子女教育影响老年父母健康的机制及其异质性

汪 洋，陈 功，吴振东

（北京大学人口研究所，北京100871）

一、引 言

根据第七次人口普查数据可知，2020年，我国60岁及以上人口为2.64亿人，占18.70%，其中65岁及以上人口为1.91亿人，占13.50%。与2010年第六次全国人口普查相比，比重分别上升5.44个百分点和4.63个百分点。据世界卫生组织预测，到2050年，中国将有30%以上的人口超过60岁，成为世界上老龄化最严重的国家。进入老年期后，老年人将面临慢性疾病、功能障碍、抑郁等健康风险（原温佩等，2021[1]；邢荔函等，2019[2]），提高老年健康水平、改善老年生活质量是《“健康中国2030”规划纲要》和《“十三五”健康老龄化规划》的重要内容。

与中国老龄化不断加深相伴随的是人们受教育程度的不断提升，由于教育被视为人力资本的重要组成部分和文化资本的再生产机制（朱伟珏，2005）[3]，为子女提供良好的教育成为大多数父母的追求，子代的教育水平通常会高于父辈。我国与其他发展中国家一样，在整个20世纪后半叶经历了教育的迅速发展。1999年我国高等教育扩招以来，高等教育在学人数不断提升，从1999年的740余万人增长到2020年的4183万人，高等教育毛入学率从10.5%提高到54.4%。

教育是健康的重要预测指标，国内外文献普遍证实父辈的教育影响子代的健康（Currie，et al.，2003）[4]，个体的教育水平影响自身健康（王远伟等，2020）[5]，但实证研究子代教育对父母健康影响的文献并不多（杨克文等，2019）[6]。“养儿防老”指养育子女以防老年无依靠，这一传统观念在社会养老保障体系尚不健全的发展中国家尤其普遍（Fowler et al.，2010）[7]。本文将利用2018年中国健康与养老追踪调查数据，考察成年子女受教育程度“反哺”老年父母健康的效应和机制，旨在深刻认识子代教育与父辈健康之间的关系。考虑到我国城乡二元结构和传统性别文化的影响，本文还比较了这种关系是否因老年人的户籍和性别而不同，弥补了现有研究的不足。全面具体地分析子女教育如何影响老年父母的健康，为促进子女教育改善父母健康提供新的见解，也为老龄化背景下，制定老年健康政策实现健康老龄化提供借鉴。

二、文献回顾

（一）子女教育影响老年父母健康的理论基础及可能渠道

代际人力资本传递理论和社会资本理论都被用于解释子女教育与老年父母健康的关系。

其一，基于代际人力资本传递理论的相关研究普遍遵循人力资本理论的观点，认为对子女的人力资本投资程度是老年父母之间健康差距的关键因素。父母对子女进行教育投资，在子女成年后的生活中分享子女教育的经济回报（Berkman et al.，2000）[8]。受过高等教育的子女在物质资源和非物质资源上都更具优势，更有能力为父母健康提供各类资源（Friedman et al.，2014[9]；Nan，2019[10]）。基于该理论，可以归纳出两条影响渠道：第一个渠道是资源转移（resources transfer），认为受教育程度较高的成年子女可能获得更有声望的职业和更高的收入，拥有更多的资源和更好的健康状况，可向父母提供更优质的经济援助、住房、房屋改造和其他便利设施费用或法律援助（Hank et al.，2013）[11]、更好的专科医生（Doorslaer et al.，2006）[12]、更新和更昂贵的处方药等（Hanlon et al.，1992）[13]，通过这一资源转移渠道改善父母健康状况；第二个渠道是健康行为影响（behavior influence），认为教育可增加个人的知识储备，受过更多教育的成年人倾向于有更多健康知识，更容易获得健康资源，包括拥有健身房会员，戒烟方法等健康信息，更可能采取健康的行为和生活方式，如吸烟的可能性较小（吕鹏等，2019）[14]，对自己及他人的健康产生积极影响。目前，关于成年子女教育对父母健康的这类溢出效应的研究并不多，但已有研究证实了伴侣的受教育程度与吸烟的负相关性（Monden et al.，2003）[15]。这些相关证据可在一定程度上支持子女教育对父母健康的促进效应。

