1 引言
新世纪以来，随着竞争日益激烈和现代社会环境高速发展，教师的生存与发展面临着越来越严峻的挑战，对教师心理健康造成了极大冲击(曾茂春, 李辉, 2011)。以往不少研究都证实，教师患常见心理健康问题风险相对较高(Otarbayeva et al., 2023)，且被公认为是压力最大的职业之一(Asaloei et al., 2020)。对教师而言，掌握多学科知识、教育心理理论和教育艺术实践的要求从大学、中学到小学依次而升(黄正平, 2009)。因此，学科教学任务的频繁转换、在教育实践和教育艺术化等方面的额外负担(王智秋, 2007)，很可能成为小学教师有别于其他学段教师的心理健康问题来源。除此以外，处于具体运算阶段的小学生对于教师权威的模仿以及对规则的逐渐理解和运用(Piaget, 1999)，使得小学教师的师德师风建设，包括思想道德素质和心理素质的培养显得尤为重要。总之，相较于其他学段，一旦小学教师具有较为严重的心理健康问题，可能更容易导致学生习得并养成不良行为习惯，直接关系到小学生能否顺利度过自我意识、人格成长、个性形成这一关键性时期(黄潇潇 等, 2022)。因此，为日后进一步改善与提升小学教师心理健康乃至全体学生的心理健康水平，明确小学教师心理健康问题检出率是第一要务。
虽然我国积累了大量小学教师心理健康问题检出率的流行病学研究，但相关结果仍存在诸多差异。以焦虑为例，小学教师焦虑检出率由0.76%到19.41%不等(刘彩谊 等, 2014; 倪林英 等, 2004)。对于上述矛盾结果引发的争议，近年来已有研究者使用元分析对原始研究结果进行定量整合，以期得出更具普遍性的结论。尽管如此，既有元分析依然存在不足。首先，仅考察了教师心理健康问题一般水平。如有研究发现，1994～2011年间我国教师的心理健康水平有所下降(衣新发 等, 2014)，但并未描述教师心理健康状况不佳的比例。其次，极少关注到“小学教师”这一群体，往往将各学段研究结果混为一谈(张积家, 陆爱桃, 2008)。事实上，目前尚未有单独针对我国小学教师，阐明其心理健康问题检出率的元分析研究。最后，并未针对性地分析进入新世纪以来我国小学教师心理健康状况的变迁特点。因此，基于上述局限，采用元分析方法详细探讨2000～2022年以来我国小学教师心理健康问题检出率，从而精准把握我国小学教师的心理健康水平，是十分必要的。
综上，本研究旨在：(1)利用元分析明晰2000～2022年有关小学教师心理健康问题的检出率。本研究采取病理学取向，以DSM-ICD分类诊断框架为理论指导，主要借鉴了Achenbach(1966)提出的心理病理性问题两分法，将心理健康问题视为内化问题和外化问题两大类别。基于上述理论，同时根据小学教师常见的临床表现和检索文献的数量进行综合判断，最终确定了包括焦虑、抑郁、躯体化问题、强迫问题、偏执问题和敌对问题在内的六项指标。(2)考察调节变量对小学教师心理健康问题检出率的影响。就样本特征而言，性别、经济区域对小学教师心理健康问题检出率的影响并未得出一致结论(倪林英 等, 2004; 周晓琴 等, 2006)。就研究特征而言，出版年代、测量工具、检出时间也可能会对二者的关系产生影响(衣新发 等, 2014)。因而，本研究将从出版年代、测量工具和检出标准、检出时间、性别、经济区域等方面讨论调节变量的作用，试图全面展现小学教师心理健康问题检出率状况。
2 研究方法
2.1 文献检索与筛选
中文数据库包括中国期刊全文数据库(CNKI)、万方数据知识服务平台、维普资讯中文科技期刊数据库和硕博论文数据库，英文数据库包括Elsevier Science Direct、ERIC、ProQuest Dissertations and Theses、Psych Articles、Psych INFO、PubMed、Web of Science核心合集数据库，检索范围设定为摘要。检索词包括教师和心理健康问题两类：教师的中文检索词包括“教师”、“讲师”、“教授”、“班主任”和“导师”，英文检索词包括“faculty”、“teacher”、“professor”、“lecturer”和“instructor”；各项心理健康问题中文检索词包括“焦虑”、“抑郁”、“躯体化”或“躯体主诉”、“强迫”、“偏执”、“敌对”，英文检索词包括“anxi*”、“depress*”、“somati*”、“compuls*”或“obsess*”、“paran*”和“hostil*”。此外，英文数据库的每次检索均需加入“Chin*”。在检索过程中，对教师检索词与心理健康问题检索词进行逐一匹配。检索时间段设为2000年1月1日至2022年12月31日，最后一次检索的时间是2023年5月4日。全面检索后，共获取文献46995篇，其中焦虑29840篇、抑郁8964篇、躯体化问题1145篇、强迫问题3964篇、偏执问题1540篇、敌对问题1542篇。
