韓毅初 溫恒福 程淑華 張淳淦 李 欣

流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的元分析

韓毅初1溫恒福1程淑華2張淳淦2李 欣3

(1哈爾濱師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院, 哈爾濱 150025) (2齊齊哈爾大學(xué)教師教育學(xué)院, 齊齊哈爾 161006) (3哈爾濱劍橋?qū)W院大學(xué)生心理健康教育中心, 哈爾濱 150040)

本研究基于心理健康雙因素模型, 通過(guò)運(yùn)用元分析技術(shù)探討流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與各項(xiàng)心理健康指標(biāo)的關(guān)系, 以及調(diào)節(jié)變量對(duì)二者關(guān)系的影響, 以期為提升流動(dòng)兒童心理健康提供有效借鑒。經(jīng)過(guò)文獻(xiàn)檢索和篩選, 共納入原始文獻(xiàn)30篇, 含49個(gè)獨(dú)立樣本, 被試總數(shù)達(dá)到40351名。根據(jù)同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果, 選擇隨機(jī)效應(yīng)模型分析發(fā)現(xiàn), 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康指標(biāo)存在中等程度的負(fù)相關(guān)(= –0.323, 95% CI為[–0.378, –0.266]), 與消極心理健康指標(biāo)存在中等程度的正相關(guān)(= 0.41, 95% CI為[0.36, 0.458])。流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)測(cè)量工具、學(xué)齡段對(duì)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康的關(guān)系存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng), 而對(duì)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與消極心理健康的關(guān)系不存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。同時(shí), 元回歸分析結(jié)果發(fā)現(xiàn), 性別對(duì)二者的關(guān)系不存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。后續(xù)研究應(yīng)該進(jìn)一步探索流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康間的調(diào)節(jié)變量, 結(jié)合中國(guó)流動(dòng)兒童心理發(fā)展特點(diǎn), 探索提升流動(dòng)兒童心理健康水平的新路徑。

流動(dòng)兒童, 歧視知覺(jué), 心理健康, 元分析

1 引言

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量健康發(fā)展以及城市化的快速推進(jìn), 讓越來(lái)越多的進(jìn)城務(wù)工人員隨遷子女比以往享受到相對(duì)優(yōu)質(zhì)的教育以及生活條件, 教育部發(fā)布的《2019年全國(guó)教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》1教育部：《2019年全國(guó)教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，2020年5月21日。指出, 義務(wù)教育階段流動(dòng)兒童的人數(shù)高達(dá)1426.96萬(wàn)人。由于城鄉(xiāng)二元體制殘留的“壁壘”, 流動(dòng)兒童入學(xué)困難問(wèn)題仍然存在, 受制于有限的教育資源, 即學(xué)位緊張等客觀因素。流動(dòng)兒童將面臨貧窮、缺乏高質(zhì)量教育和健康的風(fēng)險(xiǎn), 還面臨著污名化、文化適應(yīng)困難和邊緣化的挑戰(zhàn), 嚴(yán)重危害兒童的心理健康(Chang, 2019; Ponnet, 2014), 流動(dòng)兒童也會(huì)遭遇很多壓力, 包括與家庭成員的關(guān)系緊張、入學(xué)困難以及溫飽問(wèn)題。這些壓力源會(huì)伴隨著他們的整個(gè)童年, 使他們?cè)庥龀掷m(xù)貧困、身心健康問(wèn)題和居無(wú)定所的危機(jī)(Linton, Griffin, Shapiro, & Council on Community Pediatrics, 2017)。

流動(dòng)兒童是指隨父母離開(kāi)家鄉(xiāng)外出生活學(xué)習(xí), 在流入地居住半年以上, 沒(méi)有流入地戶口的6~15歲(義務(wù)教育階段)兒童(金燦燦, 屈智勇, 王曉華, 2010), 是特別脆弱的群體, 他們要面對(duì)很多引起心理困擾的風(fēng)險(xiǎn)因素, 包括由偏見(jiàn)造成的創(chuàng)傷、損失與社會(huì)排斥(Beiser, Dion, Gotowiec, Hyman, & Vu, 1995), 大量證據(jù)發(fā)現(xiàn)工業(yè)化國(guó)家的流動(dòng)兒童的心理痛苦源于移民后經(jīng)歷, 相關(guān)研究表明行為問(wèn)題、抑郁和創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙是常見(jiàn)的(Beiser et al., 1995; Jia & Liu, 2017; Lustig et al., 2004)。國(guó)內(nèi)研究者對(duì)流動(dòng)兒童心理健康進(jìn)行了比較細(xì)致的文獻(xiàn)梳理(熊猛, 葉一舵, 2011; 張敏, 2013), 并運(yùn)用CiteSpace的可視化分析探求國(guó)內(nèi)外流動(dòng)兒童青少年心理健康狀況研究的現(xiàn)狀和發(fā)展脈絡(luò)(孫曉紅, 韓布新, 2018)。但是, 以往對(duì)于流動(dòng)兒童心理健康的關(guān)注, 多數(shù)停留在消極問(wèn)題的解決層面, 對(duì)于積極心理健康內(nèi)容的關(guān)注不足。

隨著積極心理學(xué)運(yùn)動(dòng)的興起, 研究者越來(lái)越關(guān)注流動(dòng)兒童積極心理健康指標(biāo)的探究, 幸福感與心理疾病是心理健康的兩個(gè)相關(guān)但截然不同的層面(Antaramian, Huebner, Hills, & Valois, 2010), 積極心理健康指標(biāo)包括生活滿意度、積極情緒、自尊等, 消極心理健康指標(biāo)包括抑郁、孤獨(dú)等。心理健康應(yīng)該是積極與消極元素的復(fù)雜混合物(Wong, 2011), 亟須辯證地看待流動(dòng)兒童心理健康問(wèn)題。心理健康雙因素模型(The Dual-Factor Model of Mental Health, DFM)是心理健康研究的新范型, 強(qiáng)調(diào)心理健康的存在不再是沒(méi)有心理疾病, 也不僅僅是具有高水平的幸福感, 而是兩者結(jié)合的完整狀態(tài), 包括心理疾病的消失和具有高水平幸福感(Keyes & Lopez, 2002)。由此可以發(fā)現(xiàn), DFM強(qiáng)調(diào)的心理健康, 不再僅以消除消極心理健康狀態(tài)(不完全狀態(tài))為目的, 更是增加了發(fā)展和實(shí)現(xiàn)人的積極心理力量(完全心理狀態(tài))目標(biāo)(Wang & Zhang, 2012), 對(duì)于探索流動(dòng)兒童心理健康研究提供了嶄新視角。

