李姣媛，沈 政

（1.浙江工商大學(xué)金融學(xué)院，杭州310018；2.浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，杭州311300）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

隨著我國經(jīng)濟快速發(fā)展，社會環(huán)境變化日新月異，城鄉(xiāng)居民工作和生活節(jié)奏明顯加快，心理壓力與沖突也日益凸顯。2018年12月，由中國科學(xué)院心理研究所發(fā)布的我國第一部心理健康藍(lán)皮書《中國國民心理健康發(fā)展報告（2017～2018）》顯示，我國農(nóng)業(yè)戶口國民中自評心理健康狀況為“差”的占2.6%，“較差”的占18.3%；非農(nóng)業(yè)戶口國民中，這兩個比例分別為2%和13.8%。2001～2005 年，基于中國山東、浙江、青海和甘肅四省6萬多18歲及以上成年人的一次大規(guī)模流行病學(xué)調(diào)查結(jié)果表明，中國約有1.73億人口受到心理疾病的困擾，且農(nóng)村人口中有重度抑郁癥、心情惡劣、酗酒等各類心理疾病的比例要高于城鎮(zhèn)人口[1]。在中國，心理疾病已位列疾病總體負(fù)擔(dān)排名之首，超過心腦血管、呼吸系統(tǒng)疾病和惡性腫瘤[2]?！坝變簣@砍殺兒童事件”“富士康十三連跳”等由心理健康問題導(dǎo)致的犯罪、自殺等社會事件也屢屢見諸報端。國民心理健康已經(jīng)成為我國重要的公共衛(wèi)生問題和突出的社會問題。

心理健康問題可能會直接影響個體效用水平，還會間接導(dǎo)致家庭和社會層面的勞動力損失和醫(yī)療支出增加[3-6]。從代際視角來看，由于父母心理健康狀況會影響其參與市場正式勞動和家庭非正式勞動的能力，并影響到其子女發(fā)展所能獲取的資源與成長環(huán)境，進(jìn)而影響兒童人力資本積累，對兒童造成“二次傷害”。這將進(jìn)一步加重心理健康問題給家庭和社會經(jīng)濟帶來的負(fù)擔(dān)。在當(dāng)前我國“未富先老”的經(jīng)濟與人口背景之下，未來經(jīng)濟發(fā)展對“人口質(zhì)量紅利”的依賴性會更強，因此，人力資本水平的提升尤為關(guān)鍵。已有研究表明，人力資本的形成具有敏感期和關(guān)鍵期，兒童期是人力資本投資回報率最高的階段[7]。早期人力資本形成過程中如果遇到負(fù)面沖擊或消極干預(yù)會增大個體在未來勞動力市場上成為弱勢群體的概率[8]。

按照舒爾茨的觀點，人力資本是存在于人體之中具有經(jīng)濟價值的知識、技能和體力[9]。在早期經(jīng)濟學(xué)研究中，為了測量的便利性，人的能力被視為天生給定的，人力資本常常被研究者簡單地用教育來衡量。隨著現(xiàn)代心理學(xué)技術(shù)的發(fā)展，能力的測量技術(shù)逐漸成熟。經(jīng)濟學(xué)家們發(fā)現(xiàn)被傳統(tǒng)人力資本理論視為先天給定的能力在決定個人社會和經(jīng)濟表現(xiàn)上發(fā)揮著核心作用。豐富的實證研究表明，數(shù)學(xué)運算、讀寫等認(rèn)知能力對教育水平、工資、犯罪行為和其他社會和經(jīng)濟生活方面的結(jié)果影響較大，并且顯著、穩(wěn)健[10]。同時，自尊、自控、責(zé)任心等非認(rèn)知能力對個體受教育程度和工資水平也非常重要[11]。新人力資本理論認(rèn)為忽略能力只考慮教育水平會帶來對人力資本效應(yīng)有偏的估計，能力（包括認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力）才是人力資本概念的核心[12][13]。根據(jù)當(dāng)前的人力資本研究趨勢，本研究將兒童人力資本定義為認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力和營養(yǎng)健康三個維度[14]。其中，認(rèn)知能力是指個體的智力和解決問題能力，包括理解、記憶、思維和推理等能力；非認(rèn)知能力則是指認(rèn)知能力以外的一系列個性特質(zhì)，例如自控力、自尊和責(zé)任心等；健康狀況則主要指兒童營養(yǎng)與身體健康狀況。

