父母心理健康与农村儿童人力资本积累——来自中国家庭追踪调查（CFPS）的经验证据

李姣媛，沈 政

（1.浙江工商大学金融学院，杭州310018；2.浙江农林大学经济管理学院，杭州311300）

一、引言与文献综述

随着我国经济快速发展，社会环境变化日新月异，城乡居民工作和生活节奏明显加快，心理压力与冲突也日益凸显。2018年12月，由中国科学院心理研究所发布的我国第一部心理健康蓝皮书《中国国民心理健康发展报告（2017～2018）》显示，我国农业户口国民中自评心理健康状况为“差”的占2.6%，“较差”的占18.3%；非农业户口国民中，这两个比例分别为2%和13.8%。2001～2005 年，基于中国山东、浙江、青海和甘肃四省6万多18岁及以上成年人的一次大规模流行病学调查结果表明，中国约有1.73亿人口受到心理疾病的困扰，且农村人口中有重度抑郁症、心情恶劣、酗酒等各类心理疾病的比例要高于城镇人口[1]。在中国，心理疾病已位列疾病总体负担排名之首，超过心脑血管、呼吸系统疾病和恶性肿瘤[2]。“幼儿园砍杀儿童事件”“富士康十三连跳”等由心理健康问题导致的犯罪、自杀等社会事件也屡屡见诸报端。国民心理健康已经成为我国重要的公共卫生问题和突出的社会问题。

心理健康问题可能会直接影响个体效用水平，还会间接导致家庭和社会层面的劳动力损失和医疗支出增加[3-6]。从代际视角来看，由于父母心理健康状况会影响其参与市场正式劳动和家庭非正式劳动的能力，并影响到其子女发展所能获取的资源与成长环境，进而影响儿童人力资本积累，对儿童造成“二次伤害”。这将进一步加重心理健康问题给家庭和社会经济带来的负担。在当前我国“未富先老”的经济与人口背景之下，未来经济发展对“人口质量红利”的依赖性会更强，因此，人力资本水平的提升尤为关键。已有研究表明，人力资本的形成具有敏感期和关键期，儿童期是人力资本投资回报率最高的阶段[7]。早期人力资本形成过程中如果遇到负面冲击或消极干预会增大个体在未来劳动力市场上成为弱势群体的概率[8]。

按照舒尔茨的观点，人力资本是存在于人体之中具有经济价值的知识、技能和体力[9]。在早期经济学研究中，为了测量的便利性，人的能力被视为天生给定的，人力资本常常被研究者简单地用教育来衡量。随着现代心理学技术的发展，能力的测量技术逐渐成熟。经济学家们发现被传统人力资本理论视为先天给定的能力在决定个人社会和经济表现上发挥着核心作用。丰富的实证研究表明，数学运算、读写等认知能力对教育水平、工资、犯罪行为和其他社会和经济生活方面的结果影响较大，并且显著、稳健[10]。同时，自尊、自控、责任心等非认知能力对个体受教育程度和工资水平也非常重要[11]。新人力资本理论认为忽略能力只考虑教育水平会带来对人力资本效应有偏的估计，能力（包括认知能力和非认知能力）才是人力资本概念的核心[12][13]。根据当前的人力资本研究趋势，本研究将儿童人力资本定义为认知能力、非认知能力和营养健康三个维度[14]。其中，认知能力是指个体的智力和解决问题能力，包括理解、记忆、思维和推理等能力；非认知能力则是指认知能力以外的一系列个性特质，例如自控力、自尊和责任心等；健康状况则主要指儿童营养与身体健康状况。

