崔鑫妍 王琳 于愛華 劉華

（1.南京農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210095；2.南京曉莊學院 新聞傳播學院，江蘇 南京 210017；3.江蘇沿海地區(qū)農(nóng)業(yè)科學研究所，江蘇 鹽城 224002）

1 引言

隨著生育率的下降及預期壽命的提高，中國人口老齡化問題日益嚴重，據(jù)第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，中國60歲及以上人口為26402萬人，占18.70%，與2010年相比上升5.44%。從城鄉(xiāng)分布看，中國人口老齡化呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)倒置的現(xiàn)象[1]，農(nóng)村人口老齡化問題尤為突出[2]。健康老齡化是緩解人口老齡化壓力的關鍵[3]，關乎著社會的和諧穩(wěn)定與可持續(xù)發(fā)展，政府和社會也以促進健康老齡化作為長期的發(fā)展戰(zhàn)略[4]。養(yǎng)老方式的選擇關系著老年人生理和心理的健康狀況。國家雖然大力倡導社會養(yǎng)老，但家庭養(yǎng)老仍是中國當前主要的養(yǎng)老方式[5]，尤其在廣大的農(nóng)村地區(qū)。

子女作為家庭養(yǎng)老的主要責任者，其自身狀況對老年人的健康產(chǎn)生一定的影響。其中，子女教育水平帶來的影響越來越被學界所關注，大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)其對老年人的健康存在積極影響[6-8]。然而，當前文獻在討論子女教育時往往將兒子和女兒的受教育水平合并分析，不加以區(qū)分。現(xiàn)實中，兒子和女兒的受教育水平由于性別的差異，對老年人健康的影響可能存在差異性，當前研究的普遍做法可能會造成有偏的結論。本文將子女教育細分為兒子教育和女兒教育，以期識別兩者對老年人健康影響的差異性。同時，相關文獻在衡量老年人的健康方面往往采用自評健康、軀體健康、精神健康等單一維度，缺乏對老年人健康狀況全面且系統(tǒng)的評價。本文引入世界衛(wèi)生組織提出的“健康相關生命質(zhì)量”這一概念，主要涵蓋軀體健康、精神健康、角色功能等多個維度的生存狀態(tài)，并通過量表系統(tǒng)且客觀地評價老年人的健康狀況，具有較好的公信度。

更為重要的是，兒子和女兒教育為什么在對老年人健康的影響上存在差異？對此，有必要探究子女教育對老年人健康的作用路徑。當前學界雖然開展了包括經(jīng)濟支持[9]、精神慰藉[10]、行為養(yǎng)成[11]等相關討論，但是多為單獨識別某一路徑，即使涉及多個路徑，也尚未形成統(tǒng)一的分析框架，對影響路徑的研究難免存在遺漏的可能，且缺乏區(qū)分兒子和女兒提供代際支持的差異性路徑識別分析。然而，兒子和女兒提供的各類代際支持的側(cè)重點可能存在差異性，如果不加以區(qū)分地討論，勢必會影響到作用路徑的識別結果。本文重點聚焦于子女對老年人的代際支持，基于費孝通“反饋論”，將代際支持分為經(jīng)濟支持、情感支持和照料支持；鑒于中國的傳統(tǒng)文化，當前社會普遍存在老人與子女同住的情況，這種方式不同于傳統(tǒng)意義上的代際支持，本文亦將同住加入到影響路徑的探討中，試圖更為全面地分別考量兒子和女兒教育對老年人健康影響的作用路徑。

隨著中國社會保障體系的不斷健全，社會養(yǎng)老日益發(fā)展，當前學界在子女教育對老年人健康影響的延伸討論很少關注社會保障政策這一家庭外部因素的干預作用，也忽略了親子關系這一家庭內(nèi)部因素的影響。客觀識別這些內(nèi)外部因素的干預作用，有利于更好地理解子女教育對農(nóng)村老年人健康的影響。因此，本文試圖進一步討論農(nóng)村社會保障政策（包括新農(nóng)保、新農(nóng)合）是否會干預子女教育對老年人健康的影響？同時，探究家庭內(nèi)部親子關系在子女教育與老人健康這兩者間的作用。

