A Meta-Analysis of the Prevalence of Mental Health Problems Among University Teachers in Chinese Mainland: 2000~2022

Lei SHAO; Xiaoxiao HUANG; Guoliang YU

doi:10.12139/j.1672-0628.2024.02.004

Studies of Psychology and Behavior >

2024 , Vol. 22 >Issue 2: 173 - 182

DOI: https://doi.org/10.12139/j.1672-0628.2024.02.004

A Meta-Analysis of the Prevalence of Mental Health Problems Among University Teachers in Chinese Mainland: 2000~2022

Lei SHAO ¹ ,
Xiaoxiao HUANG ¹ ,
Guoliang YU ^,*^,²

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1. School of Education, Renmin University of China, Beijing 100872
2. Institute of Psychology, Renmin University of China, Beijing 100872

Received date: 2023-12-27

Online published: 2024-07-25

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Abstract

To map out the basic situation of mental health problems among university teachers in China, a meta-analytic approach was used to synthesize and analyze the studies about the prevalence of mental health problems published from 2000 to 2022. The results found that: 1) the prevalence of mental health problems among university teachers was, in descending order, sleep problems (22.6%), obsessive-compulsive (22.3%), depression (21.3%), anxiety (18.6%), somatization (15.3%), paranoia (14.1%), and hostility (14.0%). 2) Publication age, measurement tools, school type, and economic region were significant factors influencing mental health problems among university teachers. Specifically, the anxiety of university teachers tended to deteriorate over the years. The prevalence of teachers’ anxiety, depression and sleep problems was closely related to the measurement tools. The mental health problems of teachers in general universities were higher than those of teachers in vocational universities. Teachers in the eastern region had more serious anxiety and depression than those in the central and western regions. In the future, in order to achieve the overall improvement of teachers’ mental health, more attention should be paid to teachers in general universities and in eastern region of China; also, it is necessary to develop the measurement tools specifically for teachers’ mental health problems, and to curb the spread of teachers’ anxiety.

Key words： university teachers; mental health; mental health problems; prevalence; meta-analysis

Cite this article

Lei SHAO , Xiaoxiao HUANG , Guoliang YU . A Meta-Analysis of the Prevalence of Mental Health Problems Among University Teachers in Chinese Mainland: 2000~2022[J]. Studies of Psychology and Behavior, 2024 , 22(2) : 173 -182 . DOI: 10.12139/j.1672-0628.2024.02.004

1 引言

“强教必先强师”，大学教师是高等教育建设的主力军，直接关系着我国高等教育人才培养的质量以及高等教育事业创新与发展的高度。自2000年起，在高等教育体制改革不断深化和教师聘用制的全面推行下，高校教师所面临的压力与挑战逐渐增加，不仅需要平衡教学与科研、工作与家庭等多方冲突，还需面对“非升即走”等制度的考核压力，心理健康问题日趋严重(田贤鹏, 姜淑杰, 2022; 杨睿娟, 游旭群, 2017)。相比中小学教师，大学教师是守护大学生步入社会的“质检员”，其心理健康水平是影响大学生职业生涯规划和人格健全完善的重要坐标(俞国良, 张亚利, 2020; Khasawneh, 2010)。换言之，关注和提升大学教师的心理健康水平是高等教育持续发展的重要保障。为此，“描述”大学教师心理健康问题的基本检出情况成为“解释、预测和控制”教师心理健康问题的先决条件。

已有较多研究对大学教师心理健康问题的检出率进行探究，但研究结果分歧较大。例如，高云和周英(2017)采用SCL-90量表调查发现，高校教师的焦虑水平较低，检出率仅为1.84%；而马定松等(2014)采用焦虑自评量表测量得到高校教师的焦虑检出率高达56.12%。这说明，受取样和测量工具等因素的影响，高校教师心理健康问题的检出情况不明，间接降低了教师心理干预的针对性和有效性。为此，有必要整合当前众多研究结果，采用元分析技术评估我国高校教师心理健康问题的基本情况。已有元分析发现，大学教师心理不健康的检出率高于幼儿园和中小学教师(张积家, 陆爱桃, 2008)。但是，该研究并未区分各类心理健康指标，且存在检索时间较短、较为久远等问题。因此，本研究拟采用元分析方法对2000年高等教育快速发展以来，大学教师心理健康问题的检出率进行估计，并分析潜在的影响因素，以期更全面、清晰地展现大学教师的心理概貌。

