教育如何影响了人们的健康？——来自中国老年人的证据，本文主要内容关键词为：中国论文,老年人论文,证据论文,健康论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
长期以来，作为人力资本的两个最重要组成部分（Becker，1964；Grossman，1972），教育和健康之间的互补性关系引起了经济学家们的高度关注。显然，如果教育能够提高人们的健康水平，那么受教育者不仅能够通过知识资本的积累而获益，而且可以通过健康资本的改善而大大增加人力资本的价值，因此研究教育对健康的影响具有重要意义。另一方面，由于教育对人们健康水平的影响，主要是通过一定的渠道发挥作用，这意味着，如果教育对健康的影响渠道是已知的，那么通过对影响渠道的针对性干预，可以改善人们的健康状况。为此，学者们围绕上述问题进行了较深入的研究。已有文献主要集中在两个方面：一个人的受教育水平是否影响其健康水平？如果能，那么其内在机制是什么？ 现有绝大多数文献都发现，教育与健康水平之间存在一种正相关关系。正如Richards and Barry（1998）所估计的，在控制其他因素的情况下，1990年美国一名25岁大学毕业生较一名高中毕业生至少多活八年。而Grossman and Kaestner（1997）和Grossman（2000）的研究进一步显示，无论是采用死亡率、残障率、躯体功能等客观健康指标还是采用自评健康、认知功能等主观健康指标，无论研究对象是微观个体还是整体人群，这一关系都被稳健地证明是成立的。同时，教育对健康的正向改善作用也为不同时期、不同国别的研究所证实。①比如Kitagawa and Hauser（1973）和Meara et al.（2008）对美国人群的研究，Marmot et al.（1984）对英国人群的研究，Mustard et al.（1997）和Kunst and Mackenbach（1994分别对加拿大和北欧样本的研究，以及赵忠和侯振刚（2005）②、赵忠（2006）③、李珍珍和封进（2006）④等对中国人群的研究等，均发现教育对健康具有稳健的正向关系。 然而，教育是如何增进人们健康的？现有文献对这方面的研究还相对薄弱。已有的研究结论大致可归入“预算约束放松说”和“效率提升说”两种渠道假说。前者认为，教育程度高通常意味着更好的工作、更高的收入，从而能扩大健康投入的预算约束集（Willis，1986；Moen，1999）。一方面，良好的经济收入能为受教育者提供良好的营养物质条件；另一方面，受教育者可以支配更多的经济资源进行专门的健康投资，如购买医疗保险和服务、保健器材及设施等，从而有利于受教育者的身心健康（Cutler and Lleras-Muney，2010；Ettner，1996）。后者则认为教育能影响人们对健康的认知和相关健康行为，从而能够提升健康的“生产效率”（productive efficiency）和“配置效率”（allocative efficiency）。一方面，教育可以提高“健康”这种产品的生产效率，即同样的健康要素投入高教育者能获得更多的健康产出（Grossman，1972）。比如受教育程度高的人能更透彻地理解治疗方案，更好地配合治疗，疗效也相应提高（Goldman and Smith，2002）。另一方面，教育可以提高健康投入要素的配置效率，即受教育程度高的人能更好地优化其健康投入组合（Rosenzweig and Schultz，1989；Grossman and Kaestner，1997）。受教育程度高的人具备更高的认知能力和适应能力、健康知识更加丰富，倾向于选择更健康的生活方式和行为（Kenkel，1991；Cutler and Lleras-Muney，2010），如较少吸烟、酗酒、吸毒等行为（Mokdad et al，2004；de Walque，2003；Sander，1999），饮食更加健康，并更积极地锻炼身体（Shea et al，1991），较少参与高风险活动如飙车等。以上文献均围绕教育对健康的某一种或几种影响渠道进行了有益探索，但遗憾的是，（部分是由于数据限制）以往文献并未对影响渠道进行全面考察，因而无法在同一个研究框架下比较各种渠道的相对重要性，从而难以为“健康干预”（health intervention）提供充分指导。 为此，本文使用中国老年健康影响因素跟踪调查（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS）的最新数据，对教育和健康两者之间的关系进行了全面考察。