青少年心理健康的底層劣勢:形成路徑與改善途徑
——親子關系的中介和調節雙重效應

程琳,鐘漲寶,田北海*

(1 華中農業大學 文法學院,湖北 武漢 430070;2 華中農業大學 農村社會建設與管理研究中心,湖北 武漢 430070)

1 引言

隨著我國經濟社會快速發展,青少年心理行為問題發生率和精神障礙患病率逐漸上升,已成為關系國家和民族未來的重要公共衛生問題。中國青年發展報告顯示,我國17歲以下兒童青少年中,約3000萬人受到各種情緒障礙和行為問題的困擾(1)央視網.我國3000萬兒童青少年受心理障礙困擾[EB/OL].https://news.cctv.com/2018/10/10/ARTIcL9PBlj6AlMYJk B4jOLo181010.shtml.。同時,現有研究表明,我國存在青少年心理健康不平等現象,青少年心理健康水平隨家庭社會經濟地位的層級呈現梯度分布,家庭社會階層低的青少年心理健康狀況更差,即青少年心理健康存在底層劣勢(鄒泓等,2013;賈曉珊、朱海東,2021;Conger et al.,2010;Elgar et al.,2015)。

實現健康公平是健康中國行動的重要目標。2016年,中共中央、國務院印發《“健康中國2030”規劃綱要》明確提出要逐步縮小城鄉、地區以及人群之間健康水平的差異,到2030年健康公平基本實現(2)新華社.中共中央國務院印發《“健康中國2030”規劃綱要》[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組成部分,探討如何實現青少年心理健康公平具有重要的現實意義。

家庭社會經濟地位與青少年心理健康顯著相關,但二者之間的作用機制尚不清晰。國內既有機制研究大多立足于個體心理視角且偏好中介效應分析,從家庭關系視角切入且基于同一數據和指標探討親子關系的雙重效應的研究近乎闕如。

基于此,本文嘗試以家庭關系為視角,同時構建親子關系的中介模型和調節模型,進一步剖析家庭社會經濟地位影響青少年心理健康的作用機制。本文關注的核心問題是:家庭社會經濟地位如何影響青少年心理健康?通過何種路徑或限于何種條件?親子關系是否構成青少年心理健康底層劣勢的形成路徑或改善途徑?

2 文獻回顧與研究假設

綜合現有研究來看,學界圍繞青少年心理健康已形成十分豐富的研究成果。其中,學界最為關注的議題之一即家庭社會經濟地位與青少年心理健康間的關系及家庭社會經濟地位如何影響青少年的心理健康,即二者之間的作用機制。

2.1 家庭社會經濟地位與青少年心理健康的關系

與此緊密相關的是,驗證健康狀況在不同社會經濟地位的群體中的分布差異即健康不平等(Braveman,2006)有兩種方式:一種是通過集中指數測度,重在直觀呈現健康不平等的表象差距。另一種是基于回歸模型考察影響健康水平的社會決定因素,重在凸顯差距背后的深層次因素,后者更為清晰地展現了社會決定因素作用于健康的路徑和條件,因而廣泛地運用于健康不平等的社會學研究(朱慧劼、風笑天,2018;白春玲、陳東,2021)。