目前父母心理健康和儿童人力资本积累的相关研究大多来自发达国家，中低收入国家的相关研究比较罕见。国外学者对于父母心理健康问题与儿童发展关系的研究起步较早，不少实证研究结果表明，父母心理健康，特别是母亲心理健康与儿童情绪、行为、认知能力、健康等之间存在高度相关性[15-17]。考虑到父母心理健康与儿童人力资本积累因果关系研究中可能存在因遗漏既与自变量又与因变量相关的不可观测因素（如基因等）、自变量和因变量互为因果、测量误差等原因导致的内生性问题，Aizer 等（2016）利用同一家庭中的兄弟姐妹数据，控制不可观测因素的影响[18]；Le&Nguyen（2018）则采用“过去一年，母亲是否有好友离世”作为母亲心理健康的工具变量，探究母亲心理健康对儿童健康的影响[19]。国内学者也越来越关注心理健康问题，但已有研究侧重于探讨心理健康的影响因素，如工作和生活压力、个体社会经济地位、迁移压力、社会资本、独生子女政策等[20-21]。但很少有研究从代际视角探讨父代心理健康与子代人力资本积累的关系。国外相关研究为我们在中国探究这一问题提供了宝贵经验。

考虑到当前我国农村人口心理健康问题比城市人口更为突出，且农村儿童人力资本发展水平远不及城市儿童，而促进农村儿童人力资本积累是缩小城乡收入差距、实现稳定长期脱贫和解决相对贫困的重要基础，因此，本文将探究我国农村地区父母心理健康对儿童人力资本积累的影响。本文的逻辑为：除禀赋特征外，个体人力资本的积累主要依赖于家庭投资和来自政府相关部门的公共投资。由于公共政策在一定地域范围内通常差别不大，因此个体人力资本差异主要来源于家庭对个体人力资本投资的差异[22]。父代心理健康可以通过以下途径影响子代人力资本积累：一是物质传导途径。心理健康状况不佳的父代获得的劳动报酬更低，导致他们为儿童购买食物、教育、医疗保健服务等商品和服务的资金投入不足[23]。二是时间传导途径。心理健康状况不佳的父代对子代的照料、与子代的谈心互动、与学校老师的交流可能更少，为子代人力资本积累投入的时间和精力有限[24-25]。三是精神传导途径。父代的抑郁、挫败感等会给子代带来恶性压力。长期高压会造成一系列心理和生理变化，从深层破坏儿童大脑发育，改变大脑组织结构，最终导致他们在学习、行为和身心健康方面的终身困恼，如抑郁、酗酒、肥胖和心脏病等[26]。

本研究以中国农村地区为例，基于中国家庭追踪调查（CFPS）2012年和2016年的面板数据，采用儿童层面固定效应模型和倍差法控制不可观测因素（如基因、父母的心理跨期回报率等），全面系统地探究父母心理健康对儿童认知能力、非认知能力和营养健康的影响，并根据父亲或母亲、儿童性别和年龄、儿童留守情况、母亲受教育程度、家庭收入水平等因素对样本进行分组，考察影响的异质性，最后指出目前我国农村地区父母心理健康对儿童人力资本积累产生的具体影响。一方面为已有文献做出补充和发展，另一方面，为相关部门制定和实施具有针对性的干预或预防措施提供数据资料，从而提升农村人口心理健康水平，有效扶持父母心理健康状况不佳家庭中儿童的发展，并为阻断贫困代际传递、破除长期贫困、缓解相对贫困工作的开展提供一个新视角。

二、理论基础与模型构建

本文在Becker&Tomes（1979）经典家庭人力资本投资决策模型中引入父母心理健康因素，讨论父母心理健康影响儿童人力资本积累的物质传导途径和时间传导途径[27]；进一步地，借鉴儿童医学和健康经济学研究成果，探讨父母心理健康问题影响儿童人力资本积累的精神传导途径。最后基于理论分析和已有研究经验，并结合数据可得性，确定本研究的实证策略。

（一）父母心理健康影响儿童人力资本积累的物质和时间传导途径

对Becker&Tomes（1979）经典家庭人力资本投资决策模型进行拓展，考虑父母心理健康对其投资子代人力资本行为的影响。在一定地域范围内，儿童相关社会政策是类似的，其发展水平的差距主要来源于家庭对儿童的人力资本投入资，而这些投入既包括家庭的物质投入，也包括时间投入。因此，以家庭为核心，考虑家庭对儿童人力资本的投资行为。首先，假定一个家庭由父母和一个儿童组成。父母效用函数为：

