家庭健康促進視角下青少年抑郁的代際傳遞研究
——基于CFPS2018的實證分析

和 紅 王 攀 閆辰聿 王 鑫 張琳梓

1.中國人民大學人口與發展研究中心 北京 100872

2.中國人民大學健康科學研究所 北京 100872

3.中國人民大學社會與人口學院 北京 100872

《中國國民心理健康發展報告(2019～2020)》調查數據顯示，2020年我國青少年抑郁檢出率24.6%(輕度抑郁17.2%，重度抑郁7.4%)。[1]研究表明，抑郁與一系列認知、情感和社會功能損害相關聯，將導致青少年面臨更多的學業困難、人際交往問題，甚至引發自傷、自殺行為，其對青少年健康的危害可能貫穿整個生命歷程。[2-4]

《健康中國行動——兒童青少年心理健康行動方案(2019—2022年)》《中國兒童發展綱要(2021—2030年)》中均明確指出了兒童青少年心理健康促進是健康中國建設的重要內容，并強調了家庭的重要性。[5-6]作為青少年最早、最重要的社會化場域，家庭對青少年抑郁的發生發展影響深遠，其中父母親抑郁是導致青少年抑郁的重要危險因素：父/母抑郁，子代抑郁發生的風險是正常父母子代的1.3～5倍，即抑郁存在代際傳遞性。[7-9]目前，有關青少年抑郁代際傳遞的研究主要集中在國外文獻，國內僅有少量研究來自發展心理學領域，缺少在家庭健康促進的整合性理論視角下對青少年抑郁代際傳遞的系統考察。此外，抑郁在家庭內部的代際傳遞機制仍不明確，且哪些家庭內部因素能夠緩沖或調節親代抑郁對子代抑郁的影響尚未在國內大規模調查數據中得到驗證。因此，本文基于家庭健康促進視角，分析父/母抑郁對青少年抑郁的影響及傳遞機制，探究影響青少年抑郁代際傳遞的家庭因素，為以家庭為基礎的青少年心理健康促進提供理論和政策依據，推進家庭健康促進行動落實。

1 文獻回顧與理論框架

1.1 文獻回顧

關于抑郁代際傳遞的探討起源于精神病理學和發展心理學領域。 Goodman等[10]于1999年提出了母親抑郁代際傳遞整合模型，認為抑郁代際傳遞可通過四類機制解釋：(1)遺傳；(2)先天的神經調節功能障礙；(3)暴露于抑郁母親的消極認知、情感、行為；(4)兒童青少年生活的壓力性環境(主要是家庭環境)。隨后，大量研究關注于性別、個人氣質、自尊等青少年個體特征，教養方式、母子關系、家庭沖突等環境因素對抑郁代際傳遞的影響。[11-13]

近年來，抑郁的代際傳遞受到社會醫學和健康經濟學領域學者的關注，相關文獻主要基于具有代表性的大規模調查數據，探究非臨床樣本中抑郁的代際傳遞。如Livings利用美國脆弱家庭與兒童福利研究(FFCWS)調查數據進行分析，發現母親抑郁顯著影響青少年抑郁，女性樣本代際傳遞效應更強[14]；Eyal等基于南非國民收入動態調查數據(NIDS)分析了父親和母親的抑郁癥狀對青少年抑郁癥狀的影響，并評估了南非撫養補助金計劃對抑郁代際傳遞的溢出效應[15]。國內盡管已有部分研究開始關注健康的代際傳遞，從健康狀況、健康行為、健康認知等方面驗證了父母親健康對兒童、青少年健康的影響，但尚未對抑郁等心理健康方面的代際相關性進行探討。[16-17]

綜上所述，抑郁的代際傳遞日漸受到不同學科的關注，現有文獻從不同方面探究了抑郁在家庭內部的代際傳遞過程，但抑郁代際傳遞在國內青少年非臨床樣本中的研究仍較少，且有必要從家庭健康促進視角對已有研究中涉及的家庭因素進行整合，并基于這一整合性框架進一步探究青少年抑郁的代際傳遞機制。

