楊克文，臧文斌，李光勤

（1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，四川 成都 611130；2.重慶師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，重慶 401331）

一、引言

按照聯(lián)合國(guó)標(biāo)準(zhǔn)，中國(guó)已于1999年進(jìn)入了老齡化社會(huì)而且老齡化程度逐步加深。2017年60歲及以上人口為2.40 億，占總?cè)丝诘谋戎貫?7.3%，其中65 歲及以上人口為1.58 億，占總?cè)丝诒戎貫?1.4%。據(jù)世界衛(wèi)生組織預(yù)測(cè)，到2050年中國(guó)將有30%以上的人口超過60歲，成為世界上老齡化最嚴(yán)重的國(guó)家。進(jìn)入老年期后，每個(gè)人都會(huì)在生理層面上表現(xiàn)出健康狀況惡化、喪失勞動(dòng)能力和日常生活能力，在心理上易陷入挫折、沮喪或焦慮不安、恐懼等心理困境。［1］根據(jù)中國(guó)社會(huì)科學(xué)院《中國(guó)老齡事業(yè)發(fā)展報(bào)告》藍(lán)皮書數(shù)據(jù)，2013 年城鄉(xiāng)失能半失能的老年人達(dá)到3 750 萬人，占全部老年人的18.6%。因此，如果能改善老年人健康，降低發(fā)病率不僅能夠降低疾病帶來的痛苦，而且有利于提升老年人幸福感和生命質(zhì)量。

與中國(guó)老齡化不斷加深相伴隨的是人們的受教育程度也在不斷提升（尤其是年輕人群體），這使得子代的教育通常會(huì)高于父輩。教育的代際傳遞性理論認(rèn)為父母的受教育水平會(huì)顯著影響下一代的受教育水平。［2］在中國(guó)傳統(tǒng)文化里，“望子成龍”的家庭文化會(huì)影響每個(gè)家庭對(duì)子女的教育投資，希望子女獲得更多教育，這對(duì)于受過良好教育的父輩更明顯。一方面，根據(jù)布勞-鄧肯的經(jīng)典職業(yè)地位獲得模型，教育作為人力資本的重要組成部分是決定人們?cè)趧趧?dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的關(guān)鍵因素，影響著自身的社會(huì)地位獲得；［3］另一方面，教育也是家庭背景優(yōu)勢(shì)傳遞的再生產(chǎn)機(jī)制，即通過文化資本、教育分流等方式確保其子女獲得更多教育機(jī)會(huì)，家庭背景優(yōu)勢(shì)以此實(shí)現(xiàn)代際傳遞。［4］因此，教育的代際傳遞性使得子女相比父輩接受更多的教育。

我國(guó)在1977年恢復(fù)高考之后高等教育的發(fā)展速度不斷加快。1998年以前，由于國(guó)家財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)支持力度有限，高等教育規(guī)模上升速度較為溫和，從1985年到1998年普通高等教育招生人數(shù)由57萬人上升到108萬人，年均增長(zhǎng)5%。為了更好地滿足人們?nèi)找嬖鲩L(zhǎng)的精神文化需求，1999年我國(guó)開始實(shí)施高等教育擴(kuò)招政策，這使得我國(guó)高等教育的發(fā)展速度迅猛提升。1998年至2013年高等教育招生人數(shù)從108萬人提高到700萬人，年均增長(zhǎng)率達(dá)到13%。與招生規(guī)模提升相對(duì)應(yīng)的是2003年以來高校畢業(yè)生規(guī)模也在快速增加。從2002年到2013年高校畢業(yè)生人數(shù)由134萬人快速增長(zhǎng)到了639萬人，年均增長(zhǎng)率為15%①以上高等教育相關(guān)數(shù)據(jù)來自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。。

Grossman的健康需求理論從個(gè)體的角度探討了教育對(duì)健康的影響，認(rèn)為教育是影響健康的重要因素。［5］Jacobson進(jìn)一步從家庭的角度探討了教育影響健康的正外部性，即其他家庭成員的教育同樣能夠改善個(gè)體健康。［6］但是從實(shí)證研究上考察子女教育與父母健康的文獻(xiàn)較少，而且鮮有使用中國(guó)樣本對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行探討的文獻(xiàn)。［7］

在我國(guó)老齡化不斷加深和子代受教育程度不斷提升的背景下，本文嘗試使用中國(guó)的數(shù)據(jù)探討子女教育對(duì)中老年父母健康的影響。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，由于從子女的角度研究教育對(duì)父母健康影響的文獻(xiàn)較少，本文的研究結(jié)果有利于我們更深刻地理解本人教育和他人健康之間的關(guān)系；第二，本文從子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為的角度考察子女教育影響中老年父母健康的可能渠道，一方面彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的不足，另一方面為更好地指導(dǎo)子女教育改善父母健康提供了現(xiàn)實(shí)依據(jù)；第三，隨著我國(guó)老齡化不斷加深，對(duì)父母健康的考察有利于更好地實(shí)現(xiàn)健康老齡化，對(duì)于構(gòu)建和諧社會(huì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

1.文獻(xiàn)回顧

Grossman的健康需求理論表明教育能夠?qū)€(gè)體健康產(chǎn)生正面影響。［5］隨后的實(shí)證研究證實(shí)了這一觀點(diǎn)。［8-15］同時(shí)，由于教育具有正外部性，個(gè)體教育的提高能夠使他人獲益。［6］大量的實(shí)證研究對(duì)父母教育與孩子健康之間的關(guān)系進(jìn)行了有益探討，［8-10］［16-21］但是對(duì)子女教育與父母健康的研究相對(duì)較少。［7］

