收入對(duì)老年人抑郁水平的非線性影響研究
——來(lái)自CHARLS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

王浩林，張 弛

安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030

根據(jù)全國(guó)第七次人口普查的結(jié)果，我國(guó)60歲及以上的老年人口約為2.6 億人，占全國(guó)人口的18.70%。世界衛(wèi)生組織發(fā)布的《2013—2030 年精神衛(wèi)生綜合行動(dòng)計(jì)劃》顯示，老年人是發(fā)生精神健康問(wèn)題的高風(fēng)險(xiǎn)人群，老年人和年輕人是最容易受自殺思想影響并造成自我傷害的群體。我國(guó)一直以來(lái)都高度重視老年人的精神健康問(wèn)題，國(guó)家衛(wèi)健委等15 個(gè)部門聯(lián)合印發(fā)《“十四五”健康老齡化規(guī)劃》，提出要完善精神障礙類疾病早期預(yù)防及干預(yù)機(jī)制，擴(kuò)大老年人心理關(guān)愛行動(dòng)覆蓋范圍。因此，在我國(guó)乃至全球人口老齡化趨勢(shì)不可逆轉(zhuǎn)的大背景下，不僅要關(guān)注老年人的身體健康，也需要關(guān)注老年人的精神健康，維護(hù)和保持老年人良好的精神健康，對(duì)于增加他們的生活幸福感和獲得感、充分挖掘老年人力資本潛力、使其富有成效地參與社區(qū)生活至關(guān)重要。

對(duì)老年人精神健康問(wèn)題的早期預(yù)防和干預(yù)除了需要提供精神衛(wèi)生服務(wù)，控制誘發(fā)精神健康問(wèn)題的社會(huì)因素也至關(guān)重要，如貧困。2021年，習(xí)近平總書記莊嚴(yán)宣告全面建成了小康社會(huì)，絕對(duì)貧困在我國(guó)已經(jīng)得到消除。那么收入的提升對(duì)老年人抑郁水平有何影響，進(jìn)入小康社會(huì)后這種影響是否會(huì)發(fā)生變化？對(duì)上述問(wèn)題的回答有助于精準(zhǔn)施策，在相對(duì)貧困時(shí)代提升老年人精神健康水平和幸福感。

一、文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)因素是健康負(fù)向事件最基本的影響因素［1］。有學(xué)者［2-3］認(rèn)為，收入是老年人身心健康的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，當(dāng)老年人無(wú)收入、收入過(guò)低或不穩(wěn)定時(shí)，容易產(chǎn)生精神緊張和焦慮情緒，影響老年人正常活動(dòng)和社會(huì)交往，高收入水平對(duì)老年人的精神健康有正向影響。養(yǎng)老金是老年人重要的收入來(lái)源，隨著養(yǎng)老金水平提高，老年人自評(píng)健康水平越來(lái)越好［4］。有學(xué)者用生活滿意度測(cè)量精神健康水平，發(fā)現(xiàn)其隨著經(jīng)濟(jì)收入的增加而提升［5-6］。除收入的客觀水平，人們對(duì)收入水平的主觀評(píng)價(jià)也影響著精神健康水平。實(shí)證研究表明，老年人的經(jīng)濟(jì)狀況滿意度對(duì)其精神健康狀況具有顯著的正向影響［7］。然而部分學(xué)者有其他發(fā)現(xiàn)，收入對(duì)農(nóng)村老年人幸福感的影響并不顯著［8］，更有學(xué)者得出截然相反的結(jié)論，即隨著收入水平提高，老年人的精神健康水平變?cè)愀饬耍?］。對(duì)不同國(guó)家居民的研究結(jié)果也表現(xiàn)出差異性，金融危機(jī)對(duì)印度尼西亞部分居民的精神健康產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)面影響，即使社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平恢復(fù)到危機(jī)發(fā)生前，這種負(fù)面影響也會(huì)長(zhǎng)期持續(xù)下去［10］。在對(duì)拉丁美洲國(guó)家的研究中，收入和常見精神障礙的患病率無(wú)關(guān)，而在英國(guó)的研究則認(rèn)為收入和常見精神障礙的患病率相關(guān)，這表明不同國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也可能會(huì)造成研究結(jié)果產(chǎn)生差異［11］。