其二，社会资本理论认为随着子女的成长和父母的老化，社会支持可能是成年子女影响年长父母健康的常见手段（吕光明等，2020）[16]。社会支持成为子女教育影响老年父母健康的第三个渠道，包括工具支持（instrumental support）、信息支持（informational support）及情感支持等。在工具支持方面强调社会性接触，认为当父母有轻微健康问题、需要经常提供家务和个人照顾方面的实际帮助时，工具支持可发挥作用（李春华等，2017）[17]。但如果受教育程度高的子女与父母接触时间较少，其受教育程度则可能与这种实际的社会支持并不呈正相关。在信息支持方面，强调亲近的人提供的建议或指导的作用，认为受教育程度高的子女更了解最新的医疗技术，故他们与父母频繁互动的健康促进效果更显著（Couch et al.，1999）[18]。情感支持方面，认为两代人可通过分享教育的非物质性回报促进健康，一个家庭成员遭遇压力环境或负性事件会对其他家庭成员的健康产生负面影响，处于人生后期阶段的父母更容易受到发生在其成年子女身上的负面事件的影响（Milkie et al.，2008）[19]，对这些负面事件的担忧会使生理系统负担过重，导致有害健康的行为、焦虑程度较高、主观社会地位较低以及身体健康状况恶化（Lee，2018）[20]。如子女教育水平高可享有更稳定的环境，让父母更放心，从而增强了父母的社会阶层认同或地位感来促进健康（Hay et al.，2008[21]；Chung et al.，2008[22]），或减少经历负性事件的风险间接促进年长父母的健康（Seeman et al.，2001）[23]。

（二）子女教育对老年父母健康的影响是否存在群体异质性？

基于资源稀缺理论，大量研究发现在发达国家（如瑞典）两代人之间严格向上的经济支持并不常见（Fritzell et al.，2005）[24]。但在社会福利有限、没有可靠的公共支持体系的中低收入国家，如亚洲（Giles et al.，2010）[25]、拉丁美洲和非洲（De Neve et al.，2017）[26]，许多60岁或以上的老人依靠子女提供支持，对子女人力资本的投资一定程度上是父母确保晚年生活条件的最有效策略之一，子女教育的作用可能（比富裕地区）更重要（Lundborg et al.，2018[27]；Torssander，2014[28]）。在我国的城乡二元结构下，在孝道和子女有义务为有需要的父母提供帮助的情况下，大多数农村老年人也几乎完全依靠成年子女来获得赡养，子女的教育对老年人的家庭资源以及他们的心理健康特别重要（Lee et al.，2017）[29]，家庭对老年人的支持在农村老年人中的重要性比城镇要大得多（Doan，2014）[30]。但资源强化理论视角下的研究结果却有不同的解释，如有文献认为由于城乡之间义务教育质量上存在差距，农村与城市居民在义务教育与高中教育不同阶段所体现出的健康回报有所不同，接受完更优质义务教育的城镇居民，还可利用其他优质社会资源促进健康，呈现出“马太效应”（胡安宁，2014）[31]。因此，有必要探究子女教育在影响老年父母健康的效应和机制上是否存在差异，这对于制定城乡老年人健康保障政策和采取相关举措具有一定现实意义。

已有文献发现在传统社会性别影响下，子女教育对父亲和母亲健康的影响也可能存在差异。一种观点认为在其他方面处于不利地位的个人更有可能从网络资源中受益（Ross et al.，2006）[32]，女性由于社会经济地位上的性别不平等，通常比男性拥有较少的社会经济资源，经济依赖性更强，这种性别不平等在老一辈人中尤其普遍（Wang，2011）[33]，年迈母亲会更强烈地依赖子女的资源，以确保晚年的生活健康（姜向群等，2013）[34]。因此，子女教育对母亲存活率的影响比父亲更大（Yahirun et al.，2017）[35]。而且，母亲比父亲更有可能继续无偿照顾子女和孙辈，与子女保持着更亲密的接触，促进了与子女间相互支持（Gomes，2007）[36]。从健康行为的性别差异出发则有不同的结论，Yang et al.（2016）[37]发现，男性更有可能从事不健康行为，如过度吸烟和饮酒，促使受过高等教育的子女有更多机会对父亲的健康产生积极影响，子女受过高等教育的父亲（较子女未受过高等教育者）死亡风险更低。国内关于子女教育和父母健康关系的研究也开始考虑“性别”因素，但主要是从子女的性别入手，分析儿女在父母健康促进效应和作用机制上的差异（毛瑛等，2017）[38]。故本文认为有必要专门分析子女教育对老年父亲和母亲健康状况的影响是否存在差异。