目的在于考察：教育能否增进健康？其内在机制是什么，以及中国情况有何特殊性？ 本文的意义在于以下几个方面。首先，本文全面考察了教育对健康影响的渠道，对“预算约束放松说”和“效率提升说”两种假说加以验证，并对各种渠道的相对重要性进行了比较，从而能够为健康干预政策提供实证依据。其次，现有研究对老年群体关注较少（Adams，2002；Freedman and Martin，1999），本文对老年人群体的考察有助于检验教育对健康影响的持久性；同时在我国人口老龄化的背景下，关注教育对健康的作用对于实现健康老龄、提高老年人福利和生命质量具有重要意义。最后，现有研究的对象主要是OECD等发达国家人群（Grossman，2004），而我国和西方发达国家在经济发展阶段、生活方式、饮食习惯和文化背景等方面都存在很大差异，因此使用中国数据探讨教育和健康的关系及其影响机制具有重要的国际比较价值（张纯元，2001）⑤。 文章其余章节安排如下：第二部分介绍本文的概念框架和研究方法；第三部分介绍数据和相关变量的描述性统计；第四部分考察教育对健康的影响；第五部分分析和比较教育对健康的各种影响渠道；最后是简要的结论。 二、概念框架和研究方法 考虑一个关于教育对健康存量影响的方程：
由于个体的受教育水平在很大程度上是家庭教育投资决策的结果，受到父母特征（如父母职业、受教育程度、不同子女偏爱等）、家庭预算约束、家庭资源内部分配等因素的影响（Becker and Tomes，1976；Behrman et al.，1982；Schultz，1984）。而这些变量也会影响个人初始的健康存量，并进而影响其老年时期的健康状况（Case et al.，2005；Zeng et al.，2007；Smith，2009）。因此，本文着重控制了老年人幼时的家庭背景与初始健康禀赋变量。其中，家庭背景变量包括出生地（城市或农村）、父亲职业、父母的受教育水平、出生次序、兄弟姐妹数、兄弟姐妹中男孩比例等。初始健康禀赋变量则包括童年是否经常挨饿、老人的身高和其父母是否长寿。其中身高在很大程度上受到其童年时期营养状况的影响（Chen and Zhou，2007；Bozzoli et al.，2009），也是幼时家庭经济状况的一个代理变量，可以反映一个人对健康的初始投资和初始的健康禀赋（Abbott et al.，1998；Case et al.，2005）。父母是否长寿则代表了健康的代际遗传（Smith and Kington，1997）⑦。在控制上述变量后，
可以看做教育对老年健康的简约式效应（reduced form effect），其中包括教育对健康的直接影响，也包括教育通过各种“渠道变量”对健康的间接影响。 本文的“渠道变量”是指受教育影响或决定转而会影响健康状况的变量。在探讨教育对健康的影响机制或渠道时，本文采用了Cutler and Lleras-Muney（2010）的方法，即在方程（1）的基础上逐步增添我们所关注的渠道变量
，重新估计下述方程：
需要进一步说明的是，本文分析的这两类渠道变量，包括健康行为变量（如吸烟、酗酒、锻炼等）和社会经济变量，都是老年人现在的行为或社会经济条件，而受教育则是很多年前完成的，所以这些渠道变量虽然会影响老年人的健康，却不会影响老年人的受教育过程。因此，即便在模型（1）中不控制这些变量，除了可能会影响模型估计的精确度外，不会带来遗漏变量偏误，这也是本文使用老年人数据进行分析的一个重要优点。 三、数据和描述性统计 （一）数据来源与变量设定 本文所使用的数据来自中国老年健康影响因素跟踪调查（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS）。该调查由北京大学健康老龄与发展研究中心和Duke大学老龄发展研究中心联合主持，由国家疾控中心组织实施。调查始于1998年，此后在2000年、2002年、2005年和2008年进行了四次跟踪调查。1998年的基线调查在全国22个省随机抽取了631个县/县级市/市辖区，调查区域总人口为9.85亿，覆盖了全国85.3%的人口。问卷调查涵盖了受访者的人口社会学特征、家庭背景、经济状况、健康状况、生活方式等各方面的信息。 在分析教育对健康的影响及其影响渠道时，本文使用了CLHLS调查2008年最新数据。本轮调查在全国23个省进行分层随机抽样，访问了60岁以上110岁以下（不含110岁）⑧的16821名老年人，其中受过至少1年教育的老年人共6277名，占总样本的37.4%。