目前, 大量研究已經(jīng)表明流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與孤獨(dú)感、幸福感、自尊、焦慮、抑郁等問(wèn)題存在密切聯(lián)系, 但是研究的關(guān)注點(diǎn)不盡相同(藺秀云, 方曉義, 劉楊, 2009; Liu, Yu, Wang, Zhang, & Ren, 2014; Liu & Zhao, 2016)。歧視知覺(jué)是相對(duì)于客觀歧視而言的一種主觀體驗(yàn), 是指?jìng)€(gè)體知覺(jué)到由于自己所屬的群體成員資格(如種族、戶口身份等)而受到有區(qū)別的或不公平的對(duì)待(Major, Quinton, & McCoy, 2002), 個(gè)體遭遇歧視并將自己視為歧視的目標(biāo), 將會(huì)對(duì)流動(dòng)兒童的心理健康產(chǎn)生威脅。國(guó)外關(guān)于移民兒童歧視知覺(jué)與心理健康的元分析研究不多, 且有一定局限, 如Pascoe和Smart (2009)通過(guò)元分析綜合探究110項(xiàng)有關(guān)歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系, 發(fā)現(xiàn)歧視知覺(jué)與心理健康呈顯著得負(fù)相關(guān), 但是沒(méi)有針對(duì)具體群體, 也沒(méi)有區(qū)分積極心理健康指標(biāo)和消極心理健康指標(biāo)。Bronstein和Montgomery (2011)通過(guò)元分析比較6個(gè)難民收容國(guó)的難民心理健康狀況, 發(fā)現(xiàn)19%到54%兒童和青少年創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙的臨床評(píng)分超過(guò)臨界值, 但該研究沒(méi)有探討歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系。Schmitt, Branscombe, Postmes和Garcia (2014)雖然相對(duì)全面探討了歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系, 也關(guān)注到積極心理健康指標(biāo)與消極心理健康指標(biāo), 但選擇納入元分析研究的樣本以西方為主, 缺乏對(duì)華人樣本的關(guān)注。而國(guó)內(nèi)鮮有運(yùn)用元分析對(duì)歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的量化結(jié)果進(jìn)行系統(tǒng)地分析。

故本研究運(yùn)用元分析技術(shù)(Meta-analysis)探究流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系以及影響兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。通過(guò)元分析技術(shù), 不僅可以有效整合已有研究成果, 降低單一研究結(jié)果中存在的測(cè)量誤差和抽樣誤差, 而且通過(guò)綜合分析以往大量研究成果的量化結(jié)果, 有助于觀測(cè)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的程度, 以期為臨床心理干預(yù)、心理健康教育實(shí)踐提供科學(xué)有效的指導(dǎo)。具體而言, 本研究運(yùn)用元分析試圖探究以下兩個(gè)層面的問(wèn)題：第一, 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康各指標(biāo)的相關(guān)程度; 第二, 人口學(xué)因素(性別、學(xué)齡段)與測(cè)查工具因素在流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康之間的調(diào)節(jié)作用。

1.1 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系

歧視知覺(jué)嚴(yán)重威脅流動(dòng)兒童的心理健康, 符號(hào)互動(dòng)理論認(rèn)為, 自我概念是通過(guò)社會(huì)互動(dòng)產(chǎn)生的, 以至于他人對(duì)自我的看法是內(nèi)化的結(jié)果(Goffman, 1963), 將自我視為歧視的目標(biāo)將會(huì)威脅到自我概念的形成。Goffman (1963)認(rèn)為被污名化的個(gè)體被賦予了受損的身份, 而這種受損源于他人的評(píng)價(jià)。歧視知覺(jué)意味著個(gè)體所在群體遭到排斥與拒絕, 也會(huì)阻礙基本需要滿足與情緒的恢復(fù)(Wirth & Williams, 2009)。流動(dòng)兒童的歧視知覺(jué)是通過(guò)人際互動(dòng)獲得的, Neitzel, Drennan和Fouts (2019)通過(guò)考察學(xué)齡前移民兒童與非移民兒童的社會(huì)互動(dòng)反應(yīng)發(fā)現(xiàn), 即使移民兒童經(jīng)常邀請(qǐng)同齡人參與互動(dòng), 并且較少拒絕同齡人, 但是移民兒童被尋找的頻率遠(yuǎn)低于非移民兒童, 不僅移民兒童不常被同齡人當(dāng)作玩伴來(lái)追求, 當(dāng)這些孩子試圖與他們的同齡人接觸時(shí), 他們被拒絕與被接受的頻率是一樣的。還有研究發(fā)現(xiàn), 移民青少年比非移民青少年更有可能在現(xiàn)實(shí)生活中經(jīng)歷受害。霸凌協(xié)助者的偏見(jiàn)只會(huì)強(qiáng)化霸凌行為, 當(dāng)霸凌行為針對(duì)移民同齡人時(shí), 已經(jīng)傾向于支持霸凌實(shí)施者的人可能不會(huì)感到內(nèi)疚, 而這種道德情感的缺失會(huì)降低他們幫助移民受害者的可能性(Caravita, Strohmeier, Salmivalli & Blasio, 2019), 有研究還發(fā)現(xiàn)歧視知覺(jué)與反社會(huì)行為存在密切聯(lián)系(Jia & Liu, 2017)。歧視知覺(jué)會(huì)造成流動(dòng)兒童無(wú)能為力的感覺(jué), 缺乏對(duì)心理健康的控制感(Verkuyten & Maykel, 1998), 甚至產(chǎn)生被排斥感、被貶低感和無(wú)助感, 因此, 流動(dòng)兒童被所處群體內(nèi)成員歧視會(huì)對(duì)其自身的心理健康產(chǎn)生消極影響。