三、数据来源、模型设定及样本描述性统计

（一）数据来源

数据来源于中国健康与养老追踪调查数据（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS），一项由北京大学国家发展研究院中国经济研究中心开展的针对45岁以上中老年人及家庭、关于人口研究的大型微观调查数据。该调查自2011年开始实施以来，已经开展过4次全国追踪调查。截至2018年，已覆盖全国28个省，150个县级单位，450个社区（村）单位。至2018年，样本已经覆盖总计1.24万户家庭中的1.9万名受访者，囊括了全面的个人和家庭信息，能够有效评估子女教育对中国老年人健康的影响。本文使用CHARLS 2018年最新数据，通过对数据的整理，得到个体年龄在60～105岁的样本13602个。在分析子女教育对健康的影响及其影响渠道时，使用了CHARLS 2015年的数据匹配子女年龄、户口、民族、性别等人口学变量，最终得到有效样本7606个。

（二）模型设定与变量说明

本文重点在于考察子女教育对老年父母健康的影响，方程如下：

Hi是个体i的健康状况，Edui是其子女受教育水平，Xi是其他控制变量，ui是随机扰动项。健康指标包括客观指标和主观指标。其中，死亡率、人体测量变量、发病率、日常活动能力测量等属于客观指标，个体对自身健康状况的描述评价为主观健康指标。它相对于客观健康指标更简明，且体现了身体健康和心理健康的综合状况，是目前国际上最常用的健康指标之一（乔晓春，2009）[39]。本文将问卷中的自评健康状况进行编码，“很不好为1”“不好为2”“一般为3”“好为4”和“非常好为5”。

Edui表示子女教育①由于单个家庭中子女的数量可能不止一个，一个父亲或母亲的数据可能有几个子女的数据与之对应。教育程度高的子女可能具有更高的社会经济地位和更多的健康知识，对父母健康的影响可能也更大，这有利于更好地识别子女教育与父母健康之间的关系。因此，本文将使用教育程度高的子女样本来检验两者之间的关系。，CHARLS问卷中该变量用1～11的序数来表示，1为文盲；2为未读完小学，但是能读、写；3为私塾；4为小学毕业；5为初中毕业；6为高中毕业；7为职高等毕业；8为大专毕业；9为本科毕业；10为硕士毕业；11为博士毕业。本文将文盲设定为0年的教育水平，将2～4设定为小学及以下，即6年；初中、高中和职高、大专、本科、硕士、博士毕业依次为9年、12年、15年、16年、19年和22年。

分组变量。性别和户籍都为二分类变量，男性为1，女性为0；“非农户口”赋值为1，农业户口为“0”。统一户口和无户口老人仅为个位数，予以删除。

Xi为控制变量，包括年龄、婚姻状态、民族、儿时身体健状况和被调查者受教育水平。年龄根据填报的出生年计算得到，为连续性变量。儿时身体健状况为连续性变量；民族和婚姻状态为二分类变量，汉族为1，其他少数民族为0；“在婚”为1，其他（包括“分居”“离异”和“未婚”）等为0。

其次，根据Baron和Kenny的中介效应检验方法（Baron et al.，1986）[40]，检验子女教育对三个渠道变量的影响：

channeli=α0+α1Edui+Xiγ+ui（2）

channeli渠道变量包括资源转移、健康行为和社会支持三类：①子女教育可通过资源转移改善父母健康状况，本文选取“子女及配偶去年的总收入”代表子女的物质资源转移能力。②子女教育可通过鼓励健康行为、形成健康习惯来改善父母健康状况。已有文献证实健康行为差异是健康结果差异的主要原因，其中受教育程度较高者规律运动的可能性更高（Cutler et al.，2010）[41]，酗酒和吸烟的概率分别只占受教育程度较低者的一半和三分之一（Mokdad et al.，2000）[42]，发生睡眠障碍的风险较低（蔡圆等，2020）[43]，参与休闲活动的可能性更高（王莉莉，2011）[44]。基于文献基础和数据的可获得性，本文选取“是否吸烟”“是否饮酒”“睡眠时长”“是否运动”以及是否参与“休闲活动”代表健康行为。③子女教育可通过提高社会支持改善父母健康状况，本文选取“与子女见面的频率”来代替，通过“多长时间与子女见面？”获得。

最后，本文借鉴有关学者的做法（程令国等，2014）[45]，在方程（1）中逐步添加“渠道变量”，重新估计下述方程：

在方程（1）中逐步添加渠道变量能够识别子女教育影响老年人健康状况的具体机制。本文参考已有研究（李荣彬，2020）[46]的做法，视方程（1）中的α1为子女教育对老年人健康状况的综合影响，方程（3）中的β1为排除了子女教育通过渠道变量而对老年人健康状况产生的影响。因此，1-β1/α1表示子女教育通过渠道变量对老年人健康状况的影响占综合效应的比重。