由于教师心理健康问题种类繁多，无法全部纳入，因此需对心理健康指标加以筛选。首先，理论上，以传统的DSM-ICD分类诊断框架为依据(Kendell & Jablensky, 2003)，从心理健康的病理学取向出发，分析临床表现上较为常见的心理健康指标。其次，在实际操作上，是否有足够数量的文献支撑是进行心理健康问题检出率元分析的基础。依据以上两点综合判断，最终纳入包括焦虑、抑郁、睡眠问题、躯体化问题、强迫问题、偏执问题和敌对问题在内的七项指标，并以此为基础探究各指标的综合检出率。另外，根据检出率的操作定义，即达到检出标准的阳性人数占总人数的比率，说明对心理健康问题的检出结果可能受研究对象和测量工具的影响较大，且通常存在年代效应(Yang et al., 2019)。因此，为考察潜在的调节变量，本研究拟从研究特征(出版年代、测量工具、检出标准、检出时间)和样本特征(学校类型、性别、经济区域)等方面对影响因素进行探究。

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。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”；心理健康问题的中文检索词包括“焦虑”、“抑郁”、“睡眠问题”或“睡眠障碍”或“失眠”、“躯体化”或“躯体主诉”、“强迫”、“偏执”、“敌对”，英文检索词包括“anxi*”、“depress*”、“insomnia”或“sleep”、“somati*”、“compuls*”或“obsess*”、“paran*”和“hostil*”。检索过程中，将教师与心理健康问题两类关键词搭配检索。在英文数据库检索过程中，为限定对象为中国内地教师，每次检索均加入关键词“Chin*”。检索范围为摘要，时间范围为2000年1月1日至2022年12月31日，最后一次检索时间为2023年5月4日。

使用EndNote X9导入文献并按照下列标准筛选：(1)实证研究且为一手资料；(2)清楚报告检出率或可转换的必要信息；(3)对测量工具有明确介绍；(4)对同一批数据重复发表的研究仅取其一；(5)研究对象为中国内地大学教师，非特殊教师群体。文献纳入流程遵循PRISMA声明(Page et al., 2021)，如图1所示。

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图1 文献纳入流程

2.2 文献编码

文献编码过程由一名博士生负责，对纳入研究根据以下特征编码：文献名、第一作者、出版年代、是否发表、被试省份、总被试数、被试平均年龄、测量工具、检出标准、检出时间、检出率和检出样本数。除总检出率外，还将其他分组结果(如性别、教龄等)录入该研究的子数据库中。然后，对所有编码文献的检出率通过计算“检出人数除以总被试数”进行复查，再由另一名博士生对照原文二次核查。各数据库检索情况及纳入文献的详细信息可开放获取(https://osf.io/w68cj/?view_only=7d7dff03cb6f45adb6d1d6330dfc71cf)。

2.3 出版偏倚控制及检验

出版偏倚是因已发表研究不足以代表研究总体而引发的偏差。结果显著的研究更易被发表、单个研究的抽样误差以及检索过程中难以避免的不全面性都可能导致出版偏倚(Rothstein et al., 2005)。为此，本研究纳入未公开发表的硕博论文，以尽可能控制研究代表性不足的问题；同时，采用失安全系数和p-curve 技术检验出版偏倚。

2.4 模型选择

元分析的效应值估计方法主要包括固定效应模型和随机效应模型。前者假设用于元分析的每项研究具有相同的真实效应值，结果的差异与抽样误差有关；后者假设不同研究有不同的真实效应值，结果的差异不仅受抽样误差影响，还与系统误差有关。由编码结果可知，不同研究在被试类型和测量工具等方面存在差异，可能影响检出率结果。因此，本研究选择随机效应模型更为合理。

3 结果

3.1 主效应检验

各指标的检出率结果如表1所示：焦虑18.6%、抑郁21.3%、睡眠问题22.6%、躯体化问题15.3%、强迫问题22.3%、偏执问题14.1%、敌对问题14.0%。可见，大学教师的睡眠问题、强迫问题和抑郁较为严重。

表1 大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
心理健康问题	k	被试数	检出率	下限	上限	I² (%)	p
焦虑	50	32676	0.186	0.156	0.221	98.04	<0.001
抑郁	51	22615	0.213	0.176	0.256	97.96	<0.001
睡眠问题	48	32440	0.226	0.190	0.267	98.44	<0.001
躯体化问题	34	9522	0.153	0.117	0.196	96.31	<0.001
强迫问题	34	9669	0.223	0.174	0.281	97.08	<0.001
偏执问题	34	9659	0.141	0.107	0.184	96.60	<0.001
敌对问题	35	9739	0.140	0.108	0.180	96.11	<0.001

