1、第卷第期年月经 济 学 （季 刊 ） ，教育如何影响了人们的健康 ？来自中国老年人的证据程令国张晔沈可程令国 ，上海财经大学高等研究院 、南京大学经济学院 ；张晔 ，南京大学经济学院国际经济贸易系 、南京大学国际经济研究所 ；沈可 ，复旦大学社会发展与公共政策学院 。通信作者及地址 ：张晔 ，南京市鼓楼区汉口路 号南京大学安中大楼 室 ，；电话 ：（）；：。本研究得到曾毅教授主持的教育部人文社会科学研究项目 “老年照料成本与照料者负担的人口经济学分析 ”（）、国家自然科学基金国际合作重大项目 “健康老龄发展趋势和影响因素研究 ”（）、国家社会科学基金青年项目 “新型农村社会养老保险制度对农村居
2、民养老模式与养老质量的影响研究 ”（）、国家自然科学基金青年项目 “城乡一体化进程中家庭养老的成本与调整机制研究 ”（）、“江苏高校优势学科建设工程资助项目 ”的资助 。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 。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
3、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 （，；，），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
4、 ，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 经 济 学（季 刊 ） 第卷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 （）所估计的 ，在控制其他因素的情况下 ，年美国一名岁大学毕业生较一名高中毕业生至少多活八年 。而 （）和（）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
5、、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 。比如 （）和 （）对美国人群的研究 ， （）对英国人群的研究 ， （）和 （）分别对加拿大和北欧样本的研究 ，以及赵忠和侯振刚 （）、赵忠 （）、李珍珍和封进 （）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 。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（，），第二种观点认为是一种反向因果关系 （，），而第三种观点则认为是由于同时影响健康和教育的遗
6、漏变量的存在 ，使得两者之间显示出一种伪正相关关系 （，）。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 ，；，； ，）。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 。赵忠 、侯振刚 ，“我国城镇居民的健康需求与 模型 来自截面数据的证据 ”，经济研究 ，年第 期，第页。赵忠 ，“我国农村人口的健康状况及影响因素 ”，管理世界 ，年第 期 ，第 页 。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 ，年第期，第页。然而 ，教育是如何增进人们健康的 ？
7、 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 （，；，）。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 （ ，；，）。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 ”（ ）和 “配置效率 ”（ ）。一方面 ，教育可以提高 “健康 ”这种产品
8、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 （，）。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 （ ，）。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第 期 程令国等 ：教育如何影响了人们的健康 ？ 入组 合 （ ，； ，）。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 （，； ，），如 较 少 吸 烟 、酗 酒 、吸 毒 等 行 为 （ ，；，；，），饮食更加健康 ，并更积极地锻炼身体 （ ，），较少参与高风险活动如飙车等 。以上文献均围
9、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 ”（ ）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 （ ，）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
10、 ，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 （，； ，），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 是等发达国家人群 （，），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 ，）。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 ，年第 期 ，第 页
11、。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 ：（）这里 ，是个体的健康存量 ，是其受教育水平 ，是其他控制变 经 济 学（季 刊 ） 第卷量 ，是随机扰动项 。为了正确估计教育对健康的效应 ，必须对模型中可能存在的遗漏变量 、反向因果和测量误差等内生性问题加以考虑 。在本文研究中 ，由于我们使用的是老年人样本 ，其受教育过程发生在很多年前 ，而被解释变量是现在的健康状况 ，
12、不应影响几十年前的受教育水平 ，因此反向因果问题并不需要我们特别关注 。但老年人尤其是高龄老人在报告自己的受教育年限时可能存在较大的测量误差 。为此本文把老年人按其受教育年限重新定义为 “受教育 ”和 “未受教育 ”两类 ，以减少测量误差 。遗漏变量问题是本文关注的重点 ，我们必须尽可能地控制遗漏变量所带来的偏误 。利用调查在受访人家庭背景 、童年经历等方面信息极其丰富的特点 ，本文通过代理变量方法来尽可能控制文献中所提及的同时影响教育和健康的潜在遗漏变量 ，以降低可能存在的估计偏差 。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
13、发生在 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 （）和 （）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 ，；，；，），由此导致有效工具变量所必需的 “排除性限制假设 ”（ ）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 （），这恰恰就是异质性工具变量模型中 （ ）的概念
