聯更弱， 相較于女性， 父母服刑導致男女都有群體具有消極心理健康狀態的危險性減少了3.66倍（OR = ?3.66， 95% CI [?6.85， ?0.46]）。以上結果表明， 相較于男女都有群體， 父母服刑對女生心理健康產生的消極影響較大。（2）文化背景具有顯著的調節效應， F （1， 18） = 10.53， p = 0.004。隨著個人主義指數增大（B = ?2.15， 95% CI [?3.55， ?0.76]）， 父母服刑與兒童青少年消極心理健康狀態的關聯變得更弱。以上結果表明， 相較于個人主義， 父母服刑對集體主義背景下兒童青少年心理健康產生的消極影響更大。

3.6" 調節變量的多重回歸分析

當一個研究組中存在兩個及以上顯著的調節變量時， 為避免多重共線性， 需要進行多重回歸分析（Assink amp; Wibbelink， 2016）。將性別群體（參照變量為男）、男性比納入多重回歸模型， 結果顯示， 單親與消極組（F （3， 25） = 4.79， p = 0.009）至少有一個調節變量的回歸系數顯著偏離零; 將性別群體（參照變量為女）、個人主義指數納入多重回歸模型， 結果顯示， 父母服刑與消極組（F （2， 17） = 14.28， p lt; 0.001）至少有一個調節變量的回歸系數顯著偏離零。以上結果表明模型中不存在嚴重的多重共線性。

4" 討論

為探究主觀家庭功能障礙、客觀家庭功能障礙分別與積極心理健康狀態、消極心理健康狀態的關系， 當前研究采用三水平元分析， 對8個研究組進行主效應檢驗， 然后對符合標準的4個研究組進行調節效應檢驗。

4.1" 兒童青少年家庭功能障礙與心理健康的關系

主效應檢驗結果表明， 主觀家庭功能障礙與兒童青少年消極心理健康狀態呈顯著中等正相關， 家庭功能障礙程度越高， 兒童青少年的心理健康狀況就越差， 即主觀家庭功能障礙通過加劇消極心理健康狀態影響兒童青少年。同時， 單親與兒童青少年積極心理健康狀態存在負關聯， 相較于完整家庭的孩子， 單親家庭的孩子更可能不具有積極的心理健康狀況。此外， 單親、父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母精神疾病與兒童青少年消極心理健康狀態分別存在不同程度的負關聯， 即具有五種客觀家庭功能障礙之一的兒童青少年， 相較于沒有相應障礙經歷的兒童青少年， 更可能具有消極的心理健康狀況。即單親通過損害積極心理健康狀態、加劇消極心理健康狀態影響兒童青少年， 父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病通過加劇消極心理健康狀態影響兒童青少年。然而， 主觀家庭功能障礙、父母服刑、父母物質濫用與父母患精神疾病也可能通過損害積極心理健康狀態影響兒童青少年， 但由于納入文獻的數量限制， 當前研究未進行探討。

當前結果部分支持假設1， 與多數研究結果一致（陳建潔， 2018; 王瑛， 1990; Casey et al.， 2015; Davis et al.， 2012; Uusitalo-Malmivaara amp; Lehto， 2013; Van Loon et al.， 2014）， 本研究不僅量化了單親與積極心理健康狀態的關系， 而且分別量化了主觀家庭功能障礙、5種客觀家庭功能障礙與消極心理健康狀態的關系， 解決了相應研究間存在的爭議， 厘清了部分家庭功能障礙影響兒童青少年心理健康的方式。當前研究結果支持家庭系統理論（Cox amp; Paley， 2003）。當家庭功能障礙存在時， 整個家庭系統及其子系統面臨著規范性或非規范性的挑戰。為了適應挑戰， 家庭內部不斷變化形成新模式， 無論是變化過程還是變化結果， 均深刻影響著兒童青少年的心理健康。例如， 由于家庭功能障礙或伴隨著家庭功能障礙， 婚姻關系、親子關系兩個子系統都可能朝不利的方向變化， 兩者各自的變化及其動態交互作用， 均可能對兒童青少年的心理健康產生消極影響。研究表明， 不良的婚姻質量、頻繁的婚姻沖突， 容易使孩子出現抑郁癥狀， 產生心理困擾和行為問題（Lee et al.， 2013; Suh et al.， 2016）。而不良的親子溝通質量、頻繁的親子沖突， 容易降低孩子的幸福感， 使孩子感到憤怒、焦慮、抑郁， 甚至有自傷和自殺意念（胡義秋 等， 2023; Li et al.， 2022; Qu et al.， 2021; Smokowski et al.， 2015）。同時， 不良的婚姻關系和親子關系相互作用， 容易使孩子的焦慮、抑郁等心理問題變得更加嚴重（Bai et al.， 2022; Chiang amp; Bai， 2022; Liu et al.， 2020）。因此， 家庭功能障礙對兒童青少年心理健康有消極影響。

