住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀的影響：財(cái)富效應(yīng)的中介機(jī)制*

胡明政,王延賞,王明,夏祎祺,管曉龍,何平

(1.北京大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院,北京 100191;2.北京大學(xué)中國(guó)衛(wèi)生發(fā)展研究中心)

抑郁癥狀是全球重大精神衛(wèi)生問題,其癥狀包括是失眠、對(duì)生活活動(dòng)缺乏興趣等等[1]。重度抑郁癥患者患心血管疾病、糖尿病等疾病的發(fā)病率和死亡率都會(huì)增加[2]。兒童青少年是抑郁癥狀的易發(fā)階段[3],全國(guó)心理健康調(diào)查顯示,我國(guó)青少年抑郁檢出率高達(dá)24.6%[4]。在青春期出現(xiàn)的抑郁癥狀往往與成年期的健康相關(guān),會(huì)造成長(zhǎng)期的社會(huì)疾病負(fù)擔(dān)與經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)[5]。因此,黨和國(guó)家十分重視兒童心理健康問題,在《健康中國(guó)行動(dòng)—兒童青少年心理健康行動(dòng)方案》中提出要建立良好社會(huì)氛圍,預(yù)防干預(yù)兒童心理健康問題。

住房財(cái)富是中國(guó)居民財(cái)富的重要組成部分[6]?；谏鐣?huì)比較理論[7],人們往往會(huì)將自己與他人進(jìn)行比較,尤其是在財(cái)富、成就等方面,這種比較會(huì)顯著地影響個(gè)體的心理健康[8]。攀比是青少年兒童的典型心理,家庭住房財(cái)富的高低也可能會(huì)直接影響兒童子女的攀比心理,如果一個(gè)家庭擁有較低的住房財(cái)富,孩子可能在與同齡人的比較中感到苦悶、情緒低落、傷心或不高興,進(jìn)而引發(fā)抑郁癥狀。目前,雖然已經(jīng)有來(lái)自中國(guó)[9]、美國(guó)[10]、英國(guó)[11]、澳大利亞[12]等不同國(guó)家的研究表明住房財(cái)富會(huì)對(duì)居民抑郁癥狀存在影響,但是現(xiàn)有的研究往往只關(guān)注了家庭住房財(cái)富對(duì)于成年人(兒童父母)抑郁癥狀的影響,忽視了家庭住房財(cái)富對(duì)子女兒童的代際影響。

此外,家庭房產(chǎn)還存在財(cái)富效應(yīng)[13]。所謂“財(cái)富效應(yīng)”是指隨著房產(chǎn)財(cái)富的增加,居民不同類型的消費(fèi)支出也會(huì)相應(yīng)增加,在現(xiàn)有的有關(guān)住房財(cái)富影響成年人(兒童父母)抑郁癥狀的文獻(xiàn)中,財(cái)富效應(yīng)是重要的中介機(jī)制。這是因?yàn)榻陙?lái)中國(guó)房?jī)r(jià)的迅速上漲(房產(chǎn)增值)導(dǎo)致了居民財(cái)富增加,進(jìn)而提高了家庭總體預(yù)算約束,從而促進(jìn)消費(fèi)的增加[9]。同時(shí),房產(chǎn)作為一種借貸抵押物,房產(chǎn)也可通過(guò)放松家庭借貸約束進(jìn)而增加消費(fèi),而家庭娛樂支出、醫(yī)療支出等消費(fèi)的增加就會(huì)改善居民健康狀況[9]。因此,基于財(cái)富效應(yīng),可能會(huì)存在“家庭住房財(cái)富→家庭消費(fèi)→兒童抑郁癥狀“的間接影響機(jī)制。