Branscombe, Schmitt和Harvey (1999)采用消極和積極雙重加工的整合視角, 提出拒絕認(rèn)同理論(Jection-Identification Model), 該理論認(rèn)為, 歧視知覺(jué)是對(duì)外群體的拒絕態(tài)度或行為等方面的知覺(jué), 對(duì)個(gè)體幸福感產(chǎn)生消極影響。有研究表明, 歧視知覺(jué)的增加會(huì)逐漸降低弱勢(shì)群體成員的幸福感, 從而產(chǎn)生較多的負(fù)性心理問(wèn)題(Pascoe & Smart, 2009), 心理健康的積極方面和消極方面是對(duì)立的、互根互用、消長(zhǎng)平衡和相互轉(zhuǎn)化的關(guān)系(王萍, 2019)。綜上, 本研究提出假設(shè)1：流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康指標(biāo)的關(guān)系存在一定程度的負(fù)相關(guān); 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與消極心理健康指標(biāo)的關(guān)系存在一定程度的正相關(guān)。

目前探討流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系研究相對(duì)較多, 但是根據(jù)已有研究無(wú)法綜合考察兩者之間的關(guān)系, 國(guó)外對(duì)于歧視知覺(jué)與心理健康元分析研究已有一定成果, 但是對(duì)于流動(dòng)兒童群體也沒(méi)有具體關(guān)注。而且, 國(guó)內(nèi)外對(duì)于心理健康的關(guān)注, 逐漸從負(fù)性心理健康模式的評(píng)估向心理健康與心理疾病雙重連續(xù)模式轉(zhuǎn)變, 因而, 有必要綜合考量流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康積極指標(biāo)、消極指標(biāo)的關(guān)系。

1.2 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

國(guó)內(nèi)在近12年的時(shí)間里, 對(duì)流動(dòng)兒童開(kāi)展了很多歧視知覺(jué)與各心理健康指標(biāo)間的相關(guān)研究, 但是研究結(jié)果卻不盡相同, 這可能與研究對(duì)象的人口學(xué)因素(性別、學(xué)齡段)與測(cè)查工具因素有關(guān)。

根據(jù)已有研究, 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系可能受到性別因素的影響, 對(duì)于流動(dòng)女童, 歧視知覺(jué)能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)其學(xué)習(xí)問(wèn)題行為與內(nèi)隱問(wèn)題行為, 而對(duì)于流動(dòng)男童而言, 歧視知覺(jué)則不能顯著預(yù)測(cè)其學(xué)習(xí)問(wèn)題行為與內(nèi)隱問(wèn)題行為(姜寧, 張光珍, 梁宗保, 楊雪莉, 2014), 而有關(guān)研究發(fā)現(xiàn), 流動(dòng)男孩比女孩具有更多的歧視知覺(jué)(劉霞, 申繼亮, 2010)。因此, 該研究結(jié)論仍需進(jìn)一步探討和驗(yàn)證。綜上, 本研究提出假設(shè)2：性別能夠在歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系中起到調(diào)節(jié)作用。

測(cè)量工具也可能影響歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系。本次納入元分析的文獻(xiàn)中歧視知覺(jué)測(cè)量工具主要集中在L-DPS (劉霞編制的個(gè)體歧視知覺(jué)問(wèn)卷)與F-DPS (方曉義改編的個(gè)體歧視知覺(jué)問(wèn)卷)兩大類(lèi), 雖然兩份問(wèn)卷都為單維度問(wèn)卷, 計(jì)分方式都是4級(jí)計(jì)分, 但是L-DPS包含17個(gè)題目, F-DPS僅包含9個(gè)題目, 雖然測(cè)量形式相對(duì)簡(jiǎn)潔, 但是仍會(huì)丟失部分信息。綜上, 本研究提出假設(shè)3：測(cè)量工具能夠在歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系中起到調(diào)節(jié)作用。

不同學(xué)齡段學(xué)生的歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系也可能存在差別。流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)并不存在高穩(wěn)定性, 流動(dòng)兒童的歧視知覺(jué)、孤獨(dú)感隨著進(jìn)入城市的時(shí)間增長(zhǎng)發(fā)生了顯著的降低(侯舒艨, 袁曉嬌, 劉楊, 藺秀云, 方曉義, 2011), 然而學(xué)生隨著歧視知覺(jué)經(jīng)驗(yàn)的積累, 到青春期的特殊時(shí)期, 隨著年級(jí)的升高, 流動(dòng)兒童的個(gè)體和群體歧視知覺(jué)存在増加的趨勢(shì)(劉霞, 申繼亮, 2010), 由此可以發(fā)現(xiàn)歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系勢(shì)必受到學(xué)齡段(小學(xué)、初中)因素影響。綜上, 本研究提出假設(shè)4：學(xué)齡段能夠在歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系中起到調(diào)節(jié)作用。

鑒于目前研究中關(guān)于流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)對(duì)心理健康影響結(jié)果并不一致, 分析影響兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)因素也不全面, 故本文采用元分析的方法對(duì)兩者的關(guān)系進(jìn)行全面系統(tǒng)地探討。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)檢索與篩選

通過(guò)中國(guó)知網(wǎng)、萬(wàn)方、維普數(shù)據(jù)庫(kù)檢索, 將關(guān)鍵詞“中國(guó)流動(dòng)兒童”和“歧視知覺(jué)”分別與“幸福感”、“社會(huì)支持”、“生活滿意度”、“自尊”、“心理彈性”、“孤獨(dú)感”、“行為問(wèn)題”、“抑郁”、“心理健康”匹配, 分別進(jìn)行檢索, 搜索篇名中包含此類(lèi)關(guān)鍵詞的期刊與碩博論文。在Web of Science核心合集、PubMed、Science Direct、Springer Online Journals數(shù)據(jù)庫(kù)中分別進(jìn)行檢索, 將關(guān)鍵詞：“Perception of Discrimination”和“Migrant Children”與“Mental Health”搭配, 搜索篇名中包含此類(lèi)關(guān)鍵詞的文獻(xiàn), 截至日期為2020年1月, 共檢索到文獻(xiàn)63篇。

篩選標(biāo)準(zhǔn)：(1)使用歧視知覺(jué)量表與涉及心理健康各指標(biāo)的量表, 并且準(zhǔn)確無(wú)誤地報(bào)告了兩者間的相關(guān)系數(shù); (2)樣本大小明確; (3)數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表僅選其中一篇, 如學(xué)位論文以學(xué)術(shù)論文形式發(fā)表在學(xué)術(shù)刊物上且報(bào)告了數(shù)據(jù), 則以發(fā)表的學(xué)術(shù)論文為準(zhǔn), 反之采用學(xué)位論文里的數(shù)據(jù); (4)研究對(duì)象必須是中國(guó)境內(nèi)的流動(dòng)兒童; (5)若同一篇文章同時(shí)報(bào)告了多個(gè)獨(dú)立樣本, 則分開(kāi)編碼。詳見(jiàn)本研究文獻(xiàn)篩選流程圖(圖1)。