目前父母心理健康和兒童人力資本積累的相關(guān)研究大多來自發(fā)達(dá)國家，中低收入國家的相關(guān)研究比較罕見。國外學(xué)者對于父母心理健康問題與兒童發(fā)展關(guān)系的研究起步較早，不少實證研究結(jié)果表明，父母心理健康，特別是母親心理健康與兒童情緒、行為、認(rèn)知能力、健康等之間存在高度相關(guān)性[15-17]?？紤]到父母心理健康與兒童人力資本積累因果關(guān)系研究中可能存在因遺漏既與自變量又與因變量相關(guān)的不可觀測因素（如基因等）、自變量和因變量互為因果、測量誤差等原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題，Aizer 等（2016）利用同一家庭中的兄弟姐妹數(shù)據(jù)，控制不可觀測因素的影響[18]；Le&Nguyen（2018）則采用“過去一年，母親是否有好友離世”作為母親心理健康的工具變量，探究母親心理健康對兒童健康的影響[19]。國內(nèi)學(xué)者也越來越關(guān)注心理健康問題，但已有研究側(cè)重于探討心理健康的影響因素，如工作和生活壓力、個體社會經(jīng)濟地位、遷移壓力、社會資本、獨生子女政策等[20-21]。但很少有研究從代際視角探討父代心理健康與子代人力資本積累的關(guān)系。國外相關(guān)研究為我們在中國探究這一問題提供了寶貴經(jīng)驗。

考慮到當(dāng)前我國農(nóng)村人口心理健康問題比城市人口更為突出，且農(nóng)村兒童人力資本發(fā)展水平遠(yuǎn)不及城市兒童，而促進(jìn)農(nóng)村兒童人力資本積累是縮小城鄉(xiāng)收入差距、實現(xiàn)穩(wěn)定長期脫貧和解決相對貧困的重要基礎(chǔ)，因此，本文將探究我國農(nóng)村地區(qū)父母心理健康對兒童人力資本積累的影響。本文的邏輯為：除稟賦特征外，個體人力資本的積累主要依賴于家庭投資和來自政府相關(guān)部門的公共投資。由于公共政策在一定地域范圍內(nèi)通常差別不大，因此個體人力資本差異主要來源于家庭對個體人力資本投資的差異[22]。父代心理健康可以通過以下途徑影響子代人力資本積累：一是物質(zhì)傳導(dǎo)途徑。心理健康狀況不佳的父代獲得的勞動報酬更低，導(dǎo)致他們?yōu)閮和徺I食物、教育、醫(yī)療保健服務(wù)等商品和服務(wù)的資金投入不足[23]。二是時間傳導(dǎo)途徑。心理健康狀況不佳的父代對子代的照料、與子代的談心互動、與學(xué)校老師的交流可能更少，為子代人力資本積累投入的時間和精力有限[24-25]。三是精神傳導(dǎo)途徑。父代的抑郁、挫敗感等會給子代帶來惡性壓力。長期高壓會造成一系列心理和生理變化，從深層破壞兒童大腦發(fā)育，改變大腦組織結(jié)構(gòu)，最終導(dǎo)致他們在學(xué)習(xí)、行為和身心健康方面的終身困惱，如抑郁、酗酒、肥胖和心臟病等[26]。

本研究以中國農(nóng)村地區(qū)為例，基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012年和2016年的面板數(shù)據(jù)，采用兒童層面固定效應(yīng)模型和倍差法控制不可觀測因素（如基因、父母的心理跨期回報率等），全面系統(tǒng)地探究父母心理健康對兒童認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力和營養(yǎng)健康的影響，并根據(jù)父親或母親、兒童性別和年齡、兒童留守情況、母親受教育程度、家庭收入水平等因素對樣本進(jìn)行分組，考察影響的異質(zhì)性，最后指出目前我國農(nóng)村地區(qū)父母心理健康對兒童人力資本積累產(chǎn)生的具體影響。一方面為已有文獻(xiàn)做出補充和發(fā)展，另一方面，為相關(guān)部門制定和實施具有針對性的干預(yù)或預(yù)防措施提供數(shù)據(jù)資料，從而提升農(nóng)村人口心理健康水平，有效扶持父母心理健康狀況不佳家庭中兒童的發(fā)展，并為阻斷貧困代際傳遞、破除長期貧困、緩解相對貧困工作的開展提供一個新視角。

二、理論基礎(chǔ)與模型構(gòu)建

本文在Becker&Tomes（1979）經(jīng)典家庭人力資本投資決策模型中引入父母心理健康因素，討論父母心理健康影響兒童人力資本積累的物質(zhì)傳導(dǎo)途徑和時間傳導(dǎo)途徑[27]；進(jìn)一步地，借鑒兒童醫(yī)學(xué)和健康經(jīng)濟學(xué)研究成果，探討父母心理健康問題影響兒童人力資本積累的精神傳導(dǎo)途徑。最后基于理論分析和已有研究經(jīng)驗，并結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，確定本研究的實證策略。