（三）样本基本情况描述

本文的因变量为老年父母的自评健康，问题为“你认为自己身体的健康状况如何”，调查问卷将回答分为五类情况：“非常健康”“很健康”“比较健康”“一般”和“不健康”。本文样本为60岁及以上老龄群体，在五个分类中占比依次为9.60%、11.27%、47.42%、24.65%和7.06%，呈现出“中间大、两头尖的橄榄形”分布。整体上，我国老年人的健康状况自我评价平均在“一般”以下。子女受教育年限均值约为11年，总体上高于父母的7年。

表1 变量描述统计结果

四、研究结果

（一）子女教育与老年父母健康关系的描述统计

从图1可知，随着子女平均受教育年限增加，老年父母健康状况呈波动上升趋势。子女受教育年限为16年（大学本科）以下的老年父母，健康状况都在“一般”以下；子女受教育年限为16年及以上的老年父母，健康状况都在“一般”以上。整体来看，子女受教育水平与老年父母健康状况呈现出正相关关系。从图1还可发现，子女受教育年限为9年的老年父母所占比例最高（为35.4%），其后依次为12年、6年、16年、15年、19年、22年和0年。这说明得益于我国的9年义务教育政策，有高于三分之一的子女完成了9年义务教育，受教育程度在本专科学历的子女也达到了近24%，说明父母普遍重视子女教育，奠定了本文研究子女教育对父母健康影响的现实价值。

（二）基准回归和工具变量检验

基准回归。为检验子女教育与老年父母健康状况之间的函数关系是否成立、其关系强度如何，以及是否还有其他重要因素也对老年父母健康产生显著影响，本文采用多元回归方法进行分析验证。被解释变量“个人自评健康状况”为有序多分类变量，故本文主要采用有序响应模型（Logit模型）①下文表格中的回归系数表示当控制其他变量取值不变时，Xi取值每单位量的增加对健康状况提升的几率（OR=的影响，若OR＞1，说明该变量增大时，健康状况提升的可能性更大。完成运算。

表2中模型（5）显示，子女教育对老年父母健康状况存在显著正向影响，子女受教育年限每提高1年，老年父母健康状况改善的可能性提高4.28%。从控制变量的影响来看，除了婚姻状态和民族对老年父母健康状况的影响不显著性外，其他变量，包括年龄、性别、户口、儿时健康状况、老年父母自身受教育水平的系数和OR值都通过了显著性检验。其中，儿时健康状况、自身受教育年限都对老年父母健康状况产生显著积极影响，年龄则相反。男性和城镇户口老年父母的健康改善的可能性显著高于女性和农村老年父母。

工具变量检验。由于子女受教育程度是个人努力、先天能力、家庭背景、社会环境等诸多因素共同作用的结果，其中一些因素对父母的健康状况也会产生影响，故难免会有遗漏变量导致内生性问题；而且，父母的健康状况很大程度上也影响着家庭社会经济地位，与子女教育水平之间存在反向因果关系。为解决以上内生性问题，本文在模型中已纳入老年父母的“儿时健康状况”“自身受教育水平”等变量来控制内生性问题。但使用工具变量法进一步检验模型的内生性仍有必要。

工具变量需满足与内生变量高度相关且与误差项不相关的条件。由于配偶的工作层次与个体的教育水平相关，而且配偶的工作具有较强的外生性，与个体老年父母的健康状况之间不相关。因此，本文选取“子女配偶的工作”作为工具变量。从表2的分析结果可知：（1）子女配偶工作与内生变量子女教育高度正相关（见表2的模型1和模型2）；（2）内生变量子女教育对老年父母健康的影响显著，模型4中工具变量子女配偶工作的系数相对模型3中的系数变小，且不显著，说明配偶工作作为子女受教育水平的工具变量满足外生性要求。以上结果说明，本文已较好地处理了内生性问题，基准回归的估计结果（表2的模型5）是可信的。

（三）子女教育对老年父母健康影响的异质性分析

为检验子女受教育水平对老年父母健康的影响效应是否会因另一个自变量，如户口和性别的取值不同而有所不同，本文设置交互项来判断变量之间的关系。从表2中（模型6和模型7）交互项的系数及or值可知，子女受教育年限对老年父母健康状况的影响不因老年父母的城乡差异和性别差异而不同。据此，本文在分析子女教育影响老年父母健康的渠道上将不再考察城乡和性别异质性问题。