2.2 家庭社會經濟地位影響青少年心理健康的作用機制

相較于二者的關系,有關家庭社會經濟地位如何影響青少年心理健康,國內外既有研究尚未形成一致的結論。

從研究視角來看,現有研究主要基于個體心理、社會比較、社會支持、社會文化、家庭關系等多種不同視角。個體心理視角認為自我評價、信念和態度等個體認知-心理因素是家庭社會經濟地位影響青少年心理健康的作用機制(劉廣增等,2020),這類研究主要集中在心理學領域。周春燕、郭永玉(2013)基于一手調查數據的研究發現,公正世界信念是家庭社會階層與青少年心理健康之間的中介機制。Weinberg等(2021)基于荷蘭的青少年數據也得出了類似結論。程剛等(2019)以中學生為研究對象得出,個性品質、認知能力等心理素質在家庭社會經濟地位與心理健康之間充當部分中介。Cao等(2021)研究表明情緒彈性中介了家庭社會經濟地位與青少年抑郁癥狀之間的關系。社會比較視角認為在與他人比較的過程中,處于相對劣勢的個體會經歷更多的壓力和相對剝奪感,從而導致更差的心理健康狀況(Festinger,1954;Wilkinson,1999;Goodman et al.,2001;Smith et al.,2011)。對于青少年而言,這種相對剝奪可能會與客觀結構位置產生交互作用。Quon和McGrath(2015)的研究表明處于經濟劣勢地位的青少年生活于較富裕的社區會經歷更多的相對剝奪感,心理健康狀況更差。Weinberg等(2019)研究發現青少年的主觀社會經濟地位可以調節家庭社會經濟地位與青少年心理健康問題之間的負相關關系。在低社會經濟地位的家庭中,較高的青少年主觀社會經濟地位可作為保護性因素,削弱家庭社會經濟地位與青少年心理健康問題之間的負向關聯。社會支持視角認為社會資本等社會支持資源是家庭社會經濟地位影響青少年心理健康的作用機制(徐巖,2017)。鄒紅等(2014)研究得出同伴關系、師生關系可以調節家庭社會經濟地位對青少年網癮的負向影響,良好的人際關系作為強大的社會支持能夠消除家庭社會經濟地位的差異對青少年網癮造成的影響。社會文化視角認為一個國家或地區的文化觀念對青少年心理健康的階層差異的形成也具有重要作用。Weinberg等(2021)基于30個歐洲國家的多水平研究發現,國家層面的精英信念調節了青少年心理健康的社會梯度。在精英信念較強的國家,青少年心理健康的社會梯度更強。家庭關系視角主要將父母關系、親子關系等各類家庭關系視為家庭社會經濟地位影響青少年心理健康的作用機制,家庭經濟劣勢可能通過損害親子關系來增加青少年心理健康的精神病理風險(Conger et al.,1994;Barrera et al.,2002)。Rodriguez等(2015)基于結構方程模型的分析表明家庭社會經濟地位通過父母積極溝通與青少年心理健康間接關聯。國內為數不多的這類研究發現親子溝通頻率在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間起中介作用,家庭貧困會通過降低親子溝通頻率來增加青少年的負面情緒(賀光燁、李博雅,2020)。

上述幾種研究視角各有偏勝,也各有局限。個體心理視角雖體現了青少年人格特質的重要作用,但聚焦于近端的還原機制對心理健康梯度的解釋力有限,且忽視了結構與個體之間的中距互動要素對心理健康分化的重要效應。社會比較視角體現了社會情境中的人際互動,不過本質上仍是一種社會心理過程。社會支持視角雖考慮到了互動性要素對心理健康差異的效應,彌補了個體心理視角的部分局限,但其更多強調的是青少年的整體人際關系和家庭外部的社會支持網絡,而對基于血緣和共同生活形成的家庭內部關系缺乏足夠關切。社會文化視角凸顯了國家層面社會文化因素的作用,但更適于跨文化比較。本文認為,家庭關系視角既充分考慮了結構與個體之間的互動性要素,也對青少年早期社會化和情感歸屬的重要場所——家庭的獨特作用予以了充分重視。但國內既有機制研究大多立足于個體心理視角,從家庭關系視角切入的較少,尤其是對親子關系的可能作用關注不足。親子關系是青少年最重要的社會關系,是青少年面臨的第一人際關系,也是家庭關系中最基本、最重要的一種(風笑天,2002;吳念陽、張東昀,2004)。因此,基于家庭關系視角研究親子關系是否充當家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間的作用機制十分重要和必要。