（一）父母心理健康影響兒童人力資本積累的物質(zhì)和時間傳導(dǎo)途徑

對Becker&Tomes（1979）經(jīng)典家庭人力資本投資決策模型進(jìn)行拓展，考慮父母心理健康對其投資子代人力資本行為的影響。在一定地域范圍內(nèi)，兒童相關(guān)社會政策是類似的，其發(fā)展水平的差距主要來源于家庭對兒童的人力資本投入資，而這些投入既包括家庭的物質(zhì)投入，也包括時間投入。因此，以家庭為核心，考慮家庭對兒童人力資本的投資行為。首先，假定一個家庭由父母和一個兒童組成。父母效用函數(shù)為：

父母從物品Zi上獲得效用，Zi也包括兒童人力資本積累的結(jié)果。而生產(chǎn)一個單位的Zi，父母需要投入一定自己的時間Ti和市場上的物品Xi。Zi為兒童人力資本積累水平。ei表示基因的遺傳效應(yīng)和家庭賦予兒童不可觀測的稟賦，ρi表示父母的心理跨期貼現(xiàn)率，則有：

Ti可能是父母刺激和引導(dǎo)兒童思考、運動的互動時間，或父母輔導(dǎo)兒童學(xué)業(yè)的時間；Xi可能是食物、書本、學(xué)前教育服務(wù)；ei可能是天生的身體素質(zhì)、智商（IQ）、專注度等。父母對兒童人力資本投資受到的收入和時間約束為：

其中pi是市場上物品的價格，bi表示物品數(shù)量，wi為父母的工資率，ti為父母為兒童發(fā)展投入的時間，pibi+ witi表示生產(chǎn)一單位Zi所需要的成本。構(gòu)造拉格朗日函數(shù)并求解效用最大化的一階條件，得到：

其中λ為拉格朗日乘子。從這一均衡條件可以得出，父母對兒童人力資本的物質(zhì)投入和時間投入取決于市場上物品的價格pi和父母的工資率wi。也即：

進(jìn)一步，考慮一個父母投資子女人力資本的動態(tài)模型。假設(shè)兒童在t時期的人力資本水平為sit，那么：

其中Tit是父母對兒童人力資本發(fā)展的時間投入，Xit是物質(zhì)投入，cit是可觀測的兒童特征，Ei(t-1)是前一期兒童人力資本的存量，ei為兒童不可觀測的稟賦特征，ξit是影響兒童人力資本的一個隨機的、外生的沖擊。由前一部分分析結(jié)果可知，Tit和Xit受工資率wit和市場上物品價格pit的影響。而父母的工資率會受其心理健康狀況的影響。為此，我們將父母心理健康狀況納入模型，得到：

其中ai表示與父母工資相關(guān)的不隨時間變化的因素，如一般來說比較穩(wěn)定的父母受教育程度，bit表示與父母工資相關(guān)的隨時間變化的因素，如在職培訓(xùn)，MHit表示父母的心理健康狀況，也是隨時間變化的。εit表示其他隨時間變化的不可觀測因素對父母工資率的影響，如勞動力市場沖擊。父母心理健康狀況的變化會影響工資率，還可能帶來醫(yī)療支出，式（3）中的預(yù)算約束會發(fā)生改變，從而改變均衡點的位置，但均衡點仍然由pit和改變后的wit決定，此時有：

將式（10）和（11）帶入式（8），可以得出：

借鑒Grossman（1972）和Dupas（2011）的研究[28-29]，父母當(dāng)前的心理健康狀況取決于過去對心理健康的投資，而這一投資情況取決于父母特征mi和nit，如一般不隨時間變化的父母受教育程度[30]，會隨時間變化的當(dāng)?shù)蒯t(yī)療設(shè)施，還取決于父母心中的跨期貼現(xiàn)率ρi，也即：

其中ξit是隨機的心理健康沖擊。

式（12）是我們要估計的模型。對年份和地域的控制，可以減小pit、εit和ξit的影響，面板數(shù)據(jù)中，上一期人力資本存量Ei(t-1)是可以獲得的。從式（13）和式（12）可知，我們關(guān)心的解釋變量“父母心理健康狀況”MHit和被解釋變量“兒童人力資本積累”sit同時受到不可觀測因素ρi的影響，也就是說MHit并非外生的。因此，采用OLS估計會產(chǎn)生偏誤。父母心理健康對兒童人力資本積累的影響將會被高估。采用工具變量法可以克服這一內(nèi)生性問題，工具變量應(yīng)當(dāng)與MHit高度相關(guān)，但與sit無關(guān)；基于面板數(shù)據(jù)，采用兒童固定效應(yīng)模型也可以消除兒童和父母層面不隨時間變化的不可觀測因素的影響，兒童的稟賦ei、父母心中的貼現(xiàn)率ρi不可觀測，但通常被視為較為穩(wěn)定的因素，因此可以通過兒童固定效應(yīng)模型消減掉；在數(shù)據(jù)允許的情況下，還可以采用倍差法，以控制樣本之間不可觀測的個體異質(zhì)性，和隨時間變化的不可觀測總體因素的影響，獲得更為可靠的估計量。