綜上所述,本文試圖探究家庭房產(chǎn)財(cái)富對(duì)子女兒童的抑郁癥狀的影響,并進(jìn)一步檢驗(yàn)財(cái)富效應(yīng)在其中的中介作用機(jī)制,進(jìn)而為學(xué)校、社區(qū)等部門制定兒童心理健康干預(yù)政策提供參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2012年和2016年的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(China Family Panel Studies, CFPS)。CFPS是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織實(shí)施的一項(xiàng)全國(guó)性動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查,該調(diào)查使用分層抽樣、系統(tǒng)概率抽樣的方式,追蹤調(diào)研樣本覆蓋25個(gè)省(市、區(qū))、105個(gè)縣、116個(gè)村。CFPS由北京大學(xué)生物醫(yī)學(xué)倫理委員進(jìn)行倫理審查(審查批號(hào):IRB00001052-14010)。本文使用了16周歲及以下兒童數(shù)據(jù)庫(kù)與家庭數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行了合并,且在全部樣本中剔除對(duì)于問題回答為“無(wú)法判斷”“缺失”“不適用”“拒絕回答”“不知道”“沒有數(shù)據(jù)”的異常值,經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)清洗后,共納入研究3089名兒童樣本。

1.2 方法

1.2.1 被解釋變量:抑郁癥狀

本文使用CES-D20抑郁量表[14]測(cè)量?jī)和囊钟舭Y狀。CPFS數(shù)據(jù)庫(kù)中使用了CES-D20抑郁量表對(duì)兒童進(jìn)行了問卷形式的調(diào)查,其中包含多個(gè)關(guān)于個(gè)人抑郁癥狀的問題,例如“您感到未來(lái)沒有希望的頻率”“您做任何事情都感到困難的頻率”等,這些問題會(huì)被以1-4分評(píng)分的形式作答。本文使用CES-D20抑郁量表得分加總來(lái)作為衡量抑郁癥狀變量,以總分?jǐn)?shù)高低反映個(gè)人的抑郁程度,得分越高則表示個(gè)人抑郁程度越高。我們檢驗(yàn)了CES-D20量表的信度系數(shù),結(jié)果顯示Cronbach's alpha大于0.7。

1.2.2 核心自變量:家庭房產(chǎn)財(cái)富

首先,本研究以CFPS中的家庭房屋總價(jià)值變量作為房產(chǎn)財(cái)富的衡量變量,貨幣單位為元。此外,在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中,本文進(jìn)一步選用了房屋凈價(jià)值作為替換變量,貨幣單位為元。房屋凈價(jià)值是指房屋總價(jià)值剔除房屋貸款余額后剩余價(jià)值。由于指標(biāo)數(shù)值較大,本文對(duì)其進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理,以減少數(shù)值量對(duì)回歸系數(shù)的影響。

1.2.3 中介變量:家庭消費(fèi)支出

本文使用了CFPS家庭數(shù)據(jù)庫(kù)中有關(guān)受訪者每年度不同類型的家庭消費(fèi)支出數(shù)據(jù)。為了進(jìn)一步探究是哪一類消費(fèi)支出在住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀的影響中起到中介作用,本文依據(jù)馬克思消費(fèi)理論[15],把家庭消費(fèi)支出分為三大類:生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi),其中食品、衣著等被納入生存型消費(fèi),家庭設(shè)備及服務(wù)、醫(yī)療保健和其他商品及服務(wù)等被納入發(fā)展型消費(fèi),娛樂支出、文體支出等被納入享受型消費(fèi)。

1.2.4 控制變量

參考已有文獻(xiàn)對(duì)于家庭財(cái)富和健康狀況的實(shí)證研究,我們選用CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中的戶口、性別、年齡、學(xué)歷、家庭人口規(guī)模以及家庭人均凈收入作為控制變量。其中,對(duì)于部分變量進(jìn)行了重新賦值,對(duì)于戶口變量,“農(nóng)業(yè)戶口”取值為1;“非農(nóng)業(yè)戶口”取值為0。對(duì)于性別變量,“女性”賦值為0,“男性”賦值為1。對(duì)于學(xué)歷變量,“幼兒園”賦值為0,“小學(xué)”賦值為1,“初中”賦值為2,“高中”賦值為3,“高中以上”賦值為4。此外,還對(duì)家庭人均凈收入取對(duì)數(shù)值。

