受教育水平对健康的影响

受教育水平对健康的影响

摘要：本文使用中国老年人口健康长寿影响因素跟踪调查中2008年的数据，将被访老人父亲的受教育年限与其配偶的受教育年限作为其自身受教育年限的工具变量，分别在线性模型和二元选择模型下，估计了老年人受教育水平对其健康状况的影响。健康状况使用了自评健康和MMSE二种不同的衡量指标。研究发现仅控制人口因素时，受教育水平对男性老年人自评健康有5%水平显著的正向影响，受教育水平每增加一年，老年男性自评健康差的概率降低0.006，而且这种影响主要是通过社会经济因素进行的，在控制社会经济因素后，这种效应消失；在控制了社会经济因素后，受教育水平对女性老年人自评健康有负向影响。受教育水平对老年人的认知能力有1%显著性水平下的正向影响，而且对女性的影响大于男性。仅控制人口因素时，受教育年限每增加一年，男性老人认知能力受损的概率降低0.014，而女性老人认知能力受损的概率则降低0.030。是否控制生活习惯对这种影响的规模几乎没有作用，但是控制社会经济因素会增大这种影响，其中女性群体的增幅大于男性。

关键词：老年人健康；受教育水平；内生性

随着中国经济的发展，人们的生活水平不断提高，预期寿命不断延长，2000年中国人口平均预期寿命已达71.4岁。2008年中国65岁以上人口已达10956万人，占总人口数的8.3%，据预测我国的老龄人口在未来几十年中还将快速上升。健康问题作为老年人幸福生活的最基本因素，越来越引起政府和社会的关注。

新中国成立以来，国家对教育的重视以及社会的发展，使得中国人均受教育水平不断提高。衡量受教育水平对老年人健康的影响，有助于我们预测未来我国老龄人口健康状况的变化趋势。一方面，受教育程度的提高，改善了家庭收入和人们的物质生活水平，有助于提高老年人的健康状况。另一方面，教育会提高人们对健康的认识，通过形成良好的生活习惯而改善老年人的健康状况。但是，还有相当一部分长寿健康老人几乎没有受过教育或受教育水平不高。那么受教育水平对老年人的健康状况究竟有什么样的影响？这些影响在控制了家庭经济状况和生活习惯等因素后还存不存在？这些问题都是本文研究的重点。

一、文献简述

国外对老年人健康状况影响因素的研究起步较早。Katherine E. Heck 和Elsie R. Pamuk（1997）发现受教育水平与女性绝经后乳腺癌的发病率呈正相关关系，但是在控制了已知的影响乳腺癌发病的危险因素后，这种正相关关系消失了。Koening,H.G. et al.(1999)采用1986—1992年间美国的面板数据对是否有宗教

信仰对老年人的健康长寿的影响进行了研究，发现有宗教信仰或者经常参加社交活动对老年人的健康具有显著的正效应。Haveman-Nies A.et al.(2003)对1989—1999年间欧洲老年人的生活方式（包括运动、吸烟和饮食）和健康状况之间的关系进行研究，发现保持适当运动和不吸烟不管对老年人的身体健康还是防止衰老都具有重要意义，且对男性的影响甚于女性，但是饮食对老人身体健康的影响却不显著。

国内学术界近年来对老年人的健康以及生活质量的研究取得了很大进展。陈国栋等（2009）使用中国健康长寿因素跟踪调查数据，考察了子女数量对于父母老年时期健康状况的影响。该文没有发现子女数量对父母健康有显著的“生育效应”，但发现其存在显著的“支持效应”。博素茹等（2002）对社区老人心理健康及其相关因素进行分析，发现老人的主观幸福感与年龄、性别并没有显著关系，而与社会支持成正比，与对生活事件的评价成反比。

受教育水平作为老年人社会经济地位的基本变量，在国内外对老年人健康影响因素的分析中多有涉猎，但是大多仅作为控制变量，且没有考虑可能的内生性问题。本文将老年人父亲的受教育水平及其配偶的受教育水平作为老年人自身受教育水平的工具变量，不仅用两阶段最小二乘法衡量了受教育水平对老年人健康的影响，还使用二元选择模型下的连续性内生变量框架对该问题进行了分析，对比了两个估计结果，使得本文的结论更稳健。

二、数据描述

本文使用的数据来自中国老年人口健康长寿影响因素跟踪调查（下或简称“老龄跟踪调查”）。老龄跟踪调查项目的基线调查开始于1998年，并于2000、2002、2005及2008年共进行了四次跟踪调查。因为本文的关键变量，老年人受教育水平在历次调查中几乎不变，因此采用面板数据分析的意义不大。考虑到时效性和样本量，本文采用2008年调查的横截面数据，样本的详细信息可以参见蒋承和赵晓军（2009）。

本文用二个因变量来衡量老年人的健康状况。自评健康是老年人对自身身体状况的主观综合评价，精神状态简易量表（Mini-Mental State Examination，下简写为MMSE）为老年人健康状况的较客观评价，主要关注精神方面。自评健康是老年人对于自身健康状况的主观评价，以往大量研究证明，自评健康作为衡量健康状况的主观性指标，既可靠又有效（Benjamins，Hummer，Eberstein & Nam，2004；Idler & Benyamini，1997）。在老龄人口跟踪调查问卷中，自评健康分为“很好、较好、一般、较差、很差”五个等级，在本文的实证分析中，将回答“较好”、“很好”或“一般”者视为自评健康“好”，而将回答“很差”或“差”者视为自评健康“差”。

本文关注的自变量是老人的受教育水平，用老年人的受教育年限来衡量，对应老龄人口跟踪调查中的问题“您一共上过几年学？”为解决潜在的内生性问题，使用的工具变量为被访老人父亲的受教育年限和配偶的受教育年限，分别对应调查中的问题“您父亲上过几年学”和“您老伴上过几年学？”另外，本文的控制变量包括人口因素、社会经济因素和日常生活习惯这三组。相关变量的描述性统计如表1。

三、实证模型

（一）线性回归分析

在线性回归分析中基本的回归方程为:

其中，Yi表示健康的衡量指标（自评健康和MMSE)；Selfedui 表示老年人自身的受教育水平；Xi 表示控制变量，包括年龄、民族、婚姻状况、现在受否居住农村、出生地是否农村、童年时生病能否及时治疗、童年时是否经常挨饿、10岁时是否父母双全、家庭在当地的相对贫富状况、60岁前职业的社会地位、生活来源是否够用、30岁前是否吸烟、30岁前是否喝酒、30岁前是否经常锻炼中的全部或其中一组变量。

由于老年人的受教育水平与老年人的健康状况同样受到其年轻时健康状况的影响，而采用本文所用的数据无法完全控制老年人年轻时的健康状况，因此若直接用老年人健康状况对受教育水平等变量回归，可能存在内生性问题。而根据Hausman（1978，1983）进行的内生性检验表明，确实存在内生性问题。所以，本文将父亲的受教育水平和配偶的受教育水平作为老年人自身受教育水平的工具变量，采用两阶段最小二乘法进行了估计。

根据两阶段最小二乘法估计中第一阶段的回归结果，老人父亲的受教育水平及其配偶的受教育水平系数联合显著的F检验P值为0.000，因此内生变量和工具变量间有很强的相关关系。另外，本文进行的最小二乘法估计还通过了过度识别检验。

（二）Probit二元选择模型分析

由于本文中老年人健康状况的二种衡量指标（自评健康和MMSE）均定义为的二元离散变量，用线性模型分析有可能使得预测值超出[0，1]范围，而显得不合理，因此本部分在Probit模型下进行分析。基本模型为：

（三）导师制的作用