從研究方法來看,既有機制研究更加偏好構建中介效應模型,對調節效應則偶有涉及。中介效應模型和調節效應模型均意在進一步厘清作用機制,但前者旨在厘清作用路徑,后者旨在分析作用條件。本文認為家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間的關系呈現研究結論分歧既有可能是作用路徑尚未厘清,也可能是二者關系受到第三變量的調節。因此,應同時注重對二者的分析。此外,既有研究中基于同一數據和指標驗證具備雙重效應理論可能性的同一變量既發揮中介效應又發揮調節效應的研究也近乎闕如。實際上,同時考慮獨立作用、路徑聯系以及交互作用可以更加全面地揭示某一變量的重要意義。

綜上,本文認為以家庭關系為視角,并同時構建親子關系的中介模型和調節模型有助于進一步厘清家庭社會經濟地位影響青少年心理健康的作用機制。下列既有研究為親子關系的雙重效應提供了一定的理論可能性。

2.3 親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間的作用

親子關系是父母與子女間的相互聯系,主要包括沖突性、親密性和依賴性等維度。沖突性即親子之間在行為或心理上的對抗狀態,可表現為爭吵甚至身體沖突;親密性即親子之間親密溫暖的情感聯結,可表現為積極、親密的溝通;依賴性即親子之間強烈持久的情感聯系,可表現為信任、依賴等?，F有研究通常采用單個維度或綜合多個維度的方式進行測量(劉海嬌等,2011;田菲菲、田錄梅,2014;林曉珊,2018)。親子關系內涵豐富,綜合多個維度予以衡量更為充分。現有研究表明,親子溝通頻率在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間起中介作用(賀光燁、李博雅,2020),但鮮有研究表明采取綜合維度測量的親子關系既發揮中介效應,又發揮調節效應。綜合現有研究,本文認為親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間可能發揮雙重效應。

2.3.1 親子關系的中介效應

一方面,部分研究發現家庭社會經濟地位是親子關系的重要影響因素(朱楠等,2015)。吳念陽、張東昀(2004)研究得出受教育程度更高的父母與子女的關系更好。田豐、靜永超(2018)基于上海家庭調查數據發現,中產階層的父母比工人階層的父母更加注重培養子女的情感表達能力,親子關系更親密。朱安新、曹蕊(2019)使用CEPS數據的研究也發現,我國親子關系具有顯著的階層差異,低階層家庭的青少年與父母的關系親密度更低。

另一方面,親子關系對青少年心理健康的顯著正效應已得到大量研究支持。親子關系越好則青少年心理健康狀況越好,親子之間溝通親密融洽、子女對父母有安全依戀則不易產生精神障礙;反之,親子關系不良則極易導致抑郁、孤獨等心理健康問題,經常發生沖突的家庭環境會嚴重阻礙子女的身心健康發展(賀銀才等,2008)。楊磊、戴優升(2019)研究發現,親子關系正向預測青少年心理健康。

上述兩方面的研究為親子關系的可能路徑作用建立了前后關聯。此外,家庭壓力模型(family stress model)認為,較低的家庭社會經濟地位,如持續的經濟艱辛、不穩定的工作狀態等所產生的長期壓力易導致家庭沖突的發生和加劇,造成家庭成員之間關系不良,進而對子女心理健康產生負面影響(Conger &Donnellan,2007)。這一理論模型也進一步表明了家庭社會經濟地位可能通過影響親子關系進而影響青少年心理健康。

2.3.2 親子關系的調節效應

壓力緩沖模型(the stress-buffering models)認為,當個體面臨壓力事件時,來自家人等“重要他人”的情感支持可以充當個體相對穩定的內在心理資源從而緩沖所受的壓力。壓力事件指個體感知到具有威脅性且缺乏恰當應對方法的生活事件,情感支持既包括實際支持也包括個體領悟到的支持(Cohen &Wills,1985)。

結合家庭壓力模型可知,低家庭社會經濟地位對青少年而言是一種持續性的壓力事件,且這種壓力事件具有短時間內難以改變和青少年無力改變的特點。親子關系是父母與子女基于血緣和共處而形成的自然與社會關系的復合體,親子關系的形成過程也是子女從父母那里獲得情感支持的過程,越親密融洽的親子關系意味著越充足的情感支持(李佳哲、胡詠梅,2021)。因此,對于身處低家庭社會階層的青少年而言,良好的親子關系作為強大的情感支持可能構成心理健康的重要保護性因子,緩沖甚至消解底層劣勢所帶來的消極影響。