在全部老年人样本中，平均受教育年限为2.04年；而受教育老年人平均受教育年限为5.44年。 在分析教育对老年人死亡率的影响时，本文使用了1998～2008年的跟踪调查数据，分析对象为1998年的受访老人。在1998年9093名受访老人⑨中共有4831名老人存活到2000年，2643名存活到2002年，1051名存活到2005年，截至2008年调查时点仍有358名老人存活。 本文关注的被解释变量为衡量老年人健康状况的指标，包括躯体健康和认知功能两个方面，分别由器具性生活自理能力（Instrumental Activities of Daily Living，IADL）和认知能力量表（Mini-Mental State Examination，MMSE）来衡量。IADL主要测量老年人在外出活动及日常生活中借助于器械进行活动的能力。该指标是参照国际通行的IADL功能指数（Lawton，1971）并结合中国社会文化习惯而设计。共包含八项活动，即做饭、洗衣、外出串门、购物、走远路、提重物、下蹲、乘公交车。如果老人在这八个方面均能自理，则视作“IADL完好”（IADL=0）；若至少一项活动需借助他人帮助才能完成，则视为“IADL受损”（IADL=1）。MMSE量表包含24个问题，涵盖了老人的定向能力，反应能力，注意力及计算能力，记忆力，语言、理解及自我协调能力五方面的认知功能。该指标在国际通用的简易精神状态量表基础上（Folstein et al.，1975，Deb and Braganza，1999）构建，并根据中国文化传统对量表进行适当修改。MMSE分值为0～30分。本文把MMSE得分超过24分⑩定义为“认知功能好”（Folstein et al.，1975；Zeng and Vaupel，2002），赋值为1；得分为0～23分，定义为“认知功能受损”，赋值为0。 本文的主要解释变量为受访老人是否受过教育：如果老年人受过至少1年的教育则赋值为1，否则赋值为0。 本文重点关注的渠道变量有两类：（1）健康行为变量，包括吸烟、酗酒、饮食均衡、锻炼、休闲活动指数等；（2）社会经济变量，包括老人的职业、是否经济独立、是否有医疗保险、家庭开支能否做主、生病时能否得到及时救治等。需要解释的两个渠道变量是“休闲活动指数”和“饮食均衡”。休闲活动指数（leisure activity index）的构造共包括个人户外活动、种花养鸟、读书看报或上网、打牌或麻将、看电视听广播、参加有组织的社会娱乐活动、外出旅游7项活动。如果经常参加其中的某一项活动，则得分增加1分，满分为7分。“饮食均衡”变量的构造参考了中国营养学会（2007）（11）的平衡膳食宝塔。如果受访老年人每天或经常食用蔬菜或水果，以及鱼、肉、蛋、豆，则认为该老人饮食比较均衡，赋值为1；否则赋值为0。其他控制变量的定义和测量浅显易明，限于篇幅未做一一说明。 （二）变量的描述统计 表1报告了按受教育状况和性别分组的老年人健康状况的统计描述。可以看出受教育老年人的健康状况明显好于未受教育的老年人。具体而言，与未受教育的老年人相比，受教育的老年人IADL受损的概率要低35.4%，认知功能好的概率要高79.1%。分性别看这一结果同样成立。其他变量的相关统计描述见第90至92页附表A1、A2。 四、教育对健康水平的影响 作为分析的起点，本文首先考察教育对健康的简约形式效应。下页表2报告了公式（1）的OLS估计结果。（1）—（4）列和（5）—（8）列的因变量分别是IADL受损和认知功能良好。为了便于比较，所有回归都采用线性概率模型。
表2的结果显示，教育显著降低了老年人IADL受损的概率，明显改善了老年人的认知功能。（12）具体而言，相对于未受教育老年人，受教育老年人IADL受损的概率显著下降了5%（p＜0.01），认知功能良好的概率平均提高了11%（p＜0.01）。在控制人口特征、家庭背景、遗传等因素后，教育对健康的改善作用表现得非常稳健。教育对IADL的影响一直保持在5%的水平，而对认知能力的影响虽有所下降但仍然达到7%，且统计上高度显著。这一结果与文献中所看到的教育对健康的正向作用相一致，说明教育对健康的改善作用在中国老年群体中同样成立。 同时，在模型（4）和（8）的基础上作者还尝试进行了分性别回归，结果显示教育对健康的影响不存在显著的性别差异：IADL受损对教育的回归系数男女都是-0.05，“认知功能好”对教育的回归系数男女分别为0.08和0.06，男性略高但却没有实质性差异。