已有的研究結(jié)果表明兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。［22-23］如Zimmer 等人使用1989年臺(tái)灣地區(qū)老年人健康和生活狀況調(diào)查數(shù)據(jù)考察子女教育是否與父母死亡風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)父母和子女的教育與父母死亡風(fēng)險(xiǎn)顯著相關(guān)，但是當(dāng)父母已經(jīng)身患疾病時(shí)，僅子女教育與父母死亡風(fēng)險(xiǎn)顯著相關(guān)，此時(shí)，相比僅接受過初中及以下教育的子女，接受過大學(xué)教育的子女能使父母死亡風(fēng)險(xiǎn)下降20%。［24］Friedman 等人使用美國(guó)健康和退休研究數(shù)據(jù)（HRS）考察個(gè)人的教育是否對(duì)父母健康有影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)子女教育與父母死亡風(fēng)險(xiǎn)顯著相關(guān)，這種關(guān)系是通過子女教育影響父母吸煙和鍛煉行為來實(shí)現(xiàn)的。［25］Torssander 使用瑞典多代注冊(cè)數(shù)據(jù)（SMR）研究子女社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)父母死亡率的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)相比僅接受過義務(wù)教育的子女來說，接受過較長(zhǎng)的大學(xué)教育能使父母死亡風(fēng)險(xiǎn)降低大約20%。［26］Yang等人使用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CLHLS）考察配偶和子女教育對(duì)老年人死亡風(fēng)險(xiǎn)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)個(gè)體、子女及配偶教育能夠顯著降低自身死亡率，其中子女接受過高中以上教育的相比僅接受過小學(xué)以下教育的死亡風(fēng)險(xiǎn)下降約15%。［27］Yahirun 等人使用墨西哥健康和老齡化研究數(shù)據(jù)（MHAS）考察子女教育是否影響父母健康。結(jié)果發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)子女教育對(duì)父母身體功能沒有顯著改善，但是長(zhǎng)期內(nèi)子女教育能夠降低父母死亡率，即使控制了子女財(cái)產(chǎn)數(shù)量和轉(zhuǎn)移支付等影響渠道。相比沒有子女上過大學(xué)的家庭，所有子女都上過大學(xué)的家庭中父親死亡風(fēng)險(xiǎn)下降25%，母親死亡風(fēng)險(xiǎn)下降29%。［28］De Neve等人使用年度家庭和社會(huì)經(jīng)濟(jì)調(diào)查等數(shù)據(jù)考察南非農(nóng)村子女教育對(duì)父母死亡風(fēng)險(xiǎn)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)子女教育與父母死亡率負(fù)相關(guān)，子女受教育年限每增加一年，母親死于傳染病等疾病的風(fēng)險(xiǎn)和父親死于傷病的風(fēng)險(xiǎn)分別下降13%，父母死于艾滋病或者肺結(jié)核的風(fēng)險(xiǎn)下降8%。［29］

通過以上文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)雖然學(xué)界已經(jīng)開始探討子女教育與父母健康的關(guān)系，但均是相關(guān)分析，并未探討兩者之間的因果效應(yīng)，對(duì)兩者之間影響機(jī)制的研究目前多停留在理論層面，少有學(xué)者對(duì)此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，大大降低了該理論對(duì)現(xiàn)實(shí)的指導(dǎo)作用。這方面的實(shí)證研究被忽略的原因可能是如果子女的受教育程度和父母受教育程度差別不顯著的話，父母的健康受子女教育的影響也不會(huì)太大。中國(guó)過去四十多年的教育水平的快速提升使代與代之間的受教育程度有較大的差別，因此給我們提供了一個(gè)識(shí)別子女教育與父母健康關(guān)系的機(jī)會(huì)。

2.理論假說

隨著工業(yè)化和城市化的發(fā)展，傳統(tǒng)養(yǎng)老的觀念在變化，但是家庭仍然是贍養(yǎng)老人的主要方式。［30］特別是東亞社會(huì)具有很強(qiáng)的孝道傳統(tǒng)，父母和子女間相互支持并尊敬老人。在中國(guó)這些傳統(tǒng)價(jià)值被政府以立法的形式加以鞏固，規(guī)定成年子女有責(zé)任照顧父母。［31-32］這種基于道德和制度雙重約束下的“孝文化”使得父輩基本可以獲得子女無條件地支持，在資源上體現(xiàn)為子代向父代的流動(dòng)。

子女對(duì)父母的代際支持包括經(jīng)濟(jì)資源供給、日常照料和情感慰藉。隨著我國(guó)社會(huì)保障體系逐步完善，父母對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)依賴將慢慢降低，［33］但是日常照料和情感慰藉仍然是代際支持的重要內(nèi)容。［32］由于我國(guó)家庭養(yǎng)老的觀念根深蒂固，隨著老齡化不斷加深，在社會(huì)化照料尚未發(fā)展成熟的情況下，［34］代際支持成為影響父母健康的重要因素。實(shí)證研究表明無論以客觀健康指標(biāo)、主觀健康指標(biāo)還是認(rèn)知能力指標(biāo)衡量父母健康，均發(fā)現(xiàn)子女對(duì)父母的支持對(duì)父母健康具有顯著的改善作用。［31-32］［35-37］如毛瑛等使用2011 年、2013 年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)分析子女代際支持對(duì)父母健康的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)性別不同的子女的代際支持對(duì)父母健康的影響具有不同的優(yōu)勢(shì)。兒子的優(yōu)勢(shì)在于向父母提供的實(shí)物支持可以顯著改善父母的自評(píng)身體健康。女兒的優(yōu)勢(shì)在于實(shí)物支持和日常照料。女兒的實(shí)物支持能顯著改善父母的自評(píng)情緒健康并降低慢性病患病率。而日常照料可以同時(shí)改善父母的自評(píng)身體健康和情緒健康并能降低住院患者的住院費(fèi)用。［38］連玉君等使用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)探討了子女外出務(wù)工對(duì)父母健康和生活滿意度的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)子女外出務(wù)工顯著降低了父母的健康和生活滿意度，進(jìn)一步的分析發(fā)現(xiàn)這是由于在我國(guó)父母主要依靠子女養(yǎng)老，子女的外出不僅沖擊了傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老模式而且降低了對(duì)父母的日常照顧和慰藉，同時(shí)增加了父母從事農(nóng)業(yè)和家庭勞務(wù)的時(shí)間，導(dǎo)致健康變差、生活滿意度降低。［39］