为验证主效应结果的稳健性，敏感性分析发现，排除任意一个样本后，焦虑检出率在17.6%～19.2%间浮动，抑郁在20.0%～22.1%间浮动，睡眠问题在22.0%～23.3%间浮动，躯体化问题在13.8%～16.0%间浮动，强迫问题在20.3%～23.7%间浮动，偏执问题在12.9%～14.8%间浮动，敌对问题在12.7%～14.8%间浮动，均与总体估计值相差不大，说明结果稳定性较高。

3.2 异质性检验

采用Q检验和I²检验考察结果的异质性(见表1)，发现各指标的Q值均显著(p<0.05)，且I²值均大于75%(Higgins et al., 2003)，说明采用随机效应模型合理，不同研究的效应值差异可能与其他因素有关，有必要进行调节效应分析。

3.3 调节效应检验

就焦虑而言，如表2所示：(1)出版年代的调节效应显著(b=0.05, 95%CI=[0.005, 0.094])，2000～2005年的焦虑检出率为9.3%，2006～2011年为18.3%，2012～2017年为16.4%，2018～2022年为31.0%，大学教师的焦虑问题逐年上升；(2)测量工具和检出标准的调节效应显著，SAS测得的检出率较高；(3)检出时间的调节效应不显著；(4)学校类型的调节效应显著，高等职业学校(以下简称“高职院校”)教师焦虑检出率不及普通高等学校(以下简称“普通高校”)教师的一半；(5)性别的调节效应不显著；(6)经济区域的调节效应显著，东部教师的焦虑检出率最高，中部最低，东北和西部居中。说明大学教师的焦虑问题呈现逐年递增、东部和普通高校教师问题较为严重的局面。

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
调节变量	Q_B	df	p	类别	k	检出率	下限	上限
测量工具+检出标准	19.66	3	<0.001	GAD-7	2	0.240	0.067	0.579
				SAS	9	0.315	0.239	0.404
				SCL-90-2	20	0.164	0.130	0.205
				SCL-90-3	12	0.086	0.044	0.162
检出时间	0.29	2	0.879	一周	45	0.185	0.153	0.222
				两周	2	0.240	0.067	0.579
				无	3	0.165	0.064	0.362
学校类型	7.48	1	0.006	普通高校	42	0.208	0.173	0.247
学校类型	7.48	1	0.006	高职院校	8	0.095	0.054	0.163
性别	1.36	1	0.244	男	7	0.290	0.231	0.358
性别	1.36	1	0.244	女	12	0.234	0.172	0.309
经济区域	9.23	3	0.026	东北	6	0.147	0.080	0.253
				东部	13	0.271	0.200	0.357
				西部	11	0.168	0.112	0.245
				中部	16	0.139	0.096	0.198

　　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；受样本数量所限，检出时间的调节效应仅在焦虑、抑郁和睡眠问题中被检验，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)；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=0.04, 95%CI=[−0.012, 0.092])，新世纪以来大学教师的抑郁问题虽有上升趋势，但变化不明显；(2)测量工具和检出标准的调节效应显著，CES-D测得的检出率较高；(3)检出时间的调节效应不显著；(4)学校类型的调节效应边缘显著，普通高校教师的检出率高于高职院校教师；(5)性别的调节效应不显著；(6)经济区域的调节效应边缘显著，东北和东部教师抑郁检出率较高，西部和中部较低。与焦虑类似，大学教师的抑郁检出率受测量工具、学校类型和区域影响较大。

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
调节变量	Q_B	df	p	类别	k	检出率	下限	上限
测量工具+检出标准	83.68	3	<0.001	CES-D	3	0.549	0.478	0.618
				SDS	8	0.273	0.202	0.357
				SCL-90-2	20	0.178	0.137	0.227
				SCL-90-3	12	0.107	0.056	0.195
检出时间	1.82	1	0.178	一周	47	0.210	0.171	0.255
检出时间	1.82	1	0.178	无	3	0.175	0.145	0.208
学校类型	3.66	1	0.056	普通高校	38	0.241	0.196	0.293
学校类型	3.66	1	0.056	高职院校	13	0.139	0.078	0.235
性别	0.08	1	0.779	男	6	0.289	0.224	0.364
性别	0.08	1	0.779	女	10	0.270	0.177	0.389
经济区域	7.49	3	0.058	东北	9	0.292	0.186	0.427
				东部	13	0.262	0.176	0.371
				西部	11	0.153	0.100	0.225
				中部	14	0.166	0.115	0.234

