社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系：系統(tǒng)綜述和元分析*

張亞利 張建根 李紅霞 姜永志

·元分析(Meta-Analysis)·

社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系：系統(tǒng)綜述和元分析*

張亞利1張建根2李紅霞3姜永志4

(1河北師范大學(xué)教育學(xué)院, 石家莊 050024) (2河北省財政廳, 石家莊 050051) (3山東師范大學(xué)心理學(xué)院, 濟南 250358) (4內(nèi)蒙古民族大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院, 通遼 028000)

社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系在既有研究中存在分歧, 為明確兩者間的整體關(guān)聯(lián)強度及其影響因素, 對納入的56項研究(65個效應(yīng)值)進行了元分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：社會經(jīng)濟地位與抑郁存在顯著的負(fù)相關(guān)(= ?0.15, 95% CI [?0.18, ?0.12]), 但相關(guān)程度較低。此外, 社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系受社會經(jīng)濟地位測量工具、測量類型和測量形式, 抑郁測量工具以及取樣年代調(diào)節(jié), 但不受性別、年齡、設(shè)計類型以及個體主義文化指數(shù)的調(diào)節(jié)。該結(jié)果提示社會經(jīng)濟地位劣勢可能是導(dǎo)致民眾抑郁的重要風(fēng)險因素。在貧富差距日益擴大的時代, 關(guān)心社會底層群眾生存和發(fā)展困境并建立長久而有效的幫扶機制可從社會面減少抑郁的發(fā)病率。

社會經(jīng)濟地位, 社會地位, 社會階層, 抑郁, 元分析

1 引言

隨著社會競爭的加劇和生存壓力的增加, 抑郁問題在全球范圍內(nèi)變得愈加普遍。研究顯示, 無論兒童(17.2%)、青少年(34%)、還是在老年人中(31.74%)都有一定比例的人群存在抑郁問題(Shorey et al. 2022; Xu et al., 2020; Zenebe et al., 2021), 并且發(fā)病率隨著年代發(fā)展逐漸攀升(Moreno- Agostino et al., 2021)。抑郁不僅會誘發(fā)心血管疾病, 損害軀體健康, 還會導(dǎo)致自我傷害和暴力行為, 影響社會適應(yīng)甚至威脅生命安全(Ogunmoroti et al., 2022; 余青云等, 2021), 因而引起了眾多學(xué)科的關(guān)注。近年來, 眾多研究基于生理?心理?社會的框架探索了抑郁的風(fēng)險因素, 以便更好的對其進行預(yù)防和控制(Remes et al., 2021)。在影響抑郁的社會因素中, 社會經(jīng)濟地位常被提及和探討, 然而分析的結(jié)果卻并不一致, 由此形成兩種不同的觀點。社會因果關(guān)系假說認(rèn)為社會經(jīng)濟地位與抑郁存在顯著的負(fù)相關(guān)(Castro et al., 2020; Hollingshead & Redlich, 1958), 而對沖效應(yīng)模型則認(rèn)為兩者并無關(guān)聯(lián)(Hanson & Chen, 2007; Tummala-Narra & Sathasivam-Rueckert, 2013; 吳迪, 顧金土, 2022)。此外, 從相關(guān)程度大小來看, 現(xiàn)有結(jié)果亦存在很大差異, 相關(guān)系數(shù)自?0.45 ～ 0均有報告。因此, 社會經(jīng)濟地位與抑郁是否相關(guān), 相關(guān)程度如何仍然不甚明了。

雖然目前相關(guān)主題的元分析中涉及了社會經(jīng)濟地位與抑郁(賈曉珊, 朱海東, 2021; Lorant et al., 2003), 但均未系統(tǒng)綜述兩者間的關(guān)系。此外, Lorant等人(2003)的研究距今較遠(yuǎn), 且主要關(guān)注的是社會經(jīng)濟因素中的教育程度而非社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系。賈曉珊和朱海東(2021)的研究則僅在中國兒童青少年中量化分析了社會經(jīng)濟地位與抑郁的相關(guān)性, 并未納入國外和其他年齡群體的文獻, 且未探討兩者間的調(diào)節(jié)變量。總之, 目前尚未有研究對該主題分散而凌亂的結(jié)果進行系統(tǒng)梳理和歸納, 也沒能從宏觀上剖析研究結(jié)果間不一致的原因。有鑒于此, 有必要采用元分析的手段從宏觀的角度聚合當(dāng)下的研究結(jié)果并探討可能影響兩者關(guān)聯(lián)強度的因素。同時, 我國正處于改革發(fā)展的深水區(qū), 經(jīng)濟的飛速發(fā)展也使得貧富分化日益加劇, 階層流動更加困難, 階層固化問題日益明顯。因此, 探明社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 可為我國當(dāng)下社會心理健康服務(wù)體系的制定提供更為詳實的依據(jù)。

1.1 社會經(jīng)濟地位與抑郁的概念和測量

社會經(jīng)濟地位是指個體在特定社會環(huán)境中實際或感知的相對位置, 一般由受教育程度、就業(yè)狀況和經(jīng)濟收入等因素組合表示(Galobardes et al., 2006)。兒童青少年的社會經(jīng)濟地位常以父母的社會經(jīng)濟地位來替代表示。關(guān)于它的測量方式較為多樣, 較常見的是根據(jù)個人或家庭成員的教育經(jīng)歷、職業(yè)分級和收入情況等指標(biāo)自由組合, 最終合成社會經(jīng)濟地位分?jǐn)?shù)。合成的策略有原始分加總、標(biāo)準(zhǔn)分加總、平均分加總以及主成分分析加權(quán)匯總等。由于存在不同的觀點, 此種方法在具體應(yīng)用時又出現(xiàn)了分野, 有研究認(rèn)為消費水平的地域差異使得收入水平未能準(zhǔn)確反映個體的購買力和生活標(biāo)準(zhǔn), 主張以家庭經(jīng)濟困難程度替代收入水平(李董平等, 2015; Matthews & Gallo, 2011)。另有研究認(rèn)為, 由于職業(yè)難以衡量尚未求職的人, 且職業(yè)分級的標(biāo)準(zhǔn)較為主觀, 本質(zhì)上依據(jù)的依然是教育程度和收入水平, 建議以教育和收入水平來合成社會經(jīng)濟地位(Chen et al., 2021; Matthews & Gallo, 2011)。除了上述測量方式, 還有研究采用成型的量表進行測量, 代表性的工具有主觀社會經(jīng)濟地位量表(Subjective Socioeconomic Status Scale, SSS), 包括成人和青少年兩個版本, 均包含2個題目, 采用10點計分, 測量個體在國家和社區(qū)環(huán)境中的相對社會經(jīng)濟地位, 中文版則測量個體在國家和學(xué)校環(huán)境中的相對社會經(jīng)濟地位(陳于寧等, 2014; Goodman et al., 2001; 胡牡麗等, 2012)。近來, 有研究在應(yīng)用時選擇了其中的一個條目且改為了5點計分(Zhang & Wu, 2021)。此外, 家庭富裕量表(Family Affluence Scale, FAS)也比較常見, 包括4個題目, 采用迫選和李克特計分結(jié)合的方式合成總分(Currie et al., 1997)。另外, Hollingshead (1975)編制的四因素社會地位指數(shù)量表(Four-factor Index of social Status, FISS)也較為常用, 基于教育水平、職業(yè)、性別和婚姻狀況來評估被試的社會經(jīng)濟地位。最后, 程剛等(2015)編制的主觀社會地位問卷(Subjective Social Status Questionnaire, SSQ)也常被使用, 共包括7個題目, 采用10點評分?？傊? 關(guān)于社會經(jīng)濟地位的評估方式較為多樣, 目前使用客觀社會經(jīng)濟地位的研究仍然較多, 但主觀社會經(jīng)濟地位對各種心理社會現(xiàn)象的預(yù)測效度更加精準(zhǔn), 因而當(dāng)下越來越強調(diào)對主、客觀社會經(jīng)濟地位的聯(lián)合考察(楊沈龍等, 2020)。