根據(jù)代際間的交換理論，子女對(duì)父母的支持受到父母對(duì)他們的資源支持的影響，［40］這種支持不僅包括短期的資源交換，如父母通過提供日常照料等換取子女的經(jīng)濟(jì)支持，［41］而且存在長(zhǎng)期的撫養(yǎng)贍養(yǎng)行為。在長(zhǎng)期的資源交換中，父母對(duì)子女早期的教育投資是一項(xiàng)重要的代際支持，它會(huì)長(zhǎng)期影響子代未來的智力、知識(shí)和技能。由于較高的受教育水平不僅會(huì)使子代在成年后有更高的機(jī)會(huì)在勞動(dòng)力市場(chǎng)上獲取更好的職位和更多的收入，［42］而且也有能力獲得更多的健康知識(shí)和健康生活方式，因此作為對(duì)父母投資的回報(bào)，子代更有意愿和能力在父母年老時(shí)提供養(yǎng)老支持。［43-44］相反，早期家庭對(duì)子代的教育投資不足，子女教育程度較低會(huì)大大提高子代成年后成為“啃老族”的可能性。［45］基于以上分析，本文提出如下理論假說：

假說1：子女受教育程度越高，越有能力為父母提供幫助，從而改善中老年父母健康。

子女教育對(duì)父母健康的影響程度不僅受制于子女本身對(duì)父母健康施加影響的能力，而且也會(huì)受到父母自身對(duì)子女施加的影響的反作用能力的影響。從父母的角度來看，教育代表父母后天所掌握資源的多寡，年齡代表父母先天資源稟賦狀況，因而是影響父母面對(duì)外界影響時(shí)自身反作用能力大小的重要因素，進(jìn)而影響自身健康狀況。因此，有必要重點(diǎn)分析子女教育對(duì)父母健康的影響在不同教育和年齡群體中可能存在的異質(zhì)性。從教育的角度來考慮，Zimmer 等人認(rèn)為受教育程度更高的父母更能有效利用子女的資源（如收入、健康知識(shí)等）促進(jìn)自身健康的改善，因此子女教育對(duì)受教育程度更高的父母健康影響程度更大。［24］但是，受教育程度更高的父母可能自身的資源較多，需要子女資源支持的可能性更小。相反受教育程度低的父母由于自身獲取資源的能力較差，對(duì)健康的改善能力有限，因此更需要子女支持，這使得子女教育可能對(duì)受教育程度更低的父母健康影響程度更大。Lee等人的研究表明，父母的收入和職位越低，健康越差，從子女處獲得的支持越多。［41］

從年齡的角度來考慮，父母年齡越大健康越差，［5］越需要子女給予更多更直接的人力上的幫助。而且隨著年齡的增加，收入不斷下降消費(fèi)波動(dòng)較小，這可能會(huì)導(dǎo)致年齡更大的父母對(duì)子女物質(zhì)上的需求更多。特別地，由于機(jī)構(gòu)化和市場(chǎng)化養(yǎng)老方式還不健全，家庭養(yǎng)老仍然是贍養(yǎng)老人的主要方式，因此隨著父母年齡逐漸增大，勞動(dòng)能力和日常生活能力逐漸喪失，子女對(duì)父母的支持也不斷增加。［30］基于以上分析，本文進(jìn)一步提出如下理論假說：

假說2：子女教育對(duì)受教育程度不同的父母健康的影響不存在差異；但是相比60歲以下群體，子女教育對(duì)60歲及以上群體父母健康的影響程度更大。

子女受教育程度越高越可能獲得更好的工作和更高的收入，從而提高他們對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)資源支持力度。［46］這不僅有利于為父母提供營(yíng)養(yǎng)更均衡合理的飲食，而且還可以進(jìn)行專門的健康投資，如旅游度假、健身鍛煉等，從而有利于改善父母身心健康。［47］

此外，一個(gè)人受教育程度更高通常意味著他們學(xué)習(xí)能力更強(qiáng)，知識(shí)更加豐富，包括對(duì)與健康相關(guān)的知識(shí)和行為的掌握和鑒別。［5］因此，受教育程度更高的子女能夠利用他們所掌握的健康知識(shí)和健康行為對(duì)父母產(chǎn)生正外部性影響，進(jìn)而提高父母對(duì)健康資源的配置效率和利用效率。［26］從配置效率的角度來看，子女教育的正外部性能夠使父母更好地優(yōu)化健康投入組合，有針對(duì)性地改善身體健康；從利用效率的角度來看，這意味著同樣的健康資源投入可以得到更多的健康產(chǎn)出，如更好地理解治療方案，更好地配合治療，治療效果也更好?；谝陨戏治?，本文進(jìn)一步提出如下理論假說：

假說3：經(jīng)濟(jì)資源支持和父母健康行為改善是子女教育影響中老年父母健康的重要機(jī)制。

三、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)討論

1.計(jì)量模型

根據(jù)上文的理論假說，本文所設(shè)定的計(jì)量模型重點(diǎn)在于檢驗(yàn)子女教育與中老年父母健康之間的關(guān)系。因此，本文的基本計(jì)量模型設(shè)定如下：

其中，i表示個(gè)體，k表示省份；Yi表示父母健康狀況；Ei表示子女教育水平；Xi代表其他控制變量；μk表示地區(qū)固定效應(yīng)；ui為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；β和γ分別表示對(duì)應(yīng)變量的系數(shù)。

2.數(shù)據(jù)與變量

本文使用2015 年的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。CHARLS 由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心組織實(shí)施，調(diào)查對(duì)象為隨機(jī)抽取的家庭45 歲及以上中老年人。該調(diào)查從2011年開始實(shí)施，覆蓋了全國(guó)28個(gè)省，150個(gè)縣級(jí)單位，450個(gè)社區(qū)（村）單位。至2015年，樣本已經(jīng)覆蓋總計(jì)1.24萬戶家庭中的2.3萬受訪者。該數(shù)據(jù)含有豐富的個(gè)人和家庭信息，可以滿足我們的研究需要。通過對(duì)數(shù)據(jù)的整理，我們把個(gè)體年齡小于45歲、子女年齡小于16歲、還在上學(xué)和缺失等的樣本點(diǎn)刪除。