基于以上背景和研究問題，本文利用2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查，以下簡稱CHARLS）的數(shù)據(jù)，構建健康相關生命質(zhì)量指標，實證考察兒子教育和女兒教育對農(nóng)村老年人健康的影響，并通過中介效應檢驗分別識別兒子教育和女兒教育的影響機制，進一步探討農(nóng)村社會保障政策及家庭親子關系對子女教育與農(nóng)村老年人健康之間關系的干預作用。

2 分析框架與研究假說

本文基于Grossman的健康需求理論及代際支持的相關理論，并結合已有文獻，提出如下分析框架（詳見圖1）。學界探討了教育影響健康的正外部性，認為家庭中其他成員的教育同樣可以改善個體健康。子女作為家庭中極為重要的一份子，其教育水平理論上會影響到家中老年人的健康水平[12]。同時，由于兒子和女兒先天在生理和心理上有所不同，使得其所受教育產(chǎn)生的正外部性也存在一定的差異，從而可能會對家中老年人的健康水平產(chǎn)生不一樣的作用。因此，本文提出研究假說1:子女教育對農(nóng)村老年人的健康具有正向影響，其中兒子與女兒教育的影響維度和大小存在差異。

圖1 分析框架

在研究假說1的基礎上，進一步探究子女教育對老年人健康的影響路徑，其中代際支持是重點。當前學界針對各種代際支持帶來的影響開展了豐富的研究，證實子女對老人的經(jīng)濟支持放松了老年人的經(jīng)濟約束，有助于提高他們的健康水平[13]，照料支持及情感支持則會改善老年人的抑郁程度，改善其精神健康[14]。同時，由于中國社會存在與子女同住的現(xiàn)象，因此同住模式也是代際支持關系需要考慮的內(nèi)容，學界也證實與子女同住的老年人生活質(zhì)量和主觀幸福感會更高[15]。此外，兒子和女兒生理和心理的差異會給予其不同的代際支持優(yōu)勢[16]，男性一定程度上比女性擁有更加廣闊的就業(yè)空間，因此提供經(jīng)濟支持的可能性更高，傳統(tǒng)性別制度又會使得兒子更會和父母同住；女性則擁有更加細膩的情感，更容易體察到父母的行為及情緒的變化，因此在情感支持上更具優(yōu)勢。同時，子女教育水平的提高會進一步強化兒子和女兒贍養(yǎng)老人的責任意識并放大自身相應的代際支持優(yōu)勢，從而改善老年人的健康水平。因此，本文提出研究假說2:兒子教育主要通過經(jīng)濟支持、同住模式的作用路徑影響農(nóng)村老年人健康，而女兒主要通過情感支持的作用路徑影響農(nóng)村老年人健康。

另外，本文還試圖探討家庭內(nèi)外部因素對子女教育與老年人健康之間關系的影響。外部因素方面，新農(nóng)保主要通過降低老年人勞動供給強度[17]，提高醫(yī)療服務利用[18]，放松對子女的經(jīng)濟依附關系[19]，改善家庭內(nèi)部關系[20]等方式提升老年人的生活滿意度和健康水平。新農(nóng)合則顯著降低農(nóng)村老年人的醫(yī)療支出，增進老年人預防性衛(wèi)生保健服務，從而促進身心健康的改善[21]。當前文獻大多證實農(nóng)村社會保障雖然對子女的經(jīng)濟支持產(chǎn)生一定的擠出效應，但改善了家庭關系，增加了子女在情感和照料上的代際支持，整體上與家庭養(yǎng)老往往形成互補關系[22]。因此，農(nóng)村社會保障政策從理論上會干預子女教育與老年人之間的關系，使得子女教育帶來更大的邊際效應。內(nèi)部因素方面，中國常言道“家和萬事興”，融洽的親子關系意味著更加良性的代際互動，從而使得子女教育帶來的外部效應更加明顯。因此，親子關系理論上同樣起著干預作用，良性的親子關系會促進子女教育對老年人健康的積極影響。因此，本文提出研究假說3:家庭外部因素（農(nóng)村社會保障政策）及家庭內(nèi)部因素（親子關系）會對子女教育與農(nóng)村老年人健康的關系產(chǎn)生干預作用。

