3.8 Q1 | meta | 加拿大渥太华大学| 师生关系和 ADHD 症状：荟萃分析

第一段–文章基本信息

文章题目：The student-teacher relationship and ADHD symptomatology: A meta-analysis

中文标题：师生关系和 ADHD 症状：荟萃分析

发表杂志：Depress Anxiety 

影响因子：1区，IF=3.8

发表时间：2023年9月

第二段–本文创新点和科研启发

本文创新点和科研启发

综合评估与量化关系：通过荟萃分析方法，整合了大量研究的数据，首次系统地量化了学生-教师关系与ADHD症状之间的关联强度，为教育和心理健康领域提供了明确且可靠的关系证据。

揭示潜在因果机制：分析结果揭示了学生-教师关系质量对ADHD症状的潜在影响机制，指出积极的师生关系可能通过改善学生的课堂参与度、增强自信心和减少行为问题，从而减轻ADHD症状，为干预措施的设计提供了理论依据。

为教育实践提供指导：研究结果强调了教师在ADHD管理中的重要作用，提示教师可以通过改善与学生的互动方式（如采用积极的反馈、建立信任关系）来有效缓解ADHD症状，为学校教育实践和教师培训提供了具体且可操作的建议。

第三段-Introduction

背景

ADHD 是一种常见的儿童期疾病，全球患病率为 5%–7%，其主要表现为注意力不集中、多动和冲动性，导致学业和社交困难。《精神障碍诊断与统计手册》第五版（DSM–5）将 ADHD 症状分为三种类型：注意力不集中型、多动-冲动型和混合型。研究表明，ADHD 儿童在学校环境中面临更多挑战，且这些障碍在学校情境中会进一步加剧。越来越多的研究强调，师生关系对 ADHD 儿童尤为重要。因此，本研究通过荟萃分析现有文献，探讨师生关系质量与 ADHD 症状之间的联系，以更全面地了解 ADHD 儿童与教师之间的关系类型，从而为预防和干预提供依据。

第四段-Methods

方法

文献检索

通过三个数据库（PsycINFO、ERIC和ProQuest）进行了系统的文献检索，检索内容包括论文和学位论文。检索使用了多种医学主题标题（MeSH）术语和关键词，具体检索策略见附录。 在文献综述过程中，还通过追溯和前瞻引用进行了非正式的手动检索，并联系了相关领域的专家以获取未发表的研究。初步系统文献检索于2020年11月进行，共识别出306项研究，去除重复项后剩余274项。文章随后上传至系统综述管理软件（Covidence）进行审查。

研究筛选

根据预设的纳入和排除标准筛选研究。研究必须报告学生的多动和/或注意力不集中症状，且需通过有效的定量测量工具（如社会困难问卷）或由专业人员进行正式诊断。研究样本可以包括不同程度的多动和/或注意力不集中水平，不要求正式的ADHD诊断。研究还必须包括学生-教师关系质量的定量测量，并评估关系的亲近性（如温暖、支持）和/或冲突（如敌意、不认可）。研究需涵盖学龄前至12年级（3-18岁），发表于1994年之后，以英语撰写，为实证性原始研究，并报告相关变量之间的相关系数或足够数据以计算效应量。第一阶段由第一作者筛选文章标题和摘要，第二阶段由第一和第二作者对114项剩余研究进行全文审查，最终纳入27项研究（图1）。筛选过程中的分歧通过讨论解决。

研究编码

对最终纳入的27项研究进行了编码，涉及样本和方法学特征。第二编码员对7项研究（>20%）进行编码以建立编码者间信度，信度为96.24%，表明高度一致（表1）。研究编码分为五个类别：（a）样本特征（如性别、样本量）；（b）测量特征（如测量工具、信息来源）；（c）设计特征（横断面与纵向）；（d）来源特征（如发表状态、发表年份）；（e）研究质量（通过研究设计质量评估工具的三个项目衡量）。最终样本包括21篇已发表研究、4篇硕士论文和2篇博士论文，共17,236名参与者，发表年份为2002-2020年。样本量范围为18-4,822名儿童，平均样本量为616名儿童。大多数参与者年龄在3-12岁之间。18项研究（66.7%）满足所有三项研究质量标准，8项研究（29.6%）满足两项，1项研究（3.7%）仅满足一项。