除了收入高低會(huì)對(duì)老年人精神健康產(chǎn)生影響，收入差距也是重要影響因素之一，收入差距會(huì)顯著影響農(nóng)村老年人的幸福感。有學(xué)者研究了收入不平等對(duì)老年人健康的影響，結(jié)果表明，收入不平等對(duì)老年人的健康產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響，同時(shí)農(nóng)村老年人和低收入老年人會(huì)受到更多由收入不平等帶來(lái)的負(fù)面影響［12］，收入相對(duì)剝奪對(duì)農(nóng)村中老年人的自評(píng)健康狀況和精神健康狀況具有負(fù)面影響，相對(duì)剝奪程度的提高使其精神抑郁的概率顯著增加［13］。但也有不同的觀點(diǎn)，有學(xué)者比較了收入最高的五分之一家庭和最低的五分之一家庭，并沒有找到收入不平等和他們的心理健康狀況不佳產(chǎn)生聯(lián)系的證據(jù)［14］。家庭收入和健康之間會(huì)產(chǎn)生持續(xù)的強(qiáng)關(guān)聯(lián)，但沒有證據(jù)支持收入不平等是常見身心健康障礙的主要因素［15］。部分學(xué)者研究了貧困問(wèn)題對(duì)老年人精神健康的影響，結(jié)果顯示，無(wú)論是絕對(duì)貧困還是相對(duì)貧困，對(duì)老年人的生活滿意度和抑郁感均有顯著的不利影響，并且絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困對(duì)城市老年人生活滿意度的影響都強(qiáng)于對(duì)農(nóng)村老年人生活滿意度的影響［16］。除此之外，有研究表明，貧困家庭中的老年人精神健康狀況更差，他們的精神健康問(wèn)題有很大一部分歸咎于經(jīng)濟(jì)上的貧困，經(jīng)濟(jì)上的貧困造成認(rèn)知狀況退化和精神上的抑郁，同時(shí)經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)精神健康的影響是非線性的［17］。

目前收入對(duì)老年人精神健康的影響仍有進(jìn)一步討論的空間，但收入對(duì)老年人的重要性卻有共識(shí)。相比于年齡較低的其他人群，老年人逐漸喪失了對(duì)身體的控制，從社會(huì)生產(chǎn)分工意義上一定程度斷開了同原有社會(huì)關(guān)系的連接，而收入對(duì)老年人具有更為重要的心理保障意義。受收入的邊際效用遞減啟發(fā)，一個(gè)統(tǒng)合不同觀點(diǎn)的解釋是收入對(duì)精神健康的作用也有相似表現(xiàn)，即非線性影響。目前研究結(jié)論都停留在線性的影響上，或具有積極影響或具有消極影響，鮮有學(xué)者研究收入狀況對(duì)老年人精神健康存在非線性影響的可能性。本文希望通過(guò)研究收入對(duì)老年人抑郁程度的非線性影響，為提升老年人精神健康水平精準(zhǔn)施策提供依據(jù)和建議。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源、模型構(gòu)建與變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所采用的微觀數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China health and retirement longitudinal study，CHARLS）數(shù)據(jù)庫(kù)。CHARLS 采集了豐富的人口學(xué)信息、收入支出信息以及健康方面的信息，切合本文研究主題。本文使用CHARLS 最新公布的2018 年調(diào)查數(shù)據(jù)。各省人均生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2019》。本文的研究對(duì)象為老年人，因此保留年齡60歲及以上的樣本，同時(shí)剔除相關(guān)變量缺失樣本，最終獲得8 141個(gè)樣本。

（二）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)收入對(duì)老年人抑郁水平的影響，本文首先使用線性回歸模型，回歸參數(shù)采用OLS 估計(jì)，具體模型設(shè)定如下：

式中，Y為老年人的抑郁水平，income 為家庭人均年收入，Xi為影響老年人抑郁水平的其他控制變量，包括個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)特征這三類變量，μ0為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為分析收入與老年人抑郁水平之間的非線性關(guān)系，檢驗(yàn)非線性關(guān)系的分界點(diǎn)，本文選用門檻回歸模型。Hansen 介紹了適用于截面數(shù)據(jù)的門檻模型［18］，本文借鑒Hansen 相關(guān)研究的設(shè)計(jì)思路，構(gòu)建收入對(duì)老年人抑郁水平影響的門檻回歸模型：