　　注：CES-D为流调用抑郁自评量表(张明园, 1998)；SDS为抑郁自评量表(Zung, 1965)。

就睡眠问题而言，如表4所示：(1)出版年代的调节效应不显著(b=−0.001, 95%CI=[−0.047, 0.044])；(2)测量工具和检出标准的调节效应显著，以睡眠质量为检出工具时所测得的检出率最高；(3)检出时间的调节效应不显著；(4)学校类型的调节效应不显著；(5)性别的调节效应不显著；(6)经济区域的调节效应不显著，仅呈现东北和东部较高、西部和中部较低的倾向。相比焦虑和抑郁，普通高校和高职院校教师的睡眠问题检出率均较高，区域差异不明显。

表4 睡眠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
调节变量	Q_B	df	p	类别	k	检出率	下限	上限
测量工具+检出标准	7.87	2	0.020	PSQI	7	0.216	0.148	0.305
				睡眠时长	18	0.180	0.136	0.235
				睡眠质量	10	0.293	0.235	0.358
检出时间	2.31	2	0.315	每天	13	0.261	0.185	0.355
				一个月	10	0.249	0.174	0.344
				无	23	0.193	0.145	0.252
学校类型	0.17	1	0.677	普通高校	45	0.230	0.192	0.272
学校类型	0.17	1	0.677	高职院校	3	0.182	0.054	0.463
性别	0.46	1	0.499	男	8	0.212	0.118	0.349
性别	0.46	1	0.499	女	8	0.164	0.097	0.263
经济区域	4.35	3	0.226	东北	5	0.328	0.214	0.466
				东部	20	0.244	0.197	0.299
				西部	12	0.179	0.113	0.272
				中部	10	0.194	0.090	0.369

　　注：PSQI为匹兹堡睡眠指数量表(Buysse et al., 1989)；“睡眠时长”指采用自编问卷测量被试的睡眠时间，睡眠时间少于6小时则为存在睡眠问题；“睡眠质量”指采用自编问卷让被试自评睡眠质量，睡眠质量差则为存在睡眠问题。

就躯体化问题而言，如表5所示：(1)出版年代的调节效应不显著(b=0.03, 95%CI=[−0.035, 0.091])；(2)测量工具和检出标准的调节效应不显著；(3)学校类型的调节效应不显著；(4)性别的调节效应不显著；(5)经济区域的调节效应不显著，仅呈现东部较高，东北、西部和中部较低的趋势。说明大学教师的躯体化问题受各类因素的影响较小，不同类型和区域教师的躯体化问题发生率较为相似。

表5 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
调节变量	Q_B	df	p	类别	k	检出率	下限	上限
测量工具+检出标准	0.12	1	0.732	SCL-90-2	18	0.142	0.104	0.192
测量工具+检出标准	0.12	1	0.732	SCL-90-3	12	0.130	0.083	0.198
学校类型	2.13	1	0.145	普通高校	21	0.177	0.130	0.238
学校类型	2.13	1	0.145	高职院校	13	0.116	0.070	0.186
性别	0.33	1	0.563	男	3	0.195	0.162	0.233
性别	0.33	1	0.563	女	7	0.226	0.138	0.348
经济区域	6.75	3	0.080	东北	5	0.149	0.091	0.236
				东部	6	0.325	0.170	0.531
				西部	8	0.126	0.063	0.235
				中部	13	0.124	0.086	0.174

就强迫问题而言，如表6所示：(1)出版年代的调节效应不显著(b=0.02, 95%CI=[−0.037, 0.088])；(2)测量工具和检出标准的调节效应不显著；(3)学校类型的调节效应不显著；(4)性别的调节效应不显著；(5)经济区域的调节效应不显著。各类教师的强迫问题较为一致。

表6 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
调节变量	Q_B	df	p	类别	k	检出率	下限	上限
测量工具+检出标准	3.26	1	0.071	SCL-90-2	20	0.244	0.191	0.307
测量工具+检出标准	3.26	1	0.071	SCL-90-3	11	0.137	0.072	0.244
学校类型	1.58	1	0.209	普通高校	22	0.251	0.192	0.321
学校类型	1.58	1	0.209	高职院校	12	0.170	0.092	0.291
性别	0.02	1	0.900	男	2	0.475	0.427	0.522
性别	0.02	1	0.900	女	5	0.459	0.249	0.732
经济区域	6.86	3	0.076	东北	5	0.272	0.147	0.447
				东部	7	0.358	0.241	0.495
				西部	8	0.153	0.066	0.316
				中部	12	0.184	0.115	0.280

就偏执问题而言，如表7所示：(1)出版年代的调节效应不显著(b=0.03, 95%CI=[−0.034, 0.096])；(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所测得的检出率明显高于以因子分数大于等于3为标准；(3)学校类型的调节效应不显著；(4)性别的调节效应不显著；(5)经济区域的调节效应不显著。综上，各因素中仅检出标准对偏执问题的检出率影响较大。