1.2 研究框架

自丹麥學者Christensen提出“健康促進家庭(Health Promoting Family)”概念模型以來，諸多學者圍繞該模型進行了理論探討和實證研究。[18-19]其中，德國學者Niermann聚焦家庭微系統內部，提出相互作用的家庭子系統層次(Levels of Interacting Family Environmental Subsystems, LIFES)框架。[20]LIFES框架將家庭內部環境劃分為三個子系統：(1)個人系統，包括與家庭成員相關的影響因素(如兒童/青少年、母親、父親)；(2)親子系統，包括與親子互動相關的影響因素(如母親—兒童/青少年、父親—兒童/青少年)；(3)家庭系統，包括與整個家庭相關的影響因素(如家庭經濟狀況、日常規范)。同時，不同子系統的影響被劃分為三個水平：直接影響，即各子系統的直接健康行為或表現；近端影響，即影響兒童/青少年健康的特定因素(如兒童個體特征)；遠端影響，即影響兒童健康的一般性因素(如父母的受教育水平、健康狀況)。本研究基于LIFES框架分析青少年抑郁的代際傳遞，各子系統的影響因素選擇綜合考慮了LIFES框架的基本設定和既往抑郁代際傳遞文獻中普遍納入分析的共性因素，以保證本研究框架(圖1)的科學性和適宜性。

注：中心圓內方框表示男性，圓圈表示女性；虛線之上表示親代，虛線之下表示子代。

Niermann等[20]認為，父母的健康認知、行為和心理狀態會在親子互動中有意(intentional process)或無意(unintentional process)地傳遞給子女，同時結合母親抑郁代際傳遞整合模型，本研究提出假設1：父母親抑郁顯著影響青少年抑郁。從LIFES框架相關的實證研究來看，父母對子女的日常關懷(監督、幫助和關注等行為)是親子系統中的重要變量，能夠在父母特征(社會人口學特征、健康狀態等)與兒童/青少年健康間發揮中介或調節作用；家庭功能和結構等遠端因素可以調節父母健康對兒童/青少年健康的影響。[21-23]基于此，本研究提出假設2：親子系統中的日常關懷在青少年抑郁代際傳遞中起中介作用；假設3：家庭系統中的家庭結構和親子系統中的日常關懷在青少年抑郁代際傳遞中起調節作用。

2 資料與方法

2.1 數據來源

本研究的數據來源于2018年中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies, CFPS)，CFPS是由北京大學中國社會科學調查中心(Institute of Social Science Survey, ISSS)負責實施的一項全國性、大規模、多學科社會跟蹤調查項目，收集了豐富的個人和家庭層面數據，并同時測量了10～15歲青少年(1)世界衛生組織(WHO)將10～19歲年齡段的人群界定為青少年(Adolescent)，由于CFPS的少兒問卷僅針對10～15歲人群，故本文僅納入10～15歲青少年樣本進行分析。及其父母的抑郁水平，為分析抑郁的代際傳遞提供了數據基礎。[24]根據研究目的，本研究僅納入至少與父母一方同住的青少年樣本進行分析，同時刪除關鍵變量缺失過多的樣本，最終樣本量1 941人。

2.2 變量設定

本研究的因變量是青少年的抑郁水平，指受訪者存在抑郁特征和情緒的可能性，采用8項流調中心抑郁量表(The Center for Epidemiological Studies Depression Scale, CESD-8)測量。[25]CESD-8共有8個條目(含2個反向計分條目)，每個條目設有“幾乎沒有(不到一天)”“有些時候(1～2天)”“經常有(3～4天)”“大多數時候有(5～7天)”4個選項，分別賦值0～3分，總分區間為0～24分，分數越高表明受訪者過去一周內抑郁傾向越嚴重。CESD-8在本研究青少年樣本中的Cronbach’sα系數為0.715，說明具有良好的內部一致性。