4.2" 兒童青少年家庭功能障礙與心理健康關系的調節變量

4.2.1" 性別的調節作用

研究結果顯示， 性別群體在單親與兒童青少年消極心理健康狀態之間起調節作用， 部分支持假設2。具體來講， 相較于女生， 單親家庭的男生更容易具有消極的心理健康狀況。另外， 男性比在單親與兒童青少年消極心理健康狀態之間起調節作用， 隨著男性比的上升， 單親導致兒童青少年具有消極心理健康狀態的危險性也隨之增大。此外， 效應量數量小于3的類別不納入調節分析。因此， 盡管性別群體在父母服刑與兒童青少年消極心理健康狀態之間起調節作用， 但僅能說明相較于男女都有的群體， 女生受到的影響更大， 無法進一步進行探討。

上述結果在一定程度上解決了單親與兒童青少年消極心理健康狀態之間的性別差異爭議， 支持社會性別角色理論， 即由于社會對于不同性別角色的期望和規范， 男性和女性會在社會適應上表現出性別差異（Eagly et al.， 2000）。當家庭功能障礙存在時， 女性更可能會尋找獲得社會支持的途徑。例如， 通過向朋友傾訴來獲得同伴支持， 以減少和緩解由于家庭產生的負面情緒， 而由于社會上存在著類似“男性應該堅強”的性別刻板印象， 使得男性更少尋求周圍人的幫助（Geckova et al.， 2003; Kneavel， 2021; Rueger et al.， 2008; Tifferet， 2020）。另外， 性別角色給男性帶來的影響， 也體現在情緒調節方面， 相較于女性， 男性更可能壓抑自己的情緒， 避免表達消極情緒， 但這會導致更多心理問題出現（姜媛 等， 2008; 劉志軍 等， 2009; 趙鑫 等， 2014; Flynn et al.， 2010; Mink et al.， 2023）。因此， 當家庭功能障礙存在時， 男生比女生更可能具有消極的心理健康狀況。

4.2.2" 其他變量的調節作用

首先， 本研究發現， 學齡段在父母離異與兒童青少年消極心理健康狀態之間起調節作用。然而， 由于效應量數量小于3的類別不納入調節分析， 因此結果顯示的調節作用僅能說明， 相較于小學初高中生都有的群體， 父母離異使小學生受到的消極影響更小， 無法進一步進行探討， 不支持假設3。學齡段只是年齡的編碼方式之一， 有著編碼不夠精準的缺陷， 又由于亞組之間的效應量太少和分布不均， 導致當前研究所納入的效應量無法探測出真實的調節效應。

其次， 在主觀家庭功能障礙與兒童青少年消極心理健康狀態的關系之間， 主觀家庭功能障礙測量工具不具有顯著的調節作用， 不支持假設4。這說明FAD-GF和自編問卷的測量結果無顯著差異， 同時， 使用APGAR作為測量工具的可納入文獻數量過少（小于3）， 因此無法比較APGAR與其他研究工具的區別。