父母从物品Zi上获得效用，Zi也包括儿童人力资本积累的结果。而生产一个单位的Zi，父母需要投入一定自己的时间Ti和市场上的物品Xi。Zi为儿童人力资本积累水平。ei表示基因的遗传效应和家庭赋予儿童不可观测的禀赋，ρi表示父母的心理跨期贴现率，则有：

Ti可能是父母刺激和引导儿童思考、运动的互动时间，或父母辅导儿童学业的时间；Xi可能是食物、书本、学前教育服务；ei可能是天生的身体素质、智商（IQ）、专注度等。父母对儿童人力资本投资受到的收入和时间约束为：

其中pi是市场上物品的价格，bi表示物品数量，wi为父母的工资率，ti为父母为儿童发展投入的时间，pibi+ witi表示生产一单位Zi所需要的成本。构造拉格朗日函数并求解效用最大化的一阶条件，得到：

其中λ为拉格朗日乘子。从这一均衡条件可以得出，父母对儿童人力资本的物质投入和时间投入取决于市场上物品的价格pi和父母的工资率wi。也即：

进一步，考虑一个父母投资子女人力资本的动态模型。假设儿童在t时期的人力资本水平为sit，那么：

其中Tit是父母对儿童人力资本发展的时间投入，Xit是物质投入，cit是可观测的儿童特征，Ei(t-1)是前一期儿童人力资本的存量，ei为儿童不可观测的禀赋特征，ξit是影响儿童人力资本的一个随机的、外生的冲击。由前一部分分析结果可知，Tit和Xit受工资率wit和市场上物品价格pit的影响。而父母的工资率会受其心理健康状况的影响。为此，我们将父母心理健康状况纳入模型，得到：

其中ai表示与父母工资相关的不随时间变化的因素，如一般来说比较稳定的父母受教育程度，bit表示与父母工资相关的随时间变化的因素，如在职培训，MHit表示父母的心理健康状况，也是随时间变化的。εit表示其他随时间变化的不可观测因素对父母工资率的影响，如劳动力市场冲击。父母心理健康状况的变化会影响工资率，还可能带来医疗支出，式（3）中的预算约束会发生改变，从而改变均衡点的位置，但均衡点仍然由pit和改变后的wit决定，此时有：

将式（10）和（11）带入式（8），可以得出：

借鉴Grossman（1972）和Dupas（2011）的研究[28-29]，父母当前的心理健康状况取决于过去对心理健康的投资，而这一投资情况取决于父母特征mi和nit，如一般不随时间变化的父母受教育程度[30]，会随时间变化的当地医疗设施，还取决于父母心中的跨期贴现率ρi，也即：

其中ξit是随机的心理健康冲击。

式（12）是我们要估计的模型。对年份和地域的控制，可以减小pit、εit和ξit的影响，面板数据中，上一期人力资本存量Ei(t-1)是可以获得的。从式（13）和式（12）可知，我们关心的解释变量“父母心理健康状况”MHit和被解释变量“儿童人力资本积累”sit同时受到不可观测因素ρi的影响，也就是说MHit并非外生的。因此，采用OLS估计会产生偏误。父母心理健康对儿童人力资本积累的影响将会被高估。采用工具变量法可以克服这一内生性问题，工具变量应当与MHit高度相关，但与sit无关；基于面板数据，采用儿童固定效应模型也可以消除儿童和父母层面不随时间变化的不可观测因素的影响，儿童的禀赋ei、父母心中的贴现率ρi不可观测，但通常被视为较为稳定的因素，因此可以通过儿童固定效应模型消减掉；在数据允许的情况下，还可以采用倍差法，以控制样本之间不可观测的个体异质性，和随时间变化的不可观测总体因素的影响，获得更为可靠的估计量。