核心自變量為青少年主要監護人/與青少年相處時間較多的父母一方的抑郁水平，同樣采用CESD-8測量，Cronbach’sα系數為0.773。

中介變量為父母對青少年的日常關懷，參考劉保中等[26]的方法，將其操作化為學習和生活關懷、行蹤關注2組變量。學習和生活關懷依據CFPS中的3個題項測量，分別是“您和這個孩子討論學校里的事情的頻率如何？”“您要求這個孩子完成家庭作業的頻率如何？”“您檢查這個孩子的家庭作業的頻率如何？”?；卮鹫咝韪鶕^去一年的實際情況，從“從不”“很少(每月 1 次)”“偶爾(每周1次)”“經常(每周2～4 次)”“很經常(每周 5～7 次)”中進行選擇，依次賦值1～5分。本文將3道題項得分累加后納入分析(總分區間為3～15分)。父母對子女的行蹤關注通過“當你不在家時，父母知道你和誰在一起嗎？”進行測量，回答選項為“從不知道”“偶爾知道”“有時候知道”“大部分時候知道”“總是知道”，依次賦值1～5分。

調節變量為父母對青少年的日常關懷和家庭結構，日常關懷的測量同上。在家庭結構的測量上，本文借鑒張春泥[27]的研究，基于CFPS在青少年家庭關系和父母婚姻史方面的數據，將父母是否居住在家劃分為父母均在家、僅父親在家、僅母親在家3個類別；將單親家庭界定為父母因離婚、去世而導致青少年僅與父母一方生活的家庭，并操作化為二分類變量。

控制變量的選取與研究框架相對應，且綜合考慮既往研究[28-29]和數據的可得性，主要包括父母特征、青少年特征、親子系統和家庭系統4個子系統的變量(表1)。

表1 變量定義與測量

續表1 變量定義與測量

2.3 統計分析方法

首先，對青少年抑郁水平進行單因素分析，以檢驗不同家庭子系統變量是否在青少年CESD-8得分上存在顯著差異。其次，借鑒Eyal和Burns的研究思路分析青少年抑郁的代際傳遞，計量模型如下[15]：

Di=β0+β1PDi+β2Xi+β3Pi+β4PCh+β5HHh+ui

(1)

式(1)中，Di表示青少年的抑郁水平，PDi表示青少年父/母親的抑郁水平，Xi表示親少年特征，Pi表示父母特征，PCh表示親子系統中的變量，HHh表示家庭系統中的變量，ui為隨機擾動項。同時，采用逐步添加變量的方法進行回歸分析，通過以下公式反映不同家庭子系統影響抑郁代際傳遞系數β1的程度[33]：

(2)

(3)

式(3)中，k!表示自變量的所有排列組合數，Π(K)表示K的所有組合排序，MC(xj,π)表示自變量xj在一組排列π中的邊際貢獻。最后，通過逐步回歸法和Bootstrap法檢驗日常關懷在抑郁代際傳遞中的中介作用，并向模型中添加交乘項以進一步分析日常關懷、家庭結構對抑郁代際傳遞過程的影響。[35]本文使用Stata16.0軟件完成數據處理和統計學分析。

3 研究結果

3.1 青少年抑郁水平的單因素分析結果

青少年的CESD-8平均分為3.85±3.13，抑郁水平的單因素分析結果見表2。父/母與青少年的CESD-8得分顯著正相關(P<0.001)；父母特征中父母受教育年限越長(P<0.001)，青少年CESD-8得分越低；青少年特征中年齡越大(P=0.010)、一個月內生病或一年內因病住院(P=0.003)、有吸煙/喝酒(P<0.001)、每日睡眠不足7小時(P=0.002)、身體活動不足(P=0.003)，其CESD-8得分越高；親子系統中學習和生活關懷得分越低、行蹤關注得分越低、一個月內親子沖突次數越多，青少年CESD-8得分越高；家庭系統中居住地在農村(P=0.046)、家庭人均純收入越低(P=0.020)、存在入不敷出(P=0.006)、僅父親或母親一方在家(P=0.011)、兄弟姐妹數越多(P<0.001)、家庭聚餐次數越少(P=0.001)、孩子生病時立刻找醫生看病(P=0.029)、沒有醫療保險(P=0.040)，青少年CESD-8得分越高。