張曉等(2009)研究發現家庭情感氛圍可調節家庭經濟狀況對兒童社會能力的影響。在情感氛圍不夠融洽的家庭中,家庭收入會影響兒童的一般社會能力;而在情感融洽的家庭中,家庭收入對兒童社會能力并沒有明顯的影響。金燦燦等(2012)的研究發現社會負性環境與青少年心理行為問題相關聯,但親子關系可以調節劣勢處境對青少年問題行為的預測作用。親子間建立信任溝通和親密融洽關系能夠抵御社會負性環境的消極作用從而減少心理問題的發生。這些發現也為親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間起調節作用提供了一定的佐證。

基于上述研究,本文提出親子關系的中介效應假設和調節效應假設。

假設1:親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間發揮部分中介作用,即家庭社會經濟地位不僅對青少年心理健康具有直接影響,還會通過影響親子關系進而對青少年心理健康產生間接影響。

假設2:親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間發揮負向調節作用,即親子關系會弱化家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間的正向關聯。

上述研究假設如圖1所示:

圖1 親子關系的雙重效應

3 研究設計

3.1 數據來源

本文數據來源于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實施的一項全國性、大規模的社會跟蹤調查項目,樣本覆蓋25個省/市/自治區,調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員。本文的分析單位是10-15歲的青少年。本文首先將CFPS2018問卷中的個人自答問卷、家長代答問卷及家庭經濟問卷數據進行跨庫鏈接,生成了子女信息、父母信息及家庭經濟信息相匹配的綜合數據庫。其次保留年齡在10-15歲之間的青少年樣本,共1813份。最后剔除在因變量、自變量、中介或調節變量以及控制變量中的存在缺失的個案,最終獲得有效樣本982份。

3.2 變量設置

3.2.1 因變量

本文的因變量是心理健康,由流調中心抑郁量表(CES-D)測量(Radolff,1977)。CFPS問卷使用的是精簡八道題版本,包含“情緒低落”、“做事費勁”、“睡眠不好”、“感到孤獨”、“感到悲傷”、“生活無法繼續”六個負向指標和“感到愉快”和“生活快樂”兩個正向指標。選項根據過去一周內各種感受或行為發生的頻率來設置,共有“幾乎沒有”、“有時”、“經?！薄ⅰ按蠖鄶禃r候”四個選項。為簡化模型,本文按照選項的頻率由低到高將正向指標賦值為1-4分,負向指標反向賦值為1-4分,并將八個指標進行主成分分析,生成心理健康變量,該變量為連續變量,分值越高代表青少年心理健康水平越高。

3.2.2 自變量

本文的自變量是家庭社會經濟地位(SES),由父母職業、父母受教育程度和家庭收入測量(梁櫻,2013)。父母受教育程度對應為各自的受教育年限;父母職業地位是基于職業編碼創建的ISEI職業威望;家庭收入采用家庭人均年收入。為簡化模型,本文將上述五項指標處理為父母平均受教育年限、父母平均職業地位和家庭人均年收入(取對數)三項指標之后進行主成分分析,生成家庭社會經濟地位變量,該變量為連續變量,分值越高代表青少年家庭社會經濟地位越高。為充分考慮社會階層之間的組間差異,本文進一步將該變量三等分轉化為了有序三分類的家庭社會階層變量,“低”賦值1、“中”賦值2、“高”賦值3。