（二）父母心理健康影響兒童人力資本積累的精神傳導(dǎo)途徑

家庭環(huán)境是影響兒童發(fā)展的重要因素[31]。父母抑郁、心情惡劣、酗酒、過激行為等心理健康問題可能會造成兒童成長在一個壓力型家庭環(huán)境中。惡性壓力會對大腦發(fā)育造成負(fù)面影響[32]。面對壓力時，人會做出反應(yīng)，比如腎上腺素、血壓、心率、血糖、應(yīng)激激素會在短時間內(nèi)飆升，這本身代表著一種高效運轉(zhuǎn)的人體防御機制。在父母的關(guān)照之下，適度的壓力甚至可能是有益的，可以培養(yǎng)兒童的應(yīng)對能力。但是長期面對高壓，再加之缺乏父母關(guān)愛，兒童大腦的非認(rèn)知能力會受到干擾[33]。而大腦各個部分之所以可以協(xié)調(diào)運轉(zhuǎn)，應(yīng)對挑戰(zhàn)并解決問題，靠的就是大腦的非認(rèn)知能力。因此，兒童如果成長在惡性壓力之中，會很難集中精力控制沖動行為，也不太服從管教。極端的高壓甚至?xí)饍和硇牟唤】担缜拔奶岬降囊钟舭Y、酗酒、肥胖和心臟病等[34]。

（三）實證策略

理論分析表明，在研究父母心理健康對兒童人力資本積累的影響時，可能存在內(nèi)生性問題，建立因果關(guān)系是比較有挑戰(zhàn)性的，特別是需要采用合理的數(shù)據(jù)和方法控制不可觀測因素的影響。

1.固定效應(yīng)模型。借鑒Bratti&Mendola（2014）的做法[35]，采用兒童層面固定效應(yīng)模型，盡可能消減不隨時間變化的不可觀測因素（如基因）被遺漏帶來的估計偏誤。固定效應(yīng)模型設(shè)定如下：

其中，yirt是兒童i在r省t時點的被解釋變量，pMHirt代表個體i的父親或母親在r地區(qū)t時期有心理健康問題，是取1，否則取0。Xirt是其他控制變量，涉及兒童、家庭和地區(qū)三個層面，但不包含不隨時間變化的特征，如兒童性別、民族等。特別地，還包含父母身體健康的控制變量“過去一年是否住過院”。δr是省份固定效應(yīng)，λt是調(diào)查年份的虛擬變量，ci是個體層面不可觀測的異質(zhì)性，εirt是隨機擾動項，包含了其他不可觀測的因個體、省份和年份不同而不同的因素。

基于這一模型，可以通過父母心理健康狀況的變化來識別因果關(guān)系，潛在的前提假設(shè)是在控制了一系列變量后，這種變化是外生。在現(xiàn)實中，雖然生活在某種環(huán)境下的兒童更可能有心理健康狀況不佳的父母，但是父母心理健康狀況隨時間的變化及發(fā)生變化的時間通常與兒童人力資本不相關(guān)。

2.倍差法。由于匹配之后樣本量太小，匹配倍差法不再適用。因此直接采用倍差法來控制不可觀測因素的影響，以此對固定效應(yīng)模型估計結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。倍差法既能控制樣本之間不可觀測的個體異質(zhì)性，又能控制隨時間變化的不可觀測總體因素的影響，使估計結(jié)果更加準(zhǔn)確，其表達(dá)式如下：

其中，Ti為處理變量，表示第i個兒童是否為處理組（1=是，0=否）。處理組是父母在基期心理健康狀況良好但在實驗期（除基期以外的所有時期）有心理健康問題的兒童，對照組是父母在所有時期心理健康狀況都良好的兒童。after為時期變量，表示調(diào)查時期是否實驗期（1=是，0=否），處理變量與時期變量的交互項T × after的估計系數(shù)γ3捕捉的是我們關(guān)心的父母心理健康對兒童人力資本影響的凈效應(yīng)。Xirt是其他控制變量。

3.異質(zhì)性分析。家庭本身的特征會引起父母心理健康對兒童人力資本積累的影響出現(xiàn)異質(zhì)性特征。首先，任何階級的兒童都可能有心理健康狀況不佳的父母，處于惡性壓力之下。但不可否認(rèn)的是，若是出生在低收入、低教育程度的家庭，兒童面臨的風(fēng)險則更為嚴(yán)重。其次，母親作為兒童的主要照料者，其心理健康狀況對子代人力資本形成的影響可能更為深遠(yuǎn)[36]。最后，男孩或女孩、不同年齡階段兒童在心理承受能力、對人力資本投資的需求等方面存在差異，受父母心理健康問題影響的情況也可能存在差異[37][38]。因此，本文通過分組回歸進(jìn)行異質(zhì)性分析，以進(jìn)一步豐富父母心理健康對兒童人力資本積累的研究結(jié)果。