将检索到的所有文献导入EndNote X9软件后，按照下列标准进行筛选：(1)实证研究且为一手资料；(2)明确检出率或能够计算检出率的必要信息；(3)对测量工具有明确介绍；(4)采用同一批数据重复发表的仅取其一；(5)中国内地小学教师，且为非特殊教师群体，如慢性病患者等。文献纳入流程以PRISMA声明为指导(Moher et al., 2010)，如图1 所示。
2.2 文献编码
对纳入研究的文献名、作者、出版年代、是否发表、被试省份、检出人数、总被试数、测量工具、检出标准、检出时间、检出率等进行编码。除总检出率外，还将其他分组报告结果录入到该项研究的子数据库中。文献编码先由一名博士生完成，然后再由另一名博士生核查，若出现不一致则回归原文，重新讨论以达成共识。此外，还通过计算检出人数除以总被试数得出复查检出率，再次确保检出率数据准确无误。各个数据库检索情况以及最终纳入文献的详细信息均开放获取(https://osf.io/w68cj/?view_only=7d7dff03cb6f45adb6d1d6330dfc71cf)。
2.3 出版偏倚控制与检验
出版偏倚是指具有统计学意义的研究结果比无统计学意义的结果更容易出版(Kuppens et al., 2013)。为了尽量避免出版偏倚问题，本研究除了纳入发表文献外，还检索了未公开发表的硕博论文。此外，本研究还采用失安全系数和p-curve技术来检验是否存在出版偏倚。
2.4 模型选择
在元分析中，估计总体效应值的方法主要有固定效应模型和随机效应模型。固定效应模型假设，测量结果由相同的真值和随机误差两部分组成，而效应量的不同则全部是由抽样误差造成。相反，随机效应模型则假设测量结果由真值、系统误差和抽样误差三部分组成，其差异除了受抽样误差影响外，还受系统误差影响。从文献编码过程可以发现分组报告的结果不尽相同，因而选择随机效应模型比固定效应模型更加合理。
3 结果
3.1 主效应检验
采用随机效应模型，对纳入的小学教师心理健康问题检出率进行分析，结果显示(见表1 )：(1)焦虑的检出率为14.7%；(2)抑郁的检出率为18.3%；(3)躯体化问题的检出率为15.9%；(4)强迫问题的检出率为23.5%；(5)偏执问题的检出率为12.4%；(6)敌对问题的检出率为13.8%。
表1 小学教师心理健康问题的检出率 |
| 心理健康问题 | k | 被试数 | 效应值及95%的置信区间 | 异质性检验 | ||||
| 检出率 | 下限 | 上限 | I2 (%) | p | ||||
| 焦虑 | 54 | 82333 | 0.147 | 0.123 | 0.176 | 98.27 | <0.001 | |
| 抑郁 | 55 | 33067 | 0.183 | 0.144 | 0.230 | 98.74 | <0.001 | |
| 躯体化问题 | 45 | 27030 | 0.159 | 0.128 | 0.197 | 97.90 | <0.001 | |
| 强迫问题 | 43 | 16937 | 0.235 | 0.194 | 0.282 | 97.44 | <0.001 | |
| 偏执问题 | 44 | 17393 | 0.124 | 0.097 | 0.156 | 96.92 | <0.001 | |
| 敌对问题 | 44 | 17393 | 0.138 | 0.109 | 0.174 | 97.08 | <0.001 | |
为验证主效应检验结果的稳健性，进行敏感性分析。结果发现，在排除任意一个样本后，焦虑的总体检出率在14.1%～15.3%之间浮动，抑郁的总体检出率在17.4%～19.1%之间浮动，躯体化问题的总体检出率在15.4%～16.6%之间浮动，强迫问题的总体检出率在22.5%～24.6%之间浮动，偏执问题的总体检出率在11.8%～12.9%之间浮动，敌对问题的总体检出率在13.1%～14.4%之间浮动，均与各自的总体估计值相差不大，说明元分析估计结果具有较高的稳定性。