最后， 文化背景在父母服刑與兒童青少年消極心理健康狀態之間起調節作用， 部分支持假設5。具體來講， 相較于個人主義， 集體主義背景下的兒童青少年更可能具有消極的心理健康狀況。生活在強調集體的文化背景下， 兒童青少年對自我的認知受到環境的影響更大（Hofstede， 2005; Markus amp; Kitayama， 1991）， 因此， 在不良的家庭環境中， 集體主義背景下兒童青少年出現心理問題的危險性更大（Zhao et al.， 2023）。同時， 發表年份、發表類型、文獻質量無調節作用， 不支持假設5。這說明在不同的發表背景中， 家庭功能障礙對兒童青少年心理健康的消極影響可能并無顯著差異。

4.3" 研究意義

首先， 本研究基于家庭系統理論與心理健康雙因素模型， 較為全面地探討了主觀、客觀家庭功能障礙與兒童青少年積極、消極心理健康狀態的關系。在家庭功能障礙的納入標準中， 既包括由研究工具測量的主觀指標， 也包括反映實際情況的客觀指標， 可以避免單獨考慮主觀或客觀指標帶來的偏差和局限。同時， 本研究考慮了心理健康的積極、消極指標， 較為完整地反映了兒童青少年心理健康的變化。結果發現， 主觀家庭功能障礙與消極心理健康狀態存在中等程度正相關; 在客觀家庭功能障礙中， 單親與兒童青少年的積極心理健康狀態存在聯系， 父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病與消極心理健康狀態存在關聯。這一結果表明， 家庭功能障礙可能通過損害積極心理健康狀態與加劇消極心理健康狀態， 加重兒童青少年的心理問題。

其次， 本研究結果表明， 無論何種形式的家庭功能障礙， 導致兒童青少年出現心理問題的風險都更大， 而且這種風險可能存在性別差異和文化差異， 這對維護和改善家庭功能障礙兒童青少年的心理健康具有啟示意義。（1）兒童青少年在面對家庭功能障礙時， 盡可能學會主動尋找社會支持， 采取適當的方法調節和表達情緒。例如， 向老師、同伴等尋求幫助， 采用認知重評策略調節消極情緒， 以防心理健康受到嚴重損害。（2）兒童青少年正處于各方面能力有待發展的人生階段， 需要面對多種成長挑戰。父母作為孩子成長過程中的第一責任人， 在家庭功能未出現障礙前， 應該建立并維護良好的婚姻關系、親子關系等; 在家庭功能發揮不良時， 應該主動做出改變， 使家庭系統有序運轉。（3）學校、社會和政府也應該給予家庭功能障礙兒童青少年更多關注， 例如， 為兒童青少年提供優質的心理援助和生活幫扶。

最后， 家庭功能障礙影響兒童青少年心理健康的具體方式、性別差異及文化差異提示， 不僅要強調兒童青少年消極心理健康狀態的消除， 也需要關注其積極心理健康狀態的提升， 還要在關注文化背景的同時， 針對性別差異進行精準干預。

4.4" 不足與展望

本研究存在以下不足。第一， 由于納入文獻的數量限制， 當前研究未能厘清主觀家庭功能障礙、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病與積極心理健康狀態的關系， 但主觀家庭功能障礙與這三種客觀家庭功能障礙經歷可能也會損害兒童青少年的積極心理健康狀態。同時， 僅將“mental health”作為心理健康的英文檢索詞可能存在文獻遺漏的問題。因此， 未來研究可關注主觀家庭功能障礙與積極心理健康狀態的關系， 同時， 在有關心理健康的元分析研究中， 應使用更多檢索詞以提升文獻查全率。此外， 從元分析納入文獻的特征來看， 大多數研究只關注了家庭功能障礙對兒童青少年消極心理健康狀態的加劇作用， 而未關注其對積極心理健康狀態的負面影響， 未來研究可同時探討家庭功能障礙與積極、消極心理健康因素的關系， 以完整描述家庭功能障礙與心理健康的關系。

第二， 本研究未關注家庭外部因素對家庭功能障礙與心理健康關系的影響。根據生態系統理論（Bronfenbrenner， 1979; Bronfenbrenner amp; Morris， 2007）， 家庭系統的變化可能與家庭外部的其他微系統及其子系統相互作用。例如， 不良的同伴關系會增加家庭中不良的婚姻關系和親子關系造成的消極影響， 加劇孩子的心理壓力、抑郁情緒， 甚至使孩子出現自傷行為、患上精神疾病等。反之， 良好的同伴關系可能改善兒童青少年的心理健康（黃垣成 等， 2021， Lopez et al.， 2005; Maalouf et al.， 2016; Zhang et al.， 2018）。因此， 未來研究可以將家庭外部因素（例如， 同伴關系）作為模型中的調節變量進探討。