2.2 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估與編碼

采用張亞利、李森和俞國(guó)良(2019)編制的相關(guān)類(lèi)元分析文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)量表, 包括：(1)被試的抽樣方式。隨機(jī)抽樣計(jì)2分, 非隨機(jī)抽樣1分, 未報(bào)告計(jì)0分; (2)樣本有效率。樣本有效率在0.9及以上計(jì)2分, 介于0.8~0.9之間計(jì)1分, 0.8以下及未報(bào)告的計(jì)0分; (3)測(cè)量工具的信度。信度在0.8及以上2分, 介于0.7~0.8之間計(jì)1分, 0.7 以下及未報(bào)告的計(jì)0分; (4)刊物級(jí)別。按級(jí)別CSSCI (含擴(kuò)展版)及SSCI期刊＞北大核心期刊＞普通刊及未公開(kāi)發(fā)表的論文分別計(jì)2分、1分和0分。最終計(jì)算每條文獻(xiàn)的總分, 介于0~8分之間, 得分越高表明文獻(xiàn)質(zhì)量越好。該評(píng)價(jià)過(guò)程由兩位評(píng)分者獨(dú)立完成, 兩者編碼完成后計(jì)算評(píng)價(jià)者一致性Kappa值為 0.818。根據(jù)Kappa值的判斷標(biāo)準(zhǔn)：0.40~0.59之間為一致性好, 在0.60~0.74之間為相當(dāng)好, 0.75及以上為一致性非常好(Orwin, 1994), 本研究中兩名評(píng)分者的一致性非常好。

圖1 元分析文獻(xiàn)篩選流程

該過(guò)程中, 由2名編碼者根據(jù)納入到最后元分析的文獻(xiàn)研究特征進(jìn)行獨(dú)立編碼, 包括學(xué)齡段、因變量效價(jià)、男性比例等。最終形成兩份編碼方案, 若兩份編碼出現(xiàn)不一致的數(shù)據(jù)信息, 經(jīng)過(guò)查閱原始文獻(xiàn)敲定最終編碼方案, 具體結(jié)果見(jiàn)表1。

2.3 元分析過(guò)程

2.3.1 模型的選定與異質(zhì)性檢驗(yàn)

在元分析研究中, 固定效應(yīng)模型假定不同研究間的真實(shí)效應(yīng)值相同, 研究結(jié)果間的差別是由隨機(jī)誤差導(dǎo)致; 隨機(jī)效應(yīng)模型假定不同研究間的真實(shí)效應(yīng)可以不同, 研究結(jié)果的不同除了受隨機(jī)誤差影響外, 還受研究群體差異等因素的影響(Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein, 2009)。本研究梳理發(fā)現(xiàn), 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康各指標(biāo)的關(guān)系可能受性別、測(cè)量工具、學(xué)齡段等因素的影響, 因而采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行元分析。

此外, 采用Cochran檢驗(yàn)分析各項(xiàng)研究間的異質(zhì)性, 若異質(zhì)性檢驗(yàn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義時(shí), 則數(shù)據(jù)呈異質(zhì), 反之則為同質(zhì)。效應(yīng)值為異質(zhì)時(shí), 選擇隨機(jī)模型較為合適, 反之, 則選擇固定模型(Lipsey & Wilson, 2001)。然后, 采用2檢驗(yàn)評(píng)價(jià)異質(zhì)性大小(用來(lái)解釋觀察變異由真實(shí)差異影響程度),2越大, 異質(zhì)性越明顯,2為25%、50%、75%時(shí), 分別表示低異質(zhì)性、中異質(zhì)性以及高異質(zhì)性,2呈現(xiàn)高異質(zhì)性, 更合適選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。在隨機(jī)模型中運(yùn)用2分配各項(xiàng)研究的權(quán)重, 用于解釋亞組差異導(dǎo)致的異質(zhì)性(Borenstein et al., 2009)。

2.3.2 出版偏倚檢驗(yàn)

為了系統(tǒng)全面地了解已經(jīng)完成的研究總體, 盡可能地將那些不顯著的結(jié)果或未發(fā)表的學(xué)位論文納入元分析。運(yùn)用漏斗圖(Funnel Plot)、回歸檢驗(yàn)納入文獻(xiàn)是否存在出版偏倚。若不存在出版偏倚, 效應(yīng)值會(huì)分布在漏斗圖的頂部, 且集聚在平均值周?chē)? 各點(diǎn)匯集成一個(gè)大致對(duì)稱(chēng)的倒置的漏斗; 而回歸檢驗(yàn)的結(jié)果不顯著, 則表明納入文獻(xiàn)不存在出版偏倚。

2.3.3 數(shù)據(jù)處理與分析

本研究采用CMA 2.0 (Comprehensive Meta- Analysis Version 2.0)軟件進(jìn)行元分析主效應(yīng)檢驗(yàn)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn), 包括亞組分析和元回歸分析(無(wú)約束極大似然法), 若調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著則使用JASP 0.11.1軟件進(jìn)行貝葉斯因子估計(jì), 檢驗(yàn)結(jié)果是否支持零假設(shè)。針對(duì)研究假設(shè)1, 通過(guò)對(duì)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)分別與積極心理健康指標(biāo)、消極心理健康指標(biāo)的主效應(yīng)分析, 對(duì)該假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證, 如果主效應(yīng)顯著且分別存在一定程度的負(fù)相關(guān)、正相關(guān), 則支持了假設(shè), 反之, 則不支持假設(shè); 由于本研究假設(shè)不同研究間的真實(shí)效應(yīng)值存在差異, 因此運(yùn)用亞組分析和元回歸分析進(jìn)一步考察異質(zhì)性的來(lái)源。針對(duì)假設(shè)2, 由于男性比是連續(xù)變量, 因而采用元回歸分析檢驗(yàn)其調(diào)節(jié)作用。以男性比例為預(yù)測(cè)變量, 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)分別與積極心理健康指標(biāo)、消極心理健康的效應(yīng)值為因變量構(gòu)建回歸方程, 若方程顯著則支持了假設(shè), 反之則不支持假設(shè)。針對(duì)假設(shè)3, 按照歧視知覺(jué)測(cè)量工具類(lèi)型將流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康指標(biāo)分組, 若組間變異顯著, 則支持了假設(shè), 反之不支持假設(shè)。針對(duì)假設(shè)4, 按學(xué)齡段分組并采用檢驗(yàn)法進(jìn)行亞組分析, 若組間變異顯著, 則支持了假設(shè), 反之不支持假設(shè)。