三、數(shù)據(jù)和變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心自2010 年起正式開展的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。CFPS調(diào)查長期跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，每兩年調(diào)查一次，目前已開展了2010、2012、2014、2016和2018五次調(diào)查，正式發(fā)布了這五次調(diào)查數(shù)據(jù)。調(diào)查目標(biāo)地區(qū)人口約占全國人口（不含港澳臺地區(qū)）的95%，可被視為一個全國代表性樣本[39]。

本文采用CFPS農(nóng)村兒童2012年和2016年共兩輪的數(shù)據(jù)。因為在這兩輪調(diào)查中，CFPS采用流調(diào)中心抑郁量表調(diào)查了成年人的抑郁狀態(tài)。2012年調(diào)查采用了CES_D20量表。由于問題數(shù)量較多，在2016年僅1/5的成年人回答這一量表，另有4/5的成年人只回答20個問題中的8個問題。在正式發(fā)布的CFPS2016 數(shù)據(jù)中，提供了與2012 年得分可比的流調(diào)中心抑郁量表分值。這為我們采用兩輪的面板數(shù)據(jù)提供了重要基礎(chǔ)。此外，這兩輪數(shù)據(jù)也包括我們感興趣的兒童認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力和營養(yǎng)健康水平等兒童人力資本各維度的測量指標(biāo)。在完成兒童庫、成人庫、家庭庫的匹配后，刪除了關(guān)鍵自變量缺失的觀測值及其在另一輪數(shù)據(jù)中對應(yīng)的觀測值，獲得了一個平衡面板。最終進(jìn)入樣本的兒童共4016個。但因為有些認(rèn)知能力或非認(rèn)知能力的測量量表只針對某一年齡段的兒童，數(shù)據(jù)中并非有每一個兒童相應(yīng)的認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力或健康水平的測量指標(biāo)，因此在回歸中因變量不同時對應(yīng)的樣本量有所不同。

（二）變量選擇

1.自變量。抑郁癥是中國成年人最常見的心理健康問題[40]。除確診的精神疾病外，CFPS調(diào)查中采用了由Radloff（1977）年開發(fā)的流調(diào)中心抑郁量表（Epidemiologic Studies Depression Scale）[41]，通過20 個問題測量被訪者自評心理健康狀況。其中有16 個問題衡量負(fù)面情緒，4 個問題衡量正面情緒。被訪者選擇過去一周內(nèi)這些情緒出現(xiàn)的頻率，選項為“幾乎沒有（不到一天）”，“有些時候（1～2天）”，“經(jīng)常有（3～4天）”，“大多數(shù)時候有（5～7天）”。對于負(fù)面情緒，以上選項分別計0～3分；對于正面情緒則反之。最后得分范圍為0～60分。

Radloff（1977，1991）提出這一量表得分在16～28分之間，說明有抑郁癥狀，得分超過28分則說明有較嚴(yán)重的抑郁癥[41][42]。據(jù)此將CFPS2012和2016年CES_D20量表得分超過28分的成年人界定為“抑郁”。本研究中的自變量為兒童的父親和母親至少有一人抑郁。在這一定義下，全樣本中2012年父親或母親至少一人抑郁的比例為30.2%，2016年這一比例為27.4%。

2.因變量。根據(jù)CFPS2012年和2016年數(shù)據(jù)特征，確定認(rèn)知能力的測量指標(biāo)為記憶測試得分、數(shù)列測試得分，同時也有家長評價的兒童語文學(xué)習(xí)成績等級和數(shù)學(xué)成績等級（1=較差，2=中等，3=良好，4=優(yōu)秀）；非認(rèn)知能力的測量指標(biāo)為6～15 歲兒童責(zé)任感量表得分和10～15 歲流調(diào)中心抑郁量表（CES-D20）得分；營養(yǎng)健康狀況的測量指標(biāo)包括0～15歲兒童年齡別身高指數(shù)（HAZ）、0～10歲兒童年齡別體重指數(shù)（WAZ）、10～15歲兒童自評健康和0～15歲兒童高蛋白質(zhì)食物攝入情況。

需要說明的是，HAZ和WAZ是被現(xiàn)有研究廣泛采用的兒童健康測量指標(biāo)[43][44]。HAZ和WAZ在不同的性別和年齡之間是可比的，HAZ是一個比較精確的短期和長期健康指標(biāo)，WAZ 則對于短期健康沖擊更為敏感。盡管CFPS數(shù)據(jù)中也有其他人體測量指標(biāo)，比如身體質(zhì)量指數(shù)（BMI），但這些其他指標(biāo)并為被我采用，因為它們只能被用于有限的年齡，而且在健康測量方面有更高偏誤[45]。CFPS數(shù)據(jù)提供的兒童出生年月、調(diào)查年月、身高、體重等詳細(xì)信息，為我們計算這兩個指數(shù)提供了便利。HAZ 和WAZ可以通過以下公式得到：