荟萃分析方法

使用Comprehensive Meta-Analysis软件进行了两次荟萃分析，分别考察ADHD与学生-教师关系亲近性和冲突的关系。由于亲近性和冲突是关系质量的两个独立维度，因此分别进行分析。选择相关系数作为效应量指标，因为大多数研究报告了相关系数，且易于解释。20项研究提供了ADHD症状与亲近性和/或冲突的相关系数，6项研究提供了均值和方差数据，2项研究提供了回归分析的β值并手动转换为相关系数。所有相关系数通过Fisher’s Z转换为Z值以标准化数据，最终结果转换回Pearson r系数进行解释。采用随机效应模型进行分析，假设研究间的变异是由于抽样误差和其他因素（如学生年龄、测量类型）导致的。效应量大小根据Cohen（1992）的标准解释：r=0.10-0.29为小效应，r=0.30-0.49为中等效应，r>0.50为大效应。为满足效应量独立性假设，每个研究样本在单次荟萃分析中仅表示一次，通过平均和合并数据实现。对于纵向研究，如果多个时间点在同一学年内，则数据合并；如果跨越多年或包含干预，则仅提取第一个时间点的数据。当不同研究使用相同样本和测量工具时，优先选择报告方法和样本特征最详细的研究，或选择最易转换为所需效应量的研究。

发表偏倚

为减少发表偏倚，尝试识别未发表的研究，并纳入未发表的学位论文和论文，以更真实地估计ADHD症状与学生-教师关系质量之间的关联。通过Egger回归检验和Rosenthal的Fail-safe N评估发表偏倚。Egger回归检验评估效应量估计与样本量之间的关联，缺乏这种关联表明不存在发表偏倚。Rosenthal的Fail-safe N通过计算需要多少个效应量为零的研究才能将总体效应量降低到非显著水平，来评估荟萃分析的稳健性。

调节变量分析

进行了八项调节变量分析，以确定每个调节变量水平对ADHD症状与学生-教师关系质量关联的影响。每个调节变量水平至少包含三项研究。除单个水平少于五项研究的情况外，均采用混合效应模型。调节变量包括：

1.  年级水平 ：分为学龄前至幼儿园和1年级及以上。 

2.  性别/男性比例 ：通过样本中男性比例评估性别对关联的影响。

3. ADHD信息来源 ：分为单一信息来源（学生、教师或家长）和多重信息来源。

4.  学生-教师关系质量信息来源 ：分为单一信息来源和多重信息来源。

5.  信息来源一致性 ：分为一致（同一信息来源）和不一致（不同信息来源）。

6.  样本类型 ：分为实验性（包含ADHD组和对照组）和群体性（社区样本）。 

7.  共病报告 ：分为报告共病（存在其他精神障碍）和未报告共病。

8.  ADHD表现类型 ：对于提供足够数据的研究，将ADHD症状分为多动和注意力不集中两类。

第五段-Results

结果

发表偏倚

在探讨ADHD与学生-教师关系亲近性的荟萃分析中，Egger线性回归分析结果不显著（p = 0.82），Rosenthal的Fail-safe N值为318，远高于140的阈值。在评估ADHD与学生-教师关系冲突的荟萃分析中，Egger值不显著（p = 0.65），Rosenthal的Fail-safe N值为416，远高于所需的115项研究。这两种方法综合表明，两次荟萃分析均不存在显著的发表偏倚。

ADHD与学生-教师关系亲近性 

图2展示了计算出的效应量的完整分布以及汇总效应（位于图底部）。26个效应量的范围为-0.430到0.258。汇总效应显示，ADHD症状与学生-教师关系亲近性之间存在小而显著的负相关，r = -0.170，95%置信区间为[-0.226, -0.114]，Z = 5.830，p < 0.001。也就是说，ADHD症状水平较高的儿童与教师的亲近性较低。 方差齐性检验结果显著（Q(25) = 161.856，p < 0.001），表明研究间效应量存在真实变异性。I²指数为84.55%，表明样本研究中很大一部分变异是由于抽样误差之外的因素导致的。