上述结果皆在1%的水平上显著。同样，按城乡分组的估计结果显示，无论是城市还是农村，受教育老年人在躯体健康和认知功能上都有明显的优势：IADL受损对教育的回归系数城乡分别为-0.02（p略高于0.05）和-0.07（p＜0.01）；“认知功能好”对教育的回归系数城乡分别为0.09（p＜0.01）和0.06（p＜0.01），由此显示出一定的城乡差异（13）。限于篇幅，这里没有给出完整结果。 由于存活率也是反映健康的一个重要指标，我们进一步利用COX比例风险模型考察了教育对死亡风险率的影响，结果见表3。可以看出，受教育老年人的死亡风险率要比未受教育的老年人低1.1%～1.5%，且统计上十分显著。这与表2的结果是一致的。说明教育确实对健康状况具有重要的改善或保护作用。 五、教育对健康影响的渠道分析
那么，教育是如何影响健康的？由于健康行为主要体现的是健康投入要素的效率，而社会经济变量主要体现的是经济预算约束的作用，因此我们从健康行为和社会经济条件这两方面对于教育对健康的影响渠道作进一步的分析。 （一）教育与健康行为 由于教育水平不同的个体所表现出的健康状况差异很大程度上是由他们健康行为差异所引起（Cutler and Lleras-Muney，2010），因此要理解受教育和未受教育两个群体老年人的健康差异，就必须要了解两者在健康行为上的不同。
表4报告了健康行为对教育进行OLS回归的结果。表中最左边一列是被解释变量健康行为，涵盖了受访人吸烟、饮酒、饮食、锻炼、休闲等各方面的行为。其中方程（1）控制了性别、年龄、城乡、民族和婚姻状态五个基本人口学特征变量；方程（2）则在（1）的基础上进一步控制了“家庭人均收入（对数）”“日常生活来源充足”这两个变量；而方程（3）则在是（2）的基础上进一步控制了“职业”。分析（2）、（3）的目的在于考察教育所引起的健康行为差异在控制收入和职业等因素后是否仍然存在。为了便于比较，表4均采用了线性概率模型。限于篇幅，我们只报告了教育的系数及标准误。 首先看吸烟和饮酒行为。受教育老年人在吸烟行为上表现得更加节制。“现在常吸烟”的概率略低1%，开始吸烟的年龄要晚将近1岁，烟龄缩短2年多。在戒烟这种行为上表现出更强的执行力，戒烟的成功率更高，这一结果与Rosenzweig and Schultz（1989）的结果类似。在饮酒方面，有趣的是受教育老年人“现在常饮酒”的比率略高，但酗酒的可能性却显著降低大约2%，这一点则与Cutler and Lleras-Muney（2010）在美国人群中的发现相一致。此外，“过去常饮酒”“开始饮酒年龄”“酒龄”“成功戒酒”等方面两个组别的老年人差异则不显著。 饮食方面，受教育老年人更加注重膳食搭配和营养均衡，更经常食用新鲜水果、蔬菜以及肉、蛋、奶制品。而作为一项更加全面的度量指标，受教育老年人“饮食均衡”的可能性要高出11%。这些差距除了个别变量外，即便是在控制收入职业状况后依然存在，所以不能简单地由教育带来的收入差距和预算约束来解释，很可能与受教育老年人的健康知识相关。 锻炼和休闲活动方面，无论过去还是现在受教育老年人都更加积极参加锻炼；同时更多地参与“户外活动”“种花养鸟”“读书看报或上网”、“打牌或麻将”“看电视听广播”“经常参加社会活动”和“外出旅游”等休闲活动；而用综合指标“休闲活动指数”来衡量，受教育老年人比未受教育老年人更是高出47%（p＜0.01）。同样，这些差距在控制收入和职业状况后依然显著。 总之，受教育老年人在吸烟、酗酒等不良健康行为上表现出更高的自制力，而在饮食均衡、锻炼、休闲活动等良好生活习惯上则更加积极。因此，确有证据表明教育优化了个体的健康行为，提高了个体健康投入的效率。 （二）教育和社会经济条件 理解教育所引起的健康差异的另一关键是教育水平不同所带来的社会经济条件差异。通常来说，教育水平越高，职业、收入状况等社会经济条件也就越好，由此可以支配更多的资源进行健康投资，如医疗、保健、照料等，从而有利于健康水平提高。