（二）父母心理健康影响儿童人力资本积累的精神传导途径

家庭环境是影响儿童发展的重要因素[31]。父母抑郁、心情恶劣、酗酒、过激行为等心理健康问题可能会造成儿童成长在一个压力型家庭环境中。恶性压力会对大脑发育造成负面影响[32]。面对压力时，人会做出反应，比如肾上腺素、血压、心率、血糖、应激激素会在短时间内飙升，这本身代表着一种高效运转的人体防御机制。在父母的关照之下，适度的压力甚至可能是有益的，可以培养儿童的应对能力。但是长期面对高压，再加之缺乏父母关爱，儿童大脑的非认知能力会受到干扰[33]。而大脑各个部分之所以可以协调运转，应对挑战并解决问题，靠的就是大脑的非认知能力。因此，儿童如果成长在恶性压力之中，会很难集中精力控制冲动行为，也不太服从管教。极端的高压甚至会引起儿童身心不健康，如前文提到的抑郁症、酗酒、肥胖和心脏病等[34]。

（三）实证策略

理论分析表明，在研究父母心理健康对儿童人力资本积累的影响时，可能存在内生性问题，建立因果关系是比较有挑战性的，特别是需要采用合理的数据和方法控制不可观测因素的影响。

1.固定效应模型。借鉴Bratti&Mendola（2014）的做法[35]，采用儿童层面固定效应模型，尽可能消减不随时间变化的不可观测因素（如基因）被遗漏带来的估计偏误。固定效应模型设定如下：

其中，yirt是儿童i在r省t时点的被解释变量，pMHirt代表个体i的父亲或母亲在r地区t时期有心理健康问题，是取1，否则取0。Xirt是其他控制变量，涉及儿童、家庭和地区三个层面，但不包含不随时间变化的特征，如儿童性别、民族等。特别地，还包含父母身体健康的控制变量“过去一年是否住过院”。δr是省份固定效应，λt是调查年份的虚拟变量，ci是个体层面不可观测的异质性，εirt是随机扰动项，包含了其他不可观测的因个体、省份和年份不同而不同的因素。

基于这一模型，可以通过父母心理健康状况的变化来识别因果关系，潜在的前提假设是在控制了一系列变量后，这种变化是外生。在现实中，虽然生活在某种环境下的儿童更可能有心理健康状况不佳的父母，但是父母心理健康状况随时间的变化及发生变化的时间通常与儿童人力资本不相关。

2.倍差法。由于匹配之后样本量太小，匹配倍差法不再适用。因此直接采用倍差法来控制不可观测因素的影响，以此对固定效应模型估计结果进行稳健性检验。倍差法既能控制样本之间不可观测的个体异质性，又能控制随时间变化的不可观测总体因素的影响，使估计结果更加准确，其表达式如下：

其中，Ti为处理变量，表示第i个儿童是否为处理组（1=是，0=否）。处理组是父母在基期心理健康状况良好但在实验期（除基期以外的所有时期）有心理健康问题的儿童，对照组是父母在所有时期心理健康状况都良好的儿童。after为时期变量，表示调查时期是否实验期（1=是，0=否），处理变量与时期变量的交互项T × after的估计系数γ3捕捉的是我们关心的父母心理健康对儿童人力资本影响的净效应。Xirt是其他控制变量。

3.异质性分析。家庭本身的特征会引起父母心理健康对儿童人力资本积累的影响出现异质性特征。首先，任何阶级的儿童都可能有心理健康状况不佳的父母，处于恶性压力之下。但不可否认的是，若是出生在低收入、低教育程度的家庭，儿童面临的风险则更为严重。其次，母亲作为儿童的主要照料者，其心理健康状况对子代人力资本形成的影响可能更为深远[36]。最后，男孩或女孩、不同年龄阶段儿童在心理承受能力、对人力资本投资的需求等方面存在差异，受父母心理健康问题影响的情况也可能存在差异[37][38]。因此，本文通过分组回归进行异质性分析，以进一步丰富父母心理健康对儿童人力资本积累的研究结果。