表7 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
调节变量	Q_B	df	p	类别	k	检出率	下限	上限
测量工具+检出标准	3.94	1	0.047	SCL-90-2	19	0.162	0.125	0.207
测量工具+检出标准	3.94	1	0.047	SCL-90-3	12	0.083	0.043	0.152
学校类型	2.17	1	0.140	普通高校	22	0.166	0.123	0.221
学校类型	2.17	1	0.140	高职院校	12	0.098	0.050	0.183
性别	0.63	1	0.429	男	3	0.302	0.183	0.453
性别	0.63	1	0.429	女	7	0.226	0.125	0.374
经济区域	4.63	3	0.201	东北	5	0.174	0.090	0.312
				东部	7	0.219	0.104	0.406
				西部	8	0.142	0.076	0.250
				中部	12	0.091	0.054	0.151

就敌对问题而言，如表8所示：(1)出版年代的调节效应不显著(b=0.08, 95%CI=[−0.009, 0.250])；(2)测量工具和检出标准的调节效应不显著；(3)学校类型的调节效应不显著；(4)性别的调节效应不显著；(5)经济区域的调节效应不显著。与强迫问题类似，教师敌对问题的检出率受各调节因素的影响均不显著。但从检出率大小来看，仍需重点关注东部和普通高校教师。

表8 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
调节变量	Q_B	df	p	类别	k	检出率	下限	上限
测量工具+检出标准	3.05	1	0.081	SCL-90-2	19	0.170	0.142	0.203
测量工具+检出标准	3.05	1	0.081	SCL-90-3	12	0.092	0.046	0.178
学校类型	2.82	1	0.093	普通高校	22	0.169	0.128	0.220
学校类型	2.82	1	0.093	高职院校	13	0.096	0.050	0.174
性别	0.56	1	0.454	男	3	0.232	0.154	0.333
性别	0.56	1	0.454	女	7	0.173	0.084	0.322
经济区域	7.11	3	0.068	东北	5	0.138	0.070	0.255
				东部	7	0.246	0.128	0.420
				西部	8	0.167	0.097	0.274
				中部	13	0.096	0.065	0.139

3.4 出版偏倚检验

首先，各指标的失安全系数均远超临界值(5K+10，K表示独立效果量)。其次，p-curve分析表明，p曲线均呈显著右偏态，即p值在0～0.025的数量超过其在0.025～0.05的数量。综上，说明本研究不存在严重的出版偏倚。

4 讨论

本研究采用元分析方法，对新世纪以来大学教师心理健康问题的检出率进行了定量整合，并探究了潜在的调节变量，使得我国大学教师心理健康基本情况得以清晰呈现，有助于“对症下药”、有所侧重地提升教师的心理健康水平。

4.1 心理健康问题的总体检出率

本研究发现自2000年以来，大学教师心理健康问题检出率由高到低依次是：睡眠问题、强迫问题、抑郁、焦虑、躯体化问题、偏执问题和敌对问题。其中，睡眠问题、强迫问题和抑郁在各类教师中的发生率均位列前三，普通高校教师的心理健康问题普遍高于高职院校教师。另外，本研究结果可以部分印证大学生抑郁和睡眠障碍等心理健康问题的高检出率可能与师源性的心理健康问题有关(陈雨濛等, 2022)。因此，提高教师的心理健康水平可能是学校心理健康教育的重要突破口，尤其应关注占比超过三分之二的普通高校教师的心理困扰。

与相关研究对比发现，大学教师的心理健康问题普遍高于一般成人，但不同类型教师之间存在差异。首先，从检出率较高的睡眠、强迫、抑郁和焦虑问题来看。第一，大学教师的睡眠问题高于中国一般人群15.0%的失眠检出率(Cao et al., 2017)。但相比其他国家的教师群体，我国大学教师的睡眠问题检出率相对较低(Gierc et al., 2023)。第二，教师强迫问题始终较为严重(衣新发等, 2014)，这可能与教师的职业道德要求较高有关。高校教师需具备严谨的治学态度和敬生爱生的职业素养，以身作则、不容出错。过高的要求和较低的容错率难免使教师过于苛责，出现反复检查文稿文件等强迫行为，甚至扩散至生活工作的其他方面，导致强迫症状。第三，普通高校教师的抑郁检出率明显高于其他国家大学教师19.0%的检出率(Ozamiz-Etxebarria et al., 2021)。这可能与亚洲国家教师的抑郁问题普遍高于欧美国家教师有关(Biernat et al., 2022)，反映了我国普通高校教师的工作内容较多、工作倦怠更为严重的现状(Nie & Sun, 2016)。第四，普通高校教师的焦虑检出率高于一般成人(15.8%)(傅小兰等, 2023)，高职院校教师则低于其他成年群体。说明“非升即走”等考核制度可能会增加普通高校教师的工作不稳定性，使其焦虑水平有所提升。