3.2 异质性检验
采用Q检验和I2检验考察结果的异质性，如表1 所示。各心理健康问题指标的Q值均显著(p<0.05)，且I2值均大于75%，超过了75%高异质的原则。I2检验说明各研究间存在较高的异质性，即可能存在某些影响因素造成研究之间的差异，因此有必要对结果进行调节效应检验。
3.3 调节效应检验
参照以往研究，调节效应检验时每个水平下的效应量个数应不少于3个(张亚利 等, 2021)。就焦虑而言，如表2 所示：(1)出版年代的调节效应显著(b=0.047, 95%CI=[0.002, 0.092])，说明2000～2022年我国内地小学教师的焦虑检出率随年份增加逐渐升高；(2)测量工具和检出标准的调节效应显著，不同工具和标准测得的焦虑检出率在6.0%～31.7%之间，检出标准为因子分数大于等于3的SCL-90测得的检出率最低，SAS最高；(3)检出时间的调节效应不显著；(4)性别的调节效应不显著；(5)经济区域的调节效应不显著。总体而言，我国小学教师的焦虑检出率随年份递增。
表2 焦虑检出率的调节效应分析 |
| 调节变量 | 异质性检验 | 类别 | k | 检出率 | 95% CI | |||
| QB | df | p | 下限 | 上限 | ||||
| 测量工具+检出标准 | 34.732 | 4 | <0.001 | GAD-7 | 2 | 0.075 | 0.028 | 0.181 |
| SAS | 4 | 0.317 | 0.183 | 0.489 | ||||
| STAI | 2 | 0.157 | 0.063 | 0.340 | ||||
| SCL-90-2 | 25 | 0.184 | 0.144 | 0.233 | ||||
| SCL-90-3 | 14 | 0.060 | 0.041 | 0.088 | ||||
| 检出时间 | 1.529 | 2 | 0.466 | 一周 | 48 | 0.140 | 0.114 | 0.171 |
| 两周 | 2 | 0.075 | 0.026 | 0.198 | ||||
| 无 | 3 | 0.157 | 0.057 | 0.364 | ||||
| 性别 | 0.379 | 1 | 0.538 | 男 | 5 | 0.058 | 0.024 | 0.137 |
| 女 | 6 | 0.084 | 0.039 | 0.173 | ||||
| 经济区域 | 0.771 | 3 | 0.856 | 东北 | 6 | 0.165 | 0.096 | 0.270 |
| 东部 | 12 | 0.134 | 0.090 | 0.195 | ||||
| 西部 | 19 | 0.151 | 0.110 | 0.202 | ||||
| 中部 | 15 | 0.130 | 0.092 | 0.182 | ||||
注：对出版年代的调节效应检验方法为元回归分析，为使表格中结果呈现形式一致，该结果仅在文字部分呈现；检出时间的调节效应仅在焦虑和抑郁中被检验，其余指标上未进行探讨；GAD-7为广泛性焦虑障碍量表(Spitzer et al., 2006)；SAS为焦虑自评量表(Zung, 1971)；STAI为状态−特质焦虑量表(Spielberger et al., 1999)；SCL-90-2、SCL-90-3分别为以因子分数大于等于2为检出标准、以因子分数大于等于3为检出标准的90项症状自评量表(Derogatis et al., 1973)，以下同。 |
就抑郁而言，如表3 所示：(1)出版年代的调节效应不显著(b=0.045, 95%CI=[−0.004, 0.094])，即2000～2022年以来，我国小学教师的抑郁检出率呈稳定态势；(2)测量工具和检出标准的调节效应显著，检出标准为因子分数大于等于3的SCL-90测得的抑郁检出率最低，PHQ-9测得的抑郁检出率最高；(3)检出时间的调节效应不显著；(4)性别的调节效应不显著；(5)经济区域的调节效应不显著。由此说明，除测量工具和标准外，2000～2022年来我国小学教师抑郁检出率受其他各类因素的影响较小，是小学教师群体中较为稳定的心理健康问题指标。