3.2.3 中介變量或調節變量

本文可能的中介變量或調節變量是親子關系,由沖突性、親密性和依賴性三個維度測量(吳旻等,2016)。沖突性可由問卷中子女與父母的激烈爭吵頻率測量,本文將其處理為了有序三分類變量并進行反向賦值。近一個月內激烈爭吵次數0為“低”賦值3、次數在0-4之間為“中”賦值2,次數大于4次為“高”賦值1。親密性可由問卷中子女與父母的交心談心頻率、父母與子女談論學校里的事情的頻率以及父母主動與孩子溝通和交流這三個指標測量。本文將前者處理為了有序三分類變量,近一個月內談心次數0為“低”賦值1、次數在0-4之間為“中”賦值2,次數大于4次為“高”賦值3。后兩者沿用問卷原有的有序五分類變量設置,即由低到高依次賦值1-5。依賴性可由問卷中子女遇到煩惱時是否最主要向父母訴說和子女對父母的信任度這兩個指標測量。本文將兩者都處理為了二分類變量,前者以是否選擇父母為最主要傾訴對象為標準,“否”賦值0,“是”賦值1,后者以是否非常信任父母為標準,“否”賦值0,“是”賦值1。為簡化模型,本文將上述六項指標進行了主成分分析,生成親子關系變量,該變量為連續變量,分值越高代表親子關系越好。

3.2.4 控制變量

依據現有研究,本文將青少年個人層面的性別、年齡和自評健康,家庭層面的父母心理健康和父母沖突,學校層面的學習成績和學業壓力以及社會層面的人緣關系納為控制變量。其中,自評健康依據健康水平由低到高依次賦值為1-5。父母心理健康也是由CES-D測量,故采用與青少年心理健康相同的正向化處理方法,正向指標賦值為1-4,負向指標反向賦值為1-4,之后進行主成分分析,分別生成父親心理健康和母親心理健康變量。父母沖突采用與親子沖突相同的有序三分類變量處理和反向賦值的方法,近一個月內激烈爭吵次數0為“低”賦值3、次數在0-4之間為“中”賦值2,次數大于4次為“高”賦值1。學習成績由上學期平時的語文和數學水平正向化處理后求和所得。學業壓力由問卷中的“你覺得自己學習上的壓力有多大”這一問題測量,“1”表示沒有壓力,“5”表示很大壓力。人緣關系由問卷中的“你覺得自己人緣關系有多好”這一問題測量,0 分代表最低,10 分代表最高。

以上采用主成分分析進行降維處理的變量,Bartlett球形檢驗p值顯著,結構效度良好,均適合主成分分析。上述各變量的描述統計結果見表1。

表1 各變量的描述統計結果 (N=982)

3.3 模型設定

親子關系的中介模型設定如下:

Y=α0+α1Xses+α2Xi+εi

(1)

M=β0+β1Xses+β2Xi+εi

(2)

Y=γ0+γ1Xses+γ2M+γ3Xi+εi

(3)

其中,Y表示因變量;Xses表示自變量;M表示可能的中介變量;Xi表示控制變量,εi為隨機擾動項。

親子關系的調節模型設定如下:

Y=α0+α1Xses+α2M+α3MXses+α4Xi+εi

(4)

其中,Y表示因變量;Xses表示自變量;M表示可能的調節變量;MXses表示自變量和可能的調節變量的交互項;Xi表示控制變量,εi為隨機擾動項。

4 結果分析

4.1 家庭社會經濟地位與青少年心理健康

表2報告了運用OLS回歸檢驗家庭社會經濟地位是否與青少年心理健康正相關及親子關系是否在家庭社會經濟地位和青少年心理健康之間充當中介變量和調節變量的回歸結果。其中,模型1以家庭社會經濟地位為自變量,心理健康為因變量;模型2以家庭社會經濟地位為自變量,親子關系為因變量;模型3以家庭社會經濟地位、親子關系為自變量,心理健康為因變量;模型4在模型3的基礎上納入了家庭社會經濟地位與親子關系的交互項作為自變量,心理健康為因變量,各模型控制變量一致。