將家庭人均年收入的對(duì)數(shù)值ln income設(shè)為門檻變量。該模型表示僅存在單一門檻時(shí)的相關(guān)回歸模型，如果存在多門檻則需要在門檻回歸模型中加入更多的門檻區(qū)間，如雙門檻回歸模型表示如下：

（三）變量

1.抑郁水平

參照溫興祥等［17］學(xué)者的相關(guān)研究，本文根據(jù)精神抑郁這一變量衡量老年人的精神健康水平。CHARLS問(wèn)卷的“健康狀況和功能”這一模塊中專門設(shè)計(jì)了有關(guān)精神抑郁的問(wèn)題，通過(guò)對(duì)受訪者的提問(wèn)來(lái)估測(cè)受訪者的精神健康水平，本文根據(jù)這些問(wèn)題構(gòu)造相關(guān)的精神抑郁變量。

精神抑郁變量由問(wèn)卷提供的流調(diào)中心抑郁量表（center for epidemiologic studies depression scale，CES-D）計(jì)算獲得。CES-D 被廣泛應(yīng)用于心理健康領(lǐng)域，受到國(guó)際學(xué)界的普遍認(rèn)可。CHARLS 在問(wèn)卷中設(shè)計(jì)了10道相關(guān)的題目，用于詢問(wèn)受訪者是否存在某種感覺的頻率，這10 道題的得分總和，即為這位受訪者的CES-D得分。CES-D得分與精神健康水平成反比，CES-D得分越高，代表受訪者的精神抑郁水平越高，精神健康水平越不好。CES-D 的得分取值為10～40。

2.生活滿意度

通過(guò)受訪者的生活滿意度來(lái)衡量其精神健康水平，受訪者的生活滿意度越高，其精神健康水平越好，反之亦然。在CHARLS 問(wèn)卷的認(rèn)知和抑郁模塊，設(shè)計(jì)了有關(guān)受訪者滿意度的相關(guān)問(wèn)題，用于詢問(wèn)受訪者對(duì)生活各種事宜的滿意程度。問(wèn)卷總共設(shè)計(jì)了5 道題目，選項(xiàng)答案從1 到5 分別為“極其滿意”“非常滿意”“比較滿意”“不太滿意”“一點(diǎn)也不滿意”。本文將選項(xiàng)的數(shù)值設(shè)定為該問(wèn)題的得分，并將全部5 道題的得分相加，得到受訪者生活滿意度得分。因此，受訪者的生活滿意度的得分含義與CES-D得分相類似，受訪者的得分越高，代表其對(duì)生活的滿意程度越低，說(shuō)明其精神健康水平越差。生活滿意度的得分取值為5～25。

3.收入

本文使用家庭人均年收入反映家庭的收入狀況。家庭年總收入包括工資收入、轉(zhuǎn)移收入、農(nóng)業(yè)收入、個(gè)體經(jīng)營(yíng)收入和財(cái)產(chǎn)性收入［17］，把家庭年總收入除以家庭常住人口數(shù)，得到家庭人均年收入。刪除各類收入缺失樣本，同時(shí)為剔除收入極端情況對(duì)結(jié)果的影響，對(duì)收入的5%和95%做雙側(cè)截尾處理，最終獲得7 329個(gè)樣本。