表3 抑郁检出率的调节效应分析 |
| 调节变量 | 异质性检验 | 类别 | k | 检出率 | 95% CI | |||
| QB | df | p | 下限 | 上限 | ||||
| 测量工具+检出标准 | 58.652 | 4 | <0.001 | CES-D | 3 | 0.288 | 0.168 | 0.448 |
| PHQ-9 | 2 | 0.511 | 0.313 | 0.707 | ||||
| SCL-90-2 | 24 | 0.209 | 0.171 | 0.254 | ||||
| SCL-90-3 | 15 | 0.077 | 0.057 | 0.104 | ||||
| SDS | 3 | 0.352 | 0.215 | 0.520 | ||||
| 检出时间 | 0.555 | 1 | 0.456 | 一周 | 50 | 0.170 | 0.130 | 0.218 |
| 两周 | 3 | 0.251 | 0.087 | 0.540 | ||||
| 性别 | 0.372 | 1 | 0.542 | 男 | 5 | 0.081 | 0.033 | 0.185 |
| 女 | 6 | 0.116 | 0.053 | 0.233 | ||||
| 经济区域 | 0.209 | 3 | 0.976 | 东北 | 6 | 0.171 | 0.078 | 0.335 |
| 东部 | 16 | 0.181 | 0.113 | 0.277 | ||||
| 西部 | 20 | 0.198 | 0.131 | 0.288 | ||||
| 中部 | 12 | 0.176 | 0.102 | 0.286 | ||||
注：CES-D为流调用抑郁自评量表(张明园, 1998)；PHQ-9为抑郁症筛查量表(Spitzer et al., 1999)；SDS为抑郁自评量表(Zung, 1965)。 |
就躯体化问题而言，如表4 所示：(1)出版年代的调节效应显著(b=0.054, 95%CI=[0.010, 0.097])，说明2000～2022年以来小学教师躯体化问题的检出率随年份增加逐渐升高；(2)测量工具和检出标准的调节效应显著，以因子分数大于等于2为标准的SCL-90检出率显著高于以因子分数大于等于3为标准的检出率；(3)性别的调节效应不显著；(4)经济区域的调节效应不显著。与焦虑类似，总体而言，我国小学教师的躯体化问题逐年增加。
表4 躯体化问题检出率的调节效应分析 |
| 调节变量 | 异质性检验 | 类别 | k | 检出率 | 95% CI | |||
| QB | df | p | 下限 | 上限 | ||||
| 测量工具+检出标准 | 28.973 | 1 | <0.001 | SCL-90-2 | 24 | 0.232 | 0.184 | 0.287 |
| SCL-90-3 | 15 | 0.075 | 0.053 | 0.106 | ||||
| 性别 | 0.287 | 1 | 0.592 | 男 | 4 | 0.080 | 0.027 | 0.214 |
| 女 | 4 | 0.119 | 0.042 | 0.293 | ||||
| 经济区域 | 1.454 | 3 | 0.693 | 东北 | 6 | 0.185 | 0.096 | 0.324 |
| 东部 | 9 | 0.123 | 0.070 | 0.207 | ||||
| 西部 | 17 | 0.164 | 0.111 | 0.235 | ||||
| 中部 | 12 | 0.182 | 0.116 | 0.275 | ||||
就强迫问题而言，如表5 所示：(1)出版年代的调节效应显著(b=0.085, 95%CI=[0.032, 0.138])，说明2000～2022年以来小学教师的强迫问题检出率随年份增长而逐渐升高；(2)测量工具和检出标准的调节效应显著，检出标准越宽松，所得检出率越高，与常识相符；(3)性别的调节效应不显著；(4)经济区域的调节效应不显著。总体而言，2000～2022年来我国小学教师强迫问题有所增高。
表5 强迫问题检出率的调节效应分析 |
| 调节变量 | 异质性检验 | 类别 | k | 检出率 | 95% CI | |||