由于單個(gè)家庭中子女的數(shù)量可能不止一個(gè)，因此一個(gè)父親或母親的數(shù)據(jù)可能有幾個(gè)子女的數(shù)據(jù)與之對(duì)應(yīng)。而教育程度高的子女可能具有更高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和更多的健康知識(shí)，對(duì)父母健康的影響可能也更大，這有利于更好地識(shí)別子女教育與父母健康之間的關(guān)系。因此，本文將使用教育程度高的子女樣本來檢驗(yàn)兩者之間的關(guān)系。與此同時(shí)，利用一個(gè)家庭可能擁有不止一個(gè)子女的特征，本文也會(huì)對(duì)教育獲得低的子女教育與父母健康的關(guān)系進(jìn)行考察，以此作為兩者關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

本文研究的因變量為父母健康。健康指標(biāo)大致可以分為客觀指標(biāo)和主觀指標(biāo)，如死亡率、人體測(cè)量變量、發(fā)病率等屬于客觀指標(biāo)，客觀地描述了個(gè)體的健康狀況；而主觀健康指標(biāo)主要是通過個(gè)體對(duì)自身健康狀況的描述來刻畫其健康狀況。相對(duì)于客觀健康指標(biāo)而言，主觀指標(biāo)雖然簡(jiǎn)單，但已被證明能成功預(yù)測(cè)死亡率和失能率。［48］此外，根據(jù)世界衛(wèi)生組織（WHO，1946）對(duì)健康的定義可以發(fā)現(xiàn)，主觀健康指標(biāo)更符合WHO所定義的健康，即不僅僅沒有疾病或者體質(zhì)強(qiáng)健，而是生理和心理的健康以及社會(huì)福祉和完美狀態(tài)。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將同時(shí)采用主觀和客觀健康指標(biāo)測(cè)度父母健康狀況。由于CHARLS數(shù)據(jù)庫有關(guān)健康的指標(biāo)較為豐富，為了更好地衡量父母健康狀況，本文使用自評(píng)健康、工具性日常生活活動(dòng)能力、認(rèn)知和抑郁這四類指標(biāo)作為父母健康的代理變量。

在2015 年的CHARLS 數(shù)據(jù)中，為了獲得更加準(zhǔn)確的樣本值，受訪者被隨機(jī)分為兩組，在有關(guān)健康的問卷的開始和結(jié)尾分別同時(shí)使用以下兩類答案評(píng)估自我健康狀況的好壞，第一類的答案為“極好、很好、好、一般和差”，對(duì)應(yīng)表1中的SAH（1），第二類的答案為“很好、好、一般、差、很差”，對(duì)應(yīng)表1中的SAH（2）。為了減少測(cè)量誤差，本文將“極好、很好和好”以及“很好、好”分別賦值為1，將“一般和差”以及“一般、差、很差”分別賦值為0。父母15歲時(shí)的自評(píng)身體健康狀況（15SAH）同此處理。

工具性日常生活活動(dòng)能力（IADL）通過考察受訪者是否因?yàn)樯眢w、精神、情感抑或記憶等原因在完成以下日常行為方面存在困難（不包括能夠在三個(gè)月內(nèi)解決的困難）來衡量。具體包括穿衣、洗澡、吃飯、起床、上廁所、控制大小便、做家務(wù)、做飯、購物、吃藥和管錢等。當(dāng)受訪者對(duì)以上問題均回答沒有困難時(shí)賦值為1，否則為0。

認(rèn)知的代理變量包括自評(píng)記憶情況（SAM）、連續(xù)減7 運(yùn)算正確數(shù)（Minus7）及單詞回憶正確數(shù)（Word）。自評(píng)記憶情況指調(diào)查者讓受訪者對(duì)自己的記憶力進(jìn)行主觀評(píng)價(jià)，評(píng)價(jià)選項(xiàng)為五分類，分別是“極好、很好、好、一般和不好”。本文將“極好、很好和好”賦值為1，將“一般和差”賦值為0。連續(xù)減7運(yùn)算正確數(shù)指調(diào)查者讓受訪者計(jì)算100減7，93減7，86減7等，以此類推，連續(xù)計(jì)算五次。全部計(jì)算正確取值為1，否則為0。單詞回憶正確數(shù)指調(diào)查者給受訪者讀10 個(gè)詞，隨后讓受訪者進(jìn)行回憶，正確地回憶出一個(gè)詞記1分，否則不得分。因此，該變量的取值范圍為0-10，值越大表示認(rèn)知能力越好。

抑郁情況（Depressed）通過受訪者上周是否有下列感覺及行為來測(cè)度：“因一些小事煩惱”、“做事時(shí)難以集中精力”、“感到情緒低落”、“做任何事情都很費(fèi)勁”、“對(duì)未來充滿希望”、“感到害怕”、“睡眠不好”、“很愉快”、“感到孤獨(dú)”、“覺得無法繼續(xù)生活”。答案分別為“很少或者根本沒有”、“不太多”、“有時(shí)或者有一半的時(shí)間”、“大多數(shù)時(shí)間”。其中“對(duì)未來充滿希望”和“很愉快”與其他問題的答案含義存在差異。因此，當(dāng)受訪者同時(shí)對(duì)正面情況回答為“大多數(shù)時(shí)間”、對(duì)負(fù)面情況回答“很少或者根本沒有”時(shí)賦值為1，否則為0。

本文關(guān)注的主要解釋變量為子女教育，該變量用1-11的序數(shù)來表示，1表示文盲；2表示未讀完小學(xué)，但是能讀、寫；3表示私塾；4表示小學(xué)畢業(yè)；5表示初中畢業(yè)；6表示高中畢業(yè)；7表示職高等畢業(yè)；8表示大專畢業(yè)；9表示本科畢業(yè)；10表示碩士畢業(yè)；11表示博士畢業(yè)。本文將1-4設(shè)定為小學(xué)及以下，由于小學(xué)畢業(yè)人數(shù)在該群體中數(shù)量最多，因此換算為6年的教育經(jīng)歷；初中畢業(yè)為9年；高中和職高畢業(yè)則為12年；大專畢業(yè)為15年；本科畢業(yè)為16年；碩士畢業(yè)為19年；博士畢業(yè)為22年。父母教育同此處理。