表5给出了教育水平对受访老人社会经济条件影响的估计。正如料想的一样，受教育老年人在社会经济条件上具有非常明显的优势。首先，受教育老年人更有可能拥有房产和实现经济独立，家庭人均收入更高，从而更能保证日常生活来源充足，免受物质匮乏之苦。其次，受教育老人更有可能跻身于当地比较富裕的阶层，从而享有较高的社会经济地位。再次，受教育老年人拥有更好的社会保障和医疗保险，从而医疗服务利用率更高。受教育老年人中拥有养老金的比例和享受医疗保险的人数占比更高，生病时更有可能得到及时医疗，而60岁时生病时得到及时治疗的概率高出7%。最后，受教育老年人还拥有更高的家庭地位。更能做到“自己事情自己做主”，家庭开支能够做主的概率也相应提高。上述结果都在1%的显著性水平上显著。 （三）教育对健康影响的渠道分析和效应分解 既然教育对老年人的健康状况具有改善作用，且教育与老年人的健康行为、社会经济地位密切相关，那么，各个渠道变量在解释教育对健康正向效应中的相对重要性如何？ 表6报告了教育对IADL受损影响的渠道分析。第（1）列为没有控制任何渠道变量的回归结果。第（2）—（6）列在方程（1）的基础上分别加入吸烟、酗酒、饮食均衡、锻炼和休闲活动指数这五种健康行为变量；第⑺列则同时控制了以上五个变量。第（8）—（12）列则分别在方程（1）的基础上加入经济上独立、生活来源充足、在家中做主、享受医疗保险、生病时得到及时救治这五种社会经济变量；第（13）列则同时控制了以上五个变量。第（14）列则控制了所有的健康行为变量与社会经济地位变量。如研究方法中所述，
即为增加相应的渠道变量后教育系数的下降幅度，也就是该渠道变量在解释教育对健康的正向作用中所占的比重。
表6的结果显示，对中国老年人而言，健康行为的改善和社会经济条件的提高在解释教育对健康的正面影响中起了重要的作用，两类变量共同解释了教育对IADL影响的64.7%。其中，五项健康行为总共解释了教育对健康作用的45.1%，而五种社会经济变量总共解释了35.3%。（14）可见，健康行为是更重要的影响渠道。分要素来看，在健康行为变量中，教育最主要通过增加休闲活动、增强锻炼和均衡饮食来改善老年躯体健康，这三个渠道变量分别解释了教育对IADL影响的43.1%、9.8%和5.9%。在社会经济变量中，教育最主要通过实现经济独立、家庭开支做主和获得充足生活来源，来改善老年躯体健康。以上三个渠道变量分别解释了教育对IADL影响的21.6%、11.8%和9.8%。
表7给出了教育对认知功能影响的渠道分析。结果显示，健康行为和社会经济地位两类因素共解释了教育对认知功能影响的54.3%；其中，健康行为变量解释了45.7%，社会经济变量则解释了22.9%。同样，健康行为起了更重要的作用。分要素看，与表5一致的是，在健康行为变量中，休闲活动指数、锻炼和饮食均衡是最重要的渠道变量，分别解释了教育对认知功能影响的41.4%、8.6%和7.1%。而经济独立和日常生活来源充足、家庭开支做主这三个渠道变量则处于社会经济变量的前三位，分别解释了10%、8.6%、7.1%。 以上分析显示，尽管教育通过改善社会经济地位而扩大了健康要素投入的预算约束集，从而改善了健康水平，但更重要的是教育通过改善健康行为优化了健康的投入组合，提高了健康投入的效率。 （四）进一步讨论 如何理解上文的结果？与国外同类研究相比，教育对我国老年人健康的影响机制有何异同？ 首先，本文发现教育程度不同导致的健康行为差异对个体的健康水平具有重要影响，这在国外文献中也多次被强调（Cutler and Lleras-Muney，2010）。一方面，受教育者比未受教育者进行更多的休闲活动和锻炼，而休闲活动和锻炼能有效提高身体机能、增强个体性格的乐观性和心理调整能力、有助于建立良好的人际关系和社会网络、提高个体的社会适应力等（Bacheladenski and Matiello，2010；Wilhite and Shank，2009；Hoglund et al.，2009）。表4的结果显示受教育老年人的休闲活动指数和锻炼比未受教育老年人平均要高47%和9%。两个群体老年人在休闲活动指数和锻炼方面的巨大差异很好地解释了这两方面在教育对健康影响中的重要性。另一方面，受教育者比未受教育者更加注意平衡饮食。良好的饮食习惯有助于预防肥胖及其相关疾病，如心血管疾病、糖尿病等（van Baal et al.，2008）。表4的结果同样显示，即便控制收入和职业等因素后，受教育老年人饮食均衡的概率仍高出6%～8%，这也有助于解释饮食在教育影响健康的渠道中所发挥的作用。这些健康行为的差异，或许是因为教育程度高的人健康知识较多，有较高的认知能力，在日常生活中能够趋利避害，选择更加健康的行为和生活方式所导致的（Kenkel，1991；Cutler and Lleras-Muney，2010）。 有趣的是，本文发现吸烟、酗酒在中国老年人健康渠道中的作用非常微弱，这一特点与在西方发达国家（如美国）所看到的情况明显不同。