4.控制變量

影響抑郁水平的因素眾多，本文參考李亞青等［19］的研究，加入了三種類型的控制變量。①個(gè)體因素是第一類需要控制的變量，包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育水平、慢性病狀況、殘疾狀況、睡眠狀況、養(yǎng)老保險(xiǎn)狀況。其中，本文設(shè)定受訪者如果有一項(xiàng)慢性病則判定為有慢性病，如果有一項(xiàng)身體殘疾則判定為身體殘疾；養(yǎng)老保險(xiǎn)狀況僅考慮是否有基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，不涉及補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)。②家庭因素是第二類需要控制的變量，包括健在的子女?dāng)?shù)量、子女經(jīng)濟(jì)支持和照顧小孩的時(shí)間。其中，子女經(jīng)濟(jì)支持用受訪者子女的年度經(jīng)濟(jì)支持總和表示；受訪者一年內(nèi)照顧所有小孩的時(shí)間總和表示照顧小孩時(shí)間。③社會(huì)因素是第三類需要控制的變量，包括老年人社會(huì)參與以及工作情況。CHARLS問(wèn)卷中的“生活方式和健康行為”模塊詢問(wèn)了受訪者過(guò)去一個(gè)月內(nèi)十項(xiàng)社交活動(dòng)參與情況，參照溫興祥等［17］的研究，本文使用數(shù)值型變量來(lái)測(cè)量老年人參與社會(huì)活動(dòng)的情況，從而更精確地反映現(xiàn)實(shí)情況，老年人每參與一項(xiàng)活動(dòng)記為1 分，如果十項(xiàng)活動(dòng)全部參加則記為10 分，因此社會(huì)參與這一變量的取值為0～10。CHARLS 問(wèn)卷中的“工作和退休”模塊詢問(wèn)了老年人工作情況，包括詢問(wèn)“受訪者過(guò)去一年的時(shí)間內(nèi)是否為自家或者其他農(nóng)戶進(jìn)行過(guò)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)并超過(guò)十天，以及除去務(wù)農(nóng)工作外上一周受訪者是否從事過(guò)其他工作，比如掙工資打工或者從事經(jīng)營(yíng)性生意等”，只要受訪者參與了任意一項(xiàng)工作，則將受訪者定義為在工作。考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)對(duì)人們收入的實(shí)際感受產(chǎn)生影響［20］，城鄉(xiāng)間甚至是不同城市之間都可能會(huì)產(chǎn)生較大的差異，本文還引入全國(guó)各省份的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為控制變量。表1 報(bào)告了本文使用的數(shù)值型變量的描述性統(tǒng)計(jì)，表2 報(bào)告了非數(shù)值型的其他二分類變量。收入、子女經(jīng)濟(jì)支持、照顧小孩時(shí)間和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量在實(shí)證分析中將做取對(duì)數(shù)處理。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 變量定義

三、實(shí)證結(jié)果與討論

（一）基準(zhǔn)回歸分析

參照李超等［21］的實(shí)證研究，本文首先使用線性回歸模型進(jìn)行回歸，以考察收入的變化是否會(huì)對(duì)老年人的抑郁水平產(chǎn)生直接影響。逐漸加入模型中所包含的控制變量，其中模型1 僅引入個(gè)體因素控制變量，模型2 在模型1 的基礎(chǔ)上，引入了家庭因素控制變量，模型3 在模型2 的基礎(chǔ)上，引入社會(huì)因素控制變量，回歸結(jié)果如表3 所示。

表3 線性回歸模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表3，模型1在控制了個(gè)體特征控制變量之后，收入的增加降低了老年人的精神抑郁程度，提升了他們的精神健康水平。在模型2 和模型3 中逐步控制了家庭特征控制變量和社會(huì)特征控制變量之后，上述回歸結(jié)果仍然是顯著的。隨著模型中控制變量的不斷加入，模型的決定系數(shù)R2逐漸增大，總體上介于0.15～0.20，說(shuō)明收入可以解釋老年人抑郁狀況變化的15%～20%，基本符合預(yù)期。對(duì)于基準(zhǔn)回歸結(jié)果的分析可以得出，收入會(huì)對(duì)老年人的抑郁水平產(chǎn)生影響，伴隨著收入的提升老年人群體的精神健康水平也會(huì)得到改善。

（二）門檻效應(yīng)分析

根據(jù)Hansen 的門檻回歸方法［18］，在進(jìn)行門檻回歸前，先對(duì)模型的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。以家庭人均年收入為門檻變量，對(duì)其門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，確定具體的門檻數(shù)。結(jié)果顯示，單一門檻和雙重門檻均通過(guò)了門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，在1%的水平上顯著，說(shuō)明模型存在雙重門檻（表4）。兩個(gè)門檻的估計(jì)值分別為7.275（95%CI：6.634～10.986）和8.949（95%CI：8.276～9.008）。