抑郁是指個體感到沮喪、情緒低落的一種心境狀態(tài), 屬于一種典型的消極情緒體驗, 嚴(yán)重的可發(fā)展為抑郁癥(Radloff, 1977)。關(guān)于抑郁的測量方式較多, 常用的有流調(diào)中心抑郁量表(Center for Epidemiologic Studies Depression, CES-D), 共20題, 為單維度, 測量1周內(nèi)抑郁癥狀的發(fā)生頻率(Radloff, 1977)。此外, 還有Zung (1965)編制的抑郁自評量表(Self-rating Depression Scale, SDS), 共20題, 為單維度, 測量1周內(nèi)抑郁癥狀的發(fā)生頻率。另有Beck抑郁自評問卷第2版(Beck Depression Inventory, BDI), 為單維度, 共21題, 分為青少年和成人兩個版本(Beck et al., 1996; Beck et al., 2001), 測量最近2周內(nèi)抑郁癥狀的發(fā)生頻率。還有兒童抑郁問卷(Children's Depression Inventory, CDI), 共27題, 包含5個因子, 測量最近2周內(nèi)抑郁癥狀的發(fā)生頻率(Kovacs, 1992)。其它測量工具往往選自心理健康問卷或心理困擾問卷的分問卷, 如SCL-90中的抑郁分問卷(Derogatis, 1977)。總之, 關(guān)于抑郁的測量工具頗為多樣, 雖然均用來測量抑郁水平, 但總體而言測試題目中抑郁癥狀的重疊率較低(Fried, 2017)。

1.2 社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系

關(guān)于社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 存在兩種不同的觀點：社會因果關(guān)系假說(The social causation hypothesis)為解釋社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系提供了一個理論框架。其認(rèn)為, 處于社會經(jīng)濟劣勢中的個體擁有較少的社會資本, 會承受更大的壓力, 面臨更多的社會排斥, 由此產(chǎn)生的負(fù)性生活事件會增加個體罹患抑郁的風(fēng)險; 處于社會經(jīng)濟優(yōu)勢地位中個體則會獲得更多的投資和發(fā)展資源, 可以有效杜絕或緩解生活事件帶來的消極影響, 從而降低抑郁的發(fā)生風(fēng)險(Hollingshead & Redlich, 1958)。此后積累的研究又不斷對該理論加以補充, 使得社會經(jīng)濟地位對抑郁起作用的解釋路徑更加豐富, 總體上可歸納為4類(圖1)：(1)社會因素。如較低的社會經(jīng)濟地位使個體的物質(zhì)資本和社交資本相對匱乏, 難以幫助其有效應(yīng)對生活危機, 有效減輕社會壓力源產(chǎn)生的負(fù)面沖擊, 從而增加抑郁發(fā)生的風(fēng)險(Zhou et al., 2021)。(2)心理因素。如低社會經(jīng)濟地位會使個體感受到較低的核心自我評價(對自我的負(fù)面認(rèn)知)、較高的社會歧視和不公正感(對世界的負(fù)面認(rèn)知)、以及對未來的絕望感和失控感(對未來的負(fù)面認(rèn)知), 從而增強抑郁罹患的風(fēng)險(P?ssel et al., 2022;周春燕, 郭永玉, 2013)。(3)生理因素。如低社會經(jīng)濟地位會導(dǎo)致海馬體和杏仁核體積縮小、前扣帶皮層邊緣區(qū)域灰質(zhì)體積減少、前額葉皮層厚度降低, 從而使得抑郁情緒體驗更加深刻且調(diào)控較為困難, 最終導(dǎo)致抑郁水平上升(Merz et al., 2018; Sasaki et al., 2021; Yang et al., 2016)。(4)行為因素。如社會經(jīng)濟地位較低的個體由于受教育程度的相對低下, 很難養(yǎng)成健康的鍛煉習(xí)慣且由于生活條件的相對拮據(jù), 難以保證飲食營養(yǎng)和健康, 致使健康問題頻現(xiàn), 給個體帶來心理困擾, 增加抑郁的風(fēng)險(Brunello et al., 2016; Xue et al., 2021)。

圖1 SES與抑郁的連接路徑

與上述觀點不同, 另外一種觀點認(rèn)為社會經(jīng)濟地位與抑郁水平無關(guān)。對沖效應(yīng)模型(The counteracting effect)在認(rèn)同社會因果關(guān)系假說的基礎(chǔ)上, 強調(diào)了高社會經(jīng)濟地位帶來的發(fā)展劣勢和低社會經(jīng)濟地位可能帶來的發(fā)展優(yōu)勢, 其認(rèn)為高社會經(jīng)濟地位群體雖然在諸多方面具備了生存優(yōu)勢, 但也會來帶一定的生存劣勢, 兩種效應(yīng)抵消, 從而使得社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系不顯著(Hanson & Chen, 2007; Tummala-Narra & Sathasivam- Rueckert, 2013; 吳迪, 顧金土, 2022)。如有研究發(fā)現(xiàn), 社會經(jīng)濟地位越高, 個體的工作時間越長, 睡眠和運動時間更短(吳迪, 顧金土, 2022), 酒精和物質(zhì)濫用(Charitonidi et al., 2016; Molarius et al., 2009)現(xiàn)象更多, 給心理健康帶來一定的負(fù)面影響, 抵消了高社會經(jīng)濟地位對心理健康的積極效應(yīng)。既有文獻中也確有研究發(fā)現(xiàn)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系不顯著(Assari et al., 2018; Huang et al., 2019; Nakashima & Yanagisawa, 2015)。綜上, 關(guān)于兩種觀點均有研究支持, 但第一種觀點得到的支持更多, 且第二種觀點以第一種為基礎(chǔ), 因而本研究假設(shè)社會經(jīng)濟地位與抑郁存在一定程度的負(fù)相關(guān)(H1)。

1.3 社會經(jīng)濟地位與抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系存在不一致的結(jié)果, 可能與被試特征、測量因素和時代與文化因素有關(guān)。

性別可能影響社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系。反應(yīng)風(fēng)格理論認(rèn)為, 在困境和壓力下女性應(yīng)對策略中的高反芻風(fēng)格使其抑郁風(fēng)險更高(Nolen- Hoeksema, 1987)。元分析也發(fā)現(xiàn)女性的反芻思維水平顯著高于男性, 這使得面對社會經(jīng)濟劣勢帶來的生存和發(fā)展困境時, 女性更容易反復(fù)思考與之相關(guān)的負(fù)面經(jīng)歷和體驗, 沉浸其中, 難以釋懷, 因而比男性更容易導(dǎo)致抑郁的出現(xiàn)(Johnson & Whisman, 2013)。此外, 從應(yīng)對資源的角度看, 相較于女性, 男性更樂觀, 具有更高的心理韌性和更高的自我效應(yīng)感, 因而能夠緩沖社會經(jīng)濟劣勢對個體心理發(fā)展帶來的不利影響, 表現(xiàn)出的抑郁水平更低(Hu et al., 2015)。綜上, 本研究假設(shè)性別能夠調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系(H2)。

年齡可能會影響社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系。低齡人群大都處于受教育階段, 主要任務(wù)是學(xué)習(xí)且其社會活動的范圍較小, 一般僅限于學(xué)校和社區(qū)。正因如此, 該年齡段人群對于物質(zhì)需要和社交需要等并不過分追逐, 即使社會經(jīng)濟地位較低, 亦能加以滿足, 所以社會經(jīng)濟地位與發(fā)展需求期望間的落差較小, 因而社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系可能較弱(Huang et al., 2019; Yue, 2017)。但高齡人群大都步入了工作崗位, 其社會活動空間的拓展也變相增加了對美好生活的向往, 物質(zhì)和心理需求都會相應(yīng)增加。這也變相增大了社會經(jīng)濟地位與發(fā)展需求期望間的落差, 更有可能導(dǎo)致心理受挫, 出現(xiàn)抑郁癥狀, 因而社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系可能更強(Reiss, 2013;Zvolensky et al., 2018)。另外, 隨著年齡的增加, 社會經(jīng)濟地位劣勢帶來的社會應(yīng)激和心理創(chuàng)傷可能會不斷累積, 致使年齡越高的群體更容易抑郁(Ng et al., 2014)。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn), 社會經(jīng)濟地位與中老年人抑郁的相關(guān)性比兒童和青少年更高(Huang et al., 2019; Reitzel et al., 2017; Yue, 2017; Zvolensky et al., 2018)。因而本研究假設(shè)年齡會調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系(H3)。