表2 家庭社會經濟地位、親子關系與心理健康的回歸結果

模型1的結果顯示,在控制了性別、年齡、自評健康、學業壓力、人緣關系、父母心理健康及父母沖突變量后,家庭社會經濟地位與心理健康的回歸系數為0.070,且在0.01的水平上顯著,即家庭社會經濟地位每提高1分,青少年心理健康水平會提高0.070分。這表明家庭社會經濟地位與青少年心理健康顯著正相關,家庭社會經濟地位越高,青少年心理健康水平越高。為進一步驗證青少年心理健康的階層差異,本文以家庭社會階層為自變量,心理健康為因變量再次構建了回歸模型(3)由于篇幅限制,此模型的詳細結果未予呈現。。結果顯示,在控制其他變量后,家庭社會階層為中層和上層的家庭比底層家庭的心理健康得分分別高0.171分和0.237分,且二者分別在0.1和0.01的水平上顯著。這表明青少年心理健康具有顯著階層差異,中上層家庭比底層家庭的青少年心理健康狀況更好,即我國存在青少年心理健康不平等現象。

此外,模型1的控制變量回歸結果也值得關注。首先,個人層面的自評健康回歸系數為0.178且在0.01的水平上顯著,即自評健康與心理健康顯著正相關,性別和年齡未表現出顯著相關性。其次,家庭層面的父母心理健康水平回歸系數分別為0.108和0.147,二者均在0.01的水平上顯著,即父母心理健康水平越高,子女心理健康水平也越高,這表明心理健康具有代際傳遞性,該發現與既有研究相呼應(楊逸群等,2017),中、低頻父母沖突的心理健康得分分別比高頻沖突高0.799分和0.947分,這表明父母沖突頻率越低,青少年心理健康狀況越好。再次,學校層面的學習成績和學業壓力的回歸系數分別為0.178和-0.147二者均在0.01的水平上顯著,即學習成績與心理健康顯著正相關,學業壓力與心理健康顯著負相關,這也與既有結論一致(席瑋、馬立平,2018)。最后,社會層面的人緣關系的回歸系數為0.070且在0.01的水平上顯著,即人緣關系與心理健康也顯著正相關,人緣關系越好,心理健康水平越高。

4.2 親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間的中介效應

模型2的結果顯示,家庭社會經濟地位的回歸系數為0.043且在0.01的水平上顯著,即家庭社會經濟地位與親子關系顯著正相關,家庭社會經濟地位越高,親子關系越好。具體而言,家庭社會經濟地位每提高1分,親子關系提高0.043分。

模型3的結果顯示,親子關系的回歸系數為0.312且在0.01的水平上顯著,即親子關系與青少年心理健康之間顯著正相關,親子關系越好,青少年心理健康水平越高。具體而言,親子關系每提高1分,心理健康提高0.312分。同時,家庭社會經濟地位的回歸系數為0.057,也在0.05的水平上顯著。

參照溫仲麟(2004;2014)所述中介效應的檢驗程序,綜合模型1、模型2和模型3的結果可知,親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間發揮部分中介效應,中介效應與直接效應之比為23.54%。此外,本文還采用了Bootstrap方法檢驗了親子關系的中介效應,模擬抽樣次數1000次,結果顯示直接效應和間接效應的95%置信區間均不包含0,親子關系的中介效應顯著,與上述依次檢驗回歸系數法所得結果一致。上述結果表明,家庭社會經濟地位不僅對青少年心理健康具有直接影響,還會通過影響親子關系進而對青少年心理健康產生間接影響,驗證了研究假設1。

4.3 親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間的調節效應

模型4的結果顯示,家庭社會經濟地位的回歸系數在0.05的水平上顯著。同時,家庭社會經濟地位與親子關系的交互項的回歸系數為-0.081也在0.05的水平上顯著。此外,相比于模型3,模型4的R2增加了0.4%。參照溫仲麟(2005)所述調節效應的檢驗程序,上述結果表明,親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間發揮負向調節效應,即親子關系弱化了家庭社會經濟地位與青少年心理健康間的正向關聯,驗證了研究假設2。

總而言之,親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間發揮著部分中介和負向調節的雙重效應,即親子關系既構成家庭社會經濟地位影響親子關系的作用路徑,也構成二者關聯的消減途徑。

5 結論與討論

本文基于家庭關系視角,運用CFPS2018數據,同時構建了親子關系的中介模型和調節模型,進一步分析了家庭社會經濟地位影響青少年的心理健康的作用機制。研究的主要發現如下:

第一,家庭社會經濟地位與青少年心理健康顯著正相關,家庭社會經濟地位越高,青少年心理健康水平越高。青少年心理健康具有顯著階層差異,中高家庭社會階層的青少年心理健康狀況顯著好于低家庭社會階層的青少年,這再次印證了我國存在青少年心理健康不平等現象。青少年時期是個體成長的關鍵時期,其心理健康水平及其差異不僅對當前有重要影響,而且對未來健康狀況和地位獲得有持續性影響(石智雷、吳志明,2018)。此外,有學者認為心理健康不平等是人類社會最本質的不平等(Mirowsky &Ross,2003;梁櫻,2013)。因此,關注青少年的心理健康不平等具有基礎性意義。

第二,親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間發揮部分中介效應,表現為家庭社會經濟地位通過影響親子關系進而影響青少年心理健康。依據醫學社會學對健康影響因素的近端、中距和遠端劃分,家庭社會經濟地位和親子關系都是影響青少年心理健康的重要因素,前者是遠端社會結構因素,后者是中距家庭關系因素(Lahelma,2010;王甫勤,2012;王甫勤,2015)。本文研究結果建立了二者與心理健康的路徑關系,鏈接了影響青少年心理健康的遠端和中距因素,表明了親子關系是青少年心理健康不平等的重要傳導機制。親子關系與家庭困境、個人抑郁雙向關聯。親子關系的質量受制于家庭所擁有的結構性資源,底層家庭面臨更多的長期生活壓力,易使親子關系陷入緊張,這種緊張狀態會對青少年造成嚴重的心理壓力和情緒困擾,使青少年無法滿足對安全歸屬的本體性需要,從而形成不良心理健康狀況。這一結論表明家庭社會經濟地位對青少年心理健康的影響部分通過親子關系實現,這意味著可以通過干預親子關系來改善低家庭社會階層青少年的心理健康狀況。

第三,親子關系在家庭社會經濟地位與青少年心理健康之間發揮負向調節效應,表現為親子關系越好,家庭社會經濟地位與青少年心理健康的正向關聯越弱。親子關系不良時,低家庭社會經濟地位對青少年心理健康的不良影響會變得更加嚴重。親子關系很好時,這種強大情感支持能夠極大減少甚至消除家庭社會經濟地位差異所帶來的青少年心理健康差異。這表明,親子關系是青少年心理健康不平等的重要調節機制,提升親子關系能有效改善青少年心理健康不平等。低家庭社會階層的青少年通常心理健康狀況更差,但也有許多青少年雖面臨物質窘迫卻并未必然地表現出心理不良。本文發現這部分得益于親子關系的強大緩沖作用。良好的親子關系意味著充足的情感支持,這種情感資源能夠極大緩沖甚至是消解家庭困境對心理健康的負面影響。這一結論的重要意義在于,在家庭社會經濟地位短期難以改變的情況下,可通過提升親子關系來減弱家庭社會經濟地位與心理健康的正向關聯,從而有效改善青少年心理健康的底層劣勢。

上述研究結論的啟示在于:在當前的社會背景下,實現青少年心理健康公平,首先,要通過進一步保證收入分配公平、就業公平以及教育公平來不斷將社會階層差異縮小在合理范圍之內。其次,要更加注重通過開展豐富和有效的親子關系干預活動來提升親子關系質量。

本文也存在一些不足。首先,中國家庭是“雙系撫育”三角結構,親子關系可分解為父子關系和母子關系。隨著家庭結構的變遷,我國家庭父母一方或雙方“缺位”情形較為普遍(吳愈曉等,2018),因而父子關系和母子關系可能發揮差異化作用。囿于數據限制,本文無法對此具體分析。其次,心理健康是一個內涵豐富的多維概念,因而可采取綜合指標進行測度。本文使用的流調中心抑郁量表更多的是從消極情緒進行測量,維度略顯單一,有待后續研究進一步精進。