3.2 青少年抑郁代際傳遞的回歸分析結果

為驗證青少年抑郁的代際傳遞性，并評估不同家庭系統因素對抑郁代際傳遞的影響，本研究構建了5個回歸模型(表3)。模型1僅納入了父/母親抑郁作為自變量，結果顯示父/母親抑郁水平顯著影響青少年抑郁水平(P<0.001)。模型2～5中依次添加了父母特征、青少年特征、親子系統和家庭系統變量，抑郁代際傳遞系數分別降低了7.64%、14.58%、20.83%、23.61%，說明父/母抑郁可能通過各家庭子系統對青少年抑郁產生影響，且青少年個人特征和親子系統在抑郁代際傳遞過程中的作用更強。同時，模型5表明：在控制了不同家庭子系統中的變量后，父/母CESD-8得分仍然顯著影響青少年的CESD-8得分(P<0.001)，抑郁在非臨床樣本中存在代際傳遞，假設1得到證實。此外，父母受教育年限越低、青少年有吸煙/喝酒、日均睡眠時長不足7小時、身體活動量不足、父母對青少年的行蹤關注度越低、每月親子沖突次數越多、居住在農村、僅父親居住在家、兄弟姐妹數為2個及以上、家庭聚餐頻次為從不，青少年的CESD-8得分越高，抑郁水平越嚴重。

表3 青少年抑郁代際傳遞的逐步回歸分析結果(N=1 941)

續表3 青少年抑郁代際傳遞的逐步回歸分析結果(N=1 941)

3.3 父/母抑郁與家庭因素對青少年抑郁影響的相對貢獻度

依據回歸分析結果，本研究進一步運用Shapley值分解法計算父/母抑郁水平與各家庭子系統因素對青少年抑郁水平的相對貢獻度。為優化分解過程，在研究框架的基礎上對變量作如下處理：合并青少年年齡、性別，合并親子沖突、親子交流，合并居住地、家庭經濟狀況，合并家庭日常規范、健康實踐。從Shapley值分解的結果來看(表4)，對青少年抑郁水平貢獻度最大的前3位因素依次是親子沖突與親子交流(24.94%)、日常關懷(20.84%)和父/母抑郁水平(18.70%)。整體而言，親子系統對青少年抑郁水平的貢獻度最大，占全部因素貢獻度的45.78%。

表4 父/母抑郁水平與家庭因素影響青少年抑郁水平的相對貢獻度

3.4 日常關懷在青少年抑郁代際傳遞中的中介作用

由于模型5中父母對其學習和生活的關懷對青少年抑郁水平的影響并未通過顯著性檢驗，故僅分析行蹤關注的中介作用，結果見表5。模型6顯示父/母抑郁水平對青少年抑郁水平的總效應c=0.117，具有統計學意義(t=6.38，P<0.001)。模型7顯示父/母抑郁水平對行蹤關注的回歸系數a=-0.016，具有統計學意義(t=-2.31，P=0.021)。模型8顯示，在控制行蹤關注和全部家庭子系統中的變量后，父/母CESD-8得分對青少年CESD-8得分的直接效應為c′=0.110，具有統計學意義(t=6.09，P<0.001)；行蹤關注對青少年CESD-8得分的效應b=-0.391，具有統計學意義(t=-6.55，P<0.001)。因此，行蹤關注在青少年抑郁代際傳遞中具有中介作用，假設2得到部分證實。

表5 日常關懷在青少年抑郁代際傳遞中的中介效應分析結果(N=1 941)

為進一步檢驗中介效應的穩健性，本研究使用非參數百分位Bootstrap法(N=1 000)再次檢驗，如表6所示：父/母抑郁水平對青少年抑郁水平影響的直接效應為0.110，95%置信區間為[0.073, 0.148]，具有統計學意義(z=5.73，P<0.001)；父/母抑郁水平對青少年抑郁水平影響的間接效應為0.006，95%置信區間為[0.001, 0.012]，具有統計學意義(z=2.13，P=0.033)。父/母抑郁水平對青少年抑郁水平影響的總效應為0.110+0.006=0.116，中介效應在總效應中的占比為(0.006/0.116)×100%=5.384%。