測量因素也會影響社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系。如前說述, 社會經(jīng)濟地位的測量工具多種多樣, 不同工具測查的社會經(jīng)濟表征不盡一致。此外, 抑郁的測量工具也存在多種, 不同工具測量的抑郁特征也不盡相同, 都會影響社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)聯(lián)強度。因而本研究假設(shè)社會經(jīng)濟地位測量工具(H4)和抑郁的測量工具(H5)能夠調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系。此外, 社會經(jīng)濟地位還有主觀和客觀兩種不同的類型。研究發(fā)現(xiàn)主觀社會經(jīng)濟地位帶有心理認(rèn)知與評估的成分, 更能全面的評估相對的社會地位, 如聲望和社會影響力等, 因而同抑郁的關(guān)系比客觀社會經(jīng)濟地位更強(Sasaki et al., 2021;Smith et al., 2019)。本研究假設(shè)社會經(jīng)濟地位類型能夠調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系(H6)。另外, 社會經(jīng)濟地位還有不同的測量形式。有研究選擇測查自身的職業(yè)、教育收入等指標(biāo)合成社會經(jīng)濟地位指數(shù)(Zhang & Wu, 2021)。另有研究則是選擇以父母的經(jīng)濟地位來替代自身的社會經(jīng)濟地位(Li et al., 2022)。還有研究選擇將自身的社會經(jīng)濟地位與配偶或父母的社會經(jīng)濟地位結(jié)合來合成社會經(jīng)濟地位指標(biāo)(Chen et al., 2021)。本研究假設(shè)社會經(jīng)濟地位測量形式能夠調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系(H7)。最后, 橫向與縱向研究是兩種不同的設(shè)計類型, 一般縱向研究中社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系會隨著間隔時間的增加產(chǎn)生衰減效應(yīng), 比橫斷研究中的相關(guān)性要弱。因而本研究假設(shè)設(shè)計類型亦能調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系(H8)。

時代與文化因素可能也會影響社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系。就時代因素而言, 最新數(shù)據(jù)顯示, 隨著時代發(fā)展與社會變遷, 全球范圍內(nèi)的收入不平等加劇, 貧富差距日益加大, 階層固化日益加劇(Chancel et al., 2021)。這使得階層流動更加困難且個體體驗到的相對剝奪感也會逐漸增加, 從而帶來更多的社會性創(chuàng)傷, 逐漸推升了抑郁的風(fēng)險。因而本研究假設(shè), 取樣年代能夠顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系(H9)。此外, 就文化因素而言, 個體主義強調(diào)個體的獨立性、獨特性以及自由選擇, 而集體主義強調(diào)人的互依性、社會嵌入性以及對內(nèi)群體(如家族)的義務(wù)與忠誠(黃梓航等, 2018)。因此, 集體主義文化中, 處于社會經(jīng)濟劣勢中的個體雖然也會遭遇社會困境, 但背后往往會獲得家族的支持和幫助, 能夠在一定程度上緩解不利處境帶來的不良影響, 最終降低抑郁的風(fēng)險。綜上, 本研究假設(shè)個體主義文化指數(shù)能夠調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系(H10)。

2 方法

2.1 文獻檢索與篩選

檢索中文數(shù)據(jù)庫時(中國知網(wǎng)期刊和碩博論文數(shù)據(jù)庫), 將關(guān)鍵詞“社會地位”或“經(jīng)濟地位”分別與“抑郁”搭配, 檢索摘要中帶有此類關(guān)鍵詞的文獻。檢索外文數(shù)據(jù)庫時(Web of Science核心合集、ElsevierSD、PsycINFO、PsycArticles和ProQuest Dissertations and Theses), 將關(guān)鍵詞 “socioeconomic status”、“socio-economic status”、“social class”、“social status”分別與“depress*”搭配, 檢索摘要中包含此類關(guān)鍵詞的文獻。檢索截止日期為2021年11月30日。為了納入全面, 文獻閱讀時和谷歌學(xué)術(shù)網(wǎng)站檢索時發(fā)現(xiàn)的相關(guān)文獻予以補充。最終共獲得文獻11110篇。

采用EndNote X9管理文獻并按照如下準(zhǔn)則篩選：(1)正確報告了社會經(jīng)濟地位與抑郁的具體數(shù)據(jù)(如相關(guān)系數(shù)、樣本量等), 不包括一元回歸分析中的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)和多元回歸分析中的回歸系數(shù); (2)須對調(diào)查工具有明確介紹; (3)重復(fù)樣本僅納入信息最全的一篇; (4)被試為普通人群, 特殊人群(如住院患者、孕產(chǎn)婦)不被納入。最終共納入研究56項(共包含效應(yīng)值65個, 被試76715名), 年份跨度為1973年～2022年, 文獻納入流程見圖2。

圖2 文獻納入流程

2.2 文獻編碼與質(zhì)量評價

參照張亞利等(2019)編制的相關(guān)類元分析文獻質(zhì)量評價標(biāo)準(zhǔn), 從取樣方法、數(shù)據(jù)有效率、出版物質(zhì)量、測量工具的有效性上對納入文獻進行質(zhì)量評估, 得分范圍為0～10分, 分?jǐn)?shù)越高代表文獻質(zhì)量越好(表1)。

2.3 發(fā)表偏差控制與檢驗

發(fā)表偏差是指陽性的結(jié)果更受青睞, 導(dǎo)致出版物中見到的陽性結(jié)果更多(Rothstein et al., 2005)。僅關(guān)注發(fā)表刊物中的結(jié)果可能誤導(dǎo)元分析結(jié)果, 因而本研究還盡可能的檢索并納入了未發(fā)表的碩博論文, 一定程度上控制了發(fā)表偏差。此外, 為確保元分析結(jié)果的可靠性, 本研究還將利用漏斗圖和Egger’s回歸法檢驗發(fā)表偏差影響程度。對于前者, 若呈現(xiàn)出對稱的倒立漏斗形狀, 則表示發(fā)表偏差不明顯; 對于后者, 若線性回歸的結(jié)果不顯著, 則表示發(fā)表偏差不明顯。

2.4 模型選擇

固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型是合并效應(yīng)值的兩種方法。前者假設(shè)不同研究的實際效果是相同的, 而結(jié)果之間的差異是由隨機誤差引起的。后者假設(shè)不同研究的實際效果可能不同, 而且不同的結(jié)果不僅受隨機誤差的影響, 而且還受不同樣本的影響(Schmidt et al., 2009)。本研究認(rèn)為取樣年份、SES形式、SES類型、SES工具等因素可能影響社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 因而選用隨機效應(yīng)模型合并相關(guān)系數(shù)。此外, 異質(zhì)性檢驗還將用于確定是否有必要進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析, 主要通過查看檢驗結(jié)果的顯著性以及2值兩個指標(biāo)來判斷, 若檢驗結(jié)果顯著或2的值高于75%, 則應(yīng)當(dāng)盡可能的探尋異質(zhì)性原因(Higgins et al., 2003)。

2.5 數(shù)據(jù)處理

本研究選用相關(guān)系數(shù)作為效應(yīng)值, 使用軟件Comprehensive Meta-Analysis Version 3.0匯總效應(yīng)值并分析調(diào)節(jié)效應(yīng)。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗分為兩類：(1)連續(xù)變量采用元回歸分析考察結(jié)果是否顯著; (2)分類變量時采用亞組分析檢驗結(jié)果是否顯著。為展現(xiàn)更多的信息并保證亞組的代表性, 沿用前人分析策略(張亞利等, 2021), 每個亞組水平下的效應(yīng)量個數(shù)應(yīng)不少于3個。