其次，大学教师的躯体化、偏执和敌对问题相对较轻。与以往研究结果一致，教师的躯体化问题并没有明显高于其他职业群体(van Droogenbroeck & Spruyt, 2015)。但是单从检出率来看，大学教师的躯体化问题仍较为严重。说明以量化考核为主的聘任制使得教师需同时面对繁重的教学和科研任务，生活规律性降低，慢性疲劳等躯体化症状增加。另外，大学教师的偏执问题相对较低，这可能与各学段教师的工作重心不同有关。教师偏执行为通常发生在对学生的管理过程中(Lopes et al., 2020)，大学教师较少涉及管理工作，因此偏执的发生率较低。最后，普通高校和高职院校教师的敌对问题均处于较低水平。与偏执类似，教师的敌对往往与师生关系的冲突有关。高等教育阶段，师生关系相对疏离，“平淡化”的师生人际关系可能弱化了教师的人际敌对行为(陆林召, 2017)。

4.2 心理健康问题检出率的调节效应

第一，出版年代仅对焦虑检出率存在调节作用。自新世纪以来，大学教师的焦虑水平逐年上升，近五年(2018～2022年)检出率高达31.0%，几乎是2021～2022年我国成人平均焦虑检出率(15.8%)的两倍(傅小兰等, 2023)。说明高等教育体制、聘任制改革，以及互联网技术的发展等因素都在增加大学教师的工作压力，引发焦虑情绪。除焦虑外，其他大部分指标的检出率也在逐年增加，但趋势较为微弱。这在一定程度上验证了以往横断历史研究结果的不一致性(孙乐芩等, 2007; Yang et al., 2019)。说明遏制教师心理疾病的恶化趋势应以缓解焦虑为重心，辅以对其他心理问题的预防和干预。

第二，测量工具和检出标准对教师焦虑、抑郁、睡眠和偏执问题的调节作用显著，不同工具的测量一致性较低。在焦虑和抑郁问题上，SCL-90的测量结果偏低，可能与该量表所测量的心理问题严重程度较高有关(张明园, 1998)。对于睡眠问题，单纯以主观评价的睡眠质量作为检出标准时的误差较大，未来应选择较为成熟的量表测量。另外，SCL-90的检出标准对偏执的调节作用显著，对躯体化、强迫和敌对的调节不显著。侧面说明存在重度心理健康问题的教师比例相对较少，对总检出率的影响较小。总之，未来研究应考虑不同工具可能造成的测量偏差，并加快开发针对高校教师心理健康的有效工具。

第三，受亚组样本数量所限，检出时间的调节效应仅在焦虑、抑郁和睡眠问题中被检验，且均不显著。说明教师的心理状态相对稳定(Koivumaa-Honkanen et al., 2005)，侧面反映其心理状态较难改变，教师心理健康干预可能较为困难。另外，这一结果也可能与不同亚组间的样本数量不平衡有关，影响差异检验的显著性(Cohen, 1992)。尤其睡眠问题中，不同检出时间的检出率相差不大可能与测量工具较为混杂、成熟性较低有关。

第四，学校类型对焦虑和抑郁检出率的调节效应显著或边缘显著，普通高校教师的焦虑和抑郁检出率明显高于高职院校教师。从压力类型和大小来看，虽然高职院校教师需面临较高的角色压力，但相比普通高校教师，其工作的不确定性和职业倦怠水平较低，而这正是诱发焦虑和抑郁的关键要素(Nie & Sun, 2016)。另外，在其他心理健康问题上，普通高校教师的心理健康问题水平也略微高于高职院校教师。说明普通高校教师可能面临更多的岗位竞争和工作压力。因此，在教师心理健康干预中也应实现“类型教育”区别化，增加对普通高校教师的心理关怀。

第五，教师性别在各类指标中的调节作用均不显著。以往研究关于男女教师心理健康水平是否存在差异的争论较大。一方面，一些研究并未发现某种性别教师的心理疾病易感性更高(杨睿娟, 游旭群, 2017; Cao et al., 2017)。另一方面，也有不少研究发现男女教师心理健康问题的发生率不同，整体表现为女性教师的焦虑和抑郁问题更为严重(Shen et al., 2014)。本研究结果支持前者观点，可能与大学教师的性别比更为均衡，性别角色分工现象较少有关。为此，针对高校男女教师的心理健康保健同等重要，不应区别对待。