三、数据和变量选择

（一）数据来源

本研究数据来自北京大学中国社会科学调查中心自2010 年起正式开展的中国家庭追踪调查（CFPS）。CFPS调查长期跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，每两年调查一次，目前已开展了2010、2012、2014、2016和2018五次调查，正式发布了这五次调查数据。调查目标地区人口约占全国人口（不含港澳台地区）的95%，可被视为一个全国代表性样本[39]。

本文采用CFPS农村儿童2012年和2016年共两轮的数据。因为在这两轮调查中，CFPS采用流调中心抑郁量表调查了成年人的抑郁状态。2012年调查采用了CES_D20量表。由于问题数量较多，在2016年仅1/5的成年人回答这一量表，另有4/5的成年人只回答20个问题中的8个问题。在正式发布的CFPS2016 数据中，提供了与2012 年得分可比的流调中心抑郁量表分值。这为我们采用两轮的面板数据提供了重要基础。此外，这两轮数据也包括我们感兴趣的儿童认知能力、非认知能力和营养健康水平等儿童人力资本各维度的测量指标。在完成儿童库、成人库、家庭库的匹配后，删除了关键自变量缺失的观测值及其在另一轮数据中对应的观测值，获得了一个平衡面板。最终进入样本的儿童共4016个。但因为有些认知能力或非认知能力的测量量表只针对某一年龄段的儿童，数据中并非有每一个儿童相应的认知能力、非认知能力或健康水平的测量指标，因此在回归中因变量不同时对应的样本量有所不同。

（二）变量选择

1.自变量。抑郁症是中国成年人最常见的心理健康问题[40]。除确诊的精神疾病外，CFPS调查中采用了由Radloff（1977）年开发的流调中心抑郁量表（Epidemiologic Studies Depression Scale）[41]，通过20 个问题测量被访者自评心理健康状况。其中有16 个问题衡量负面情绪，4 个问题衡量正面情绪。被访者选择过去一周内这些情绪出现的频率，选项为“几乎没有（不到一天）”，“有些时候（1～2天）”，“经常有（3～4天）”，“大多数时候有（5～7天）”。对于负面情绪，以上选项分别计0～3分；对于正面情绪则反之。最后得分范围为0～60分。

Radloff（1977，1991）提出这一量表得分在16～28分之间，说明有抑郁症状，得分超过28分则说明有较严重的抑郁症[41][42]。据此将CFPS2012和2016年CES_D20量表得分超过28分的成年人界定为“抑郁”。本研究中的自变量为儿童的父亲和母亲至少有一人抑郁。在这一定义下，全样本中2012年父亲或母亲至少一人抑郁的比例为30.2%，2016年这一比例为27.4%。

2.因变量。根据CFPS2012年和2016年数据特征，确定认知能力的测量指标为记忆测试得分、数列测试得分，同时也有家长评价的儿童语文学习成绩等级和数学成绩等级（1=较差，2=中等，3=良好，4=优秀）；非认知能力的测量指标为6～15 岁儿童责任感量表得分和10～15 岁流调中心抑郁量表（CES-D20）得分；营养健康状况的测量指标包括0～15岁儿童年龄别身高指数（HAZ）、0～10岁儿童年龄别体重指数（WAZ）、10～15岁儿童自评健康和0～15岁儿童高蛋白质食物摄入情况。

需要说明的是，HAZ和WAZ是被现有研究广泛采用的儿童健康测量指标[43][44]。HAZ和WAZ在不同的性别和年龄之间是可比的，HAZ是一个比较精确的短期和长期健康指标，WAZ 则对于短期健康冲击更为敏感。尽管CFPS数据中也有其他人体测量指标，比如身体质量指数（BMI），但这些其他指标并为被我采用，因为它们只能被用于有限的年龄，而且在健康测量方面有更高偏误[45]。CFPS数据提供的儿童出生年月、调查年月、身高、体重等详细信息，为我们计算这两个指数提供了便利。HAZ 和WAZ可以通过以下公式得到：