表1 納入研究的基本資料

續(xù)表

注：個體主義指數(shù)取自https://www.hofstede-insights.com/country-comparison/china/

3 結(jié)果

3.1 文獻納入與質(zhì)量評估

最終納入文獻56篇(含59個獨立樣, 65個效應(yīng)值, 76715名被試), 其中外文32篇, 中文24篇; 碩博論文8篇, 期刊論文48篇; 時間跨度為1973～2022年。納入文獻的質(zhì)量評分均值為6.25, 高于理論均分(5分), 但有11個效應(yīng)值評分低于理論均分, 約占效應(yīng)值總數(shù)的17%。

3.2 發(fā)表偏差檢驗

漏斗圖顯示, 效應(yīng)值集中在圖形上方且均勻分布于總效應(yīng)的兩側(cè); Egger線性回歸的結(jié)果不顯著, 截距為0.15, 95% CI為[?1.74, 2.03],值為0.88, 表明發(fā)表偏差不明顯, 總效應(yīng)值估計結(jié)果較為可靠。

3.3 異質(zhì)性檢驗

檢驗結(jié)果表明,值為776.18 (< 0.001),2值為92.53%, 超過了Higgins等(2003)提出的75%的法則, 說明結(jié)果異質(zhì)。該結(jié)果表明研究結(jié)果的差異可能受到了一些研究特征因素的干擾, 需要就影響兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)變量進行合理探討。

3.4 主效應(yīng)檢驗

估計結(jié)果表明, 社會經(jīng)濟地位與抑郁的總體相關(guān)程度為?0.153, 95% CI為[?0.18, ?0.12], 不包含0。依據(jù)相關(guān)程度大小的劃分標(biāo)準(zhǔn)(Gignac & Szodorai, 2016), 兩者的相關(guān)強度介于0.10～0.20之間, 為低相關(guān)。敏感性分析結(jié)果表明, 排除任意一個效應(yīng)值后, 估計結(jié)果在?0.154 ～ ?0.147間浮動。依據(jù)文獻質(zhì)量評價結(jié)果, 刪除低于5分的11個效應(yīng)值后(見表1), 對剩余數(shù)據(jù)進行再次分析, 發(fā)現(xiàn)效果量= ?0.151 (< 0.001)。以上結(jié)果均表明元分析結(jié)果具有較高的穩(wěn)定性。

3.5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)性別對社會經(jīng)濟地位與抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。元回歸分析結(jié)果表明, 男性比例對效應(yīng)值的回歸系數(shù)不顯著(= 0.02, 95% CI [?0.12, 0.17])。(2)被試年齡群體未能顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 亞組分析結(jié)果不顯著。(3) SES工具能夠顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 亞組分析顯示, 使用SSS測得的相關(guān)程度最強, 使用FISS和主成分分析法測得的相關(guān)程度最弱。(4)抑郁的測量工具對社會經(jīng)濟地位與抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)作用呈邊緣顯著, 亞組分析顯示, 使用SCL測得的相關(guān)程度最弱且不顯著, 使用CDI和CESD測得的相關(guān)程度偏高。(5) SES類型能夠顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 亞組分析表明, 主觀社會經(jīng)濟地位與抑郁的相關(guān)程度顯著高于客觀社會經(jīng)濟地位。(6) SES形式能夠顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 家庭社會經(jīng)濟地位與抑郁的相關(guān)強度顯著低于自身社會經(jīng)濟地位。(7)設(shè)計形式未能顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 亞組分析顯示, 橫斷設(shè)計和縱向設(shè)計中的相關(guān)程度大體相當(dāng)。(8)由于2003年之前的數(shù)據(jù)間斷較多, 因而僅分析該年份之后的數(shù)據(jù), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 取樣年份對效應(yīng)值的調(diào)節(jié)作用顯著(= ?0.008, 95% CI [?0.015, ?0.001]), 社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系隨著時代發(fā)展變得越來越強。(9)個體主義指數(shù)對效應(yīng)值的調(diào)節(jié)作用不顯著, 元回歸分析結(jié)果不顯著(= 0.0004, 95% CI [?0.001, 0.001])。亞組分析結(jié)果見表2。

4 討論

4.1 社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系

社會階層心理學(xué)的發(fā)軔使得研究者對社會經(jīng)濟地位的探討熱情更為高漲, 近年來圍繞其對個體發(fā)展的影響積累了不少資料和證據(jù), 其中關(guān)于社會經(jīng)濟地位與情緒困擾的關(guān)系在其中占有重要地位。情緒問題中最為典型的當(dāng)屬抑郁問題, 眾多研究者分析了社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 但由于被試群體和文化背景以及測量因素的差異使得研究結(jié)果莫衷一是, 有必要整合相關(guān)研究, 從更為宏觀的角度得出更為確切的結(jié)論。本研究使用元分析方法首次梳理了社會經(jīng)濟地位與抑郁的系列研究, 從總體上審視了兩者之間的關(guān)聯(lián)強度, 初步澄清了社會因果關(guān)系假說和對沖效應(yīng)模型間的爭論。本研究表明, 兩者之間存在顯著的負(fù)相關(guān), 但總體相關(guān)強度較低, 支持了社會因果關(guān)系假說, 驗證了假設(shè)1, 表明社會經(jīng)濟地位是影響抑郁水平的重要因素。對于低社會經(jīng)濟地位的個體而言, 其受教育水平和就業(yè)領(lǐng)域以及職業(yè)收入等都接近社會的底層, 本身獲得的發(fā)展資本偏少, 對自身的發(fā)展投資捉襟見肘, 不足以支持其實現(xiàn)更多的心理需求和發(fā)展目標(biāo)(Zhou et al., 2021)。此外, 由于社會地位的低下, 此類群體還會感受到更大的社會壓力, 遭遇更多的生活事件和社會性創(chuàng)傷, 導(dǎo)致成就感較低、挫敗感增加, 增加了抑郁的風(fēng)險(Cao et al., 2021)。對于社會經(jīng)濟地位較高的個體, 較高的收入水平、教育水平和職業(yè)地位等使個體獲得了更多的發(fā)展資本, 能夠更好的滿足自身的發(fā)展需求, 并且較高的發(fā)展資本還變相的降低了個體的生存壓力, 減少了生活事件的出現(xiàn), 使個體獲得了更高的成就感和更少的挫敗感, 抑郁水平更低(Li et al., 2022; Zou et al., 2020)?？傊? 社會經(jīng)濟地位會通過發(fā)展投資和壓力暴露兩個方面導(dǎo)致個體的社會、生理、心理和行為等因素發(fā)生系統(tǒng)性改變, 從而導(dǎo)致抑郁水平的變化。

表2 亞組分析結(jié)果

4.2 調(diào)節(jié)變量分析

本研究首次探討了影響社會經(jīng)濟地位與抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)變量, 初步揭示了既有研究中關(guān)于兩者關(guān)系結(jié)果不一致的原因。結(jié)果發(fā)現(xiàn)SES工具、SES類型、SES形式、抑郁測量工具以及取樣年代均能夠影響社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 而性別、年齡、設(shè)計類型以及個體主義指數(shù)未能顯著調(diào)節(jié)兩者的關(guān)系。