ADHD与学生-教师关系冲突 

图3展示了第二次荟萃分析的所有21个效应量以及汇总效应，该分析考察了ADHD症状与学生-教师关系冲突的关系。效应量范围为0.028到0.650。图中最后一行的汇总效应显示，ADHD症状与学生-教师关系冲突之间存在显著的中等正相关，r = 0.414，95%置信区间为[0.321, 0.498]，Z = 8.063，p < 0.001。结果表明，ADHD症状水平较高的儿童与教师之间的冲突水平也较高。 

方差齐性检验结果显著（Q(20) = 376.178，p < 0.001），表明研究间效应量存在真实变异性，且存在大量超出抽样误差的变异。I²指数为94.683%，表明样本研究中很大一部分变异可归因于抽样误差之外的因素。

调节变量分析

年级水平

年级水平的调节变量分析结果显示，学龄前-幼儿园与1年级及以上学生之间，ADHD症状与学生-教师关系亲近性之间没有显著差异（Q = 0.006，p = 0.939）。同样，年级水平对ADHD症状与学生-教师关系冲突的关联也没有显著调节作用（Q = 0.162，p = 0.688）。

性别/男性比例 

通过元回归分析评估性别是否调节ADHD症状与学生-教师关系质量之间的关联。对于ADHD症状与学生-教师关系亲近性，研究中男性比例没有显著的调节作用（β = 0.080，p = 0.707；Q = 0.14）。同样，男性比例对ADHD症状与冲突之间的关联也没有调节作用（β = 0.319，p = 0.432；Q = 0.62）。 

ADHD信息来源 

ADHD信息来源的调节变量分析结果显示，对于ADHD症状与学生-教师关系亲近性，单一信息来源与多重信息来源之间没有显著的调节作用（Q = 2.537，p = 0.111）。对于ADHD症状与学生-教师关系冲突，单一信息来源与多重信息来源之间也没有显著的调节作用（Q = 0.533，p = 0.465）。 

学生-教师关系质量信息来源 

在ADHD症状与学生-教师关系亲近性的关联中，单一学生-教师关系质量信息来源与多重信息来源之间没有显著差异（Q = 0.530，p = 0.467）。由于只有两项研究使用多重信息来源评估学生-教师关系冲突，因此无法对ADHD症状与学生-教师关系冲突进行调节变量分析。 

信息来源一致性

信息来源一致性的调节变量分析结果表明，ADHD症状与学生-教师关系亲近性之间，信息来源一致与不一致之间没有显著差异（Q = 1.546，p = 0.214）。同样，信息来源一致性对ADHD症状与学生-教师关系冲突的关联也没有显著影响（Q = 0.508，p = 0.476）。

样本类型

（表2）样本类型的调节变量分析结果显示，实验性样本与群体性样本之间，ADHD症状与学生-教师关系亲近性之间没有显著的调节作用（Q = 0.040，p = 0.842）。对于ADHD症状与学生-教师关系冲突，实验性样本与群体性样本之间也没有显著的调节作用（Q = 2.916，p = 0.088）。 

共病报告

（表2）共病报告的调节变量分析结果显示，报告共病的研究与未报告共病的研究之间，在ADHD症状与学生-教师关系亲近性方面没有显著差异（Q = 1.726，p = 0.189）。然而，在ADHD症状与学生-教师关系冲突的关联中，共病报告具有显著影响（Q = 26.274，p < 0.001），表明未报告共病的研究中冲突水平较高，而报告共病的研究中冲突水平较低。

ADHD表现类型 

（表2）ADHD表现类型的调节变量分析结果显示，主要表现为多动症状的学生与主要表现为注意力不集中症状的学生之间，在ADHD症状与学生-教师关系亲近性方面没有显著差异（Q = 0.698，p = 0.404）。然而，在ADHD症状与学生-教师关系冲突的关联中，ADHD表现类型具有显著的调节作用（Q = 4.965，p = 0.026），表明表现出多动症状的学生与教师之间的冲突水平高于表现出注意力不集中症状的学生。

第六段–结论

结论

总之，本次荟萃分析的结果表明，表现出ADHD症状的学生往往与教师形成的关系亲近性较低，冲突性较高。这些结果证实了现有文献中观察到的趋势。这些发现对于考虑教师如何在课堂上最好地支持表现出ADHD症状的学生，并在学业、社交和心理功能领域促进积极结果具有重要意义。