| QB | df | p | 下限 | 上限 | ||||
| 测量工具+检出标准 | 35.799 | 1 | <0.001 | SCL-90-2 | 25 | 0.349 | 0.282 | 0.423 |
| SCL-90-3 | 15 | 0.101 | 0.069 | 0.144 | ||||
| 性别 | 0.004 | 1 | 0.951 | 男 | 5 | 0.157 | 0.055 | 0.373 |
| 女 | 5 | 0.164 | 0.059 | 0.383 | ||||
| 经济区域 | 2.657 | 3 | 0.448 | 东北 | 5 | 0.251 | 0.134 | 0.420 |
| 东部 | 9 | 0.169 | 0.102 | 0.267 | ||||
| 西部 | 16 | 0.259 | 0.185 | 0.351 | ||||
| 中部 | 12 | 0.264 | 0.179 | 0.372 | ||||
就偏执问题而言，如表6 所示：(1)出版年代的调节效应显著(b=0.072, 95%CI=[0.015, 0.129])，说明小学教师的偏执问题检出率随年份增加呈现显著的上升趋势；(2)测量工具和检出标准的调节效应显著，以因子分数大于等于2为标准的SCL-90所测得的偏执问题检出率明显高于以因子分数大于等于3为标准的检出率；(3)性别的调节效应不显著；(4)经济区域的调节效应不显著。总体而言，我国小学教师偏执问题逐年增加。
表6 偏执问题检出率的调节效应分析 |
| 调节变量 | 异质性检验 | 类别 | k | 检出率 | 95% CI | |||
| QB | df | p | 下限 | 上限 | ||||
| 测量工具+检出标准 | 38.037 | 1 | <0.001 | SCL-90-2 | 25 | 0.198 | 0.153 | 0.252 |
| SCL-90-3 | 14 | 0.045 | 0.030 | 0.067 | ||||
| 性别 | 0.094 | 1 | 0.759 | 男 | 5 | 0.091 | 0.040 | 0.193 |
| 女 | 5 | 0.077 | 0.034 | 0.162 | ||||
| 经济区域 | 4.588 | 3 | 0.205 | 东北 | 6 | 0.158 | 0.081 | 0.285 |
| 东部 | 9 | 0.069 | 0.037 | 0.125 | ||||
| 西部 | 17 | 0.138 | 0.092 | 0.201 | ||||
| 中部 | 12 | 0.134 | 0.083 | 0.209 | ||||
就敌对问题而言，如表7 所示：(1)出版年代的调节效应显著(b=0.080, 95%CI=[0.022, 0.138])，说明2000～2022年以来小学教师的敌对问题检出率呈现显著的上升趋势；(2)测量工具和检出标准的调节效应显著；(3)性别的调节效应不显著；(4)经济区域的调节效应不显著。综合上述结果，除了抑郁外，其余五项指标的检出率，均呈现随年份增加而显著升高的趋势，即我国小学教师心理健康问题逐年上升。
表7 敌对问题检出率的调节效应分析 |
| 调节变量 | 异质性检验 | 类别 | k | 检出率 | 95% CI | |||
| QB | df | p | 下限 | 上限 | ||||
| 测量工具+检出标准 | 34.514 | 1 | <0.001 | SCL-90-2 | 25 | 0.220 | 0.168 | 0.283 |
| SCL-90-3 | 14 | 0.049 | 0.031 | 0.075 | ||||
| 性别 | 0.205 | 1 | 0.651 | 男 | 5 | 0.107 | 0.043 | 0.241 |
| 女 | 5 | 0.080 | 0.032 | 0.187 | ||||
| 经济区域 | 7.109 | 3 | 0.068 | 东北 | 6 | 0.211 | 0.112 | 0.362 |
| 东部 | 9 | 0.082 | 0.046 | 0.144 | ||||
| 西部 | 17 | 0.153 | 0.103 | 0.221 | ||||