其他控制變量包括父母特征，如年齡、性別、戶口類型、婚姻狀況、教育、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)和15歲時(shí)的身體健康狀況等；子女特征，如性別、是否與父母同住、兄弟姐妹數(shù)量等；社區(qū)特征，本文使用2011年社區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位來衡量，以此控制社區(qū)特征對(duì)父母健康的影響；地區(qū)特征，本文使用省份虛擬變量來表示。不同省份的傳統(tǒng)文化觀念、資源稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不盡相同，通過控制地區(qū)固定效應(yīng)可以更好地緩解不可觀測(cè)因素對(duì)結(jié)果的影響。戶口分為四類，分別是農(nóng)業(yè)戶口、非農(nóng)業(yè)戶口、統(tǒng)一戶口和沒有戶口。其中，只有個(gè)位數(shù)的人口沒有戶口，而統(tǒng)一戶口總量較少且農(nóng)業(yè)戶口居多，本文將非農(nóng)戶口賦值為1，其他為0。其他變量則可以直接從CHARLS數(shù)據(jù)庫中得到，在此不再贅述。

3.樣本信息

表1中的樣本基本信息反映的是父母健康狀況、父母特征、子女特征和社區(qū)特征的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。整體而言，父母健康不太理想，僅工具性日常生活活動(dòng)能力（IADL）的均值達(dá)到0.5的水平，其他指標(biāo)均較差，尤其是抑郁程度指標(biāo)（Depressed）最差。相較而言，以上健康指標(biāo)較為接近，表明對(duì)父母健康狀況的衡量較為穩(wěn)健。子女受教育年限均值約為11 年，表示子女平均教育水平約為高中文化程度。父母受教育年限均值約為7 年，表示父母平均教育水平約為初中文化程度?？傮w來看，子女教育要高于父母的，這為子女教育能夠影響父母健康提供了有利條件。

表1 樣本信息

四、實(shí)證結(jié)果及分析

1.基準(zhǔn)回歸

根據(jù)理論假說和公式（1），本文采用普通最小二乘法（OLS）對(duì)模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸①由于線性模型具有更直觀的邊際效應(yīng)表達(dá)因而更適合分析政策含義，因此本文使用線性模型進(jìn)行估計(jì)。但是非線性模型的估計(jì)結(jié)果仍然支持本文的研究結(jié)論，如有需要可聯(lián)系作者。（見表2）。

從表2 可以看出，子女受教育年限每增加一年，自評(píng)健康SAH（1）改善0.6%，自評(píng)健康SAH（2）改善1%，工具性日常生活活動(dòng)能力（IADL）改善1.1%，自評(píng)記憶力（SAM）改善0.6%，減7 運(yùn)算正確數(shù)（Minus7）改善1.3%，單詞回憶正確數(shù)（Word）提高0.05 個(gè)，抑郁程度（Depressed）改善0.5%。以上結(jié)果表明子女教育對(duì)中老年父母健康具有顯著正面影響。

控制變量基本符合理論預(yù)期。從父母特征來看，整體而言，年齡越大父母健康越差，例外的是自評(píng)記憶隨著父母年齡增長(zhǎng)得到了改善。父親的健康狀況要好于母親。具有非農(nóng)戶口的父母身體健康要好于其他戶口類型的?；橐鰻顩r對(duì)不同健康指標(biāo)的影響存在差異，已婚對(duì)自評(píng)健康具有不利影響，但能夠改善認(rèn)知能力。是否具有醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同健康指標(biāo)的影響同樣存在差異，擁有醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致自評(píng)健康SAH（1）變差，但是對(duì)自評(píng)健康SAH（2）沒有顯著影響；擁有醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)表示認(rèn)知能力的不同指標(biāo)的影響存在方向性差異，總體來說，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)父母健康的影響難以確定，這可能是因?yàn)橛嘘P(guān)醫(yī)療保險(xiǎn)的數(shù)據(jù)較為粗糙所致。教育年限越長(zhǎng)、15歲時(shí)健康越好，父母健康越好。從子女特征來看，男性對(duì)自評(píng)記憶（SAM）具有負(fù)面影響，但是對(duì)減7運(yùn)算正確數(shù)（Minus7）具有正面影響。與父母同住對(duì)父母工具性日常生活活動(dòng)能力（IADL）具有負(fù)面影響。兄弟姐妹數(shù)越多父母健康越差，這可能是因?yàn)樾值芙忝脭?shù)越多，對(duì)家庭資源的消耗越多，父母健康資本消耗越大。從社區(qū)特征來看，社區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，父母健康越好，這可能是因?yàn)樯鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位高的社區(qū)醫(yī)療資源、健康設(shè)施較為豐富，從而有利于改善健康。

表2 基準(zhǔn)模型

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸使用受教育程度最大的子女樣本考察子女教育與中老年父母健康的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)子女教育能夠顯著改善父母健康。如果子女教育對(duì)父母健康的影響是穩(wěn)健的，那么使用受教育程度最小的子女樣本也應(yīng)該能夠檢驗(yàn)出二者之間的關(guān)系。為此，本文將使用受教育程度最小的子女樣本對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)（見表3）。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從該表可以看出，子女受教育年限每增加一年，自評(píng)健康SAH（1）改善1.3%，自評(píng)健康SAH（2）改善1.6%，工具性日常生活活動(dòng)能力（IADL）改善2.2%，自評(píng)記憶力（SAM）改善1%，減7運(yùn)算正確數(shù)（Minus7）改善1.1%，單詞回憶正確數(shù)（Word）提高0.08個(gè)，抑郁程度（Depressed）改善0.5%。上述結(jié)果表明，使用受教育程度最低的子女樣本仍然發(fā)現(xiàn)了子女教育對(duì)中老年父母健康具有顯著正面影響，這表明子女教育對(duì)中老年父母健康的影響是穩(wěn)健的。控制變量中，擁有醫(yī)療保險(xiǎn)能夠顯著改善父母健康。其他控制變量的影響基本和上文一致，不再詳述。