第六，从经济区域来看，大学教师的焦虑和抑郁检出率存在明显的区域差异，其他心理问题的区域差异不显著。具体来看，东部教师的焦虑水平较高，东北和东部教师的抑郁水平较高。可见，在我国社会转型的高速发展时期，东部地区教师发展的福利期已经逐渐转变为教师资源的饱和期。教师数量的增加和大量人才的流入必然造成竞争压力增大、考核标准更为严格，引发教师的焦虑和抑郁。另外，东北地区教师抑郁水平较高可能与薪酬水平较低、教师职业倦怠较高有关。

4.3 研究不足与展望

首先，本研究基于DSM-ICD分类诊断框架，仅以基础心理健康问题为指标，无法覆盖其他综合性心理问题。未来研究可考虑以职业倦怠和工作压力等复合型心理健康问题为指标，探究其检出率并与本研究进行对比。其次，受原始数据所限，依据教师年龄等因素报告检出率的研究数量过少，无法分析。然而，在“非升即走”制度压力下，青年教师的心理健康问题可能更多(田贤鹏, 姜淑杰, 2022)，年龄可能是影响教师心理健康的关键因素。未来有必要增加对不同年龄教师心理健康问题检出率的研究，并探究其是否存在调节作用。最后，本研究仅从“描述”层面，对大学教师的心理健康现状进行初步探索，缺少对教师心理健康保健以及个人专业成长等方面的指导意见。未来可在此基础上，为大学教师提供针对性的有效措施，并综合分析不同干预措施的有效性，实现教师心理健康水平“主次有序”的稳步提升。

5 结论

本研究通过对2000～2022年发表的大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)大学教师不同心理健康问题的检出率存在差异，排名前三的问题依次是睡眠问题、强迫问题和抑郁；(2)大学教师心理健康问题整体呈上升趋势，焦虑的恶化趋势最明显；(3)焦虑、抑郁、睡眠问题的检出率与测量工具和检出标准有关；(4)大学教师心理健康问题检出率较为稳定，不受检出时间所影响；(5)普通高校教师的心理健康问题普遍高于高职院校教师，以焦虑和抑郁问题最为明显；(6)不同性别教师的心理健康水平不存在明显差异；(7)东部和东北地区教师的心理健康问题普遍高于中西部地区，尤其是焦虑和抑郁问题。

References

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陈雨濛, 张亚利, 俞国良. 2010~2020中国内地大学生心理健康问题检出率的元分析. 心理科学进展, 2022, 30 (5): 991- 1004.

DOI

傅小兰, 张侃, 陈雪峰, 陈祉妍. (2023). 心理健康蓝皮书: 中国国民心理健康发展报告(2021–2022). 北京: 社会科学文献出版社.

高云, 周英. 高校教师心理健康状况. 中国健康心理学杂志, 2017, 25 (4): 525- 528.

陆林召. 高校师生关系功利化倾向及矫正. 国家教育行政学院学报, 2017, (8): 47- 52.

DOI

马定松, 秦竹, 王臻. 高校教师焦虑状况. 中国健康心理学杂志, 2014, 22 (5): 734- 735.

孙乐芩, 冯江平, 林莉. 大学教师SCL-90研究的元分析. 大学教育科学, 2007, (6): 53- 57.

DOI

田贤鹏, 姜淑杰. 为何而焦虑: 高校青年教师职业焦虑调查研究——基于“非升即走”政策的背景. 高教探索, 2022, (3): 39- 44, 87.

DOI

杨睿娟, 游旭群. 对付出-回报失衡理论的推进——基于经济报酬对教师心理健康的影响. 心理学报, 2017, 49 (9): 1184- 1194.

衣新发, 赵倩, 胡卫平, 李骏. 中国教师心理健康状况的横断历史研究: 1994~2011. 北京师范大学学报(社会科学版), 2014, (3): 12- 22.

俞国良, 张亚利. 大中小幼心理健康教育一体化: 人格的视角. 教育研究, 2020, 41 (6): 125- 133.

张积家, 陆爱桃. 十年来教师心理健康研究的回顾和展望. 教育研究, 2008, (1): 48- 55.

张明园. (1998).精神科评定量表手册 (第2版). 长沙: 湖南科学技术出版社

Biernat, E., Piątkowska, M., & Rozpara, M. Is the prevalence of low physical activity among teachers associated with depression, anxiety, and stress. International Journal of Environmental Research and Public Health, 2022, 19 (14): 8868.