3 數(shù)據(jù)、變量與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來源于CHARLS。至2018年全國追訪完成時，其樣本已覆蓋總計1.24萬戶家庭中的1.9萬名受訪者。鑒于本文的研究主體是老年人，參考國際規(guī)定，選取年齡在60歲及以上的樣本；其次，依據(jù)戶口所在地為農(nóng)村，進一步篩選、獲得農(nóng)村樣本；此外，本文重點研究子女教育帶來的影響，因此選取有子女的樣本進行研究；最后，剔除遺漏關鍵變量（如子女教育變量、老年人健康相關指標變量等）的樣本，最終得到有效樣本，共計2242個。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

為更加全面、系統(tǒng)地衡量農(nóng)村老年人的健康，本文引入健康相關生命質(zhì)量的概念，它最早是由世界衛(wèi)生組織提出，包括軀體健康、精神健康、角色功能等多個維度。在具體量表的選擇上，本文采用歐洲五維健康量表（EQ-5D）對農(nóng)村老年人的健康相關生命質(zhì)量進行衡量，這是目前國際上在健康相關生命質(zhì)量研究中應用最廣的通用量表之一[23]。該健康量表包含問卷及效用積分換算表，主要從五大維度衡量健康相關生命質(zhì)量，具體包括行動能力、自我照顧、日?；顒?、疼痛或不舒服、焦慮或抑郁，由于原有的EQ-5D量表每個維度只對應一個問題，很難通過這些維度進行深入分析，因此本文借鑒其他研究，將CHARLS的問卷內(nèi)容進一步擴展EQ-5D五大維度的內(nèi)涵（見表1）[24]。每個維度根據(jù)健康問題嚴重性分為三個水平:水平1代表沒有問題，水平2代表有中度問題，水平3代表有嚴重問題，本文將CHARLS問卷中對應擴充問題的選項進行合并，進而構成3個選項與之對應。

表 1 EQ-5D問卷擴充及效用積分換算表

效用積分換算表方面，本文采用中國的效用值積分換算表（見表1）[25]。換算公式為總得分=1-（常數(shù)項+行動能力得分+自我照顧能力得分+日常活動能力得分+疼痛或不舒服得分+焦慮或抑郁得分+調(diào)整項）②公式中常數(shù)項為0.039，調(diào)整項在任一維度的得分等于該維度水平3的系數(shù)時為0.022，否則為0。各維度得分計算過程見表格注釋。。各個維度得分由擴充后的問題賦值換算后取平均值。其中，各維度得分越高，代表相應維度的健康狀況越差；總得分越高，代表健康相關生命質(zhì)量整體水平越高。

3.2.2 核心解釋變量

本文的核心解釋變量為兒子教育和女兒教育，采用子女的受教育年限表示。由于農(nóng)村老年人普遍存在擁有不止一個子女的情況，本文參考學界普遍做法[10-11]，采用家中子女的最大受教育水平來衡量，對兒子教育和女兒教育均采用這種處理辦法。

3.2.3 中介變量

本文的中介變量為子女的代際支持，與核心解釋變量一一對應，具體指最大受教育水平的子女提供的代際支持。本文對不同住子女的中介變量分別涉及經(jīng)濟支持、情感支持和照料支持這三方面。其中，經(jīng)濟支持由過去一年該子女提供的金錢總數(shù)和物品總價值來表示，并進行取對數(shù)處理。情感支持由與該子女通過電話、短信、信件或電子郵件聯(lián)系來表示，模型中用相應頻率轉(zhuǎn)換成一年之內(nèi)的聯(lián)系次數(shù)來度量。照料支持為避免與被解釋變量構成內(nèi)生性，選取該子女是否居住在附近作為代理變量[26]。針對同住子女，中介變量為同住模式，即是否與子女同住。

3.2.4 控制變量

控制變量主要是子女數(shù)量、農(nóng)村老年人的個體特征，包括性別、受教育年限、年齡、有無同住配偶、有無飲酒或吸煙行為、家庭流動資產(chǎn)。考慮到家庭背景、遺傳因素的影響，加入樣本15歲時的健康狀況予以控制。此外，鑒于各地經(jīng)濟及文化的差異，對地區(qū)進行控制。

3.2.5 描述性分析

如表2所示，農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量總得分最大值為0.961，最小值為0.057，說明農(nóng)村老年人之間健康差異較大。核心解釋變量上，兒子平均受教育年限高于女兒平均受教育年限。中介變量中兒子與女兒提供的代際支持差異較大，兒子與老年人同住的情況更多。