3.工具變量法

本文在前面的分析中使用了不同的子女教育樣本，詳細(xì)考察子女教育對(duì)中老年父母健康的影響并得出了基本一致的結(jié)果。但是仍然可能存在內(nèi)生性問題，使得估計(jì)結(jié)果存在有偏和非一致性。因此，我們應(yīng)該對(duì)上述結(jié)果保持謹(jǐn)慎態(tài)度。這里的內(nèi)生性產(chǎn)生的原因主要來自兩方面：一方面可能存在遺漏變量問題。個(gè)體受教育程度往往是家長(zhǎng)和子女本人的決策結(jié)果，因而子女受教育程度可能與不可觀測(cè)的能力和家庭背景有關(guān)，［49］而這些不可觀察因素也會(huì)影響父母健康，從而帶來遺漏變量問題。如能力更高的個(gè)體不僅可能獲得更多教育，也可能掌握更多健康知識(shí)，從而改善個(gè)體及其家人健康，遺漏了能力因素就可能存在高估子女教育對(duì)父母健康的影響；另一方面可能存在反向因果問題。父母健康是父母獲取各種資源的基礎(chǔ)，如果沒有好的健康，不僅可能降低獲取資源的能力，而且還可能需要家庭其他成員的照顧而影響家人獲取資源的機(jī)會(huì)和能力，從而影響子女教育。［50］

對(duì)于可能存在的內(nèi)生性問題，本文首先在控制變量的選擇方面進(jìn)行了更多努力。在盡可能控制相關(guān)影響因素的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了地區(qū)特征和社區(qū)特征，以減少不可觀測(cè)的地區(qū)差異和社區(qū)資源稟賦所造成的遺漏變量問題。更重要的是，本文通過控制15歲時(shí)父母的健康，不僅能夠控制家庭背景對(duì)模型的影響，而且可以很好地解決反向因果問題。在控制變量的選擇方面雖然進(jìn)行了較多努力，但仍然可能存在內(nèi)生性問題。為此，本文還將尋找子女教育的工具變量以降低可能存在的內(nèi)生性問題所導(dǎo)致的有偏和非一致性。

根據(jù)理論，有效的工具變量需滿足兩個(gè)條件，一是與內(nèi)生變量子女教育具有相關(guān)性；二是與父母健康沒有直接聯(lián)系。本文認(rèn)為排除個(gè)體本身的社區(qū)平均受教育年限可以作為子女教育的有效工具變量。一方面，社區(qū)平均受教育年限在一定程度上反映了該社區(qū)的教育資源和質(zhì)量，將影響個(gè)體受教育年限。［51］因此，兩者可能存在正相關(guān)性（見表4）。從該表可以看出，無論是否控制地區(qū)固定效應(yīng)和其他變量的影響，排除個(gè)體本身的社區(qū)平均受教育年限均與子女教育存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。即工具變量與內(nèi)生變量顯著相關(guān)，因此滿足工具變量的相關(guān)性假設(shè)。此外，無論是否控制其他變量及地區(qū)固定效應(yīng)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值均大于10，表明不存在弱工具變量問題。［52］

另一方面，排除個(gè)體本身的社區(qū)平均受教育年限與家庭不可觀測(cè)的傳統(tǒng)、偏好、能力等變量無關(guān)，具有很強(qiáng)的外生性，從微觀個(gè)體層面上來講與父母健康不相關(guān)。而且社區(qū)平均受教育年限也大大降低了可能存在的測(cè)量誤差。該工具變量的設(shè)計(jì)已有學(xué)者采用。［53］

表4 工具變量檢驗(yàn)（1）：相關(guān)性檢驗(yàn)

鑒于工具變量只有一個(gè)，具有恰好識(shí)別的特征。為了檢驗(yàn)工具變量的外生性，本文借鑒Baron和Kenny 提出的方法進(jìn)行檢驗(yàn)，［54］具體步驟如下：第一，檢驗(yàn)社區(qū)平均受教育年限對(duì)父母健康的影響，如果社區(qū)平均受教育年限的系數(shù)顯著，表明社區(qū)平均受教育年限對(duì)父母健康具有顯著影響，同時(shí)，進(jìn)行下一步驟的檢驗(yàn)；第二，社區(qū)平均受教育年限對(duì)作為內(nèi)生變量的子女教育的影響，如果社區(qū)平均受教育年限系數(shù)顯著，說明社區(qū)平均受教育年限與內(nèi)生變量子女教育相關(guān)；第三，在步驟一的基礎(chǔ)上加入子女教育變量，如果內(nèi)生變量的影響顯著，同時(shí)社區(qū)平均受教育年限的系數(shù)相對(duì)于步驟一中的系數(shù)不顯著，表明社區(qū)平均受教育年限作為子女教育的工具變量?jī)H能通過子女教育對(duì)父母健康產(chǎn)生間接影響，即滿足外生性要求。由于步驟二已經(jīng)在表4中考察并且結(jié)果符合預(yù)期，此處主要考察步驟一和步驟三（見表5）。

表5 工具變量檢驗(yàn)（2）：外生性檢驗(yàn)

從表5的Part A可以看出，當(dāng)不控制子女教育時(shí)，排除個(gè)體本身的社區(qū)平均受教育年限僅對(duì)父母的自評(píng)健康SAH（1）、自評(píng)健康SAH（2）和工具性日常生活活動(dòng)能力（IADL）存在顯著影響，但是不影響父母的認(rèn)知能力和抑郁程度。當(dāng)控制子女教育之后，如Part B 所示，排除個(gè)體本身的社區(qū)平均受教育年限僅對(duì)父母的自評(píng)健康SAH（1）存在顯著影響，并不影響其他衡量父母健康的指標(biāo)。因此，總體而言，排除個(gè)體本身的社區(qū)平均受教育年限相對(duì)于父母健康來說具有較好的外生性。需要注意的是，由于工具變量相對(duì)于父母的自評(píng)健康SAH（1）不滿足外生性要求，因此，在工具變量回歸分析中，暫時(shí)不考慮子女教育與該指標(biāo)的關(guān)系。

