住房财富对儿童抑郁症状的影响：财富效应的中介机制*

胡明政,王延赏,王明,夏祎祺,管晓龙,何平

(1.北京大学公共卫生学院,北京 100191;2.北京大学中国卫生发展研究中心)

抑郁症状是全球重大精神卫生问题,其症状包括是失眠、对生活活动缺乏兴趣等等[1]。重度抑郁症患者患心血管疾病、糖尿病等疾病的发病率和死亡率都会增加[2]。儿童青少年是抑郁症状的易发阶段[3],全国心理健康调查显示,我国青少年抑郁检出率高达24.6%[4]。在青春期出现的抑郁症状往往与成年期的健康相关,会造成长期的社会疾病负担与经济负担[5]。因此,党和国家十分重视儿童心理健康问题,在《健康中国行动—儿童青少年心理健康行动方案》中提出要建立良好社会氛围,预防干预儿童心理健康问题。

住房财富是中国居民财富的重要组成部分[6]。基于社会比较理论[7],人们往往会将自己与他人进行比较,尤其是在财富、成就等方面,这种比较会显著地影响个体的心理健康[8]。攀比是青少年儿童的典型心理,家庭住房财富的高低也可能会直接影响儿童子女的攀比心理,如果一个家庭拥有较低的住房财富,孩子可能在与同龄人的比较中感到苦闷、情绪低落、伤心或不高兴,进而引发抑郁症状。目前,虽然已经有来自中国[9]、美国[10]、英国[11]、澳大利亚[12]等不同国家的研究表明住房财富会对居民抑郁症状存在影响,但是现有的研究往往只关注了家庭住房财富对于成年人(儿童父母)抑郁症状的影响,忽视了家庭住房财富对子女儿童的代际影响。

此外,家庭房产还存在财富效应[13]。所谓“财富效应”是指随着房产财富的增加,居民不同类型的消费支出也会相应增加,在现有的有关住房财富影响成年人(儿童父母)抑郁症状的文献中,财富效应是重要的中介机制。这是因为近年来中国房价的迅速上涨(房产增值)导致了居民财富增加,进而提高了家庭总体预算约束,从而促进消费的增加[9]。同时,房产作为一种借贷抵押物,房产也可通过放松家庭借贷约束进而增加消费,而家庭娱乐支出、医疗支出等消费的增加就会改善居民健康状况[9]。因此,基于财富效应,可能会存在“家庭住房财富→家庭消费→儿童抑郁症状“的间接影响机制。

综上所述,本文试图探究家庭房产财富对子女儿童的抑郁症状的影响,并进一步检验财富效应在其中的中介作用机制,进而为学校、社区等部门制定儿童心理健康干预政策提供参考。

1 对象与方法

1.1 对象

本文数据来源于2012年和2016年的中国家庭追踪调查数据(China Family Panel Studies, CFPS)。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心组织实施的一项全国性动态跟踪调查,该调查使用分层抽样、系统概率抽样的方式,追踪调研样本覆盖25个省(市、区)、105个县、116个村。CFPS由北京大学生物医学伦理委员进行伦理审查(审查批号:IRB00001052-14010)。本文使用了16周岁及以下儿童数据库与家庭数据库进行了合并,且在全部样本中剔除对于问题回答为“无法判断”“缺失”“不适用”“拒绝回答”“不知道”“没有数据”的异常值,经过数据清洗后,共纳入研究3089名儿童样本。

1.2 方法

1.2.1 被解释变量:抑郁症状

本文使用CES-D20抑郁量表[14]测量儿童的抑郁症状。CPFS数据库中使用了CES-D20抑郁量表对儿童进行了问卷形式的调查,其中包含多个关于个人抑郁症状的问题,例如“您感到未来没有希望的频率”“您做任何事情都感到困难的频率”等,这些问题会被以1-4分评分的形式作答。本文使用CES-D20抑郁量表得分加总来作为衡量抑郁症状变量,以总分数高低反映个人的抑郁程度,得分越高则表示个人抑郁程度越高。我们检验了CES-D20量表的信度系数,结果显示Cronbach's alpha大于0.7。

1.2.2 核心自变量:家庭房产财富

首先,本研究以CFPS中的家庭房屋总价值变量作为房产财富的衡量变量,货币单位为元。此外,在稳健性检验中,本文进一步选用了房屋净价值作为替换变量,货币单位为元。房屋净价值是指房屋总价值剔除房屋贷款余额后剩余价值。由于指标数值较大,本文对其进行了对数化处理,以减少数值量对回归系数的影响。

1.2.3 中介变量:家庭消费支出

本文使用了CFPS家庭数据库中有关受访者每年度不同类型的家庭消费支出数据。为了进一步探究是哪一类消费支出在住房财富对儿童抑郁症状的影响中起到中介作用,本文依据马克思消费理论[15],把家庭消费支出分为三大类:生存型消费、发展型消费以及享受型消费,其中食品、衣着等被纳入生存型消费,家庭设备及服务、医疗保健和其他商品及服务等被纳入发展型消费,娱乐支出、文体支出等被纳入享受型消费。