14、 。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 ”（）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 。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 （，）。控制父母是否长寿可在一定程度上克服这一问题 。由于个体的受教育水平
15、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 （ ，； ，；，）。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 （ ，； ，；，）。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 （ ，； ，），也是
16、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 （ ，； ，）。父母是否长寿则代表了健康的代际遗传 （ ，）。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 （ ），第 期 程令国等 ：教育如何影响了人们的健康 ？ 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 （）的方法 ，即在方程 （）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 ：（）本文关注的渠道变量包括健康行为和社会经济条件两
17、类变量 ，分别考察教育对健康的 “预算约束放松说 ”和 “效率提升说 ”两种渠道假说 。方程（）除增加了渠道变量外 ，其他设定完全与 （）式相同 。分别估得 （）式和 （）式中教育变量的系数和后 ，即我们所关注的渠道变量在解释教育对健康的作用中所占的比重 （相关证明见附录）。例如 ，如果要研究吸烟在教育对认知功能影响中所起的作用 ，首先要对方程 （）进行回归 （不控制吸烟这个变量 ），得到教育的回归系数比如说；然后把吸烟变量放入回归方程 （），从而估计新方程 （），得到教育的系数比如说，那么减少吸烟这个因素能够解释教育对认知功能改善作用的。需要进一步说明的是 ，本文分析的这两类渠道变量 ，包括
18、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 （）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 （ ，）。该调查由北京大学健康老龄与发展研究中心和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 。调查始于年 ，此后在年 、年 、年和年
19、进行了四次跟踪调查 。年的基线调查在全国个省随机抽取了个县 县级市 市辖区 ，调查区域总人口为亿 ，覆盖了全国的人口 。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 ，本文使用了调查 经 济 学（季 刊 ） 第卷年最新数据 。本轮调查在全国个省进行分层随机抽样 ，访问了岁以上岁以下 （不含岁 ）的 名老年人 ，其中受过至少年教育的老年人共 名 ，占总样本的。在全部老年人样本中 ，平均受教育年限为年 ；而受教育老年人平均受教育年限为年 。本文把样本限制在 岁以下 ，主要考虑到年龄过高的老年人在年龄申报
20、、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 。值得注意的是 ，表 回归所报告的观测值数目与 年的受访老人数目有出入 ，因为 分析在处理随时间改变的变量时需要把一个观测值拆分 （）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 年的老年人 ，需要在 年 、年 、年三个观测试点拆分为多达 个观测值 。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 （）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
21、、受教育水平等特征分布做相应调整 （，）。然而 ，目前关于中国老年人群的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 （ ，； ，； ，）。因此我们选取了国际老年学研究中经常使用的阀值分。事实上 ，即便将视为连续性变量 ，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 ，本文使用了年的跟踪调查数据 ，分析对象为年的受访老人 。在年 名受访老人中共有 名老人存活到年 ， 名存活到年 ， 名存活到年 ，截至年调查时点仍有名老人存活 。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
22、 ，分别由器具性生活自理能力 （ ，）和 认 知 能 力 量 表 （ ，）来衡量 。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功能指数 （，）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 “完好 ”（）；若至少一项活动需借助他人帮助才能完成 ，则视为 “受损 ”（）。量表包含个问题 ，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
23、础上 （ ，； ，）构建 ，并根据中国文化传统对量表进行适当修改 。分值为分 。本文把得分超过分定义为 “认知功能好 ”（ ，； ，），赋值为；得分为分 ，定义为 “认知功能受损 ”，赋值为。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年的教育则赋值为，否则赋值为。本文重点关注的渠道变量有两类 ：（）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 ； （）社会经济变量 ，包括老人的职业 、第 期 程令国等 ：教育如何影响了人们的健康 ？ 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
24、动指数 ”和 “饮食均衡 ”。休闲活动指数 （ ）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 、外出旅游项活动 。如果经常参加其中的某一项活动 ，则得分增加分 ，满分为分 。“饮食均衡 ”变量的构造参考了中国营养学会 （）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；否则赋值为。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 。中国营养学会 ，“中国居民膳食指南 ”，：？。（二 ）变量的描述统计表报告了按受教育状况和性别分组的老年人健康状