公式中的yi是第i个儿童的身高（cm）或体重（kg），j表示儿童所处的年龄（以月龄计算）和性别群体。yˉj和σj分别为参照群体身高（cm）或体重（kg）的均值和标准差。我们采用来自美国相同年龄和性别的儿童群体作为参照群体，计算出来的HAZ适用于样本中的0到15岁儿童，WAZ适用于0到10岁儿童。本研究采用了WHO推荐的年龄截断方法来排除了HAZ低于-6或高于+6的儿童和WAZ低于-6或高于+5的儿童[46]。

3.控制变量。儿童人力资本积累还会受其他诸多因素影响，因此，在模型中加入了其他控制变量，具体包括：儿童特征变量，比如性别、年龄、民族；家庭特征变量，比如母亲受教育程度、家庭规模、家庭人均年收入，特别地，还控制了父母身体健康的影响；另外用地区虚拟变量反映地域特征。

所有变量的定义、赋值与描述性统计见表1。

表1 变量赋值说明及描述性统计（N=4016）

四、实证结果和分析

（一）父母心理健康对儿童认知能力的影响

表2报告了使用固定效应模型时，父母心理健康对儿童认知能力影响的估计结果。除了全样本估计外，我们还根据儿童性别、年龄、是否留守、母亲受教育程度以及家庭人均收入水平将儿童分组进行回归。结果表明：（1）总体上，父亲或母亲抑郁不会影响儿童认知能力的形成。（2）按照儿童性别分组，父亲或母亲抑郁没有对男孩群体或女孩群体产生显著影响。（3）分年龄段来看，父亲或母亲抑郁的6～10岁儿童认知能力没有显著低于普通儿童，父亲或母亲抑郁的11～15岁儿童语文成绩不如普通儿童，但记忆测试得分并没有受到显著影响。这种不一致可能是因为语文成绩和记忆测试得分的对应性不强，记忆测试涵盖的能力范围更窄，而语文成绩涵盖的能力范围更广。（4）分是否留守儿童来看，留守儿童群体的语文成绩和记忆能力受父亲或母亲抑郁的负面影响更显著。父亲或母亲抑郁没有对非留守儿童的认知能力产生影响。从数据中可以看到，留守儿童父母中留在家中照料儿童的一方通常是抑郁的一方，而心理健康状况良好的另一方则在外打工，这导致留守儿童仅由抑郁的父亲或母亲主要负责照料。（5）按母亲受教育程度分组回归，可见母亲受教育程度在高中及以上的儿童，父亲或母亲抑郁并没有对他们的认知能力产生显著影响，而母亲受教育程度较低（小学或初中）的儿童，认知能力会受父亲或母亲抑郁的负面影响。（6）最后，将2012年家庭人均收入从低到高排列，之后将样本三等分后进行分组回归。低收入组家庭中父亲或母亲抑郁会对儿童认知能力产生负面影响，而中高收入组这一影响不显著。这说明，更高的母亲受教育程度和更高的人均家庭收入对于父亲或母亲抑郁给儿童认知能力发展带来的消极影响有一定的缓解作用。

表2 父母心理健康对儿童认知能力的影响

（二）父母心理健康对儿童非认知能力的影响

从表3来看，父母抑郁没有对儿童责任感产生显著影响。仅在中等收入家庭，父亲或母亲抑郁在5%的置信水平下显著降低了儿童责任感量表得分。

表4报告了父母心理健康对儿童抑郁量表得分的影响。自变量是父母抑郁情况，因变量是儿童抑郁情况。结果表明父亲抑郁并不会对儿童抑郁量表得分产生显著影响，而母亲抑郁则显著提高了儿童抑郁量表得分，也就是说母亲抑郁会导致儿童抑郁程度提高。按照儿童性别分组后看到，父亲抑郁对男孩和女孩的心理健康影响都不显著，母亲抑郁对男孩心理健康的影响也不显著，但母亲抑郁对女孩心理健康的影响较大，且在1%的置信水平下显著。这与Johnston 等人的研究结果一致，母亲和女儿之间更可能出现抑郁症状的代际传递[36]。按2012年家庭人均收入分组后的回归结果表明，当低收入组儿童暴露在父亲或母亲抑郁的环境中时，他们的抑郁程度也会显著提高。而父亲或母亲抑郁不会提升中等收入组和高收入组儿童的抑郁水平。可见经济状况较好能缓解父亲或母亲抑郁带给儿童非认知能力的消极影响。