表6 利用Bootstrap法檢驗中介效應的結果

3.5 日常關懷和家庭結構在青少年抑郁代際傳遞中的調節作用

在構造交乘項前對學習和生活關懷、行蹤關注2個變量進行中心化處理，分析結果見表7。整體而言，僅模型10和模型13中納入的交乘項系數顯著。模型10顯示，父/母抑郁水平對青少年抑郁水平有顯著正向影響(P<0.001，主效應顯著)；學習和生活關懷得分與父/母CESD-8得分的交乘項系數為-0.020(t=-3.12，P=0.002)，說明父母對青少年的學習和生活關懷能夠弱化父/母抑郁水平對青少年抑郁水平的影響。模型13顯示，父/母抑郁水平對青少年抑郁水平有顯著正向影響(P<0.001，主效應顯著)；單親家庭與父/母CESD-8得分的交乘項系數為0.145(t=2.49，P=0.013)，說明單親家庭背景將強化父/母抑郁水平對青少年抑郁水平的影響。因此，學習和生活關懷、家庭結構在青少年抑郁代際傳遞中具有調節作用，假設3得到部分證實。

表7 日常關懷和家庭結構在青少年抑郁代際傳遞中的調節效應分析結果(N=1 941)

續表7 日常關懷和家庭結構在青少年抑郁代際傳遞中的調節效應分析結果(N=1 941)

4 討論

4.1 父母抑郁水平顯著影響青少年抑郁水平，代際傳遞效應受家庭環境影響

本研究發現，在控制全部家庭因素后，父母抑郁水平仍顯著影響青少年抑郁水平，表明在我國非臨床青少年樣本中，抑郁同樣存在代際傳遞性，與現有發達國家和發展中國家的研究證據一致。[36-37]同時，家庭因素使抑郁代際傳遞系數降低了23.61%，父母抑郁可能通過家庭環境間接影響青少年抑郁水平，這說明親代和子代的共同生活環境在抑郁代際傳遞中具有重要作用。[38]例如，母子關系在抑郁代際傳遞中起中介作用，母親抑郁可通過增加母子沖突強度、降低母子親合水平，進而導致青少年抑郁。[39]

4.2 家庭內部環境中親子系統對青少年抑郁水平的貢獻度最大

Shapley值分解的結果顯示，父母抑郁水平并非影響青少年抑郁水平的最重要因素，親子系統中的日常關懷、親子沖突和親子交流對青少年抑郁水平的貢獻度最高(占全部因素貢獻度的45.78%)，與Andersen基于丹麥家庭數據的分析結果相似。[40]這說明在非臨床樣本中，青少年抑郁水平更多受到家庭內部環境中親子系統的影響，父母對子女的理解和關懷、積極交流與互動能夠增加青少年的積極情感，降低其抑郁水平。[41]事實上，這一發現也驗證了LIFES框架中的基本假設：家庭內部環境中的近端因素(如親子互動)直接影響兒童青少年的健康，而遠端因素(如父母特征、家庭功能)多通過近端因素發揮作用。此外，家庭系統中僅父親在家、有2個及以上兄弟姐妹、從不進行家庭聚餐(未能形成家庭日常規范)的青少年抑郁水平更高，提示開展青少年心理健康促進時應重點關注具有這些特征的家庭。

4.3 父母抑郁水平通過日常關懷的中介作用影響青少年抑郁水平

本研究結果證實了父母對青少年的行蹤關注在抑郁代際傳遞中的中介作用，父母抑郁通過減少對青少年的行蹤關注，進而影響青少年抑郁水平。由于本研究對行蹤關注的測量是以青少年自身感受為依據，故而該變量可在一定程度上反映青少年主觀感受到的父母關懷。關于親子關系的研究表明，抑郁父母更可能采取拒絕或退縮的方式與子女相處，較少參與養育實踐，容易形成疏離或低支持的親子關系，導致青少年感知到較低的父母關懷而產生抑郁情緒，這可能是父母抑郁通過行蹤關注影響青少年抑郁水平的原因。[42]同時，該中介機制提示幫助家庭建立良好親子關系，增進父母與青少年的情感聯結，是抑制抑郁代際傳遞的重要健康促進策略。