3.3 模型設定

3.3.1 基礎回歸模型

為檢驗子女教育對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量的影響，本文構建以下基礎回歸模型:

其中，EQi為農(nóng)村老年人健康總得分或各個維度健康，EDUM為兒子教育，EDUF為女兒教育，βM、βF衡量的是兒子教育和女兒教育分別對健康相關生命質(zhì)量或各個維度健康的影響，Xi表示控制變量，δi為地區(qū)固定效應，μi為隨機擾動項。

表 2 變量定義及描述性分析

3.3.2 中介效應模型

為進一步考察代際支持在兒子教育和女兒教育對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量中的中介效應，本文借鑒學界常用的方法和步驟[27]，分析經(jīng)濟支持、情感支持、照料支持、同住模式在影響路徑中的中介效應，具體構建如下回歸方程:

在（2）-（4）式中，EQ為農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量或各個維度健康，EDU為兒子或女兒的受教育年限，SUPPORTi為第i個代際支持中介變量，X為控制變量，e1、e2、e3為隨機擾動項。（2）式中的c表示兒子或女兒受教育年限對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量影響的總效應。（3）式中的ai為兒子或女兒受教育年限對相應第i個代際支持中介變量的影響效應。（4）式中的c’是在控制代際支持的影響后，兒子或女兒受教育年限對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量影響的直接效應；bi是在控制兒子或女兒受教育年限后，第i個代際支持中介變量對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量的影響效應。

依次檢驗的過程包括:第一步，檢驗兒子或女兒受教育年限對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量影響的總效應c是否顯著，如不顯著則無需進一步檢驗，如顯著進入第二步。第二步，依次檢驗兒子或女兒受教育年限對相應第i個代際支持中介變量的影響效應ai、第i個代際支持中介變量對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量的影響效應bi是否顯著，如兩者均顯著，則間接效應顯著，跳至第四步檢驗；如兩者至少有一個不顯著則進入第三步檢驗。第三步，采用bootstrap方法檢驗間接效應是否顯著，如顯著則進入第四步檢驗，如不顯著表示不存在中介效應，則停止分析。第四步，比較aibi與c’的符號，如同號則說明存在中介效應，如異號則說明存在遮掩效應。

3.3.3 干預作用識別模型

為識別農(nóng)村社會保障政策和親子關系在兒子教育、女兒教育對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量影響中的干預作用，本文構建子女教育與家庭內(nèi)外部因素的交互項，具體的回歸模型為:

（5）式和（6）式用于識別農(nóng)村社會保障政策中新農(nóng)保和新農(nóng)合的干預作用，其中NONGBAO、NONGHE分別指是否有新農(nóng)保、是否有新農(nóng)合，均為0-1變量，實證中重點關注系數(shù)α3和β3。（7）式用于識別親子關系的干預作用，親子關系選取老年人對子女的滿意度來衡量，其中SATIS為是否對子女滿意，同樣為0-1變量，重點關注系數(shù)γ3。

4 實證結果分析

4.1 不同性別子代教育對農(nóng)村老年人健康的影響

表3匯報了兒子教育和女兒教育對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量及其各維度影響的回歸結果。結果發(fā)現(xiàn)，在總得分方面，兒子教育和女兒教育均對其具有正向促進作用，但并不顯著。通過系數(shù)比較可知，相較于女兒教育，兒子教育的影響力度更大。從各個維度的健康來看，雖然兒子教育和女兒教育基本對各個維度的健康具有改善作用，但發(fā)揮作用的側(cè)重點存在差異。兒子教育對自我照顧能力的改善作用大于女兒教育，且在5%的置信水平上顯著。此外，兒子教育在日?；顒幽芰?、疼痛或不舒服的改善作用也更大，但均不顯著。相較而言，女兒教育的改善作用主要表現(xiàn)在老年人的行動能力和焦慮或抑郁上，且均在10%的置信水平上顯著。同時，在這兩個維度，女兒教育的影響力度也比兒子教育更大。較好地驗證了研究假說1的內(nèi)容。