第三， 當前研究的調節分析結果需要謹慎對待， 因為有的研究組能夠納入調節分析的效應量數太少， 而且有些亞組效應量數分布不均， 可能會降低調節分析結果的可靠性（方俊燕， 張敏強， 2020）。因此， 在應用研究結果時需要謹慎。此外， 家庭功能障礙之間可能存在疊加效應。Domzalska等（2022）發現， 在存在主觀家庭功能障礙的青少年群體中， 相比于父親未服刑的青少年， 父親服刑的男生更可能表現出行為問題， 父親服刑的女生更可能表現出思維、注意等方面的問題。Logan-Greene等（2017）也發現， 客觀家庭功能障礙經歷的積累數量與兒童青少年的心理問題水平呈正相關。因此， 不同的家庭功能障礙可能相互疊加， 共同影響兒童青少年的心理健康。未來研究需要考慮多種家庭功能障礙同時存在的情況， 以補充和完善家庭功能障礙與兒童青少年心理健康的關系。

5" 結論

本研究的主要結論如下：

（1）主觀家庭功能障礙與心理健康的關系：主觀家庭功能障礙通過加劇消極心理健康狀態影響兒童青少年。

（2）客觀家庭功能障礙與心理健康的關系：①單親通過損害積極心理健康狀態、加劇消極心理健康狀態影響兒童青少年， 且對男生心理健康的消極影響更大; ②父母離異、父母服刑、父母物質濫用、父母患精神疾病通過加劇消極心理健康狀態影響兒童青少年。此外， 集體主義背景下， 父母服刑對兒童青少年心理健康的消極影響更大。

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A three-level meta-analysis of the relationship between family

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WEN Siyan， YU Xuchen， JIN Lei， GONG Junru， ZHANG Xiaohan，

SUN Jinglin， ZHANG Shan， LYU Houchao

（Faculty of Psychology， Southwest University; Chinese Community Psychology Service and Research Center; Psychology and Social Development Research Center; Southwest University， Time Psychology Research Center， Chongqing 400715， China）

Abstract： Family dysfunction， characterized by a family's inability to fulfill its roles or the absence of positive characteristics， is a crucial factor influencing the mental health of children and adolescents. However， the nature of this relationship remains a subject of debate. To gain a relatively comprehensive understanding of the link between family dysfunction （both subjective and objective） and mental health （both positive and negative） in children and adolescents， this study employed a three-level meta-analysis. It drawn upon the family systems theory and the two-factor model of mental health as foundational frameworks. We reviewed and screened literature published up to March 1， 2022. Ultimately， 97 studies were included in the analysis， encompassing 173 effect sizes and 130， 227 participants. The main effect analysis revealed that single-parent families adversely affect the mental health of children and adolescents， exacerbating mental health issues. Other factors such as parental divorce， incarceration， substance abuse， mental illness， and subject family dysfunction also contribute to worsening mental health issues in this demographic. Additionally， the moderating effect analysis indicated that the negative impact of single-parent families is more pronounced in boys. Furthermore， in collectivist cultures， the detrimental effects of parental incarceration on children's and adolescents' mental health are more significant. Overall， the findings from this meta-analysis supported the family systems theory. The study highlighted the importance of paying closer attention to the positive aspects of mental health in children and adolescents from dysfunctional families. It also suggested that interventions should be tailored to account for gender and cultural differences.

Keywords： children and adolescents， family dysfunction， mental health， three-level meta-analysis

收稿日期：2023-05-18

* 國家社科基金重大項目（22amp;ZD184）， 重慶市社會科學規劃重點項目（2021NDZD09）， 重慶市教育科學“十四五”規劃課題重點項目（2021-GX-003）資助。

通信作者：呂厚超， E-mail： houchao928@163.com