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

我們的統(tǒng)計(jì)學(xué)分析分為四個(gè)部分。在第一部分,對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析,以便于展現(xiàn)研究樣本的基本情況。在第二部分與第三部分,檢驗(yàn)了住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀的直接影響,其中,在第二部分運(yùn)用了混合截面回歸模型(Pooled OLS)探究了家庭房產(chǎn)財(cái)富與兒童抑郁癥狀之間的關(guān)系。在第三部分,為了驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性并增強(qiáng)因果推斷效果,我們使用2種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn):(1)替換變量。把“家庭住房總價(jià)值”替換為“家庭房產(chǎn)凈價(jià)值”。(2)使用固定效應(yīng)模型(Fixed Effects Model, FE)。固定效應(yīng)模型能夠解決潛在的內(nèi)生性問題,我們?cè)谀Ｐ椭屑尤肓藭r(shí)間固定效應(yīng)和區(qū)域固定效應(yīng),以控制不可觀測(cè)的變量對(duì)回歸結(jié)果的影響。隨后,在第四部分,探究了住房財(cái)富在家庭房產(chǎn)對(duì)兒童抑郁癥狀影響中的中介作用。參考溫忠麟等的研究[16],我們使用了逐步回歸的方法,并進(jìn)一步構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型展示了財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)制圖。此外,我們還使用了Bootstrap方法進(jìn)行檢驗(yàn)中介機(jī)制。

2 結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1所示。被解釋變量“兒童抑郁癥狀”均值為31.596,標(biāo)準(zhǔn)差為6.522,表明我國(guó)兒童個(gè)體間的抑郁程度差異較大。此外,52.9%的調(diào)查兒童為男性,受訪者平均年齡為7.182歲,80.7%的調(diào)查對(duì)象為農(nóng)村戶口。詳見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

2.2 住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀的直接影響

如表2所示,第(1)列和第(2)列分別展示了不加入控制變量以及加入控制變量后的回歸結(jié)果,在第(1)列和第(2)列中,家庭住房總價(jià)值都對(duì)兒童抑郁癥狀產(chǎn)生了顯著的影響,家庭住房總價(jià)值的系數(shù)分別為-0.564(P< 0.001)和-0.351(P< 0.001)。

表2 住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀影響的回歸結(jié)果

2.3 住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了增強(qiáng)因果推斷效力并進(jìn)一步驗(yàn)證上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文選用了固定效應(yīng)模型、替換變量?jī)煞N方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),表3的第(1)到(4)列展示了加入固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果,其中第(1)列和第(2)列展示了以家庭住房總價(jià)值為自變量的回歸結(jié)果,單因素固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示家庭住房總價(jià)值系數(shù)為-0.447(P< 0.001),加入控制變量后家庭住房總價(jià)值系數(shù)為-0.350(P< 0.01)。這意味著在考慮了控制變量以及區(qū)縣和年份固定效應(yīng)的情況下,家庭住房總價(jià)值的減少仍然對(duì)兒童抑郁癥狀的增加存在顯著影響。此外,第(3)列和第(4)列為以家庭住房?jī)魞r(jià)值為自變量的回歸結(jié)果,家庭住房?jī)魞r(jià)值也與兒童抑郁癥狀存在顯著的負(fù)向關(guān)聯(lián),系數(shù)分別為-0.428(P< 0.001)和-0.326(P< 0.01),這近一步驗(yàn)證了研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.4 財(cái)富效應(yīng)的中介機(jī)制分析

本文首先使用逐步回歸的方法檢驗(yàn)財(cái)富效應(yīng)的中介機(jī)制,如表4所示,住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀的回歸系數(shù)為-0.588,系數(shù)在0.1%的水平下顯著,證明了直接效應(yīng)顯著;住房財(cái)富對(duì)享受型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)對(duì)兒童抑郁癥狀的回歸系數(shù)分別為0.231和-0.333,并且系數(shù)都在0.1%的水平下顯著,這驗(yàn)證了享受型消費(fèi)的中介效應(yīng)。然而,盡管住房財(cái)富對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)的回歸系數(shù)在0.1%的水平下顯著,但是生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)對(duì)兒童抑郁癥狀的回歸系數(shù)不顯著。此外,圖1根據(jù)逐步回歸的結(jié)果,使用結(jié)構(gòu)方程模型的方法展示了家庭住房財(cái)富影響兒童抑郁癥狀的財(cái)富效應(yīng)作用機(jī)制圖。