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)家庭人均年收入的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果和門檻估計(jì)值，雙重門檻將老年人的收入水平劃分出了三個(gè)不同的收入?yún)^(qū)間，將這兩個(gè)門檻值換算回具體的收入數(shù)值，7.275和8.949分別對(duì)應(yīng)1 444元和7 700 元，即三個(gè)收入?yún)^(qū)間分別為≤1 444 元、＞1 444～7 700 元和＞7 700 元。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2010 年貧困線標(biāo)準(zhǔn)為1 274 元，取居民平均收入的50%為相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)計(jì)算后為7 808 元［22］?？梢园l(fā)現(xiàn)，第一門檻值1 444 元與絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)較為接近，第二門檻值7 700 元與相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)比較接近。因而，將三個(gè)區(qū)間劃分為絕對(duì)貧困老年人群體（收入≤1 444 元）、相對(duì)貧困老年人群體（1 444 元＜收入≤7 700 元）和普通收入老年人群體（收入＞7 700 元）。模型的R2與前文的線性基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比變化不大，說(shuō)明模型的解釋能力與基準(zhǔn)回歸基本保持一致。

門檻效應(yīng)結(jié)果顯示，收入會(huì)對(duì)老年人的抑郁水平產(chǎn)生影響，并且該影響會(huì)伴隨著收入的變化而發(fā)生變化。具體來(lái)看，隨著收入水平的不斷提高，收入對(duì)老年人精神健康的促進(jìn)作用逐步減小。當(dāng)老年人收入水平低于門檻值1 444 元時(shí)，收入對(duì)老年人的精神健康具有積極的促進(jìn)作用，影響系數(shù)為-1.200；當(dāng)收入水平在門檻值1 444 元和7 700 元之間時(shí)，影響系數(shù)降為-1.071；當(dāng)收入水平高于門檻值7 700元時(shí)，影響系數(shù)再次降低至-0.954。即每當(dāng)收入提升1%，三個(gè)區(qū)間老年人群體CES-D測(cè)量的精神抑郁水平分別降低0.012 00、0.010 71 和0.009 54個(gè)單位。對(duì)于處于絕對(duì)貧困的老年人，收入對(duì)他們精神健康的正向影響是最大的。多重門檻模型估計(jì)具體結(jié)果見表5。

表5 門檻效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性分析

為了分析上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，參考翟紹果等［23］的相關(guān)研究，本文更換核心的被解釋變量CESD，引入同樣可以衡量老年人精神健康水平的生活滿意度變量。將核心被解釋變量更換為生活滿意度后，重新進(jìn)行回歸。通過(guò)回歸結(jié)果可以看出，模型在存在單一門檻和雙重門檻的情況下通過(guò)了門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，因此同樣具有雙重門檻（表6）。具體門檻值為8.622（95%CI：8.292～8.881）和10.231（95%CI：6.717～11.019）。

表6 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

基于雙重門檻的前提，本文繼續(xù)考察收入對(duì)老年人精神健康的促進(jìn)作用。根據(jù)表7，收入這一門檻變量同樣將老年人劃分出了三個(gè)不同的區(qū)間，將取對(duì)數(shù)后的門檻值8.622 和10.231 轉(zhuǎn)換回原始數(shù)值，得到門檻收入分別為5 552 元和27 750 元。具體到影響程度來(lái)看，對(duì)第一區(qū)間的老年人來(lái)說(shuō)（收入≤5 552元），收入對(duì)老年人的精神健康具有正向的促進(jìn)作用，影響系數(shù)為-0.407；對(duì)于第二區(qū)間的老年人來(lái)說(shuō)（5 552 元＜收入≤27 750 元），其影響系數(shù)為-0.351；對(duì)于第三區(qū)間的老年人來(lái)說(shuō)（收入＞27 750元），其影響系數(shù)為-0.321。即收入每提升1%，三個(gè)區(qū)間老年人的生活滿意度分別提升0.004 07、0.003 51 和0.003 21 個(gè)單位。三個(gè)收入?yún)^(qū)間的影響系數(shù)均顯著，但影響水平總體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，即隨著收入的提升其對(duì)老年人精神健康的促進(jìn)作用逐漸降低，該結(jié)果與CES-D 的回歸結(jié)果相吻合，可以驗(yàn)證前文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 門檻效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