公式中的yi是第i個兒童的身高（cm）或體重（kg），j表示兒童所處的年齡（以月齡計算）和性別群體。yˉj和σj分別為參照群體身高（cm）或體重（kg）的均值和標(biāo)準(zhǔn)差。我們采用來自美國相同年齡和性別的兒童群體作為參照群體，計算出來的HAZ適用于樣本中的0到15歲兒童，WAZ適用于0到10歲兒童。本研究采用了WHO推薦的年齡截斷方法來排除了HAZ低于-6或高于+6的兒童和WAZ低于-6或高于+5的兒童[46]。

3.控制變量。兒童人力資本積累還會受其他諸多因素影響，因此，在模型中加入了其他控制變量，具體包括：兒童特征變量，比如性別、年齡、民族；家庭特征變量，比如母親受教育程度、家庭規(guī)模、家庭人均年收入，特別地，還控制了父母身體健康的影響；另外用地區(qū)虛擬變量反映地域特征。

所有變量的定義、賦值與描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量賦值說明及描述性統(tǒng)計（N=4016）

四、實證結(jié)果和分析

（一）父母心理健康對兒童認(rèn)知能力的影響

表2報告了使用固定效應(yīng)模型時，父母心理健康對兒童認(rèn)知能力影響的估計結(jié)果。除了全樣本估計外，我們還根據(jù)兒童性別、年齡、是否留守、母親受教育程度以及家庭人均收入水平將兒童分組進(jìn)行回歸。結(jié)果表明：（1）總體上，父親或母親抑郁不會影響兒童認(rèn)知能力的形成。（2）按照兒童性別分組，父親或母親抑郁沒有對男孩群體或女孩群體產(chǎn)生顯著影響。（3）分年齡段來看，父親或母親抑郁的6～10歲兒童認(rèn)知能力沒有顯著低于普通兒童，父親或母親抑郁的11～15歲兒童語文成績不如普通兒童，但記憶測試得分并沒有受到顯著影響。這種不一致可能是因為語文成績和記憶測試得分的對應(yīng)性不強，記憶測試涵蓋的能力范圍更窄，而語文成績涵蓋的能力范圍更廣。（4）分是否留守兒童來看，留守兒童群體的語文成績和記憶能力受父親或母親抑郁的負(fù)面影響更顯著。父親或母親抑郁沒有對非留守兒童的認(rèn)知能力產(chǎn)生影響。從數(shù)據(jù)中可以看到，留守兒童父母中留在家中照料兒童的一方通常是抑郁的一方，而心理健康狀況良好的另一方則在外打工，這導(dǎo)致留守兒童僅由抑郁的父親或母親主要負(fù)責(zé)照料。（5）按母親受教育程度分組回歸，可見母親受教育程度在高中及以上的兒童，父親或母親抑郁并沒有對他們的認(rèn)知能力產(chǎn)生顯著影響，而母親受教育程度較低（小學(xué)或初中）的兒童，認(rèn)知能力會受父親或母親抑郁的負(fù)面影響。（6）最后，將2012年家庭人均收入從低到高排列，之后將樣本三等分后進(jìn)行分組回歸。低收入組家庭中父親或母親抑郁會對兒童認(rèn)知能力產(chǎn)生負(fù)面影響，而中高收入組這一影響不顯著。這說明，更高的母親受教育程度和更高的人均家庭收入對于父親或母親抑郁給兒童認(rèn)知能力發(fā)展帶來的消極影響有一定的緩解作用。

表2 父母心理健康對兒童認(rèn)知能力的影響

（二）父母心理健康對兒童非認(rèn)知能力的影響

從表3來看，父母抑郁沒有對兒童責(zé)任感產(chǎn)生顯著影響。僅在中等收入家庭，父親或母親抑郁在5%的置信水平下顯著降低了兒童責(zé)任感量表得分。

表4報告了父母心理健康對兒童抑郁量表得分的影響。自變量是父母抑郁情況，因變量是兒童抑郁情況。結(jié)果表明父親抑郁并不會對兒童抑郁量表得分產(chǎn)生顯著影響，而母親抑郁則顯著提高了兒童抑郁量表得分，也就是說母親抑郁會導(dǎo)致兒童抑郁程度提高。按照兒童性別分組后看到，父親抑郁對男孩和女孩的心理健康影響都不顯著，母親抑郁對男孩心理健康的影響也不顯著，但母親抑郁對女孩心理健康的影響較大，且在1%的置信水平下顯著。這與Johnston 等人的研究結(jié)果一致，母親和女兒之間更可能出現(xiàn)抑郁癥狀的代際傳遞[36]。按2012年家庭人均收入分組后的回歸結(jié)果表明，當(dāng)?shù)褪杖虢M兒童暴露在父親或母親抑郁的環(huán)境中時，他們的抑郁程度也會顯著提高。而父親或母親抑郁不會提升中等收入組和高收入組兒童的抑郁水平。可見經(jīng)濟狀況較好能緩解父親或母親抑郁帶給兒童非認(rèn)知能力的消極影響。