在美国，吸烟、肥胖和酗酒是导致“可预防死亡”（preventable deaths）前三位的原因（Mokdad et al.，2004）；而教育能显著降低人们吸烟、酗酒的可能性。但在我国，教育对吸烟、酗酒的影响似乎并不大。表4显示，我国受教育老年人与未受教育老年人相比，在吸烟和饮酒方面差别很小，吸烟比例略低1%，酗酒比例略低2%。这一微小差距可能不足以导致两个组别老年人之间显著的健康差异，从而导致了吸烟、酗酒在渠道中几乎不起作用。 其次，对于社会经济变量在教育对健康的影响渠道中所发挥的重要作用，则比较易于理解。教育程度高意味着更好的工作、更高的收入和社会福利，使得受教育者拥有更高的稳态（steady state）消费集满足其生活需要，并可能进行专门的健康投资。正如表5所示，教育程度高的老年人更有可能实现晚年的经济独立，家庭人均收入也更高从而更能保证日常生活来源充足，免于物质匮乏。同时受教育老人更有可能拥有医疗保险，医疗服务利用率更高，生病时更有可能得到医院的及时医治，如60岁时生病时得到及时治疗的概率高出7%，有利于老年健康的维持和恢复（Ettner，1996）。同样有趣的是，本文发现“家庭开支做主”这个变量大约解释了教育对IADL受损概率影响的5.0%以及对认知功能影响的3.0%，这一点以发达国家人群为研究对象的文献中尚未有提及。这可能是因为如果个体能够在家庭开支上做主，在很大程度上意味着他拥有对家庭资源分配的支配权，从而在家庭内部的资源分配上会处于有利地位（Chiappori et al.，2002）；同时，能够在家庭开支上做主也意味着能获得更多的家庭成员尊敬等，这两个方面可能都有利于“做主者”本人的身心健康。 那么，为什么教育通过健康行为优化所带来的健康状况改善较预算约束放松所起的作用更大？可能的原因在于，一方面正如Cutler and Lleras-Muney（2010）的研究所揭示的，人们之间健康状况的差异主要是由于健康行为的差异导致的。Mokdad et al.（2004）甚至发现在美国接近一半的死亡应归因于健康行为因素。而教育直接影响人们的健康行为和生活方式，该影响即便在控制住收入等变量后依然较大且十分显著（详见表4），这说明对我国老年人群体而言教育对健康水平的影响也主要通过受教育者的健康行为而起作用。另一方面，良好的经济状况虽然为改善健康提供了有利条件，但并不是影响个体行为和生活方式是否健康的决定性因素。事实上许多不健康行为如吸烟、酗酒、吸毒、暴饮暴食等，其经济成本并不低。更进一步说，在不健康的行为和生活方式未发生根本改变之前，单纯的收入增加对健康甚至未必是件好事。比如2003年第三次国家卫生服务调查显示，这些年来，随着我国人民的生活水平不断改善，慢性病如糖尿病，高血压、高血糖、高血脂等心血管疾病等却日渐成为我国城乡居民的主要患病模式。而此类慢性病的发生与人们经济状况的改善以后膳食营养知识却依然缺乏密切相关。 总之，健康行为和社会经济变量在教育对健康的影响中发挥了重要作用。健康行为（尤其是休闲活动、锻炼和饮食均衡）在渠道中所占的比重更大，因此教育带来的健康投入组合的优化较预算约束的放松所起的作用更大。以上研究发现不仅验证了两种渠道假说，也为理解不同受教育程度的老年人的健康差异提供了重要证据。 六、结论与政策含义 本文使用中国老年人样本，全面探讨了教育对健康的影响及其内在影响机制。首先，本文证实了教育对健康具有显著影响，能够提高中国老年人的躯体健康、认知功能和存活率。这一方面表明教育对健康的保护作用会持续存在，教育会给人带来持续一生的“健康红利”；同时，这一结论也为验证教育对健康的影响，进行跨国比较提供了进一步的证据。 其次，本文证实了教育通过优化健康行为和改善社会经济条件而对人们的健康状况产生影响，从而支持了教育对健康的“效率提升”和“预算约束放松”的两种渠道假说，但前者的作用更大。一方面，受教育老年人在生活方式上更加健康，在吸烟、饮酒等不健康行为上更加节制，而在锻炼、休闲等健康行为上则更加积极；另一方面，受教育的老年人在社会经济条件上也明显好于未受教育的老年人。通过这两个方面，教育显著提高了受教育者的健康水平。同时，本文对健康渠道的比较分析也表明，教育带来的健康投入效率的提高比预算约束的放松所起的作用更重要。因此，教育对健康的影响主要是通过健康行为渠道而起作用的。健康行为，尤其是休闲活动、锻炼和饮食均衡对人们健康状况的改善具有关键性影响。 最后，我们发现使用中国老年人的样本与国外同类研究相比，教育影响健康的渠道既有一致性又有差异。