一般认为，我国大多数城镇居民退休后享受养老金、职业养恤金等，农村的新农村养老金计划则因保障受益率低，充分性广受质疑（Guo，2014）[47]。因此，资源相对紧缺的农村老年人理应对子女的依赖性更强，子女教育水平发挥作用的空间更大。但本文的分析结果显然不符合资源稀缺理论的假设，也未能验证资源强化理论的观点，即子女教育对老年父母健康的积极影响不因父母户籍的城乡差异而不同。可能的解释是：目前，农村老年人健康资源短缺、医疗基础设施滞后仍是政策需重点关注的领域。同时，我国人口基数大、人口老龄化速度快，城镇健康资源也还未能达到满足老龄群体健康需求的程度，健康资源的优势累积效应并不显著。说明有必要继续统筹城乡发展，积极拓宽健康资源供给渠道，扩大健康资源覆盖面。

在传统社会性别理论视角下，老年母亲较父亲在社会资源占有上的劣势会导致其更依赖子女，子女的教育水平对老年母亲健康的影响应该更大；从健康行为习惯的改善上来看，老年父亲显然比母亲更可能养成吸烟、饮酒等不良生活习惯，子女通过改善父亲的健康行为产生的健康促进效应则理应高于母亲，子女的教育水平对老年父亲健康的影响应该更大。但本文的分析结果未能验证其中任何一种观点，可能的解释是在社会保障尚未健全、老龄化趋势不断加深的背景下，家庭养老模式仍然是我国主要的支持方式，老年夫妻双方往往共享家庭健康资源，子女对老年父母双方的支持也具有一致性（Torssander，2013）[48]。

（四）机制分析：子女教育对老年父母健康影响的渠道分析和效应分解

上文已证实提高子女教育水平对改善老年父母健康状况具有显著效果。那么子女教育与老年父母健康之间是如何通过渠道变量产生关联的？渠道变量在解释子女教育与老年父母健康状况关系中的相对重要性如何？如前文所述，1-β^α^为增加相应的渠道变量后，子女教育拟合系数的下降幅度，也就是该渠道变量在解释子女教育对老年父母健康影响中所占的比重。

子女教育对哪些渠道变量产生影响？根据前文模型设定部分的方程（2）对子女教育与渠道变量的关系进行回归分析（表3），结果表明子女受教育水平对其家庭收入和老年父母健康行为具有显著影响。子女受教育水平提高，自身的家庭经济收入显著增长，同时，有助于父母形成运动和休闲习惯，但也提高了父母饮酒频率。具体来看，子女受教育年限每增加1年，收入提升的可能性提高18.9%，同时，参加体育运动和休闲活动的可能性分别提升3.58%和4.88%，但饮酒频率提高的可能性也提升了2.1%。由于仅有以饮酒频率、体育运动及休闲活动表示的父母健康行为习惯和子女收入的系数是显著的，子女教育对老年父母是否吸烟及其与子女见面频率的影响都不显著，因此在下文的渠道效应分解中，我们仅加入这4个系数显著的变量进行分析。综上可知，子女教育未能通过以“与子女见面频率”为代表的社会支持渠道对老年父母的健康产生影响，可能说明子女教育水平提高，异乡（或异国）求学或分配到职场上的时间精力更多，借助现代化信息技术进行沟通的可能性也很高，从而导致子女教育及其与父母见面频率之间的关联性消失。

表3 子女教育对渠道变量影响的回归分析

渠道变量对老年父母健康具有何种影响？从表4模型1可知，子女收入提高，老年父母健康状况改善的可能性显著提升8.20%。从模型2可知，有规律地参与体育运动和休闲活动，健康状况改善的可能性比不参与以上活动的老年人分别高66.1%和16.8%。上个月饮酒频率不高于1次和饮酒频率高于1次的老年父母，健康状况提升的可能性比从不饮酒者分别高出26.2%和66.3%。模型3中同时纳入了两条渠道变量，子女家庭收入和健康行为对老年父母健康仍具有显著影响。这里需要注意的是子女家庭收入提高、养成运动和休闲行为习惯对老年父母健康的积极影响都符合我们的预期。但饮酒频率的健康促进效应引人专注，可能的解释是本文关于饮酒问题的选项为在过去一年里，饮酒“一月至少一次”“一月不到一次”和“从来不喝”，饮酒频率最高者也处于适度饮酒范围。国外曾有研究证实饮酒和健康不良之间存在一种U形关系，较戒酒（或从不饮酒者）者和酗酒者，适度饮酒者患冠心病、中风、高血压的风险更低，死亡率更低（Stampfer et al.，1988[49]；Gaziano et al.，1993[50]）。在中国的传统酒文化里，有“小酌怡情”的说法，适量饮酒具有促进中国老年人人际交流、抒发情感、结交朋友等积极情绪体验，从而有利于提升健康感知。