注：*P<0.05,**P< 0.01,***P< 0.001。虛線陰影框內(nèi)代表財(cái)富效應(yīng)的中介機(jī)制

表4 財(cái)富效應(yīng)中介機(jī)制的的逐步回歸方法檢驗(yàn)

表5呈現(xiàn)了關(guān)于住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀中介機(jī)制的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果,其中,直接效應(yīng)的系數(shù)為-0.588(p< 0.001),間接效應(yīng)1表示住房財(cái)富通過(guò)享受型消費(fèi)對(duì)兒童抑郁癥狀產(chǎn)生影響,其系數(shù)為-0.097,并且也在0.1%的水平下顯著。間接效應(yīng)2代表住房財(cái)富通過(guò)發(fā)展型消費(fèi)影響兒童抑郁癥狀,而間接效應(yīng)3則代表財(cái)富通過(guò)生存型消費(fèi)影響兒童抑郁癥狀,然而,它們的系數(shù)分別為0.075(p> 0.05)和0.092(p> 0.05),并且其置信區(qū)間包含了0。這表明,在統(tǒng)計(jì)上,這間接效應(yīng)2和間接效應(yīng)3并未能顯著地解釋住房財(cái)富與兒童抑郁癥狀之間的關(guān)系,這與逐步回歸的方法也相一致,這一不顯著的結(jié)果將會(huì)在討論部分進(jìn)行解釋。

表5 財(cái)富效應(yīng)中介機(jī)制的Bootstrap檢驗(yàn)

3 討論

本文利用CFPS面板數(shù)據(jù),實(shí)證分析了家庭住房財(cái)富對(duì)于兒童抑郁癥狀的影響,并使用了更換解釋變量、構(gòu)建固定效應(yīng)模型的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。此外,我們還進(jìn)一步探究了中介機(jī)制,構(gòu)建了財(cái)富效應(yīng)在其中的作用路徑。本研究結(jié)論如下:

3.1 住房財(cái)富能夠顯著地影響家庭兒童子女的心理健康與抑郁癥狀

根據(jù)OLS與固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果,家庭住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀存在直接的顯著影響,即住房財(cái)富高的家庭,其兒童抑郁癥狀較輕。這一結(jié)論在更換解釋變量、加入固定效應(yīng)等穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立,這與現(xiàn)有的有關(guān)家庭住房財(cái)富對(duì)成人(兒童父母)心理健康影響的文獻(xiàn)研究結(jié)論相一致[9-12]。這說(shuō)明住房財(cái)富不僅會(huì)影響家庭中成年人的心理健康,還會(huì)對(duì)兒童帶來(lái)代際影響。兒童出于攀比心理會(huì)將自己與其他人進(jìn)行比較,家庭住房財(cái)富相對(duì)較低的兒童可能會(huì)在與同齡人進(jìn)行比較時(shí)感到情緒低落、傷心或者苦悶,進(jìn)而直接造成抑郁癥狀,影響兒童的心理健康狀況,這一結(jié)論也與社會(huì)比較理論[7]相一致,也與有關(guān)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女兒童心理健康影響的研究結(jié)論相類似[17]。

3.2 財(cái)富效應(yīng)在住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀的影響中起到中介機(jī)制,主要表現(xiàn)為通過(guò)增加家庭享受型消費(fèi)支出而影響兒童心理健康