就被試特征而言, 性別和年齡對社會經(jīng)濟地位與抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)均不顯著。該結(jié)果未能支持假設(shè)2和假設(shè)3, 但也有重要的現(xiàn)實意義, 表明社會經(jīng)濟地位對個體抑郁的影響存在跨群體的穩(wěn)定性, 不因性別和年齡而異。雖然有研究發(fā)現(xiàn)了社會經(jīng)濟地位與抑郁關(guān)系存在性別差異(Leve et al., 2005), 但也有一些研究確實發(fā)現(xiàn)社會經(jīng)濟地位與心理困擾的關(guān)系不受性別調(diào)節(jié)(Amone-P’Olak et al., 2009; Mendelson et al., 2008; Ravens- Sieberer et al., 2008; 孫可馨, 2021), 本結(jié)果與之一致。這說明此種不利的生活窘境可能影響的是整個核心家庭內(nèi)部成員, 使其在社會適應(yīng)的過程中所遭遇的風(fēng)險暴露程度是相似的, 不以個人主觀意志為轉(zhuǎn)移, 也不會因為性別而存在差異(Kwong et al., 2020; Reiss, 2013), 因而社會經(jīng)濟地位劣勢給不同性別人群帶來的抑郁風(fēng)險具有一致性。同理, 就年齡而言, 本結(jié)果發(fā)現(xiàn)社會經(jīng)濟地位對不同年齡群體抑郁水平的影響具有相似性。這再次說明社會經(jīng)濟地位對個體的影響是深刻而深遠(yuǎn)的, 具有頑固性, 不會因為個體心理發(fā)展的成熟而產(chǎn)生年齡差異。該結(jié)果與假設(shè)不一致, 表明雖然隨著年齡的增加, 低社會經(jīng)濟地位的個體累積的生態(tài)風(fēng)險會增加, 但個體的心理素質(zhì)也在逐步成熟, 可能變相的抵消了部分影響(賈曉珊, 朱海東, 2021; Reiss 2013)。該結(jié)果也表明社會經(jīng)濟地位劣勢帶來的生存和發(fā)展上的困難是客觀實在的, 是不容忽視的, 從個體心理成熟的角度來彌補這種劣勢帶來的抑郁風(fēng)險是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。

就測量因素而言, SES工具、SES類型、SES形式以及抑郁測量工具均能對社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。首先是SES工具。既有文獻中涉及多種, 本結(jié)果發(fā)現(xiàn)使用SSS時效應(yīng)值最大, 使用主成分分析和FISS時效應(yīng)值最小, 表明社會經(jīng)濟地位測量指標(biāo)和合成方法的不同, 會干擾效應(yīng)值的大小。其次是SES類型。本結(jié)果發(fā)現(xiàn)主觀社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系比客觀社會地位更強。該結(jié)果與諸多研究結(jié)果一致, 說明主、客觀社會經(jīng)濟地位具有相對獨立性, 前者既是后者的反映又是對它的超越, 其比后者更能綜合的衡量個體在社會中的相對位置, 因而與抑郁的關(guān)系更緊密(Castro et al., 2020; Sasaki et al., 2021; Smith et al., 2019)。再次是SES形式。本結(jié)果發(fā)現(xiàn), 個人社會經(jīng)濟地位或者個人與家庭社會經(jīng)濟地位相結(jié)合的測量形式同抑郁的關(guān)系比單獨測量家庭社會經(jīng)濟地位時更強。家庭社會經(jīng)濟地位一般用于測量尚未工作的個體的社會地位, 在被試對父母教育, 職業(yè)和收入水平了解的前提下才能準(zhǔn)確反映現(xiàn)實情況, 但一般在作答時都存在了解偏差, 因此個人社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系較緊密(Chen et al., 2021; Zhang & Wu, 2021)。該結(jié)果也提示研究者, 使用父母或配偶社會經(jīng)濟地位替代個體自身的社會地位時, 可能存在著較大偏差, 應(yīng)盡可能的請被試父母親自填寫問卷或者采用主觀社會經(jīng)濟地位進行施測。最后是抑郁的測量工具。本結(jié)果發(fā)現(xiàn)使用BDI和CESD時測得的效應(yīng)值較高, 使用SCL時測得的效應(yīng)值不顯著。這與Fried (2017)的研究結(jié)果一致, 其發(fā)現(xiàn)不同抑郁量表測量的抑郁癥狀一致性偏低, 可能導(dǎo)致抑郁測量結(jié)果的不一致現(xiàn)象出現(xiàn)。本結(jié)果提示, 由于題目較少, 使用SCL量表測量抑郁可能并不能全面衡量該特質(zhì), 需要謹(jǐn)慎對待。另外, 值得注意的是, 橫向和縱向設(shè)計類型并未調(diào)節(jié)社會地位與抑郁的關(guān)系。這說明社會經(jīng)濟地位對抑郁具有持久性影響, 甚至縱向研究中的效應(yīng)值略高于橫斷研究。這與累積模型的觀點一致, 對個體而言, 時間越久, 社會地位低下累積的生活事件和生存風(fēng)險越多, 越有可能變得抑郁(Wang & Kang, 2019)。

就時代與文化因素而言, 本結(jié)果發(fā)現(xiàn)前者能夠顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 而后者未能顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系。首先, 時代因素的分析結(jié)果表明, 隨著時代的發(fā)展, 社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系越來越強, 支持了假設(shè)9。時代的發(fā)展導(dǎo)致貧富差距日益擴大, 全球范圍內(nèi)皆是如此(Chancel et al., 2021)。貧富差距的加大導(dǎo)致階層流動更加困難, 這使得社會經(jīng)濟地位低下的個體感受到更多的社會不公正感, 自我的無能感和未來的絕望感, 增加了抑郁的風(fēng)險(P?ssel et al., 2022)。近期的研究表明, 全球抑郁的發(fā)病率呈現(xiàn)逐年增加的趨勢, 社會改革發(fā)展過程中的貧富分化和階層流動困難可能扮演了重要的角色(Moreno-Agostino et al., 2021; 俞國良, 王浩, 2020), 本結(jié)果與之一致。其次, 文化因素的分析發(fā)現(xiàn), 個體主義指數(shù)未能顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 未支持假設(shè)10。這說明社會經(jīng)濟地位在不同文化中都是附著于本體的穩(wěn)固的社會標(biāo)簽和認(rèn)知傾向。在集體主義文化較高的地域中, 本身的社會經(jīng)濟劣勢所誘發(fā)的抑郁情緒并不會因為家族式的幫助和支持而得到緩解。因此, 無論任何地域, 緩解低社會階層抑郁風(fēng)險的措施應(yīng)從改善該階層的就業(yè)、受教育程度和收入水平等方面入手, 增強該階層的獲得感和幸福感, 讓其過得更有體面和尊嚴(yán)。

4.3 研究意義、不足與展望

本研究首次系統(tǒng)梳理了社會經(jīng)濟地位與抑郁關(guān)系的同類研究, 分析了兩者間的總體關(guān)聯(lián)強度, 發(fā)現(xiàn)兩者存在顯著的負(fù)相關(guān), 且相關(guān)程度較低。這表明社會經(jīng)濟地位低下可能是誘發(fā)抑郁的重要因素, 應(yīng)制定相關(guān)公共政策和配套措施關(guān)懷社會經(jīng)濟劣勢群體, 尤其是貧困地區(qū)群體的受教育和收入水平的提升, 防止群體性抑郁現(xiàn)象的出現(xiàn)。此外, 本研究還發(fā)現(xiàn)相關(guān)強度受諸多測量因素的影響(社會經(jīng)濟地位的測量工具、類型、形式和抑郁的測量工具)。這提示未來的研究者開展研究時應(yīng)特別注重工具的選擇, 針對社會經(jīng)濟地位應(yīng)盡量將客觀和主觀指標(biāo)結(jié)合施測, 且最好直接選擇社會經(jīng)濟地位相關(guān)的本體自評; 針對抑郁應(yīng)盡量避免使用抑郁癥狀測量過少的工具。本結(jié)果還發(fā)現(xiàn), 相關(guān)強度受時代發(fā)展的影響。這啟示我國在新時代應(yīng)大力推進共同富裕政策, 促進階層流動, 防止階層固化和貧富差距進一步擴大, 從社會層面減少抑郁現(xiàn)象的出現(xiàn)。最后本研究雖未發(fā)現(xiàn)年齡和實驗設(shè)計形式可調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系, 但結(jié)果顯示隨年齡增長效應(yīng)值呈增加的趨勢; 縱向研究呈現(xiàn)出比橫斷研究效應(yīng)值更大的趨勢。兩者異曲同工, 本質(zhì)上均反映了社會經(jīng)濟地位對抑郁水平的長期影響。這提示公共服務(wù)和公共政策在實施時應(yīng)注重長效性, 在保障基本生存條件的同時, 應(yīng)盡可能的幫助其本身或代際間實現(xiàn)階層的躍遷, 促進社會健康。