表3 父母心理健康對兒童責(zé)任感量表得分的影響

表4 父母心理健康對兒童抑郁量表得分的影響

（三）父母心理健康對兒童營養(yǎng)健康的影響

表5報告了父母心理健康對兒童營養(yǎng)健康的影響。具體為：（1）父親或母親抑郁在1%的置信水平下降低了兒童高蛋白食物的攝入。（2）分性別來看，男孩和女孩高蛋白食物攝入都顯著降低，但男孩降低的規(guī)模更大，顯著性也更高。（3）分年齡段的回歸結(jié)果表明，父親或母親抑郁對6～10歲兒童的年齡別身高Z評分（HAZ）和年齡別體重Z評分（WAZ）產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響。這可能是因為更為年幼的0～5歲兒童會受到父母照料，同時也更有可能受到祖父母的照料。祖父母的參與可能會降低父母抑郁給兒童健康造成的負(fù)面影響。而更年長的11～15歲兒童大多已處于初中階段，而在農(nóng)村，初中階段的學(xué)生寄宿比例遠(yuǎn)高于小學(xué)階段[47]，這讓他們更少暴露在父母抑郁的家庭環(huán)境中，從而受到的負(fù)面影響不顯著。（4）留守兒童和非留守兒童的營養(yǎng)健康狀況都沒有受到父母抑郁的負(fù)面影響，留守兒童的年齡別體重Z評分（WAZ）甚至還有所提高。這可能是由于受“收入效應(yīng)”的影響，父母外出務(wù)工為留守兒童所在家庭提供了更高的收入，較好的家庭經(jīng)濟水平緩解甚至可能更多地補償了父母抑郁給兒童營養(yǎng)健康狀況帶來的負(fù)面影響。（5）按母親受教育程度分組后的估計結(jié)果差別不大，母親受教育程度在小學(xué)以下或高中以上水平的兒童，父母抑郁會導(dǎo)致他們高蛋白食物攝入顯著減少，而母親受教育程度為初中水平的兒童，父母抑郁會顯著降低他們的自評健康水平。（6）最后，高收入家庭組兒童的所有營養(yǎng)健康類指標(biāo)在父親或母親抑郁的情況下都沒有顯著變差，但低收入家庭組兒童在父親或母親抑郁的情況下自評健康水平顯著降低，高蛋白食物攝入也減少，中等收入家庭兒童的高蛋白食物攝入也會顯著減少。和前面父母抑郁對兒童認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力的影響類似，更高的家庭人均收入都起到了一定的緩解作用。

表5 父母心理健康對兒童營養(yǎng)健康的影響

（四）基于倍差法的穩(wěn)健性檢驗

接下來采用倍差法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。樣本包括在2012 年父母都不抑郁的兒童。其中處理組是指“2012年父母都不抑郁，2016年父母中至少有一人抑郁”的兒童，控制組是指“2012年和2016年父母都不抑郁”的兒童。在控制住其他相關(guān)變量的情況下，通過對比兩組兒童在兩輪調(diào)查時人力資本測量指標(biāo)的差值，可以得到父母心理健康對兒童人力資本積累的影響效應(yīng)。表6報告了倍差法估計下父母心理健康對兒童認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力和營養(yǎng)健康水平的影響。容易看到，倍差法估計結(jié)果與上文中固定效應(yīng)模型估計結(jié)果基本一致。

表6 父母心理健康對兒童人力資本積累的影響（倍差法）

五、結(jié)論與啟示

本文使用CFPS2012 年和2016 年兩期面板數(shù)據(jù)研究了父母心理健康對兒童人力資本積累的影響，彌補了國內(nèi)對這一問題研究的不足。具體來說，根據(jù)流調(diào)中心抑郁量表得分界定了樣本中兒童父親和母親的抑郁狀態(tài)，用抑郁作為心理健康問題的代理變量，采用個體和時間固定效應(yīng)模型，分別探究了父母心理健康問題對兒童認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力和健康的影響，并采用倍差法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。進(jìn)一步，通過分樣本回歸考察了父母心理健康問題對兒童人力資本影響的群組差異。最后得出以下主要結(jié)論：