表1 納入元分析的原始研究的基本資料

3 研究結(jié)果

3.1 文獻(xiàn)納入與質(zhì)量評(píng)估

元分析共納入30篇研究, 含49個(gè)獨(dú)立樣本, 樣本量達(dá)40351人。包括中文27篇, 英文3篇; 涵蓋義務(wù)教育階段流動(dòng)兒童。文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)分?jǐn)?shù)的均值為6.94, 整體研究質(zhì)量相對(duì)較好(圖2)。

圖2 研究質(zhì)量變化趨勢(shì)

3.2 同質(zhì)性檢驗(yàn)

歧視知覺(jué)與心理健康的效應(yīng)值同質(zhì)性檢驗(yàn), 見(jiàn)表2,檢驗(yàn)結(jié)果分別為843.499 (< 0.001)、184.321 (< 0.001),2值分別為96.206%、91.862%, 均超過(guò)75%。表明研究結(jié)果異質(zhì), 也表明流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康指標(biāo)、消極心理健康指標(biāo)分別有96.206%、91.862%的變異是由效應(yīng)值的真實(shí)差異引起的, 即研究間的變異不僅受到抽樣誤差的影響, 還受組間誤差的影響, 接下來(lái)的元分析適合選用隨機(jī)效應(yīng)模型, 有必要進(jìn)一步探討影響兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3.3 發(fā)表偏差檢驗(yàn)

流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康指標(biāo)效應(yīng)值集中在漏斗圖的頂部且均勻分布于總效應(yīng)的兩側(cè);線性回歸的結(jié)果不顯著, 截距為?1.936, 95% CI為[?10.065, 6.194],值為0.631。這表明流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康指標(biāo)的元分析結(jié)果較為穩(wěn)定, 存在嚴(yán)重出版偏差的可能性較小。

流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與消極心理健康指標(biāo)效應(yīng)值集中在漏斗圖的頂部且均勻分布于總效應(yīng)的兩側(cè);線性回歸的結(jié)果不顯著, 截距為5.362, 95% CI為[?3.299, 14.023],值為0.205。這表明流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與消極心理健康指標(biāo)的元分析結(jié)果較為穩(wěn)定, 存在嚴(yán)重出版偏差的可能性較小。

3.4 主效應(yīng)檢驗(yàn)

采用隨機(jī)模型綜合分析歧視知覺(jué)與心理健康的整體性關(guān)聯(lián)程度, 結(jié)果(表3)顯示歧視知覺(jué)與積極心理健康指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)為?0.323, 效應(yīng)值的95%的置信區(qū)間[?0.378, ?0.266], 不包含0; 歧視知覺(jué)與消極心理健康指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)為0.41, 效應(yīng)值的95%的置信區(qū)間[0.360, 0.458], 不包含0。

表2 歧視知覺(jué)與心理健康的效應(yīng)值同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果(Q統(tǒng)計(jì))

表3 歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系隨機(jī)模型分析

3.5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

歧視知覺(jué)測(cè)量工具、學(xué)齡段能夠?qū)ζ缫曋X(jué)與積極心理健康的關(guān)系產(chǎn)生顯著的調(diào)節(jié), 如表4所示。歧視知覺(jué)測(cè)量工具的亞組分析結(jié)果顯著, 其值(組間)為4.785,< 0.05, 使用劉霞編制的個(gè)體歧視知覺(jué)問(wèn)卷測(cè)得的相關(guān)系數(shù)最高。學(xué)齡段的亞組分析結(jié)果顯著, 其值(組間)為25.503,< 0.001, 初中生測(cè)得的相關(guān)程度高于小學(xué)生。

歧視知覺(jué)測(cè)量工具、學(xué)齡段不能對(duì)歧視知覺(jué)與消極心理健康的關(guān)系產(chǎn)生顯著的調(diào)節(jié), 如表5所示。歧視知覺(jué)測(cè)量工具的亞組分析結(jié)果不顯著, 其值(組間)為0.589,> 0.05, 貝葉斯方差分析顯示, 貝葉斯因子BF為0.613, 說(shuō)明僅有較弱的證據(jù)認(rèn)為歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系不受歧視知覺(jué)的測(cè)量工具影響。學(xué)齡段的亞組分析結(jié)果不顯著, 其值(組間)為0.058,> 0.05, 小學(xué)組樣本較少, 該結(jié)果有待進(jìn)一步考察。

調(diào)節(jié)效應(yīng)分析的結(jié)果表明：(1)性別對(duì)歧視知覺(jué)與積極心理健康關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。元回歸分析(33項(xiàng)研究)結(jié)果顯示, 見(jiàn)圖3, 男性比例未能顯著預(yù)測(cè)兩者的關(guān)系(= 0.867,= 1.559, 95%的置信區(qū)間為[?0.223, 1.958])。貝葉斯回歸分析顯示, 見(jiàn)表6, 貝葉斯因子BF為0.873, 根據(jù)判定標(biāo)準(zhǔn), 說(shuō)明有較低程度的證據(jù)認(rèn)為流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康的關(guān)系不存在性別差異(胡傳鵬, 孔祥禎, Wagenmakers, Ly, 彭凱平, 2018; Wagenmakers et al., 2017)。

(2)性別對(duì)歧視知覺(jué)與消極心理健康關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。元回歸分析(16項(xiàng)研究)結(jié)果顯示, 見(jiàn)圖4, 男性比例未能顯著預(yù)測(cè)兩者的關(guān)系(= 0.621,= 0.672, 95%的置信區(qū)間為[?1.189, 2.431])。貝葉斯回歸分析顯示, 見(jiàn)表7, 貝葉斯因子BF為0.491, 根據(jù)判定標(biāo)準(zhǔn), 說(shuō)明有較低程度的證據(jù)認(rèn)為流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與消極心理健康的關(guān)系不存在性別差異。