DOI

Buysse, D. J., Reynolds III, C. F., Monk, T. H., Berman, S. R., & Kupfer, D. J. The Pittsburgh Sleep Quality Index: A new instrument for psychiatric practice and research. Psychiatry Research, 1989, 28 (2): 193- 213.

DOI

Cao, X. L., Wang, S. B, Zhong, B. L., Zhang, L., Ungvari, G. S., Ng, C. H., … Xiang, Y. T. The prevalence of insomnia in the general population in China: A meta-analysis. PLoS One, 2017, 12 (2): e0170772.

DOI

Cohen, J. A power primer. Psychological Bulletin, 1992, 112 (1): 155- 159.

DOI

Derogatis, L. R., Lipman, R. S., & Covi, L. SCL-90: An outpatient psychiatric rating scale—Preliminary report. Psychopharmacology Bulletin, 1973, 9 (1): 13- 28.

Gierc, M., Jackowich, R. A., Halliday, S., & Davidson, J. R. A scoping study of insomnia symptoms in school teachers. Behavioral Sleep Medicine, 2023, 21 (3): 304- 321.

DOI

Higgins, J. P., Thompson, S. G., Deeks, J. J., & Altman, D. G. Measuring inconsistency in meta-analyses. British Medical Journal, 2003, 327 (7414): 557- 560.

DOI

Kendell, R., & Jablensky, A. Distinguishing between the validity and utility of psychiatric diagnoses. The American Journal of Psychiatry, 2003, 160 (1): 4- 12.

DOI

Khasawneh, S. Factors influencing the career planning and development of university students in Jordan. Australian Journal of Career Development, 2010, 19 (2): 41- 48.

DOI

Koivumaa-Honkanen, H., Kaprio, J., Honkanen, R. J., Viinamäki, H., & Koskenvuo, M. The stability of life satisfaction in a 15-year follow-up of adult Finns healthy at baseline. BMC Psychiatry, 2005, 5 (1): 4.

DOI

Lopes, B. C. D. S., Bortolon, C., Macioce, V., & Raffard, S. The positive relationships between paranoia, perceptions of workplace bullying, and intentions of workplace deviance in United Kingdom and French teachers: Cross-cultural aspects. Frontiers in Psychiatry, 2020, 11, 203.

DOI

Nie, Y. Z., & Sun, H.T. Why do workaholics experience depression? A study with Chinese university teachers. Journal of Health Psychology, 2016, 21 (10): 2339- 2346.

DOI

Ozamiz-Etxebarria, N., Mondragon, N. I., Bueno-Notivol, J., Pérez-Moreno, M., & Santabárbara, J. Prevalence of anxiety, depression, and stress among teachers during the COVID-19 pandemic: A rapid systematic review with meta-analysis. Brain Sciences, 2021, 11 (9): 1172.

DOI

Page, M. J., McKenzie, J. E., Bossuyt, P. M., Boutron, I., Hoffmann, T. C., Mulrow, C. D., ... Moher, D. The PRISMA 2020 statement: An updated guideline for reporting systematic reviews. International Journal of Surgery, 2021, 88, 105906.

DOI

Rothstein, H. R., Sutton, A. J., & Borenstein, M. (2005). Publication bias in meta-analysis: Prevention, assessment and adjustments. Hoboken, NJ: Wiley.

Shen, X., Yang, Y. L., Wang, Y., Liu, L., Wang, S., & Wang, L. The association between occupational stress and depressive symptoms and the mediating role of psychological capital among Chinese university teachers: A cross-sectional study. BMC Psychiatry, 2014, 14 (1): 329.

DOI

Spitzer, R. L., Kroenke, K., Williams, J. B. W., & Löwe, B. A brief measure for assessing generalized anxiety disorder: The GAD-7. Archives of Internal Medicine, 2006, 166 (10): 1092- 1097.

DOI

van Droogenbroeck, F., & Spruyt, B. Do teachers have worse mental health? Review of the existing comparative research and results from the Belgian Health Interview Survey. Teaching and Teacher Education, 2015, 51, 88- 100.

DOI

Yang, R. J., You, X. Q., Zhang, Y., Lian, L., & Feng, W. Teachers’ mental health becoming worse: The case of China. International Journal of Educational Development, 2019, 70, 102077.

DOI

Zung, W. W. K. A self-rating depression scale. Archives of General Psychiatry, 1965, 12 (1): 63- 70.

DOI

Zung, W. W. K. A rating instrument for anxiety disorders. Psychosomatics, 1971, 12 (6): 371- 379.

DOI

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