25、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 ，受教育的老年人受损的概率要低，认知功能好的概率要高。分性别看这一结果同样成立 。其他变量的相关统计描述见附表、。表 受教育水平和健康状况受教育 未受教育女性 男性 合计 女性 男性 合计合计受损 均值 （未受损） 标准差 （） （） （） （） （） （） （）观测值 得分 均值 标准差 观测值 认知功能好 均值 （不好） 标准差 （） （） （） （） （） （） （）观测值 资料来源 ：作者根据 调查 年数据统计所得 。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
26、对健康的简约形式效应 。表报告了公式 （）的估计结果 。（） （）列和 （） （）列的因变量分别是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 。 经 济 学（季 刊 ） 第卷表 教育对健康状况的影响变量被解释变量 ：受损 认知功能好（） （） （） （） （） （） （） （）受教育 （未受教育 ）（） （） （） （） （） （） （） （）男性 （女性 ） （） （） （） （） （） （） （） （）年龄（） （） （） （） （） （） （） （）城市 （农村 ） （） （） （） （） （） （） （） （）汉族 （少数民族 ） （） （） （） （） （） （
27、） （） （）有配偶 （无配偶 ）（） （） （） （） （） （） （） （）生于城市 （农村 ） （） （） （） （） （） （）父亲受教育 （未受 ） （） （） （） （） （） （）母亲受教育 （未受 ） （） （） （） （） （） （）父亲职业 （普通 ） （） （） （） （） （） （）兄弟姐妹数 （） （） （） （）出生次序（） （） （） （）兄弟姐妹中男孩比例 （） （） （） （）童年挨饿 （未挨饿 ） （） （） （） （）身高（） （） （） （）父母长寿 （不长寿 ） （） （） （） （）常数项（） （） （） （） （） （） （） （）省哑变量 观测值
28、 注 ：（）、分别表示在 、的水平上显著 。（）括号中报告的是调整了 “省 ”的稳健标准误。（）如果父亲从事管理或专业类工作赋值为，其他为。第 期 程令国等 ：教育如何影响了人们的健康 ？ 表的结果显示 ，教育显著降低了老年人受损的概率 ，明显改善了老年人的认知功能 。具体而言 ，相对于未受教育老年人 ，受教育老年人受损的概率显著下降了（），认知功能良好的概率平均提高了（）。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 。教育对的影响一直保持在的水平 ，而对认知能力的影响虽有所下降但仍然达到，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
29、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 。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 。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 。同时 ，在模型 （）和 （）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 ：受损对教育的回归系数男女都是， “认知功能好 ”对教育的回归系数男女分别为和，男性略高但却没有实质性差异 。上述结果皆在的水平上显著 。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 ：受损对教育的回归
30、系数城乡分别为（略高于）和（）；“认知功能好 ”对教育的回归系数城乡分别为（）和（），由此显示出一定的城乡差异。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 ，我们进一步利用比例风险模型考察了教育对死亡风险率的影响 ，结果见表。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，且统计上十分显著 。这与表的结果是一致的 。说明教育确实对健康状况具有重要的改善或保护作用 。表 教育对死亡率影响的 回归（） （） （） （）受教育 （未受教育 ）（） （） （） （）岁 （） （） （）岁 （） （） （）岁 （） （） （）岁 （） （） （） 经 济 学（季
31、 刊 ） 第卷（续表 ）（） （） （） （）男性 （女性 ）（） （） （）汉族 （少数民族 ）（） （） （）城市 （农村 ） （） （） （）职业 （普通 ）（） （） （）有配偶 （无配偶 ）（） （）父亲职业 （普通 ） （） （）童年挨饿 （未挨饿 ） （） （）生于城市 （农村 ） （） （）兄妹数（） （）身高 （）父母长寿 （不长寿 ） （）观测值 注 ：（）此处使用的是 调查 年间的跟踪调查数据 ，分析对象为 年的受访老人 。模型设定为包含时间相依变量 （ ）的扩展比例风险模型，其中年龄 、有配偶为时间相依变量 ，其余变量为不随时间改变的变量 。（）表中报告的是风险比率 （
32、，），如果一个解释变量所估得的，则说明该变量能够降低死亡风险 。（）括号中报告的是稳健性标准误 。（）如果父亲从事管理或专业类工作赋值为 ，其他为 。（）、分别表示在 、的水平上显著。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第 期 程令国等 ：教育如何影响了人们的健康 ？ 健康行为差异所引起 （ ，），因此要理解受
33、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 。表报告了健康行为对教育进行回归的结果 。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 （）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 （）则在 （）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 （）则在是 （）的基础上进一步控制了 “职业 ”。分析 （）、（）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 。表 教育与健康行为被解释变量 ：健康行为 样本数（）控制人口学特征 （）控制家庭收入 （）控制职业受教育 标准误 受教育 标准误 受教育 标准误吸烟现在常吸烟 （）（）（）开始吸烟年龄 （）（）（）烟龄 （）（）（）成功戒烟 （）（）（）饮酒现在常饮酒 （）（）（）现在酗酒 （）（）（）过去常饮酒 （）（）（）开始饮酒年龄 （）（）（）酒龄 （）（）（）成功戒酒 （）