4.4 日常關懷和家庭結構可調節父母抑郁水平對青少年抑郁水平的影響

積極、正向的養育環境是健康家庭的重要特征。本研究結果顯示，父母對青少年的學習和生活關懷能夠緩沖、弱化父母抑郁對青少年抑郁水平的影響，說明父母對青少年學業和生活的積極參與是抑郁代際傳遞中的保護因素。Wang等的研究表明，抑郁父母的養育方式同樣存在異質性，冷漠、低參與的育兒方式將增強父母抑郁和青少年抑郁間的關聯，與本研究結果類似。[43]此外，與單親家庭相比，雙親完整的家庭抑郁代際傳遞效應更低，可能原因在于：雙親家庭中存在抑郁癥狀更少(心理更健康)的父/母，青少年能夠學習更積極的認知、情感和行為，并且可在一定程度上改善消極、低支持的育兒環境。[44]

4.5 本研究的局限性

首先，本文使用的是截面數據，并不足以論證因果關系，未來研究可基于縱向追蹤數據，尋找合適的工具變量解決內生性問題，剝離出抑郁代際傳遞的因果效應，并與國外發達國家、發展中國家的研究結果進行對比分析；其次，由于CFPS中同時測量了父母雙方抑郁水平的樣本相對較少，故本文并未充分探究父母雙方抑郁水平對青少年抑郁影響的差異性，這在后續研究中需進一步完善；最后，本文僅基于家庭健康促進視角探究青少年抑郁的代際傳遞過程，對青少年抑郁代際傳遞機制的把握可能并不充分，未來研究可從不同視角和理論出發，進一步挖掘抑郁代際傳遞機制，為兒童青少年心理健康促進提供政策干預的靶點。

5 建議

家庭是全人群全生命周期健康促進的有效切入點，青少年心理健康促進應以家庭為基本單位：一方面，重視父母抑郁對青少年抑郁的影響，將青少年及其父母共同參與的理念融入心理健康干預設計，抑制父母抑郁情緒向青少年傳遞，推動青少年抑郁癥的防治關口前移；另一方面，針對影響青少年抑郁的家庭因素精準施策，基于不同家庭子系統(個人系統、親子系統、家庭系統)開展家庭心理健康促進，提升家庭對抑郁癥狀的識別和應對能力。

5.1 以家庭心理健康建設為基礎，阻遏青少年抑郁的代際傳遞

家庭是與學校、社區、專業機構連接的紐帶，在青少年心理健康促進中具有關鍵性作用，應將家庭心理健康建設作為推進落實青少年抑郁癥防治的抓手。具體而言：通過多樣化途徑向父母宣傳抑郁防治知識，強化源頭防控；重視青少年健康行為與抑郁癥狀的關聯，對生活方式不健康(如吸煙喝酒、睡眠不佳、身體活動不足)的青少年予以針對性干預；幫助家庭構建溫暖、積極的育兒環境；制定特殊家庭(如父母低關懷/參與、單親家庭)的心理健康促進策略，減輕、阻遏抑郁的代際傳遞。

5.2 推進青少年心理健康促進與家庭教育形成政策合力，構筑有利于青少年健康發展的家庭政策體系

鑒于家庭中親子系統是影響青少年抑郁水平的最重要因素，有必要整合資源，協同推進《健康中國行動——兒童青少年心理健康行動方案(2019—2022年)》與《中華人民共和國家庭教育促進法》形成政策合力，鼓勵青少年父母踐行“親自養育、共同參與、相互促進”的育兒理念，幫助每一個家庭營造溫暖、關懷、安全、包容、接納的健康家庭氛圍，聯動多主體、多領域構筑有利于青少年健康發展的家庭政策體系，促進家庭教育和青少年心理健康工作高質量發展，助力健康中國行動進一步落實。