（四）進(jìn)一步討論

為了進(jìn)一步分析收入對(duì)于老年人抑郁水平的影響，本文繼續(xù)考察經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)抑郁水平影響的異質(zhì)性。雖然前文已經(jīng)控制了地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，但就城市與農(nóng)村而言，城鄉(xiāng)之間的收入差距往往比城市之間或農(nóng)村之間的收入差距更大，這樣的經(jīng)濟(jì)水平差距難免會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村老年人與城市老年人在主觀上產(chǎn)生對(duì)收入感知的差異，這樣的主觀感知差異是否會(huì)使客觀收入對(duì)老年人的抑郁狀況產(chǎn)生不同的影響值得我們進(jìn)一步探究，因此本文首先考察城鄉(xiāng)之間的異質(zhì)性。在將整體樣本劃分為農(nóng)村地區(qū)和城市地區(qū)后，由于部分樣本缺失戶口所在地或居住地，無(wú)法確定這些樣本具體屬于農(nóng)村地區(qū)還是城市地區(qū)，故刪除該類樣本，刪除后總樣本量由7 329 個(gè)減少為7 182個(gè)。其中，農(nóng)村地區(qū)樣本數(shù)為5 302個(gè)，城市地區(qū)樣本數(shù)為1 880個(gè)。對(duì)城市地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的樣本分別進(jìn)行門檻效應(yīng)分析，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，農(nóng)村地區(qū)老年人的收入存在三重門檻效應(yīng)（劃分為4個(gè)區(qū)間），門檻值分別為8.276、8.493和8.844；城市地區(qū)的老年人收入存在雙重門檻效應(yīng)，門檻值分別為8.950和10.175。

性別作為最基本的人口學(xué)特征，男性與女性之間可能存在著一定程度的收入差距，同時(shí)不同性別對(duì)收入的感知也可能存在著差異，因此本文同樣考察性別之間的異質(zhì)性。在總樣本中，男性受訪者的樣本數(shù)為3 748個(gè)，女性受訪者的樣本數(shù)為3 581個(gè)。對(duì)男性樣本和女性樣本分別進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，通過(guò)結(jié)果可以得出，男性樣本具有雙重門檻效應(yīng)，門檻值為8.637 和10.215；女性樣本僅存在單一門檻，門檻值為8.608。分樣本的回歸結(jié)果見表8。

表8 分類門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

1.收入對(duì)老年人抑郁水平影響的城鄉(xiāng)差異

表8回歸結(jié)果的第一列和第二列分別為收入對(duì)農(nóng)村地區(qū)和對(duì)城市地區(qū)老年人的影響，可以看出，無(wú)論是城市老年人還是農(nóng)村老年人，收入對(duì)精神健康的影響均表現(xiàn)出積極的促進(jìn)作用，但在不同的收入門檻區(qū)間中存在著一定的差異。城市老年人群體與總樣本的回歸結(jié)果相似，但農(nóng)村老年人群體情況較為復(fù)雜。隨著收入的提升，收入對(duì)農(nóng)村老年人精神健康的影響力呈現(xiàn)出先下降、再上升、又下降的上下浮動(dòng)趨勢(shì)。城市老年人的收入門檻值比農(nóng)村地區(qū)老年人的收入門檻值更大，其第一門檻值8.950 甚至比農(nóng)村地區(qū)的第三門檻值8.844 還要高。這可能是由于城鄉(xiāng)間的收入差距較大，農(nóng)村老年人的收入水平低于城市老年人，城鄉(xiāng)收入差距導(dǎo)致城鄉(xiāng)之間的門檻值也出現(xiàn)較大的差異。

2.收入對(duì)老年人抑郁水平影響的性別差異

表8回歸結(jié)果的第三列和第四列為男女不同樣本下的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)無(wú)論是對(duì)男性還是女性來(lái)說(shuō)，收入都可以改善他們的精神抑郁水平，但隨著收入的提升，其對(duì)精神抑郁的影響都是逐漸降低的，該結(jié)果與整體樣本的分析結(jié)論一致。男性樣本的收入存在雙重門檻，在門檻數(shù)量上與總樣本回歸相一致，而女性則僅具有單一門檻；男性的第一門檻值8.637 和女性的門檻值8.608 非常接近，它們都介于總樣本的門檻值7.275 和8.949 之間。同時(shí)男性的第二門檻值10.215 遠(yuǎn)大于總樣本的第二門檻值8.949，這可能是由于男性的收入普遍高于女性，從而表現(xiàn)出更高的收入門檻值和更復(fù)雜的系數(shù)變化，并且這種影響在老年人退休后依然存在。也就是說(shuō)，女性對(duì)收入變化的不敏感，很大程度上是由其參加工作時(shí)較低的收入水平引起的。