本研究仍存在不足之處：首先, 僅關(guān)注了社會經(jīng)濟地位的合成指標(biāo)與抑郁的關(guān)系, 未來可進一步關(guān)注社會經(jīng)濟地位亞指標(biāo)(如教育程度、收入水平)與抑郁的關(guān)系。其次, 原始效應(yīng)值的異質(zhì)性較高, 總體效應(yīng)值應(yīng)謹(jǐn)慎對待, 需要結(jié)合調(diào)節(jié)變量具體情況具體分析。最后, 社會經(jīng)濟地位與抑郁的因果關(guān)系需要未來開展隊列研究進一步驗證和考量。

5 結(jié)論

社會經(jīng)濟地位與抑郁存在低度負(fù)相關(guān), 社會經(jīng)濟地位越低, 抑郁的風(fēng)險越高; 測量因素(社會經(jīng)濟地位的測量工具、類型、形式和抑郁的測量工具)和時代因素(取樣年份)能夠顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系; 被試特征(性別和年齡)、個體主義指數(shù)和研究設(shè)計類型未能顯著調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟地位與抑郁的關(guān)系。

*元分析用到的參考文獻

*陳于寧, 姚樹橋, 夏良偉. (2014). 主觀社會經(jīng)濟地位量表中文版測評成人樣本的效度和信度.,(11), 869?874.

程剛, 陳艷紅, 關(guān)雨生, 張大均. (2015). 大學(xué)生主觀社會地位的指標(biāo)構(gòu)成及特點.,(6), 156?162.

*程剛, 張大均. (2018). 家庭社會經(jīng)濟地位對大學(xué)新生抑郁情緒的影響: 有調(diào)節(jié)的中介模型.,(2), 247?252.

*程剛, 張大均, 肖友琴, 關(guān)雨生, 陳艷紅. (2016). 大學(xué)新生主觀社會地位與抑郁的變化軌跡: 一項多元潛變量增長模型分析.,(6), 753?760.

*房輝, 崔乃雪, 郭春紅, 曹楓林. (2013). 醫(yī)學(xué)高專女生抑郁癥狀的危險因素和保護因素的累積效應(yīng).,(12), 949?954.

*葛海艷. (2019).(碩士學(xué)位論文). 哈爾濱師范大學(xué).

*何丹. (2017). 家庭社會經(jīng)濟地位對青少年抑郁的影響: 自尊的中介作用.,(12), 723?727.

*胡牡麗, 王孟成, 蔡琳, 朱熊兆, 姚樹橋. (2012). 青少年主觀社會經(jīng)濟地位量表的初步編制.,(2), 155?157.

*黃佳佳. (2019).(碩士學(xué)位論文). 貴州師范大學(xué), 貴陽.

黃梓航, 敬一鳴, 喻豐, 古若雷, 周欣悅, 張建新, 蔡華儉. (2018). 個人主義上升, 集體主義式微?——全球文化變遷與民眾心理變化.,(11), 2068?2080.

*季善玲, 王惠萍. (2016). 試論社會經(jīng)濟地位和社會支持對抑郁情緒的影響., (7), 165?167.

賈曉珊, 朱海東. (2021). 社會經(jīng)濟地位與兒童青少年心理健康關(guān)系的元分析.(5), 671?678.

*蔣佩, 文瑛. (2021). 家庭社會經(jīng)濟地位與大學(xué)新生抑郁的關(guān)系.,(2), 152?155.

*賴雪芬, 鮑振宙, 王艷輝. (2016). 生命意義與青少年抑郁的關(guān)系: 自尊的中介作用.,(2), 28?34.

*李董平, 何丹, 陳武, 鮑振宙, 王艷輝, 趙力燕. (2015). 校園氛圍與青少年問題行為的關(guān)系: 同伴侵害的中介作用.,(4), 896?904.

*梁書玉. (2015).(碩士學(xué)位論文). 西南大學(xué), 重慶.

*劉家瓊. (2019).(碩士學(xué)位論文). 貴州師范大學(xué), 貴陽.

*馬心宇, 陳福美, 玄新, 王耘, 李燕芳. (2019). 父親、母親撫養(yǎng)壓力在母親抑郁和學(xué)齡前兒童內(nèi)外部問題行為間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?,(1), 103?111.

*尼格拉·阿合買提江, 夏冰, 閆昱文, 李董平. (2015). 父母控制對青少年抑郁的直接和間接效應(yīng).,(3), 494?497.

*彭婉蓉, 儲珺, 鄭凱莉, 李鳳, 劉錦鈺, 曹萬依, 蟻金瑤. (2021). 應(yīng)激感受與老年抑郁: 主觀經(jīng)濟地位的調(diào)節(jié)與心理彈性的中介.(5), 1069? 1073.

*孫可馨. (2021). 家庭社會經(jīng)濟地位與青少年抑郁癥狀的關(guān)系: 負(fù)性生活事件的中介作用及其性別差異.(24), 15?17+113.

吳迪, 顧金土. (2022). 社會經(jīng)濟地位、時間分配與青年健康.(1), 84?93+96.

*肖家樂, 申子姣, 李曉燕, 林丹華. (2022). 同伴侵害發(fā)展軌跡及其與內(nèi)外化問題的關(guān)系: 共同增強還是風(fēng)險易感.. http://chinaxiv.org/abs/202111.00033

楊沈龍, 喻豐, 胡小勇, 郭永玉. (2020). 心理學(xué)研究中社會階層的操作化界定及其衍生問題.(2), 505?511.

*殷華敏, 牛小倩, 董黛, 牛更楓, 孫麗君. (2018). 家庭社會經(jīng)濟地位對青少年抑郁的影響: 自尊的中介作用和心理韌性的調(diào)節(jié)作用.(5), 465?471.

俞國良, 王浩. (2020). 文化潮流與社會轉(zhuǎn)型:影響我國青少年心理健康狀況的重要因素及現(xiàn)實策略.(9), 213?219.

余青云, 王文超, 伍新春, 田雨馨. (2021). 創(chuàng)傷暴露對青少年暴力行為和自殺意念的影響:創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙和抑郁的中介作用.(1), 101?108.

*余瑋, 張彩, 牛娟, 賈云丞. (2021). 初中生欺凌受害與抑郁情緒的關(guān)系: 主觀社會地位的中介作用.(7), 210?212.

*張良. (2018).(博士學(xué)位論文). 山東師范大學(xué), 濟南.

張亞利, 李森, 俞國良. (2019). 自尊與社交焦慮的關(guān)系: 基于中國學(xué)生群體的元分析.(6), 1005?1018.

張亞利, 李森, 俞國良. (2021). 社交媒體使用與錯失焦慮的關(guān)系: 一項元分析.(3), 273?290.

*周春燕, 郭永玉. (2013). 家庭社會階層對大學(xué)生心理健康的影響: 公正世界信念的中介作用.,(4), 636?640.

*周佳惠. (2019). 大學(xué)新生主觀社會經(jīng)濟地位對抑郁的影響: 自尊的中介作用.,(8), 455?461.

Amone-P’Olak, K., Burger, H., Ormel, J., Huisman, M., Verhulst, F. C., & Oldehinkel, A. J. (2009). Socioeconomic position and mental health problems in pre-and early-adolescents.,(3), 231?238.

*Assari, S., Preiser, B., Lankarani, M. M., & Caldwell, C. H. (2018). Subjective socioeconomic status moderates the association between discrimination and depression in African American youth.,(4), Article 71.https://doi.org/10.3390/brainsci8040071

*Bang, K. S., Kim, S., Kang, K., & Song, M. (2018). Physical symptoms, depression, and related factors of late school-age children in Seoul, Korea: The mediating role of peer relationships.,, e120?e125.

Beck, A. T., Steer, R. A., & Brown, G. K. (1996).. San Antonio, TX: Psychological Corporation.

Beck, J. S., Beck, A. T., & Jolly, J. B. (2001).. San Antonio, TX: Psychological Corporation.