表6 工具變量法

關(guān)于子女教育對(duì)中老年父母健康的影響，已有研究并未深入討論可能存在的內(nèi)生性問題，更未對(duì)該問題進(jìn)行有效解決。但是根據(jù)我們的分析，很可能存在內(nèi)生性問題，從而導(dǎo)致所得結(jié)果不準(zhǔn)確。為此，本文首先在控制變量上進(jìn)行努力，盡可能選擇合適的控制變量以減少內(nèi)生性問題的影響。進(jìn)一步地，本文還試圖使用工具變量法來更全面地考察和解決內(nèi)生性問題。前面對(duì)工具變量的合理性進(jìn)行了詳細(xì)而充分的檢驗(yàn)，表明本文所選擇的工具變量是合適的。本部分將使用上文所選擇的工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法（2SLS）回歸（見表6）。

首先，使用本文所選擇的工具變量對(duì)子女教育的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)。通過DWH檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除父母的自評(píng)健康SAH（1）之外均未拒絕原假設(shè)，即不存在內(nèi)生性問題。這表明本文通過控制變量的選擇已經(jīng)較好地處理了內(nèi)生性問題。因此基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果是可信的。

盡管子女教育在本文中經(jīng)檢測(cè)不存在內(nèi)生性問題，但是通過2SLS回歸仍然可以發(fā)現(xiàn)子女教育對(duì)父母的自評(píng)健康SAH（2）和工具性日常生活活動(dòng)能力（IADL）存在顯著影響，這表明子女教育對(duì)中老年父母健康的影響是穩(wěn)健的。需要注意的是，盡管在2SLS回歸中子女教育對(duì)父母的認(rèn)知能力和抑郁程度的影響不顯著，但是并不能認(rèn)為此時(shí)子女教育對(duì)父母的認(rèn)知能力和抑郁程度就真的沒有影響。這是由于當(dāng)模型不存在內(nèi)生性時(shí)，使用工具變量會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的方差大大增加，從而會(huì)降低顯著性。通過對(duì)比表2和工具變量法的回歸結(jié)果也可以發(fā)現(xiàn)子女教育的系數(shù)所對(duì)應(yīng)的方差確實(shí)大大增加了。

綜上，從基準(zhǔn)回歸、穩(wěn)健性檢驗(yàn)以及工具變量法的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)子女教育對(duì)中老年父母健康具有顯著的正面影響，驗(yàn)證了理論假說1。

五、討論

表7 異質(zhì)性分析

1.異質(zhì)性分析

本部分進(jìn)一步探討子女教育對(duì)父母健康的影響是否存在教育和年齡方面的異質(zhì)性，以便更好地理解子女教育與父母健康之間的關(guān)系（見表7）。

對(duì)于教育層面的異質(zhì)性來說，由于父母教育主要集中于小學(xué)層面，因此本文按照小學(xué)教育來劃分不同的教育組別。表7 的第（1）列顯示，除自評(píng)健康SAH（1）外，子女教育對(duì)小學(xué)及以下組別的父母健康均具有顯著影響；表7 的第（2）列顯示，子女教育對(duì)小學(xué)以上組別的父母健康均具有顯著影響。整體來看，子女教育對(duì)父母健康的影響并不存在教育異質(zhì)性。

對(duì)于年齡層面的異質(zhì)性來說，由于我國(guó)職工的退休年齡基本是在60歲左右，因此本文按照此年齡來劃分不同的年齡組別。表7 的第（3）列顯示，對(duì)于60 歲以下的群體來說，子女教育對(duì)自評(píng)健康SAH（1）、工具性日常生活活動(dòng)能力（IADL）、減7運(yùn)算正確數(shù)（Minus7）和單詞回憶正確數(shù)（Word）等父母健康指標(biāo)具有顯著影響，但是對(duì)自評(píng)健康SAH（2）、自評(píng)記憶力（SAM）和抑郁程度（Depressed）等父母健康指標(biāo)的影響則不顯著；表7 的第（4）列顯示，子女教育對(duì)60 歲及以上組別的父母健康均具有顯著影響。整體來看，子女教育對(duì)父母健康的影響具有年齡異質(zhì)性。這表明本文的理論假說2 得證。

2.機(jī)制分析

目前，關(guān)于子女教育影響父母健康的機(jī)制尚不明確。［23］現(xiàn)有文獻(xiàn)從理論上探討了子女教育影響父母健康的可能機(jī)制，認(rèn)為子女教育能夠通過放松父母預(yù)算約束和提高資源配置及利用效率實(shí)現(xiàn)改善父母健康的目的，但是對(duì)此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的文獻(xiàn)較少。

由于預(yù)算約束主要通過個(gè)體的經(jīng)濟(jì)狀況來體現(xiàn)，而健康生產(chǎn)效率主要通過健康行為來實(shí)現(xiàn)，為此，本文將從子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為的角度探討子女教育影響中老年父母健康的傳導(dǎo)機(jī)制。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文使用子女的家庭收入（IM）作為子女經(jīng)濟(jì)狀況的衡量指標(biāo)；使用父母夜晚睡眠時(shí)長(zhǎng)（NST）、午休時(shí)長(zhǎng)（NSM）、是否重度運(yùn)動(dòng)（VS）、中度運(yùn)動(dòng)（MS）、輕度運(yùn)動(dòng)（LS）、吸煙（SK）、飲酒（DK）和體檢（PE）作為父母健康行為的衡量指標(biāo)，該數(shù)據(jù)可以通過2015 年的CHARLS 數(shù)據(jù)得到，不再詳述。

為了有效地揭示該傳導(dǎo)機(jī)制，根據(jù)Baron和Kenny提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，［54］設(shè)定如下依次遞歸模型來檢驗(yàn)子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為的中介效應(yīng)：第一，檢驗(yàn)子女教育對(duì)父母健康的影響，如果子女教育的系數(shù)顯著，表明子女教育對(duì)父母健康具有顯著影響，同時(shí)，進(jìn)行下一步驟的檢驗(yàn)；第二，檢驗(yàn)子女教育對(duì)作為中介變量的子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為的影響，如果子女教育的系數(shù)顯著為正，說明子女教育有利于改善子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為；第三，在步驟一的基礎(chǔ)上加入子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為變量，如果中介變量的影響為正，同時(shí)子女教育的系數(shù)相對(duì)于步驟一中的系數(shù)變小甚至不顯著，表明子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為具有部分甚至全部的中介效應(yīng)。