四、結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用2018 年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了收入狀況對(duì)老年人抑郁水平的影響，基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，收入狀況和老年人的精神健康水平是相關(guān)聯(lián)的，收入的提升可以降低老年人的精神抑郁程度，提升他們的精神健康水平。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，收入對(duì)老年人的抑郁狀況具有雙重門檻效應(yīng)。每當(dāng)收入提升1%時(shí)，老年人在三個(gè)收入?yún)^(qū)間上的精神抑郁程度分別下降0.012 00、0.010 71和0.009 54個(gè)單位。收入的提升可以改善老年人的精神健康水平，同時(shí)其對(duì)老年人精神健康的影響是非線性的，在更換了被解釋變量進(jìn)行回歸后這一結(jié)果依然是顯著的，說(shuō)明本文的回歸結(jié)果是顯著的。城鄉(xiāng)差異的分析顯示，城市老年人精神健康的收入門檻值要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村老年人。性別分樣本回歸結(jié)果顯示，無(wú)論是男性還是女性，收入對(duì)他們精神抑郁的改善作用都會(huì)隨著收入的增加而逐漸降低，這與總樣本的回歸結(jié)果保持一致，但男性對(duì)收入變化的表現(xiàn)比女性更加敏感。當(dāng)然，本文也存在著一些不足之處，比如，回歸結(jié)果的R2基本保持在0.15～0.20，表明文章模型的自變量可以解釋老年人抑郁狀況變化的15%～20%，說(shuō)明影響老年人抑郁狀況的因素眾多，從單個(gè)或幾個(gè)角度進(jìn)行研究的解釋能力有限，未來(lái)該領(lǐng)域的研究應(yīng)該從更加豐富和多元化的視角入手。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，可以得出一定的政策啟示。收入作為影響老年人精神健康的重要社會(huì)因素，可以將提高收入水平作為降低老年人抑郁水平的重要介入手段。在全面建成小康社會(huì)的今天，收入政策工具的使用需要更加精準(zhǔn)化和多樣化，為此本文提出以下建議。第一，提高老年人保障水平，共享經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展成果。收入對(duì)精神健康的促進(jìn)作用對(duì)低收入的老年人來(lái)說(shuō)影響最大，因此低收入老年人尤其是農(nóng)村地區(qū)的老年人理應(yīng)成為政策考慮的重點(diǎn)?？梢酝ㄟ^(guò)逐步縮小不同養(yǎng)老保險(xiǎn)類型保障水平差距，鼓勵(lì)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和有經(jīng)濟(jì)實(shí)力的農(nóng)村集體提高老年人福利待遇，為老年人提供適度普惠的養(yǎng)老保障。通過(guò)完善最低生活保障制度，保障低收入老年人的收入水平，預(yù)防老年人群的大規(guī)模返貧現(xiàn)象。第二，開發(fā)老年人力資源，保障低齡老年人群體再就業(yè)。低齡老年人再就業(yè)不僅可以增加收入來(lái)源從而獲取穩(wěn)定的生活保障，還能夠通過(guò)向下的代際經(jīng)濟(jì)支持滿足被需要的感覺。同時(shí)依據(jù)連續(xù)理論，再就業(yè)可以保持退休老年人實(shí)現(xiàn)角色的連續(xù)性，保持其過(guò)往熟悉的生活模式，從而維持甚至提高他們的幸福感。因此對(duì)低齡老年人再就業(yè)的保障必不可少，這不僅需要保障他們不會(huì)在就業(yè)市場(chǎng)受到歧視，也需要保障他們獲取合理的工資。第三，鼓勵(lì)老年人參與社會(huì)活動(dòng)，提供非現(xiàn)金方式的社會(huì)支持。經(jīng)常參與社會(huì)活動(dòng)的老年人，往往具有較高的精神健康水平。由于不少社會(huì)參與項(xiàng)目都是以服務(wù)或活動(dòng)的方式作為載體的，這可能需要老年人或其家庭付出一定程度的支出。因此可以通過(guò)免費(fèi)提供服務(wù)或發(fā)放活動(dòng)消費(fèi)券的方式，降低老年人及其家庭支出的同時(shí)，吸引老年人參與社會(huì)活動(dòng)。