在某些渠道方面，如教育可以通过促进老年人参与休闲活动和锻炼，平衡膳食，增加经济独立性和加强物质生活保障，从而改善躯体健康与认知功能等，我们的研究与国外研究的结论基本一致。但不同的是，在教育改善中国老年人健康的机制中，较少吸烟和酗酒行为几乎没有解释力，而在家庭开支上能够做主在其中所起的作用则在文献中首次被提及。 本文也有重要的政策含义。首先，本文的研究进一步证实了教育对健康、进而对人力资本的重要性。教育不仅使人们通过知识资本的积累而获益，也通过对健康的影响而进一步增加人力资本的价值。其次，教育对减少乃至消除健康不平等也有重要作用。由于影响健康的因素非常复杂，操作性差，可以转而通过实现教育机会公平的方式来促进健康的平等（Aizer and Laura，2010）。再次，本文对影响渠道的研究揭示了健康教育的重要性，为健康干预的政策方向提供了重要的依据。我国的健康教育起步较晚，发展水平较低，还基本上处于卫生宣传阶段。应通过大力开展社区健康教育，如传授营养健康知识、举行健康保健知识讲座等，来提高居民的健康水平。最后，由于教育带来的健康投入效率的提升较预算约束的放松所起的作用更大，这意味着健康行为优化可能比经济状况改善更能促进健康水平的提高。因此，健康干预政策的着重点应该是鼓励人们养成良好的健康行为习惯，预防和减少疾病的发生。而对于低收入人群（往往也是健康弱势群体）而言，促使其养成良好的健康习惯和生活方式，可能比单纯的收入救济效果更佳。本文对渠道的分析也暗示了公共政策的制定不能笼统处理健康对教育的作用，清楚其内在机制会使公共政策更具针对性。 必须看到，本文也存在一些不足。由于本文试图全面探讨教育对健康影响的可能渠道，涉及了大量的渠道变量，限于篇幅和研究问题的界限，这种方法未能对渠道变量本身的内生性一一做出处理。因此本文对教育影响健康的渠道分析更准确地说是一种相关性分析。本文应被视作一项更广泛的研究计划的起点，我们期待本文能为下一步的研究提供若干经验证据，以期发现一些有趣的现象和问题。对于本文中统计上显著相关的渠道变量，还需要使用工具变量等识别策略做进一步因果效应分析，这也是本文未来的研究方向。 作者感谢北京大学国家发展研究院的曾毅教授、赵耀辉教授和雷晓燕教授的指导，感谢中国人民大学劳动人事学院赵忠教授、中央财经大学刘宏教授、北京大学教育学院蒋承教授的评论和建议；衷心感谢两位匿名审稿人的建设性意见，文责自负。 附录1关于
解释为“渠道变量所解释的教育对健康影响的比例”的数学证明 假设健康H是教育E和另外一个变量C的函数（简单起见，暂不考虑其他控制变量）；而C是教育E影响健康的渠道，即C是教育E的一个函数，不妨写作C=C（E），则 H=h（E，C（E））≡φ（E） （A.1） 方程两边对E求导数，有 dH/dE=dφ/dE=
h/
E+（
h/
C）·（dC/dE） （A.2） 考虑线性回归模型（即正文中模型（2））
其中，C对1，E的一个线性投影（Linear Projection）可以写为
将（A.4）代入（A.3）得到
显然，当直接用H对1。E进行回归，即回归方程为
得到的
满足 附录2 变量的定义和统计描述
这里，
即为式（A3）中教育对健康的偏效应（Partial Effect），
h/
E；η是式（A.3）中健康对渠道变量的偏效应，
h/
C；而
则是式（A.4）中教育对渠道变量的边际效用（Marginal Effect），dC/dE。从而，
也就是说，此时
中实际上包含了两种效应：第一种是教育对健康的直接影响。
h/
E；第二种是教育通过影响渠道变量转而对健康带来的间接影响，即（
h/
C）（dC/dE）。
①这种正相关性能否理解为“因果关系”，学界仍存在较大争议。第一种观点认为是一种因果关系（Grossman，1972，2004，2008），第二种观点认为是一种反向因果关系（Cawley，1998），而第三种观点则认为是由于同时影响健康和教育的遗漏变量的存在，使得两者之间显示出一种伪正相关关系（Fuchs，1982）。许多研究试图利用外生冲击造成的教育水平变动来识别教育对健康的因果作用，比较一致的表明教育对健康存在一种独立的因果关系（如Adams，2002；Arendt，2005；Conti et al.，2010）。然而，即便如此也并不能排除现实生活中其他两种机制同时发挥作用的可能性。 ②赵忠、侯振刚，“我国城镇居民的健康需求与Grossman模型——来自截面数据的证据”，《经济研究》，2005年第10期，第79—90页。 ③赵忠，“我国农村人口的健康状况及影响因素”，《管理世界》，2006年第3期，第78—85页。 ④李珍珍、封进，“教育对健康的影响——基于上海家庭调查数据的研究”，《中国劳动经济学》，2006年第4期，第30—42页。 ⑤张纯元，“高龄老人受教育程度与健康长寿关系研究”，《南方人口》，2001年第3期，第1—5页。 ⑥控制遗漏变量的最直接最简单的方法是工具变量估计。但本文使用的是老年人样本，而绝大多数老年人的受教育过程都发生在20世纪上半叶，由于旧中国统计数据薄弱以及调查成本的限制，难以涉及制度性变动等国外同类研究经常采用的工具变量。虽然我们可以简单援引Adam（2002）和Gary-Bobo et al.（2006）等文献，使用“出生次序”和“兄弟姐妹性别结构”来做教育的工具变量。然而家庭经济学和健康经济学的文献表明出生次序和兄妹性别结构会直接影响子女的健康（如Rosenzweig，1986；Behrman，1988；Horton，1988），由此导致有效工具变量所必需的“排除性限制假设”（excluded restriction assumption）不能成立。更微妙的是，由于我们的样本年龄和地域跨度较大，个体间可能存在较大异质性。因而使用任何一个工具变量估计识别出的可能仅仅是很小部分老年人的处理效应（treatment effect），这恰恰就是异质性工具变量模型中LATE（Local Average Treatment Effect）的概念。也就是说，在样本群体存在较大异质性的情况下，工具变量估计的结果可能只是占样本比例很小的“顺从者”（compliers）的处理效应。从而导致估计结果不能很好地代表整体样本的处理效应。基于以上理由，我们认为本文使用代理变量可能比工具变量估计更加稳健。在对已有文献进行全面梳理的基础上，我们对文献中所提及的“同时影响教育和健康”的可能遗漏变量进行了全面总结和罗列，并一一进行了控制。在没有明显遗漏变量的情况下，我们相信本文的结果不会存在太大的偏误。 ⑦如果父母长寿，个体可能具有更高的预期寿命，从而更有激励投资教育（Fuchs，1982）。控制父母是否长寿可在一定程度上克服这一问题。 ⑧本文把样本限制在110岁以下，主要考虑到年龄过高的老年人在年龄申报、回顾性事件等问题的回答上可能存在较大测量误差。同时本文也尝试使用不同年龄区间的样本进行分析，但未发现结果有明显差别。 ⑨值得注意的是，表3COX回归所报告的观测值数目与1998年的受访老人数目有出入，因为COX分析在处理随时间改变的变量时需要把一个观测值拆分（Split）为多个观测值。比如，“有配偶”这个变量，为了反映老年人婚姻状态的变化，对于一个存活到2008年的老年人，需要在2000年、2002年、2005年三个观测试点拆分为多达4个观测值。 ⑩在心理学、精神病学或健康经济学的研究中，在测得简易精神状态量表（MMSE）得分后，往往需要确定阀值以便对研究对象进行筛选。原则上来说，该阀值的确定应随着目标人群的年龄结构、受教育水平等特征分布做相应调整（Crum et al.，1993）。然而，目前关于中国老年人群的MMSE分市的研究还比较有限，对中国老年人阀值的确定，学界尚未达成共识（Cui et al.，2011；Xu et al.，2003；Katzman et al.，1988）。因此我们选取了国际老年学研究中经常使用的阀值24分。事实上，即便将MMSE视为连续性变量，下文的结果依然稳健。限于篇幅，此处没有报告，感兴趣的读者可向作者索取。 （11）中国营养学会，“中国居民膳食指南”，2007，http://www.cnsoc.org/cn/nutrition.asp?nid=10。 （12）如果把教育视作连续性变量，结果依然稳健。限于篇幅没有报告，感兴趣的读者可向作者索取。 （13）然而进一步检验的结果发现，教育对健康影响的城乡差异在统计上并不显著。 （14）需要指出的是，同时控制两类变量所解释的教育对健康作用的比例（64.7%），并不是这两类因素各自解释比重的简单线性相加（45.1%+35.3%=80.4%），这是因为这两类变量不是完全独立的，它们之间可能存在相互影响，如果同时被放入回归方程，它们的解释力会出现彼此抵消的情况。
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教育如何影响人们的健康？中国老年人的证据_控制变量论文
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