4 討論

以往研究已經(jīng)證明了流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康存在密切聯(lián)系, 但關(guān)于歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的綜合分析并不全面, 缺少必要的元分析研究。本研究是國(guó)內(nèi)較早運(yùn)用元分析技術(shù)整合考量流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的相關(guān)研究, 同時(shí)探討研究對(duì)象的性別、學(xué)齡段和歧視知覺(jué)測(cè)量工具等調(diào)節(jié)變量對(duì)歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的影響, 從而客觀全面地了解流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)分別與積極心理健康、消極心理健康的關(guān)系。

4.1 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的主效應(yīng)

本研究通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)近12年來(lái)的流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系研究進(jìn)行了元分析, 對(duì)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的相關(guān)程度進(jìn)行了綜合分析, 研究發(fā)現(xiàn)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康呈中等程度負(fù)相關(guān)(= –0.323), 與消極心理健康呈中等程度正相關(guān)(= 0.410)。該結(jié)果與多項(xiàng)研究結(jié)果較為一致(Pascoe & Smart, 2009; Schmitt et al., 2014), 也驗(yàn)證了本研究提出的假設(shè)1。盡管本研究無(wú)法確認(rèn)兩者之間的因果關(guān)系, 但是可以發(fā)現(xiàn), 歧視知覺(jué)較高的流動(dòng)兒童, 心理健康程度則傾向于消極。

表4 相關(guān)因素對(duì)歧視知覺(jué)與積極心理健康指標(biāo)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

注：表示獨(dú)立效果量的個(gè)數(shù);Q表示異質(zhì)性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

表5 相關(guān)因素對(duì)歧視知覺(jué)與消極心理健康指標(biāo)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

圖3 性別對(duì)歧視知覺(jué)與積極心理健康關(guān)系的回歸分析

表6 性別對(duì)歧視知覺(jué)與積極心理健康關(guān)系的回歸的貝葉斯分析

圖4 性別對(duì)歧視知覺(jué)與消極心理健康關(guān)系的回歸分析

表7 性別對(duì)歧視知覺(jué)與消極心理健康關(guān)系的回歸的貝葉斯分析

該結(jié)果符合拒絕認(rèn)同理論的觀點(diǎn), 歧視知覺(jué)可以直接降低個(gè)體的幸福感, 也可以通過(guò)提高個(gè)體的內(nèi)群體認(rèn)同感, 進(jìn)而緩解歧視知覺(jué)對(duì)幸福感的負(fù)性影響(Branscombe et al., 1999), 個(gè)體歧視知覺(jué)增加, 也更容易感知到自己遭受到排斥(Leonardelli & Tormala, 2003), 從而導(dǎo)致自身幸福感的降低。然而, 集體自我在中國(guó)人的自我結(jié)構(gòu)中所處位置更重要(楊紅升, 黃希庭, 2007), 中國(guó)人的自我認(rèn)同更多是將自己與內(nèi)群體信息聯(lián)系起來(lái), 從而建構(gòu)出個(gè)體自我與集體自我, 集體自我就是內(nèi)群體認(rèn)同的根源, 內(nèi)群體認(rèn)同感會(huì)直接影響到對(duì)于群體歷史經(jīng)驗(yàn)的激活及個(gè)體對(duì)于群體的基本情感的培植, 若將流動(dòng)兒童內(nèi)群體認(rèn)同擴(kuò)展至雙身份認(rèn)同, 即個(gè)體對(duì)自身同時(shí)具有的城市與農(nóng)村雙重身份進(jìn)行認(rèn)同, 則能夠更好地處理歧視知覺(jué)對(duì)幸福感的負(fù)性影響; 反之, 內(nèi)群體認(rèn)同局限在農(nóng)村身份認(rèn)同層面, 則會(huì)抑制流動(dòng)兒童融入到新的環(huán)境, 產(chǎn)生消極的心理問(wèn)題。對(duì)于消極心理的產(chǎn)生, 相對(duì)剝奪理論認(rèn)為, 個(gè)人將自己與他人進(jìn)行比較與評(píng)價(jià)的時(shí)候, 弱勢(shì)群體會(huì)發(fā)現(xiàn)自己處于劣勢(shì)并產(chǎn)生剝奪感和孤獨(dú)感, 激發(fā)流動(dòng)兒童產(chǎn)生壓迫感和思鄉(xiāng)情感, 即這種剝奪感和孤獨(dú)感會(huì)誘發(fā)個(gè)體產(chǎn)生消極情緒, 甚至?xí)?duì)個(gè)體的心理發(fā)展產(chǎn)生嚴(yán)重的危害(Mummendey, Kessler, Klink, & Mielke, 1999; 李越, 馬智群, 張瀾, 2018), 本研究的結(jié)果這驗(yàn)證了這兩種假說(shuō)。

該結(jié)果表明, 一方面, 關(guān)注流動(dòng)兒童心理健康具有重要意義, 流動(dòng)兒童的心理健康問(wèn)題不單純是排除消極心理問(wèn)題就實(shí)現(xiàn)了心理問(wèn)題預(yù)防和治療的目標(biāo), 心理問(wèn)題的消除并不意味著流動(dòng)兒童達(dá)到了心理健康。積極心理健康是流動(dòng)兒童心理健康教育的最佳狀態(tài), 即擁有積極人格品質(zhì)、積極情緒和積極心理狀態(tài)。另一方面, 歧視知覺(jué)與心理健康的相關(guān)系數(shù)處于中等水平, Pascoe和Smart (2009)對(duì)110項(xiàng)包含亞裔、黑人、西班牙裔、美洲原住民和白人族群的研究進(jìn)行元分析發(fā)現(xiàn), 歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系存在較低程度的負(fù)相關(guān)(= –0.2, 95% CI [?0.22, ?0.17]), 本研究結(jié)果與此較為接近, 但效應(yīng)值略高于Pascoe和Smart (2009)的結(jié)果, 造成這種差異, 主要由于Pascoe和Smart (2009)將消極和積極心理健康指標(biāo)綜合在一起分析, 降低了歧視知覺(jué)與心理健康的效應(yīng)值。本研究歧視知覺(jué)與消極心理健康的相關(guān)系數(shù), 高于其與積極心理健康的相關(guān)系數(shù), 這表明歧視知覺(jué)更能夠增加心理健康的危險(xiǎn)因素, 對(duì)于心理健康的保護(hù)因素產(chǎn)生制約, 不可忽視高歧視知覺(jué)的流動(dòng)兒童心理健康的危險(xiǎn)系數(shù)更高, 也要清楚地認(rèn)識(shí)到歧視知覺(jué)與不同效價(jià)的心理健康指標(biāo)的作用機(jī)制存在一定的差異, 因此, 仍需探索不同調(diào)節(jié)變量對(duì)于歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 探明歧視知覺(jué)與心理健康的作用機(jī)制, 進(jìn)而幫助到流動(dòng)兒童有效地?cái)[脫心理困境, 并積極應(yīng)對(duì)歧視知覺(jué)的消極影響。