認(rèn)知能力方面，父親或母親抑郁會使兒童語文成績顯著下降，但對數(shù)學(xué)成績、記憶測試得分和數(shù)列測試得分影響不顯著。父親或母親抑郁的11～15歲兒童語文成績不如普通兒童。值得關(guān)注的是留守兒童群體認(rèn)知能力受父親或母親抑郁的負(fù)面影響相比非留守兒童更顯著。父親或母親抑郁顯著降低了留守兒童的語文成績和記憶測試得分。這可能是由于大多數(shù)留守兒童僅由一位抑郁的父親或母親照料。同時，更高的母親受教育程度和更高的家庭人均收入對于父親或母親抑郁帶給兒童的消極影響有一定的緩解作用。

非認(rèn)知能力方面，母親抑郁會顯著提高女孩的抑郁程度。家庭人均收入較低的兒童，其抑郁程度會因父親或母親抑郁而提升。更高的家庭人均收入能緩解父親或母親抑郁帶給兒童非認(rèn)知能力的消極影響。

營養(yǎng)健康方面，父母抑郁會導(dǎo)致兒童高蛋白食物攝入減少。分年齡段看，父母抑郁對6～10歲兒童的年齡別身高Z評分（HAZ）和年齡別體重Z評分（WAZ）產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響。此外，高收入家庭組兒童營養(yǎng)健康狀況不受顯著影響，但低收入家庭組兒童自評健康水平顯著降低、高蛋白食物攝入減少，中等收入家庭兒童高蛋白食物攝入顯著減少。可見，在父母抑郁對兒童營養(yǎng)健康狀況的影響中，更高的家庭人均收入也可以起到緩解作用。

本文研究的政策啟示有：（1）做好心理健康知識和心理疾病科普工作，擴大農(nóng)村地區(qū)心理咨詢、治療等機構(gòu)和服務(wù)覆蓋面。這是實現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)療服務(wù)均等化的要求，也是“健康中國”戰(zhàn)略落實和鄉(xiāng)村“宜居”的重要方面。我國城市人口對心理健康問題的關(guān)注程度越來越高，而農(nóng)村人口通常無法正視心理健康問題，不會去尋求也很難尋求得到正規(guī)的干預(yù)和治療手段。本研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村地區(qū)父母心理健康問題會對其子女人力資本積累產(chǎn)生負(fù)面的溢出效應(yīng)。對農(nóng)村地區(qū)成年人心理健康的正面干預(yù)也是對國家未來勞動力質(zhì)量的投資。（2）為父母心理健康狀況不佳的在學(xué)兒童提供免費課外補習(xí)、心理咨詢、營養(yǎng)餐等服務(wù)和有條件的小額現(xiàn)金援助。這將有助于實現(xiàn)城鄉(xiāng)教育公平、健康公平，進(jìn)而縮減兒童未來的機會鴻溝。考慮到父母心理健康問題對初中兒童學(xué)習(xí)成績、女孩的心理健康以及低收入家庭兒童身心健康產(chǎn)生的顯著負(fù)影響，以及收入對負(fù)面影響的緩解作用，本文認(rèn)為應(yīng)對這些群體以服務(wù)或真金白銀的形式合理伸出援手。（3）在“健康扶貧”工作中，應(yīng)關(guān)注由父母心理疾病致貧的家庭以及這類家庭中兒童的發(fā)展，將“健康扶貧”工作與現(xiàn)有針對兒童的“營養(yǎng)改善計劃”項目、“農(nóng)村困境兒童關(guān)愛保護(hù)”示范項目等兒童發(fā)展項目相結(jié)合。具體來說，在“健康扶貧”工作中識別出因心理健康問題致貧的家庭后，政府、社區(qū)和學(xué)校對這些家庭中的兒童進(jìn)行重點關(guān)注，根據(jù)兒童年齡段、性別、是否留守等差異采取不同的干預(yù)措施。這將有助于緩解健康貧困及其導(dǎo)致的貧困代際傳遞問題，提高“寒門出貴子”的可能。

本研究在我國農(nóng)村成年人心理健康問題較為突出、農(nóng)村兒童發(fā)展水平相對落后的背景之下，嘗試性地探究了父母心理健康對農(nóng)村兒童人力資本積累產(chǎn)生的溢出效應(yīng)，但仍存在一些不足之處。一是研究方法還有待改進(jìn)?；诙?jǐn)?shù)據(jù)的研究導(dǎo)致沒有合理的工具變量來協(xié)助解決內(nèi)生性問題，兒童固定效應(yīng)尚且不能控制隨時間變化的不可觀測因素的影響，而倍差法雖然能控制各類不可觀測因素，但由于只有兩輪數(shù)據(jù)，沒有辦法進(jìn)行平行趨勢檢驗。二是本研究側(cè)重于分析父母心理健康對兒童人力資本各方面的影響效應(yīng)，對于影響機制僅限于理論分析，沒有進(jìn)行定量探究，這一不足也有待未來的研究進(jìn)行彌補。