表3 不同性別子代教育對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量影響的回歸結果

4.2 代際支持的中介效應檢驗

4.2.1 代際支持在兒子教育對農(nóng)村老年人健康影響中的中介效應

根據(jù)回歸結果，兒子教育對總得分、自我照顧能力、焦慮或抑郁均具有顯著作用，因此對這三方面繼續(xù)檢驗。兒子教育的提升顯著增加了中介變量中的經(jīng)濟支持和情感支持，減少了照料支持和同住模式（見表4）。在總得分方面，采用bootstrap方法進行1000次抽樣檢驗發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟支持和同住模式的間接效應顯著。進一步比較ab和c'的符號方向，經(jīng)濟支持這一路徑符號相同，因此經(jīng)濟支持具有中介效應；同住模式這一路徑符號相反，因此同住模式具有遮掩效應。在對自我照顧能力的影響路徑檢驗中，通過bootstrap檢驗并比較ab和c'的符號方向，經(jīng)濟支持和情感支持均具有中介效應，且經(jīng)濟支持的中介效應占比（ab/c）明顯高于情感支持；同住模式在5%的置信水平上具有遮掩效應。在對焦慮或抑郁的影響路徑檢驗中，僅同住模式在5%的置信水平上具有遮掩效應。

表 4 代際支持在兒子教育對農(nóng)村老年人健康影響中的中介效應

綜上可知，兒子教育主要是通過經(jīng)濟支持、情感支持帶來促進和改善作用，其中經(jīng)濟支持的中介效應占比最高。原因可能是男性相對于女性，在職場中擁有更多的就業(yè)機會和上升空間，教育水平的提高更強化了他們提供經(jīng)濟支持的優(yōu)勢。在總得分、自我照顧能力、焦慮或抑郁三方面影響路徑的識別中，同住模式均表現(xiàn)為遮掩效應，即控制了與子女同住后，兒子教育對農(nóng)村老年人健康的有利影響會進一步擴大。造成遮掩效應的原因在于兒子教育對同住模式是顯著的負向作用。這種負向作用可能是因為兒子教育的提升促使其流向人力資本回報率更高的地區(qū)工作和生活，進而導致與父母分隔兩地；同時長時間的求學經(jīng)歷可能會造成與父母不同的生活習慣和作息規(guī)律，使得雙方選擇分開居住來維護彼此的獨立性[28]。

4.2.2 代際支持在女兒教育對農(nóng)村老年人健康影響中的中介效應

根據(jù)回歸結果，女兒教育對行動能力、焦慮或抑郁均具有顯著作用，因此對這兩方面繼續(xù)檢驗。女兒教育的提升顯著增加了經(jīng)濟支持、情感支持和同住模式（見表5）。在對行動能力的影響路徑檢驗中，采用bootstrap抽樣檢驗并比較ab和c'的符號方向，發(fā)現(xiàn)情感支持和同住模式具有顯著的中介效應。其中情感支持的顯著性相對更強且中介效應占比（ab/c）更高，可能是因為女性先天情感更為細膩敏感，生活中更容易捕捉到父母在日常行為上的變化，并及時給予幫助，進而改善老年人的行動能力。值得一提的是，女兒教育的影響過程中，同住模式具有中介效應，不同于兒子教育的影響過程中表現(xiàn)的遮掩效應。原因在于女兒教育對同住模式具有顯著的正向作用，相較于兒子，女兒教育的提升可能并不足以使其遠離家鄉(xiāng)去尋求更多的發(fā)展機會。在焦慮或抑郁的影響路徑檢驗中，采用bootstrap檢驗發(fā)現(xiàn)各路徑均不存在中介效應。

表 5 代際支持在女兒教育對農(nóng)村老年人健康影響中的中介效應

表 6 新農(nóng)保、新農(nóng)合、親子關系干預下子女教育對農(nóng)村老年人健康影響的回歸結果（構建交互項）

以上實證結果部分地驗證了研究假說2的內(nèi)容。在中國傳統(tǒng)觀念的影響下，兒子一般作為家中的“頂梁柱”，提供經(jīng)濟上的主要支持，兒子教育的提升使得其更容易獲得職業(yè)上的晉升及收入的增長，從而增加經(jīng)濟支持的優(yōu)勢，最終影響農(nóng)村老年人的健康。相較而言，女兒一般被稱作父母的“小棉襖”，她們往往在情感支持方面有著先天優(yōu)勢，教育的提升使得她們更具責任意識并善于運用自身優(yōu)勢去履行贍養(yǎng)義務，從而最終影響農(nóng)村老年人的健康。通過以上結果的比較，也發(fā)現(xiàn)同住模式在兒子教育的影響路徑中起遮掩作用，而在女兒教育的影響路徑中具有中介效應。