從結(jié)構(gòu)方程模型與Bootstrap檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看,財(cái)富效應(yīng)在家庭房產(chǎn)對(duì)兒童抑郁癥狀的影響中發(fā)揮中介機(jī)制,主要表現(xiàn)在通過(guò)增加家庭享受型消費(fèi)支出而影響兒童抑郁癥狀。具體而言,住房財(cái)富越小的家庭,由于有限的經(jīng)濟(jì)資源,家庭可能會(huì)減少兒童的娛樂活動(dòng)開支,例如,游樂園、KTV、旅游等娛樂享受型消費(fèi)支出越少,導(dǎo)致兒童缺乏應(yīng)有的休閑和放松時(shí)間,從而增加了抑郁癥狀的風(fēng)險(xiǎn)。這與財(cái)富效應(yīng)在家庭住房影響成年人心理健康的機(jī)制相類似[12]、也和參與娛樂活動(dòng)與心理健康之間關(guān)系的文獻(xiàn)研究結(jié)論相一致[18,19]。

3.3 財(cái)富效應(yīng)雖然也會(huì)帶來(lái)家庭生存型與發(fā)展型消費(fèi)支出的增加,但并沒有進(jìn)一步影響兒童抑郁癥狀

根據(jù)本文的機(jī)制分析結(jié)果,雖然財(cái)富效應(yīng)也會(huì)帶來(lái)家庭的生存型、發(fā)展型消費(fèi)支出的增加,但是這兩種類型的消費(fèi)增加并沒有在住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀的影響中起到中介作用。這可能是由于父母往往都會(huì)力所能及地給予孩子最優(yōu)質(zhì)的飲食、居住等生活基礎(chǔ)條件,即便住房財(cái)富較低的家庭,其子女的生存型、發(fā)展型消費(fèi)支出也基本達(dá)到飽和狀態(tài)。因此,住房財(cái)富增加所帶來(lái)的生存型和發(fā)展型消費(fèi)支出的邊際健康收益較小、微乎其微。這與微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中居民效用的邊際收益遞減規(guī)律相一致[20]。

3.4 研究局限與研究?jī)?yōu)勢(shì)

本文有以下局限性。第一,本文對(duì)兒童抑郁癥狀的衡量方式是基于受訪者的自我評(píng)價(jià),這可能存在一定的自報(bào)偏差。第二,本文主要關(guān)注了財(cái)富效應(yīng)在家庭住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀影響中的作用,未來(lái)研究可以嘗試探究其他中介機(jī)制,豐富這一支影響機(jī)制的相關(guān)文獻(xiàn)研究。第三,由于CFPS 2020年最新調(diào)查的家庭數(shù)據(jù)庫(kù)暫未公布,而CFPS2018年調(diào)查使用的抑郁問卷量表與前幾期調(diào)查有所不同,故本文使用了2016年以及之前的調(diào)查數(shù)據(jù),未來(lái)研究可以嘗試使用最新數(shù)據(jù)進(jìn)一步驗(yàn)證本文結(jié)論。

與此同時(shí),本文的優(yōu)勢(shì)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面:第一,本文聚焦于家庭住房財(cái)富對(duì)兒童抑郁癥狀的代際影響,彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究主要關(guān)注了家庭住房財(cái)富對(duì)成年人(兒童父母)抑郁癥狀影響的不足;第二,本文不僅關(guān)注了家庭房產(chǎn)與兒童抑郁癥狀之間的因果關(guān)系,還進(jìn)一步探究了財(cái)富效應(yīng)在其中的影響機(jī)制,進(jìn)一步豐富了家庭財(cái)富與居民抑郁癥狀的理論研究。

綜上所示,本文研究了家庭住房財(cái)富對(duì)于兒童抑郁癥狀的影響,結(jié)果表明家庭住房財(cái)富的增多對(duì)兒童抑郁癥狀的緩解具有顯著正向作用,并且家庭娛樂消費(fèi)支出在這一作用中起到中介效應(yīng)。本文的政策意義在于建議學(xué)校、社區(qū)加強(qiáng)對(duì)低住房財(cái)富家庭子女的心理健康教育,定期安排心理疏導(dǎo)工作,鼓勵(lì)此類學(xué)生自覺參與學(xué)?；蛘呱鐓^(qū)組織的心理健康培訓(xùn)。