表3 父母心理健康对儿童责任感量表得分的影响

表4 父母心理健康对儿童抑郁量表得分的影响

（三）父母心理健康对儿童营养健康的影响

表5报告了父母心理健康对儿童营养健康的影响。具体为：（1）父亲或母亲抑郁在1%的置信水平下降低了儿童高蛋白食物的摄入。（2）分性别来看，男孩和女孩高蛋白食物摄入都显著降低，但男孩降低的规模更大，显著性也更高。（3）分年龄段的回归结果表明，父亲或母亲抑郁对6～10岁儿童的年龄别身高Z评分（HAZ）和年龄别体重Z评分（WAZ）产生了显著的负面影响。这可能是因为更为年幼的0～5岁儿童会受到父母照料，同时也更有可能受到祖父母的照料。祖父母的参与可能会降低父母抑郁给儿童健康造成的负面影响。而更年长的11～15岁儿童大多已处于初中阶段，而在农村，初中阶段的学生寄宿比例远高于小学阶段[47]，这让他们更少暴露在父母抑郁的家庭环境中，从而受到的负面影响不显著。（4）留守儿童和非留守儿童的营养健康状况都没有受到父母抑郁的负面影响，留守儿童的年龄别体重Z评分（WAZ）甚至还有所提高。这可能是由于受“收入效应”的影响，父母外出务工为留守儿童所在家庭提供了更高的收入，较好的家庭经济水平缓解甚至可能更多地补偿了父母抑郁给儿童营养健康状况带来的负面影响。（5）按母亲受教育程度分组后的估计结果差别不大，母亲受教育程度在小学以下或高中以上水平的儿童，父母抑郁会导致他们高蛋白食物摄入显著减少，而母亲受教育程度为初中水平的儿童，父母抑郁会显著降低他们的自评健康水平。（6）最后，高收入家庭组儿童的所有营养健康类指标在父亲或母亲抑郁的情况下都没有显著变差，但低收入家庭组儿童在父亲或母亲抑郁的情况下自评健康水平显著降低，高蛋白食物摄入也减少，中等收入家庭儿童的高蛋白食物摄入也会显著减少。和前面父母抑郁对儿童认知能力和非认知能力的影响类似，更高的家庭人均收入都起到了一定的缓解作用。

表5 父母心理健康对儿童营养健康的影响

（四）基于倍差法的稳健性检验

接下来采用倍差法进行稳健性检验。样本包括在2012 年父母都不抑郁的儿童。其中处理组是指“2012年父母都不抑郁，2016年父母中至少有一人抑郁”的儿童，控制组是指“2012年和2016年父母都不抑郁”的儿童。在控制住其他相关变量的情况下，通过对比两组儿童在两轮调查时人力资本测量指标的差值，可以得到父母心理健康对儿童人力资本积累的影响效应。表6报告了倍差法估计下父母心理健康对儿童认知能力、非认知能力和营养健康水平的影响。容易看到，倍差法估计结果与上文中固定效应模型估计结果基本一致。

表6 父母心理健康对儿童人力资本积累的影响（倍差法）

五、结论与启示

本文使用CFPS2012 年和2016 年两期面板数据研究了父母心理健康对儿童人力资本积累的影响，弥补了国内对这一问题研究的不足。具体来说，根据流调中心抑郁量表得分界定了样本中儿童父亲和母亲的抑郁状态，用抑郁作为心理健康问题的代理变量，采用个体和时间固定效应模型，分别探究了父母心理健康问题对儿童认知能力、非认知能力和健康的影响，并采用倍差法进行了稳健性检验。进一步，通过分样本回归考察了父母心理健康问题对儿童人力资本影响的群组差异。最后得出以下主要结论：