1.2.4 控制变量

参考已有文献对于家庭财富和健康状况的实证研究,我们选用CFPS数据库中的户口、性别、年龄、学历、家庭人口规模以及家庭人均净收入作为控制变量。其中,对于部分变量进行了重新赋值,对于户口变量,“农业户口”取值为1;“非农业户口”取值为0。对于性别变量,“女性”赋值为0,“男性”赋值为1。对于学历变量,“幼儿园”赋值为0,“小学”赋值为1,“初中”赋值为2,“高中”赋值为3,“高中以上”赋值为4。此外,还对家庭人均净收入取对数值。

1.3 统计处理

我们的统计学分析分为四个部分。在第一部分,对数据进行了描述性统计分析,以便于展现研究样本的基本情况。在第二部分与第三部分,检验了住房财富对儿童抑郁症状的直接影响,其中,在第二部分运用了混合截面回归模型(Pooled OLS)探究了家庭房产财富与儿童抑郁症状之间的关系。在第三部分,为了验证结果的稳健性并增强因果推断效果,我们使用2种方式进行稳健性检验:(1)替换变量。把“家庭住房总价值”替换为“家庭房产净价值”。(2)使用固定效应模型(Fixed Effects Model, FE)。固定效应模型能够解决潜在的内生性问题,我们在模型中加入了时间固定效应和区域固定效应,以控制不可观测的变量对回归结果的影响。随后,在第四部分,探究了住房财富在家庭房产对儿童抑郁症状影响中的中介作用。参考温忠麟等的研究[16],我们使用了逐步回归的方法,并进一步构建结构方程模型展示了财富效应的作用机制图。此外,我们还使用了Bootstrap方法进行检验中介机制。

2 结果

2.1 描述性统计分析

描述性统计分析结果如表1所示。被解释变量“儿童抑郁症状”均值为31.596,标准差为6.522,表明我国儿童个体间的抑郁程度差异较大。此外,52.9%的调查儿童为男性,受访者平均年龄为7.182岁,80.7%的调查对象为农村户口。详见表1。

表1 描述性统计分析结果

2.2 住房财富对儿童抑郁症状的直接影响

如表2所示,第(1)列和第(2)列分别展示了不加入控制变量以及加入控制变量后的回归结果,在第(1)列和第(2)列中,家庭住房总价值都对儿童抑郁症状产生了显著的影响,家庭住房总价值的系数分别为-0.564(P< 0.001)和-0.351(P< 0.001)。

表2 住房财富对儿童抑郁症状影响的回归结果

2.3 住房财富对儿童抑郁症状影响的稳健性检验

为了增强因果推断效力并进一步验证上述回归结果的稳健性,本文选用了固定效应模型、替换变量两种方式进行稳健性检验,表3的第(1)到(4)列展示了加入固定效应后的回归结果,其中第(1)列和第(2)列展示了以家庭住房总价值为自变量的回归结果,单因素固定效应模型回归结果显示家庭住房总价值系数为-0.447(P< 0.001),加入控制变量后家庭住房总价值系数为-0.350(P< 0.01)。这意味着在考虑了控制变量以及区县和年份固定效应的情况下,家庭住房总价值的减少仍然对儿童抑郁症状的增加存在显著影响。此外,第(3)列和第(4)列为以家庭住房净价值为自变量的回归结果,家庭住房净价值也与儿童抑郁症状存在显著的负向关联,系数分别为-0.428(P< 0.001)和-0.326(P< 0.01),这近一步验证了研究结果的稳健性。

表3 住房财富对儿童抑郁症状影响的稳健性检验

2.4 财富效应的中介机制分析

本文首先使用逐步回归的方法检验财富效应的中介机制,如表4所示,住房财富对儿童抑郁症状的回归系数为-0.588,系数在0.1%的水平下显著,证明了直接效应显著;住房财富对享受型消费以及享受型消费对儿童抑郁症状的回归系数分别为0.231和-0.333,并且系数都在0.1%的水平下显著,这验证了享受型消费的中介效应。然而,尽管住房财富对生存型消费、发展型消费的回归系数在0.1%的水平下显著,但是生存型消费和发展型消费对儿童抑郁症状的回归系数不显著。此外,图1根据逐步回归的结果,使用结构方程模型的方法展示了家庭住房财富影响儿童抑郁症状的财富效应作用机制图。