*Bromberger, J. T., Schott, L. L., Matthews, K. A., Kravitz, H. M., Harlow, S. D., & Montez, J. K. (2017). Childhood socioeconomic circumstances and depressive symptom burden across 15 years of follow-up during midlife: Study of Women’s Health Across the Nation (SWAN).,(4), 495?504.

Brunello, G., Fort, M., Schneeweis, N., & Winter‐Ebmer, R. (2016). The causal effect of education on health: What is the role of health behaviors?,(3), 314?336.

*Cao, M., Tian, Y., Lian, S. L., Yang, X. J., & Zhou, Z. K. (2021). Family socioeconomic status and adolescent depressive symptoms: A moderated mediation model.,(11), 2652?2663.

*Castro, I. E., Hruska, B., & Gump, B. B. (2020). Race differences in the effect of subjective social status on hostility and depressive symptoms among 9-to 11-year-old children.,(5), 844?853.

Chancel, L., Piketty, T., Saez, E., & Zucman, G. (2021).. Retrieved March 21, 2022, from https://wid.world/news-article/world-inequality-report- 2022/

Charitonidi, E., Studer, J., Gaume, J., Gmel, G., Daeppen, J. B., & Bertholet, N. (2016). Socioeconomic status and substance use among Swiss young men: A population- based cross-sectional study.,, Article 333.https://doi.org/10.1186/s12889-016-2949-5

*Chen, S. H., Zhang, E., Liu, C. H., & Wang, L. K. (2021). Depressive symptoms in Chinese immigrant mothers: Relations with perceptions of social status and interpersonal support.,(1), 72?81.

Currie, C. E., Elton, R. A., Todd, J., & Platt, S. (1997). Indicators of socioeconomic status for adolescents: The WHO health behaviour in school-aged children survey.,(3), 385?397.

Derogatis, L. R. (1977).. Baltimore: Clinical Psychometric Research.

*Farrell, L., Sijbenga, A., & Barrett, P. (2009). An examination of childhood anxiety depression and self- esteem across socioeconomic groups: A comparsion study between hight and low socio-economic status school communities.,(1), 5?19.

*Foubert, L., No?l, Y., Spahr, C. M., & Slavich, G. M. (2021). Beyond WEIRD: Associations between socioeconomic status, gender, lifetime stress exposure, and depression in Madagascar.(7), 1644? 1665.

Fried, E. I. (2017). The 52 symptoms of major depression: Lack of content overlap among seven common depression scales.,, 191?197.

Galobardes, B., Shaw, M., Lawlor, D. A., Lynch, J. W., & Smith, G. D. (2006). Indicators of socioeconomic position (part 1).,(1), 7?12.

Gignac, G. E., & Szodorai, E. T. (2016). Effect size guidelines for individual differences researchers.,, 74?78.

*Gilmore, K. L. (2005).(Unpublished doctorial dissertation). Temple University.

*Gjerustad, C., & von Soest, T. (2012). Socio-economic status and mental health?the importance of achieving occupational aspirations.,(7), 890?908.

Goodman, E., Adler, N. E., Kawachi, I., Frazier, A. L., Huang, B., & Colditz, G. A. (2001). Adolescents' perceptions of social status: Development and evaluation of a new indicator.,(2), Article e31.https://doi.org/10.1542/peds.108.2.e31

Hanson, M. D., & Chen, E. (2007). Socioeconomic status and health behaviors in adolescence: A review of the literature.,(3), 263?285.

*Harnish, J. D., Dodge, K. A., Valente, E., & Conduct Problems Prevention Research Group. (1995). Mother‐child interaction quality as a partial mediator of the roles of maternal depressive symptomatology and socioeconomic status in the development of child behavior problems. Conduct problems prevention research group.,(3), 739?753.

*Higashiyama, M., Hayashida, T., Sakuta, K., Fujimura, Y., Masuya, J., Ichiki, M., ... Inoue, T. (2019). Complex effects of childhood abuse, affective temperament, and subjective social status on depressive symptoms of adult volunteers from the community.,, 2477?2485.

Higgins, J. P. T., Thompson, S. G., Deeks, J. J., & Altman, D. G. (2003). Measuring inconsistency in meta-analyses.(7414), 557?560.

*Hoebel, J., Maske, U. E., Zeeb, H., & Lampert, T. (2017). Social inequalities and depressive symptoms in adults: The role of objective and subjective socioeconomic status.,(1), Article e0169764.https://doi.org/10. 1371/journal.pone.0169764

Hollingshead, A. A. (1975).(Unpublished manuscript). Yale University, New Haven, CT.

Hollingshead, A., & Redlich, F. C. (1958).New York, NY: John Wiley.

Hu, T. Q., Zhang, D. J., & Wang, J. L. (2015). A meta-analysis of the trait resilience and mental health.,, 18?27.

*Huang, S. L., Han, M. Y., Sun, L., Zhang, H. C., & Li, H. J. (2019). Family socioeconomic status and emotional adaptation among rural-to-urban migrant adolescents in China: The moderating roles of adolescent's resilience and parental positive emotion.,(5), 573?581.

Hunter, J. E., & Schmidt, F. L. (2004).(2nd ed.). Newbury Park: Sage.

Johnson, D. P., & Whisman, M. A. (2013). Gender differences in rumination: A meta-analysis.,(4), 367?374.

*Jokela, M., & Keltikangas-J?rvinen, L. (2011). The association between low socioeconomic status and depressive symptoms depends on temperament and personality traits.,(3), 302?308.

*Klein-Sosa, J., & Renk, K. (2016). Social acceptance as a moderator in the relationship between socioeconomic status and the psychological adjustment of ethnically diverse early adolescents.,(2), 130?152.

Kovacs, M. (1992).. New York: Multi-health Systems, Inc.

Kwong, E., Kwok, T. T., Sumerlin, T. S., Goggins, W. B., Leung, J., & Kim, J. H. (2020). Does subjective social status predict depressive symptoms in Chinese elderly? A longitudinal study from Hong Kong.,(11), 882?891.

Leve, L. D., Kim, H. K., & Pears, K. C. (2005). Childhood temperament and family environment as predictors of internalizing and externalizing trajectories from ages 5 to 17.,(5), 505?520.

*Li, J., Jia, R. X., Li, J. Y., Qian, S., Wang, Y. Q., & Xu, Y. (2022). Meaning of socioeconomic status for mental health of adolescents in East China.(3), 649?662.

Lorant, V., Deliège, D., Eaton, W., Robert, A., Philippot, P., & Ansseau, M. (2003). Socioeconomic inequalities in depression: A meta-analysis.,(2), 98?112.

Matthews, K. A., & Gallo, L. C. (2011). Psychological perspectives on pathways linking socioeconomic status and physical health.,, 501?530.

Mendelson, T., Kubzansky, L. D., Datta, G. D., & Buka, S. L. (2008). Relation of female gender and low socioeconomic status to internalizing symptoms among adolescents: A case of double jeopardy?,(6), 1284?1296.

*Merz, E. C., Tottenham, N., & Noble, K. G. (2018). Socioeconomic status, amygdala volume, and internalizing symptoms in children and adolescents.,(2), 312?323.

*Mills, M. L. (2014).(Unpublished doctoral dissertation). University of New Hampshire.

Molarius, A., Berglund, K., Eriksson, C., Eriksson, H. G., Lindén-Bostr?m, M., Nordstr?m, E., ... Ydreborg, B. (2009). Mental health symptoms in relation to socio- economic conditions and lifestyle factors?a population- based study in Sweden.,, Article 302.https://doi.org/10.1186/1471-2458-9-302

Moreno-Agostino, D., Wu, Y. T., Daskalopoulou, C., Hasan, M. T., Huisman, M., & Prina, M. (2021). Global trends in the prevalence and incidence of depression: A systematic review and meta-analysis.,, 235?243.

*Munford, M. B. (1994). Relationship of gender, self-esteem, social class, and racial identity to depression in Blacks.,(2), 157?174.

*Myers, W. H. (2000).(Unpublished doctoral dissertation). The University of Memphis.

*Nakashima, K. I., & Yanagisawa, K. (2015). Subjective socioeconomic status and departmental identity interact to reduce depressive tendencies and negative affective responding for female undergraduates.,(2), 113?125.