认知能力方面，父亲或母亲抑郁会使儿童语文成绩显著下降，但对数学成绩、记忆测试得分和数列测试得分影响不显著。父亲或母亲抑郁的11～15岁儿童语文成绩不如普通儿童。值得关注的是留守儿童群体认知能力受父亲或母亲抑郁的负面影响相比非留守儿童更显著。父亲或母亲抑郁显著降低了留守儿童的语文成绩和记忆测试得分。这可能是由于大多数留守儿童仅由一位抑郁的父亲或母亲照料。同时，更高的母亲受教育程度和更高的家庭人均收入对于父亲或母亲抑郁带给儿童的消极影响有一定的缓解作用。

非认知能力方面，母亲抑郁会显著提高女孩的抑郁程度。家庭人均收入较低的儿童，其抑郁程度会因父亲或母亲抑郁而提升。更高的家庭人均收入能缓解父亲或母亲抑郁带给儿童非认知能力的消极影响。

营养健康方面，父母抑郁会导致儿童高蛋白食物摄入减少。分年龄段看，父母抑郁对6～10岁儿童的年龄别身高Z评分（HAZ）和年龄别体重Z评分（WAZ）产生了显著的负面影响。此外，高收入家庭组儿童营养健康状况不受显著影响，但低收入家庭组儿童自评健康水平显著降低、高蛋白食物摄入减少，中等收入家庭儿童高蛋白食物摄入显著减少。可见，在父母抑郁对儿童营养健康状况的影响中，更高的家庭人均收入也可以起到缓解作用。

本文研究的政策启示有：（1）做好心理健康知识和心理疾病科普工作，扩大农村地区心理咨询、治疗等机构和服务覆盖面。这是实现城乡医疗服务均等化的要求，也是“健康中国”战略落实和乡村“宜居”的重要方面。我国城市人口对心理健康问题的关注程度越来越高，而农村人口通常无法正视心理健康问题，不会去寻求也很难寻求得到正规的干预和治疗手段。本研究发现，我国农村地区父母心理健康问题会对其子女人力资本积累产生负面的溢出效应。对农村地区成年人心理健康的正面干预也是对国家未来劳动力质量的投资。（2）为父母心理健康状况不佳的在学儿童提供免费课外补习、心理咨询、营养餐等服务和有条件的小额现金援助。这将有助于实现城乡教育公平、健康公平，进而缩减儿童未来的机会鸿沟。考虑到父母心理健康问题对初中儿童学习成绩、女孩的心理健康以及低收入家庭儿童身心健康产生的显著负影响，以及收入对负面影响的缓解作用，本文认为应对这些群体以服务或真金白银的形式合理伸出援手。（3）在“健康扶贫”工作中，应关注由父母心理疾病致贫的家庭以及这类家庭中儿童的发展，将“健康扶贫”工作与现有针对儿童的“营养改善计划”项目、“农村困境儿童关爱保护”示范项目等儿童发展项目相结合。具体来说，在“健康扶贫”工作中识别出因心理健康问题致贫的家庭后，政府、社区和学校对这些家庭中的儿童进行重点关注，根据儿童年龄段、性别、是否留守等差异采取不同的干预措施。这将有助于缓解健康贫困及其导致的贫困代际传递问题，提高“寒门出贵子”的可能。

本研究在我国农村成年人心理健康问题较为突出、农村儿童发展水平相对落后的背景之下，尝试性地探究了父母心理健康对农村儿童人力资本积累产生的溢出效应，但仍存在一些不足之处。一是研究方法还有待改进。基于二手数据的研究导致没有合理的工具变量来协助解决内生性问题，儿童固定效应尚且不能控制随时间变化的不可观测因素的影响，而倍差法虽然能控制各类不可观测因素，但由于只有两轮数据，没有办法进行平行趋势检验。二是本研究侧重于分析父母心理健康对儿童人力资本各方面的影响效应，对于影响机制仅限于理论分析，没有进行定量探究，这一不足也有待未来的研究进行弥补。