| 中部 | 12 | 0.137 | 0.084 | 0.214 | ||||
3.4 出版偏倚检验
失安全系数检验结果发现，各个指标的失安全系数均远超过临界值(5K+10，K表示独立效果量)。此外，p曲线均呈显著右偏态，p值在0～0.025的数量超过其在 0.025～0.05的数量。以上结果均说明，本研究结果能够反映真实的效应值，不存在严重的出版偏倚。
4 讨论
4.1 心理健康问题的总体检出率
研究结果显示，小学教师心理健康问题的检出率由高到低依次是强迫问题(23.5%)、抑郁(18.3%)、躯体化问题(15.9%)、焦虑(14.7%)、敌对问题(13.8%)和偏执问题(12.4%)。除了强迫问题及抑郁偏高以外，整体心理健康状况尚可。黄潇潇等人(2022)的一项元分析研究发现，我国小学生心理健康问题检出率整体情况较好。由此说明，小学教师与学生的心理健康状况密切相关。因而，若要实现青少年儿童心理健康状况的整体提升，教师尤其是小学教师的心理健康需进一步得到关注。
研究发现，第一，小学教师的强迫问题最为突出。该结果远高于张积家和陆爱桃(2008)报告的2001～2005年我国教师6.32%的强迫问题检出率，这可能与本研究关注的是小学教师群体且年份跨度比上述研究更长有关。类似的是，衣新发等人(2014)通过横断历史研究指出，我国教师的强迫症状表现一直较为严重。究其原因，首先，大多数教师对自身行为规范和工作绩效等有较高要求，更容易形成强迫性认知(杨睿娟, 游旭群, 2017)。其次，小学教师的教学任务包括为小学生约束不当行为、培育道德准则等(俞国良, 2020)，使小学教师更易产生强迫性思维。这些都将进一步导致小学教师出现无法摆脱的思想、冲动和行为，造成小学教师群体强迫问题检出率升高。
第二，小学教师的抑郁问题不容忽视。虽然小学教师抑郁的患病率并未超过五分之一，但该数据明显高于我国成年人10.6%的抑郁风险检出率(傅小兰 等, 2023)，以及1994～2014 年全球30个国家12.9%的成人抑郁患病率(Lim et al., 2018)。原因在于，首先，繁重工作量与超载的情绪劳动使小学教师群体承受着持续而强烈的职业压力(Darmody & Smyth, 2011)，易造成情绪衰竭；其次，中小学教师成就绩效评估重个人表现而轻团队合作，鼓励竞争，这种管理风格可能加剧挫折体验(Park & Ramirez, 2022)，并导致抑郁问题产生。最后，作为正规教育的起始阶段，家长和社会对小学教师这一职业抱有高度的角色期望(衣新发 等, 2014)，可能进一步加重小学教师的负担感。因此，我国小学教师抑郁检出率情况仍不乐观。
第三，小学教师的焦虑和躯体化问题检出率处于中等水平。首先，针对焦虑问题，本结果高于1980～2009年全球44个国家7.3%的焦虑障碍检出率(Baxter et al., 2013)。这是由于本研究关注的是焦虑问题，而上述研究则指向精神疾病。另外，本研究结果低于疫情期间来自22个国家36.3%的焦虑检出率(Ma et al., 2022)，可能是因为关注的特殊时间范围有别于既有研究。类似的则是《心理健康蓝皮书：中国国民心理健康发展报告(2021-2022)》中成人15.8%的焦虑检出率，这与当前结果大致相当。其次，针对躯体化问题，本结果高于2001～2005年我国教师4.05%的躯体化问题检出率(张积家, 陆爱桃, 2008)，以及2010～2020中国内地小学生3.6%的检出率(黄潇潇 等, 2022)，这可能是由于目标群体不同导致的结果差异。
第四，小学教师的敌对和偏执问题的检出率虽不高但仍需进一步关注。因为这些问题一旦出现，很有可能会造成严重后果，不仅不利于教师日常生活工作的正常开展，还可能会引发过度惩戒、变相体罚等一系列攻击行为，造成师生关系的恶化，威胁校园安全。因而在小学教师日常心理健康问题的筛查、诊断与干预中，也须重点关注。
4.2 心理健康问题检出率的调节效应
第一，出版年代对小学教师心理健康问题的检出率存在显著调节效应。除抑郁这一指标较稳定外，其余指标的检出率均随着年份增加呈现出显著升高趋势。与以往研究一致，杨睿娟(2013)采用横断历史研究的方法得出我国教师1995～2011年间心理健康整体水平有所降低的结论；衣新发等人(2014)也指出1994～2011年我国教师心理健康状况呈下降趋势。首先，过于繁杂的任务要求可能造成小学教师压力升高，心理健康水平下降(Yang et al., 2019)。其次，新世纪以来我国经济虽然得到了高速发展，但教师薪酬与待遇仍不高(薛二勇, 2014)。这与教师生活质量、日常情绪体验有着密切关系。因此，近年来我国小学教师心理健康问题存在加重风险。