Ng, C. W., Tan, W. S., Gunapal, P. P., Wong, L. Y., & Heng, B. H. (2014). Association of Socioeconomic Status (SES) and social support with depressive symptoms among the elderly in Singapore.,(12), 576?587.

Nolen-Hoeksema, S. (1987). Sex differences in unipolar depression: Evidence and theory.,(2), 259?282.

Ogunmoroti, O., Osibogun, O., Spatz, E. S., Okunrintemi, V., Mathews, L., Ndumele, C. E., & Michos, E. D. (2022). A systematic review of the bidirectional relationship between depressive symptoms and cardiovascular health.,, Article 106891.https://doi.org/ 10.1016/j.ypmed.2021.106891

P?ssel, P., Wood, T., & Roane, S. J. (2022). Are negative views of the self, world and future, mediators of the relationship between subjective social status and depressive symptoms?,(1), 122?126.

Radloff, L. S. (1977). The CES-D scale: A self-report depression scale for research in the general population.,(3), 385?401.

Ravens‐Sieberer, U., Erhart, M., Gosch, A., Wille, N., & European KIDSCREEN Group. (2008). Mental health of children and adolescents in 12 European countries— Results from the European KIDSCREEN study.,(3), 154?163.

Reiss, F. (2013). Socioeconomic inequalities and mental health problems in children and adolescents: A systematic review.,, 24?31.

*Reitzel, L. R., Childress, S. D., Obasi, E. M., Garey, L., Vidrine, D. J., McNeill, L. H., & Zvolensky, M. J. (2017). Interactive effects of anxiety sensitivity and subjective social status on psychological symptomatology in Black adults.,(4), 268?276.

Remes, O., Mendes, J. F., & Templeton, P. (2021). Biological, psychological, and social determinants of depression: A review of recent literature.,(12), Article 1633.https://doi.org/10.3390/brainsci11121633

Rothstein, H. R., Sutton, A. J., & Borenstein, M. (2005).. Chichester: John Wiley & Sons Ltd.

*Salami, T. K., & Walker, R. L. (2014). Socioeconomic status and symptoms of depression and anxiety in African American college students: The mediating role of hopelessness.,(3), 275?290.

Sasaki, Y., Shobugawa, Y., Nozaki, I., Takagi, D., Nagamine, Y., Funato, M., ... Win, H. H. (2021). Association between depressive symptoms and objective/subjective socioeconomic status among older adults of two regions in Myanmar.,(1), Article e0245489.https://doi.org/10.1371/ journal.pone.0245489

Schmidt, F. L., Oh, I. S., & Hayes, T. L. (2009). Fixed-versus random-effects models in meta-analysis: Model properties and an empirical comparison of differences in results.,(1), 97?128.

Shorey, S., Ng, E. D., & Wong, C. H. (2022). Global prevalence of depression and elevated depressive symptoms among adolescents: A systematic review and meta-analysis.(2), 287?305.

Smith, M. L., Kakuhikire, B., Baguma, C., Rasmussen, J. D., Perkins, J. M., Cooper-Vince, C., ... Tsai, A. C. (2019). Relative wealth, subjective social status, and their associations with depression: Cross-sectional, population- based study in rural Uganda.,, Article 100448. https://doi.org/10.1016/j.ssmph.2019.100448

*Tummala-Narra, P., & Sathasivam-Rueckert, N. (2013). Perceived support from adults, interactions with police, and adolescents' depressive symptomology: An examination of sex, race, and social class.,(1), 209?219.

*Vameghi, R., Akbari, S. A. A., Sajjadi, H., Sajedi, F., & Alavimajd, H. (2018). Path analysis of the association between socio-economic status, anxiety, perceived stress, social support and women’s depression.(3), 283?289.

Wang, Q., & Kang, W. W. (2019). Childhood socioeconomic circumstances, social status, and health in older age: Are they related in China?,, Article 100289. https://doi.org/10.1016/j.alcr.2019. 100289

*Warheit, G. J., Holzer, C. E., & Schwab, J. J. (1973). An analysis of social class and racial differences in depressive symptomatology: A community study.(4), 291?299.

Xu, D. D., Rao, W. W., Cao, X. L., Wen, S. Y., An, F. R., Che, W. I., ... Xiang, Y. T. (2020). Prevalence of depressive symptoms in primary school students in China: A systematic review and meta-analysis.,, 20?27.

Xue, Y. Q., Lu, J., Zheng, X., Zhang, J. C., Lin, H., Qin, Z. G., & Zhang, C. C. (2021). The relationship between socioeconomic status and depression among the older adults: The mediating role of health promoting lifestyle.,, 22?28.

*Yang, J. Y., Liu, H. J., Wei, D. T., Liu, W., Meng, J., Wang, K. C., ... Qiu, J. (2016). Regional gray matter volume mediates the relationship between family socioeconomic status and depression-related trait in a young healthy sample.,(1), 51?62.

*Yue, Y. (2017). The impact of positive school experiences and school SES on depressive symptoms in Chinese children: A multilevel investigation.,(2), 37?58.

Zenebe, Y., Akele, B., & Necho, M. (2021). Prevalence and determinants of depression among old age: a systematic review and meta-analysis.,(1), 1-19.

Zenebe, Y., Akele, B., W/Selassie, M., & Necho, M. (2021). Prevalence and determinants of depression among old age: A systematic review and meta-analysis.,, Article 55.https://doi.org/10.1186/s12991- 021-00375-x

*Zhang, L. Q., & Wu, L. (2021). Community environment perception on depression: The mediating role of subjective social class.,(15), Article 8083.https://doi.org/10.3390/ijerph18158083

Zhou, S. D., Gao, L. Q., Liu, F. J., Tian, W. Y., Jin, Y. A., & Zheng, Z. J. (2021). Socioeconomic status and depressive symptoms in older people with the mediation role of social support: A population-based longitudinal study.,(4), Article e1894.https://doi.org/10.1002/mpr.1894

*Zou, R., Xu, X., Hong, X. B., & Yuan, J. J. (2020). Higher socioeconomic status predicts less risk of depression in adolescence: Serial mediating roles of social support and optimism.,, Article 1955.https://doi.org/10.3389/fpsyg.2020.01955

Zung, W. W. (1965). A self-rating depression scale.(1), 63?70.

*Zvolensky, M. J., Paulus, D. J., Bakshaie, J., Viana, A. G., Reitzel, L. R., Garza, M., ... Rogers, A. H. (2018). Subjective social status and mindful attention in terms of anxiety and depressive symptoms and disorders among Latinos in primary care.,(1), 88?97.

The relationship between socioeconomic status and depression: A systematic review and meta-analysis

ZHANG Yali1, ZHANG Jiangen2, LI Hongxia3, JIANG, Yongzhi4

(1College of Education, Hebei Normal University, Shijiazhuang 050024, China)(2Finance Department of Hebei Province, Shijiazhuang 050051, China) (3School of Psychology, Shandong Normal University, Jinan 250358, China) (4School of Education Science, Inner Mongolia University for Nationalities, Tongliao 028000, China)

The relationship between socioeconomic status and depression is very inconsistent among existing studies.To clarify the overall strength of the association between the two and identify its influencing factors, a meta-analysis of 58 included studies (65 effect sizes) was conducted. The results showed that there was a small and negative correlation between socioeconomic status and depression (= ?0.15, 95% CI [?0.18, ?0.12]).In addition, the relationship between socioeconomic status and depression was moderated by measurement tools, types and forms of socioeconomic status, measurement tools of depression, as well as sampling year, but not by gender, age, design types, and individualism index.The results suggest that the disadvantage of socioeconomic status may be an important risk factor for depression.In an era when the gap between the rich and the poor is widening, caring about the survival and development plight of the people at the bottom of the society and establishing a long-term and effective support mechanism can reduce the incidence of depression from a social perspective.

socioeconomic status, social status, social class, depression, meta-analysis

2022-04-06

* 教育部人文社會科學(xué)基金項目(20XJC19001)。

姜永志, E-mail: psy_yongzhi@126.com

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