注：*P<0.05,**P< 0.01,***P< 0.001。虚线阴影框内代表财富效应的中介机制

表4 财富效应中介机制的的逐步回归方法检验

表5呈现了关于住房财富对儿童抑郁症状中介机制的Bootstrap检验结果,其中,直接效应的系数为-0.588(p< 0.001),间接效应1表示住房财富通过享受型消费对儿童抑郁症状产生影响,其系数为-0.097,并且也在0.1%的水平下显著。间接效应2代表住房财富通过发展型消费影响儿童抑郁症状,而间接效应3则代表财富通过生存型消费影响儿童抑郁症状,然而,它们的系数分别为0.075(p> 0.05)和0.092(p> 0.05),并且其置信区间包含了0。这表明,在统计上,这间接效应2和间接效应3并未能显著地解释住房财富与儿童抑郁症状之间的关系,这与逐步回归的方法也相一致,这一不显著的结果将会在讨论部分进行解释。

表5 财富效应中介机制的Bootstrap检验

3 讨论

本文利用CFPS面板数据,实证分析了家庭住房财富对于儿童抑郁症状的影响,并使用了更换解释变量、构建固定效应模型的方法进行稳健性检验。此外,我们还进一步探究了中介机制,构建了财富效应在其中的作用路径。本研究结论如下:

3.1 住房财富能够显著地影响家庭儿童子女的心理健康与抑郁症状

根据OLS与固定效应模型的回归结果,家庭住房财富对儿童抑郁症状存在直接的显著影响,即住房财富高的家庭,其儿童抑郁症状较轻。这一结论在更换解释变量、加入固定效应等稳健性检验后仍然成立,这与现有的有关家庭住房财富对成人(儿童父母)心理健康影响的文献研究结论相一致[9-12]。这说明住房财富不仅会影响家庭中成年人的心理健康,还会对儿童带来代际影响。儿童出于攀比心理会将自己与其他人进行比较,家庭住房财富相对较低的儿童可能会在与同龄人进行比较时感到情绪低落、伤心或者苦闷,进而直接造成抑郁症状,影响儿童的心理健康状况,这一结论也与社会比较理论[7]相一致,也与有关家庭社会经济地位对子女儿童心理健康影响的研究结论相类似[17]。

3.2 财富效应在住房财富对儿童抑郁症状的影响中起到中介机制,主要表现为通过增加家庭享受型消费支出而影响儿童心理健康

从结构方程模型与Bootstrap检验的结果来看,财富效应在家庭房产对儿童抑郁症状的影响中发挥中介机制,主要表现在通过增加家庭享受型消费支出而影响儿童抑郁症状。具体而言,住房财富越小的家庭,由于有限的经济资源,家庭可能会减少儿童的娱乐活动开支,例如,游乐园、KTV、旅游等娱乐享受型消费支出越少,导致儿童缺乏应有的休闲和放松时间,从而增加了抑郁症状的风险。这与财富效应在家庭住房影响成年人心理健康的机制相类似[12]、也和参与娱乐活动与心理健康之间关系的文献研究结论相一致[18,19]。

3.3 财富效应虽然也会带来家庭生存型与发展型消费支出的增加,但并没有进一步影响儿童抑郁症状

根据本文的机制分析结果,虽然财富效应也会带来家庭的生存型、发展型消费支出的增加,但是这两种类型的消费增加并没有在住房财富对儿童抑郁症状的影响中起到中介作用。这可能是由于父母往往都会力所能及地给予孩子最优质的饮食、居住等生活基础条件,即便住房财富较低的家庭,其子女的生存型、发展型消费支出也基本达到饱和状态。因此,住房财富增加所带来的生存型和发展型消费支出的边际健康收益较小、微乎其微。这与微观经济学中居民效用的边际收益递减规律相一致[20]。

3.4 研究局限与研究优势

本文有以下局限性。第一,本文对儿童抑郁症状的衡量方式是基于受访者的自我评价,这可能存在一定的自报偏差。第二,本文主要关注了财富效应在家庭住房财富对儿童抑郁症状影响中的作用,未来研究可以尝试探究其他中介机制,丰富这一支影响机制的相关文献研究。第三,由于CFPS 2020年最新调查的家庭数据库暂未公布,而CFPS2018年调查使用的抑郁问卷量表与前几期调查有所不同,故本文使用了2016年以及之前的调查数据,未来研究可以尝试使用最新数据进一步验证本文结论。

与此同时,本文的优势主要体现在以下几个方面:第一,本文聚焦于家庭住房财富对儿童抑郁症状的代际影响,弥补了现有研究主要关注了家庭住房财富对成年人(儿童父母)抑郁症状影响的不足;第二,本文不仅关注了家庭房产与儿童抑郁症状之间的因果关系,还进一步探究了财富效应在其中的影响机制,进一步丰富了家庭财富与居民抑郁症状的理论研究。

综上所示,本文研究了家庭住房财富对于儿童抑郁症状的影响,结果表明家庭住房财富的增多对儿童抑郁症状的缓解具有显著正向作用,并且家庭娱乐消费支出在这一作用中起到中介效应。本文的政策意义在于建议学校、社区加强对低住房财富家庭子女的心理健康教育,定期安排心理疏导工作,鼓励此类学生自觉参与学校或者社区组织的心理健康培训。