4.2 流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康相關(guān)系數(shù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究進(jìn)一步通過(guò)元回歸分析和亞組分析, 考察人口學(xué)因素(性別、學(xué)齡段)與測(cè)查工具因素對(duì)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的影響。

4.2.1 性別的調(diào)節(jié)作用

研究結(jié)果顯示, 性別對(duì)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著, 進(jìn)一步的貝葉斯回歸分析也顯示有較低程度的證據(jù)認(rèn)為流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系不受性別的影響。因此, 該結(jié)果未能支持假設(shè)2, 表明流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系可能存在跨性別的穩(wěn)定性, 即高歧視知覺(jué)嚴(yán)重影響流動(dòng)兒童心理健康的問(wèn)題普遍存在于不同性別的群體間。已有研究表明流動(dòng)女童的社會(huì)支持、抑郁得分顯著高于流動(dòng)男童, 而受歧視知覺(jué)、孤獨(dú)感得分顯著低于流動(dòng)男童(李越等, 2018), 流動(dòng)女童的社會(huì)適應(yīng)性強(qiáng)于流動(dòng)男童(朱倩, 郭海英, 潘瑾, 林丹華, 2015), 這可能是導(dǎo)致性別調(diào)節(jié)作用不顯著的原因。本研究考察得更加廣泛和全面, 認(rèn)為不存在性別差異, 這與Pascoe和Smart (2009)的研究結(jié)果相一致。流動(dòng)男童表現(xiàn)得更加獨(dú)立, 往往不愿傾述自己的痛苦, 因而孤獨(dú)感較強(qiáng)。流動(dòng)女童的社會(huì)適應(yīng)性好于流動(dòng)男童, 可能由于流動(dòng)女童與城市兒童接觸日益頻繁, 群際間的敏感問(wèn)題亦會(huì)隨之降低, 由于內(nèi)外有別的觀念的逐漸弱化(程淑華, 李欣, 韓毅初, 2017), 感知到的歧視知覺(jué)也較低; 若接觸得不夠積極, 則會(huì)遏制流動(dòng)女童形成積極的外群體認(rèn)知, 從而提高流動(dòng)女童的歧視知覺(jué)。相對(duì)而言, 低歧視知覺(jué)的流動(dòng)女童的積極心理健康水平并不比流動(dòng)男童的更高。由此可見(jiàn), 隨著歧視知覺(jué)的升高, 流動(dòng)男童、女童對(duì)于個(gè)體積極心理健康的維護(hù)和消極心理健康的防御能力具有各自的優(yōu)勢(shì)。流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系可能不受性別的影響, 但僅有較低程度的證據(jù)認(rèn)為流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康不存在性別差異, 未來(lái)仍需進(jìn)一步驗(yàn)證此結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.2.2 測(cè)量工具的調(diào)節(jié)作用

研究結(jié)果顯示, 不同歧視知覺(jué)測(cè)量工具能夠顯著調(diào)節(jié)歧視知覺(jué)與積極心理健康的相關(guān)系數(shù), 采用L-PDS測(cè)得的相關(guān)系數(shù)相對(duì)較高, 表明測(cè)量工具會(huì)導(dǎo)致測(cè)量結(jié)果出現(xiàn)差異, 部分驗(yàn)證了假設(shè)3。雖然歧視知覺(jué)測(cè)量工具在歧視知覺(jué)與消極心理健康關(guān)系的亞組分析結(jié)果不顯著, 但是貝葉斯方差分析有較低程度的證據(jù)證明兩者關(guān)系不受到歧視知覺(jué)的測(cè)量工具影響。本研究關(guān)注的兩種類(lèi)型問(wèn)卷都為單維度問(wèn)卷, 計(jì)分方式都是4級(jí)計(jì)分, 但是L-DPS原始問(wèn)卷包含17個(gè)題目, F-DPS僅包含9個(gè)題目, 基于L-DPS進(jìn)行修訂, 測(cè)量形式相對(duì)簡(jiǎn)潔, 但是仍會(huì)丟失部分信息。這一結(jié)果提示, 未來(lái)使用歧視知覺(jué)測(cè)量工具時(shí), 應(yīng)該選用測(cè)量?jī)?nèi)容相對(duì)全面的量表, 避免量表題目數(shù)量減少造成內(nèi)容效度降低。

4.2.3 學(xué)齡段的調(diào)節(jié)作用

研究結(jié)果顯示, 學(xué)齡段對(duì)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著, 對(duì)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與消極心理健康的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。根據(jù)文獻(xiàn)提供的年級(jí)信息, 可以將被試分成三個(gè)不同學(xué)齡段的群體：小學(xué)生、初中生和小學(xué)初中生(混合組), 結(jié)果表明初中生歧視知覺(jué)與積極心理健康的相關(guān)程度最高, 這一結(jié)果與小學(xué)生和小學(xué)初中生差異顯著, 部分驗(yàn)證了假設(shè)4。移民兒童比本地兒童在學(xué)校的幸福感和被接受度更低, 并且這種影響在小學(xué)和初中階段是穩(wěn)定的(Dimitrova, Chasiotis & van de Vijver, 2016; Guerra et al., 2019), 受到學(xué)齡段的影響, 初中生的歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系更強(qiáng), 處于青春期的初中生心理狀態(tài)較為敏感, 流動(dòng)兒童的歧視知覺(jué)存在増加的趨勢(shì)(劉霞, 申繼亮, 2010), 當(dāng)個(gè)體知覺(jué)到了歧視、不公平, 就會(huì)感知到自己的社會(huì)支持降低, 自尊心遭受到打擊, 從而產(chǎn)生不幸福的體驗(yàn)。歧視知覺(jué)與消極心理健康的關(guān)系不受學(xué)齡段的影響, 尚待進(jìn)一步考察。導(dǎo)致此結(jié)果的原因主要在于, 本元分析納入的小學(xué)生樣本僅有1項(xiàng), 且其余樣本未將小學(xué)和中學(xué)生分開(kāi)。