效应分解。模型3同时纳入了子女家庭收入和健康行为渠道变量，子女教育对老年父母健康状况的估计系数由表2（模型5）中的0.0418下降到0.0281，根据效应分解公式计算得知，渠道变量解释了子女教育对老年父母健康影响的33.89%①需要指出的是，同时纳入两条渠道变量所解释的教育对健康作用的比例（33.89%）与这两类渠道变量各自解释比重的简单相加如27.78%+9.78%=37.56%并不一致，因为这两类变量并非完全独立的，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。。分渠道来看，表4中模型1是在表2模型5中加入了子女的家庭收入变量，子女教育对老年人健康状况的估计系数从0.0418下降到0.0303，子女教育通过提高家庭收入在一定程度上能够解释老年父母健康的综合效益，解释比例为27.78%；同理，子女教育通过改善父母健康行为习惯，解释了老年父母健康效益的9.78%。

表4 子女教育对老年父母健康影响的渠道分析和效应分解

综上结果表明，子女教育主要通过提高家庭收入，放松老年父母的预算约束来改善老年父母的健康状况；其后为优化老年父母的健康行为，包括参加体育活动、休闲活动和适量的“小酌怡情”来提升健康状况。这一结果符合我们的预期，因为社会养老在我国还处于初级发展阶段，公共为老健康设施建设尚不健全，通过家庭提供养老支持不仅具有根深蒂固的传统，也受到《宪法》《婚姻法》及《老年人权益保障法》的授权和推动（Lietal.，2017）[51]。因此，子女家庭经济水平很大程度上决定着子女能为老年父母提供的健康资源水平。

五、结论与讨论

本文在已有文献的基础上证实父母为子女提供教育资源，待子女成人后可通过多种渠道对老年父母的健康产生“反哺”效应。主要有以下发现：

其一，基准回归结果显示子女受教育年限显著影响老年父母健康状况，子女受教育年限增长1年，老年父母健康状况改善的可能性提高4.28%。考虑到可能存在的内生性问题，选择子女配偶的工作作为工具变量进行处理后，证明基准回归结果可靠。建构子女受教育水平与户口和性别的交互项进行异质性分析发现，子女受教育水平对老年父母健康的影响不存在城乡和性别差异。

其二，对可能的影响机制进行分析发现，子女受教育年限只对其家庭收入和父母的部分健康行为习惯，包括适度饮酒、参加运动和休闲活动产生显著影响，对其与老年父母的见面频率影响不显著。进一步分析渠道变量对老年父母健康的影响发现，提高子女家庭收入、养成参与运动和休闲活动的行为习惯，老年父母健康状况改善的可能性都显著提高。需要注意的是，较从不饮酒者，适度饮酒的老年父母健康状况提升的可能性也更高。对以上渠道变量的影响效应进行分解计算发现子女受教育水平主要通过提高自身家庭收入，提高资源转移能力，放松老年父母所面临的预算约束来提高健康状态。同时，子女受教育水平通过改善老年父母的部分健康行为习惯，也在一定程度上增加了健康提升的可能性。

上述结论对促进老年父母健康有以下启示：1.鉴于投资子女教育可显著提高老年父母健康状况，建议继续弘扬父母重视子女教育的传统。同时，增加教育投资，继续提高我国各级各类教育的就学率及教育质量，充分发挥教育的代际支持效应，提高个体及家庭成员的健康；2.由于子女教育在改善老年父母健康的机制上主要通过物质资源转移和优化健康行为来实现。因此有必要采取以下措施：一方面，践行和落实国家的积极老龄化战略，拓宽社会养老、助老、爱老、敬老等为老服务资源获取渠道，分担家庭代际支持负担。优化和改革养老保障制度，切实提高老年群体晚年在物质上的自我支持能力；另一方面，有必要推行全生命周期的健康教育，加强健康知识宣传、健康行为引导，践行和落实“健康中国”战略。