摘要教育和健康作为人力资本的最重要部分，其互补关系引起了经济学家的高度关注。本文使用中国老年人数据，研究了教育对健康的影响及其内在机制。结果发现教育显著提高了中国老年人的健康水平和存活率，且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大，因此可以通过健康行为的干预来增进人们的健康。本文进一步证实了教育对健康影响的持久性和跨国普适性，同时也发现了教育对中国老年人健康的影响渠道的一些有趣特点。
关键词教育，健康，渠道分析
一、引 言
长期以来，作为人力资本的两个最重要组成部分(Becker，1964;Gross-man，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RichardsandBarry(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GrossmanandKaestner(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KitagawaandHauser(1973)和Mearaetal.(2008)对美国人群的研究，Marmotetal.(1984)对英国人群的研究，Mustardetal.(1997)和KunstandMackenbach(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。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;Contietal.，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。
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(CutlerandLleras-Mun-ey，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”(productiveefficiency)和“配置效率”(allocativeefficiency)。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(Gross-man，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(GoldmanandSmith，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(RosenzweigandSchultz，1989;GrossmanandKaestner，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;CutlerandLleras-Mun-ey，2010)，如较少吸烟、酗酒、吸毒等行为(Mokdadetal.，2004;deWalque，2003;Sander，1999)，饮食更加健康，并更积极地锻炼身体(Sheaetal.，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”(healthintervention)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(ChineseLongitudinalHealthyLongevitySurvey，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;FreedmanandMartin，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。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。
相关期刊推荐：《经济学家杂志》创刊于1989年，是由中国经济学界一批著名专家学者共同倡议创办，由中华人民共和国教育部所属的西南财经大学承办的大型经济理论刊物。主要发表经济学界新近的理论研究成果，包括马克思主义经济学基本理论的研究;社会主义市场经济运行及其机制的研究;我国经济改革和经济发展的重大课题的研究;当代资本主义发展的新特点、新趋势研究;世界经济发展问题研究以及反映我国经济领域中的新情况、新问题的调查报告和当代国外各派经济理论的介绍和评价等等。
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。
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(ChineseLongi-tudinalHealthyLongevitySurvey，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。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(Crumetal.，1993)。然而，目前关于中国老年人群的MMSE分布的研究还比较有限，对中国老年人阀值的确定，学界尚未达成共识(Cuietal.，2011;Xuetal.，2003;Katzmanetal.，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。
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(InstrumentalActivitiesofDailyLiving，IADL)和认知能力量表(Mini-MentalStateExamination，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(Folsteinetal.，1975;DebandBraganza，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”(Folsteinetal.，1975;ZengandVaupel，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(leisureactivityindex)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。——论文作者：程令国张晔沈可