參考歧視知覺(jué)與積極心理健康的結(jié)果, 初中生階段是歧視知覺(jué)產(chǎn)生的關(guān)鍵時(shí)期, 可能與小學(xué)生存在著本質(zhì)的差別。因此, 未來(lái)研究可以進(jìn)一步開(kāi)展流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的縱向研究, 具有一定的理論和實(shí)踐意義。在理論層面, 需要將流動(dòng)兒童進(jìn)行學(xué)齡段劃分考察, 這樣更能夠有效地探究流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系, 確定在不同學(xué)齡段流動(dòng)兒童群體中, 歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系強(qiáng)度, 更好地探究流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的內(nèi)在機(jī)制。在實(shí)踐層面, 也有利于指導(dǎo)教育政策制定與中小學(xué)教育管理, 側(cè)重于初中生流動(dòng)兒童心理健康的關(guān)注以及避免此階段流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)的加深, 從而有效提升初中生流動(dòng)兒童的心理健康水平。

4.3 研究不足與展望

本研究的不足：(1)本研究未納入元分析的文獻(xiàn)缺少相關(guān)信息, 如男性比、心理健康指標(biāo)等, 因此無(wú)法進(jìn)行綜合分析; (2)本研究考察不同亞組的樣本分布不夠均衡, 在一定程度影響分析結(jié)果; (3)本研究盡可能地搜集和納入既有研究資料, 但是一些未發(fā)表和待發(fā)表的文獻(xiàn)很難被檢索, 難免會(huì)產(chǎn)生遺漏; (4)由于有關(guān)群體歧視知覺(jué)的樣本相對(duì)較少, 故而, 本研究沒(méi)有進(jìn)一步探究歧視知覺(jué)的類(lèi)型在歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用。

展望：(1)本元分析研究指出了流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)是心理健康的重要影響因素, 也發(fā)現(xiàn)了, 歧視知覺(jué)的研究出現(xiàn)了向群體歧視知覺(jué)轉(zhuǎn)向, 未來(lái)待相關(guān)研究日益豐富, 可以進(jìn)一步探討群體歧視知覺(jué)對(duì)心理健康的影響, 以及探尋群體歧視知覺(jué)、個(gè)體歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系的異同; (2)未來(lái)研究應(yīng)該考察跨區(qū)域的樣本群體, 如經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的、生源地等因素, 這樣能夠更有效考察經(jīng)濟(jì)、文化等因素對(duì)于歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系調(diào)節(jié)效果; (3)通過(guò)探究歧視知覺(jué)與心理健康關(guān)系的縱向研究, 可以更好地探尋兩者的因果關(guān)系; (4)本元分析通過(guò)分析發(fā)現(xiàn), 拒絕認(rèn)同理論在流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與幸福感的關(guān)系研究仍然需要擴(kuò)展, 從內(nèi)群體認(rèn)同向雙身份認(rèn)同轉(zhuǎn)型, 為提升流動(dòng)兒童心理健康水平提供新思路。

5 結(jié)論

本研究采用元分析發(fā)現(xiàn)：(1)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康存在中等程度的負(fù)相關(guān), 與消極心理健康存在中等程度的正相關(guān), 歧視知覺(jué)水平較高的個(gè)體, 積極心理健康水平也更低, 消極心理健康水平也更高; (2)流動(dòng)兒童歧視知覺(jué)與積極心理健康的關(guān)系在測(cè)量工具、學(xué)齡段間存在顯著差異, 與消極心理健康的關(guān)系在測(cè)量工具、學(xué)齡段間不存在顯著差異, 未來(lái)研究應(yīng)該選擇題量適中測(cè)查全面的測(cè)量工具; (3)性別對(duì)歧視知覺(jué)與心理健康的關(guān)系調(diào)節(jié)作用不顯著。

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Relationship between perceived discrimination and mental health of migrant children: A meta-analysis of Chinese students

HAN Yichu1, WEN Hengfu1, CHENG Shuhua2, ZHANG Chungan2, LI Xin3

(1 College of Educational Science, Harbin Normal University, Harbin 150025, China) (2College of Teachers Education, Qiqihar Medical University, Qiqihar 161006, China) (3Education Center for Mental Health, Harbin Cambridge College, Harbin 150040, China)

Migrant children are children aged 6~15 years (compulsory education stage) who leave their home country with their parents to study, live in the destination for more than half a year, and have no registered permanent residence. Being discriminated against and viewing oneself as a target of discrimination poses a threat to the mental health of migrant children. This meta-analysis was intended to estimate the association between perceived discrimination and various mental health conditions (positive and negative).

Numerous studies have explored the relationship between perceived discrimination and mental health among Chinese migrant students. However, these results are far from consistent and mental health indicators need to be studied further. Therefore, this meta-analysis was conducted to explore the relation between perceived discrimination and positve and negative mental health indicators, and investigate the moderating effects of perceived discrimination, type of participants, and gender. Through literature retrieval, 49 independent effect sizes were selected together with 40, 351 participants, which met the inclusion criteria of meta-analysis. After coding the data, we analyzed independent effect sizes using the CMA 2.0 program. Heterogeneity test indicated that random effects model was suitable for the meta-analysis.

The results of funnel plot and Egger’s intercept showed no publication bias. Main-effect test indicated a significant negative correlation between perceived discrimination and positive mental health indicators (= –0.323, 95% CI = [–0.378, –0.266]), and a significant positive correlation between perceived discrimination and negative mental health indicators (= 0.41, 95% CI = [0.36, 0.458]). Moderation analyses and meta-regression analysis revealed that the association between perceived discrimination and positive mental health indicators was moderated by tools of perceived discrimination and type of participants but not by the gender. Furthermore, the association between perceived discrimination and negative mental health indicators was moderated by tools of perceived discrimination, type of participants, and gender.

According to the meta-analysis, the perception of discrimination and mental health of immigrant children were closely related. Identifying the mechanism of discrimination perception and mental health is necessary, and then helping migrant children to recover from their psychological predicament, and actively addressing the negative effects of perceived discrimination. Particular attention should be given to the relationship between perception of discrimination and positive mental health, and further protection should be ensured for migrant children at the junior secondary level.

migrant children, perceived discrimination, mental health, meta-analysis

2020-03-23

韓毅初, E-mail: hanyichu@126.com 溫恒福, E-mail: wenhengfu@126.com

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