第二，测量工具和检出标准对小学教师心理问题检出率的调节作用显著。具体而言，采用较为宽松的分界标准，心理健康问题检出率也相应偏高。因而，在日后对于小学教师心理健康问题的筛检、诊断工作中，测评量表及检出标准的正确选择对准确地评估小学教师的心理健康状况极其重要。此外，不同量表的检出率也具有显著差异。如SAS量表得出的焦虑检出率为31.7%，SCL-90量表的焦虑检出率则仅为6.0%。这可能是由于SCL-90量表作为一种临床辅助检查手段，筛查的目标心理健康问题更为严重，而SAS量表更偏向于日常自我评定。因此，在选择测量工具时，需了解不同量表的适用人群，明确检出标准，以便采用符合研究目标的量表。
第三，检出时间的调节效应仅在焦虑、抑郁中被检验，且均不显著。这一方面可能是因为对小学教师躯体化、偏执等心理健康问题测量工具的检出时间多以“近一周以来的心理状况”为主，其余亚组样本数量较少，因此较难比较，影响差异检验的显著性(Cohen, 1992)；另一方面也说明，检出率结果可能受检出工具的影响更强，而非检出时间。此类结果表明，目前有关检出率元分析测量工具不统一，检出时间不明晰，难以使检出率结果在同一维度上与其他研究进行比较(Jaafari et al., 2021)。因而，未来仍然需要探寻更适宜、更统一的测量工具，以求得出更为可靠、更稳定的检出率结果。
第四，性别在小学教师各类心理健康问题中的调节作用均不显著。以往对于性别的调节效应，不同的元分析研究取得了不一致的结论。部分研究发现教师心理健康问题不存在显著性别差异(杨睿娟, 游旭群, 2017)；而另一些研究则发现性别差异显著，表现为男性心理健康状况优于女性，并将其归咎于职场歧视现象等(Ma et al., 2022)。本研究支持前一种研究结果，这可能是因为小学教师相较于其他学段的教师(如高校教师)，是一个高度女性化的群体，即女性教师人数占优。因而，工作环境中潜藏的隐形性别不平等现象可能较少，性别角色分工不明显，从而导致不同性别的小学教师在面对心理健康问题时，可能较少受到性别因素的影响。
第五，不同地区小学教师各类心理健康问题检出率大致相当，区域的调节作用不显著，整体而言，仅呈现出东部地区小学教师心理健康问题检出率较低的趋势。与以往研究结果不同，廖友国和连榕(2019)通过对1986～2017年间国民心理健康进行横断历史研究，发现东部经济发达地区民众的心理健康水平显著好于西部经济欠发达地区。这可能是因为，首先，尽管东部地区经济发展水平较高，教师的薪酬待遇普遍较好，但东部地区较快的生活节奏、较高的生活压力，使得小学教师心理健康问题检出率并未显著低于其他三类地区。其次，随着我国社会经济的高速发展及相关政策的支持与完善，经济欠发达地区的心理健康教育逐渐普及，与发达地区的差异开始弥合，教师可能因此得到了更多获取心理健康服务的机会，所以我国小学教师心理健康问题检出率无显著地区差异。
4.3 研究不足与展望
首先，本研究将样本限制在中国内地小学教师群体，以尽量减少跨文化差异，但受限于不同教育体制、教育政策等，该结果仍然难以推广到其他国家。其次，缺乏更综合、更复杂的心理健康问题如压力、职业倦怠等指标的深入研究。此外，元分析本质上是对原始研究的再研究，无法完全避免发表偏差。未来研究应增加对小学教师心理健康问题的纵向、大规模、高质量研究。最后，本研究集中在现象调查，尚未关注如何提高和改善小学生心理健康。未来研究可以在报告检出率之余，重点整合提升心理健康的具体干预手段。
5 结论
本研究通过对2000～2022年发表的小学教师心理健康问题相关研究进行元分析，得到以下结论：(1)小学教师不同心理健康问题的检出率存在差异，其中强迫问题和抑郁检出率较为突出。(2)测量工具与检出标准是造成小学生心理健康问题检出率差异的关键因素。(3)整体而言，小学教师的心理健康问题呈上升趋势。(4)不同性别小学教师的心理健康水平不存在明显差异。(5)检出时间、经济区域对小学教师心理健康问题检出率的影响不大。