按照以上檢驗(yàn)思路，我們?cè)O(shè)定如下實(shí)證模型：

第一步，檢驗(yàn)子女教育是否影響父母健康。

第二步，檢驗(yàn)子女教育是否影響子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為。

第三步，將子女教育變量、子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為變量同時(shí)放入模型。

其中，第一步的計(jì)量模型同模型（1），計(jì)量結(jié)果如表2，基本符合理論預(yù)期，因此不再詳述。IBi代表中介變量：子女經(jīng)濟(jì)狀況和父母健康行為。本部分重點(diǎn)考察第二步和第三步（見表8和表9）。

從表8可以看出，第二步的檢驗(yàn)結(jié)果表明子女教育對(duì)父母健康行為和子女經(jīng)濟(jì)狀況具有顯著影響。子女教育顯著改善了父母飲酒和體檢行為，同時(shí)也提高了自身的經(jīng)濟(jì)狀況。具體來說，子女受教育年限每增加一年，父母不喝酒的概率提升0.8%，參與體檢的概率提升0.5%，同時(shí)收入提升了0.16個(gè)等級(jí)。由于僅有以是否喝酒和體檢表示的父母健康行為和子女收入是顯著的，因此在第三步中，我們僅加入這三個(gè)變量進(jìn)行中介效應(yīng)分析。

表8 機(jī)制分析（第二步）

表9 機(jī)制分析（第三步）

從表9可以發(fā)現(xiàn)，第三步的檢驗(yàn)結(jié)果表明子女收入顯著影響父母健康，同時(shí)父母體檢行為對(duì)父母減7運(yùn)算和單詞記憶均具有顯著影響，但是父母是否飲酒并不影響父母健康。與此同時(shí)，還可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控制中介變量之后，相比模型（2）中子女教育的系數(shù)估計(jì)結(jié)果（見表2），模型（4）中的子女教育對(duì)父母健康的影響程度均有所下降（見表9）。因此，我們可以認(rèn)為以子女收入表示的子女經(jīng)濟(jì)能力和以是否體檢表示的父母健康行為在子女教育影響中老年父母健康的過程中發(fā)揮著重要的中介效應(yīng)，從而表明子女教育可以通過放松父母所面對(duì)的預(yù)算約束和改善父母的健康生產(chǎn)效率，對(duì)中老年父母健康產(chǎn)生正面影響。以上結(jié)果驗(yàn)證了理論部分的假說。

六、結(jié)論及建議

在人口老齡化不斷加深的背景下，如何改善老年人的健康和提高老年人的生活質(zhì)量成為政府和學(xué)者們關(guān)注的重點(diǎn)問題。已有研究從代際支持的角度考察了子女的經(jīng)濟(jì)支持、日常照料和情感慰藉對(duì)父母健康的影響，發(fā)現(xiàn)代際支持對(duì)父母健康具有顯著的改善作用。根據(jù)代際間的交換理論，子女對(duì)父母的支持會(huì)受到父母對(duì)子女支持的影響。父母對(duì)子女的教育投資是一項(xiàng)重要的代際支持，它影響著子女對(duì)父母支持的能力和意愿，進(jìn)而影響家庭養(yǎng)老的效果。因此，本文重點(diǎn)關(guān)注增加教育投資，提高人們的教育資本是否有利于提高中老年父母的健康水平。鑒于此，本文使用2015年的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，試圖從家庭的角度考察子女教育對(duì)中老年父母健康的影響以及該影響在不同群體中可能存在的異質(zhì)性問題，并進(jìn)一步對(duì)可能的影響機(jī)制進(jìn)行了探討。考慮一個(gè)家庭可能有不止一個(gè)子女，為此本文以受教育程度最大的子女樣本作為基準(zhǔn)回歸并采用受教育程度最小的子女樣本對(duì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，以保證結(jié)果的穩(wěn)健性。

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，子女教育對(duì)中老年父母健康具有顯著的正面影響，無論采用主觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)還是客觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，該影響并不發(fā)生改變而且該影響不僅存在于如自評(píng)健康和工具性日常生活活動(dòng)能力等綜合性健康指標(biāo)，同時(shí)也存在于認(rèn)知和抑郁等特定健康指標(biāo)。采用受教育程度最小的子女樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果并未發(fā)生改變?？紤]可能存在的內(nèi)生性問題，選擇合適的工具變量進(jìn)行處理之后，結(jié)果仍然穩(wěn)健。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，子女教育對(duì)父母健康的影響對(duì)于受教育程度不同的父母群體來說并不存在差異，但是存在年齡異質(zhì)性。相比60歲以下群體，子女教育對(duì)60歲及以上群體的父母健康影響程度更大。進(jìn)一步對(duì)可能的影響機(jī)制進(jìn)行探討發(fā)現(xiàn)，子女經(jīng)濟(jì)能力和父母體檢行為是子女教育影響中老年父母健康的重要渠道，即子女教育能夠通過放松父母所面對(duì)的預(yù)算約束和優(yōu)化父母健康行為促進(jìn)其健康改善。

基于以上分析，本文認(rèn)為子女教育對(duì)中老年父母健康具有顯著的正面影響，而且這種影響是通過放松父母所面對(duì)的預(yù)算約束和提高健康生產(chǎn)效率實(shí)現(xiàn)的。從家庭的角度來考慮，教育具有正的外部性，提高子女教育有利于父母健康甚至其他家庭成員的健康改善。因此，本文建議增加教育投資，特別是對(duì)貧困地區(qū)以及農(nóng)村地區(qū)的教育投資，通過發(fā)揮教育的外部性改善個(gè)人及其家庭成員的健康，在老齡化程度不斷加深的背景下，實(shí)現(xiàn)我國(guó)健康老齡化，促進(jìn)社會(huì)和諧發(fā)展。