4.3 進一步的討論

通過基礎回歸結果和中介效應檢驗，本文證實不同性別子代教育均對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量具有積極影響?？紤]到家庭外部因素（農(nóng)村社會保障政策）和內(nèi)部因素（親子關系），本文試圖進一步探究這些因素對子女教育與農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量總得分之間關系的干預作用。

本文的農(nóng)村社會保障政策選用新農(nóng)保和新農(nóng)合這兩項，親子關系則選取是否對子女滿意來衡量，分別構建兒子教育、女兒教育與之的交互項帶入回歸方程，重點識別交互項的顯著性情況。如表6所示，上述交互項均不顯著，可能的原因是:當前新農(nóng)保和新農(nóng)合已經(jīng)實現(xiàn)了大面積普及，樣本中的參保率分別達到83.10%和93.76%③樣本中擁有新農(nóng)保的共計1863人，擁有新農(nóng)合的共計2102人。，因此大多數(shù)農(nóng)村老年人在新農(nóng)保、新農(nóng)合的差異較?。粯颖局懈哌_93.84%④樣本中對子女滿意的共計2102人，回答該問題的共計2240人。的農(nóng)村老年人對子女持滿意態(tài)度，因此樣本在親子關系上的差異也很難捕捉。進一步觀察發(fā)現(xiàn)，交互項的系數(shù)均為正，意味著隨著子女教育的增加，有新農(nóng)保與新農(nóng)合、對子女滿意的農(nóng)村老年人健康狀況會更好。

與此同時，本文利用分樣本數(shù)據(jù)識別農(nóng)村社會保障政策和親子關系的干預作用。對于有新農(nóng)保的老年人，兒子教育在10%的置信水平上顯著提高老年人的健康總得分，而對那些沒有新農(nóng)保的老年人的作用則并不顯著（見表7）。對于有新農(nóng)合的老年人，兒子教育和女兒教育均正向影響老年人的健康，然而對那些沒有新農(nóng)保的老年人則是負向影響。可能的原因是沒有新農(nóng)合的老年人對子女的依附關系可能更強，子女教育程度越高，更可能存在與父母分隔兩地的情況，這樣反而不利于照料老人，從而老年人的健康狀況可能更不好。在親子關系上，對不滿意子女的農(nóng)村老年人而言，兒子教育甚至對其健康總得分具有負向影響，而在女兒教育上則沒有這種現(xiàn)象。至此，一定程度上研究假說3得以基本證實。

表 7 新農(nóng)保、新農(nóng)合、親子關系干預下子女教育對農(nóng)村老年人健康影響的回歸結果（分樣本回歸）

5 結論與討論

本文基于2018年CHARLS數(shù)據(jù)，系統(tǒng)地構建健康相關生命質(zhì)量指標，分別考察不同性別子代教育對農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量及各維度健康的影響并比較影響的差異性；本文重點聚焦于代際支持，并將其分為四種類型，通過中介效應檢驗識別不同性別子代教育對老年人健康影響的作用路徑。此外，本文進一步探討了家庭外部因素（農(nóng)村社會保障政策）及內(nèi)部因素（親子關系）對子女教育與農(nóng)村老年人健康相關生命質(zhì)量之間關系的干預作用。主要研究結論如下:

（1）子女教育對農(nóng)村老年人的健康相關生命質(zhì)量基本均具有有利影響，但是不同性別子代教育的影響維度和大小存在差異?？偟梅址矫妫瑹o論是兒子教育還是女兒教育均具有正向影響，但兒子教育的影響力度更大。各維度健康方面，兒子教育對老年人自我照顧能力的積極作用更加顯著，且大于女兒教育的影響力度。女兒教育則顯著改善農(nóng)村老年人的行動能力、焦慮或抑郁，且均大于兒子教育的改善力度。

（2）兒子教育和女兒教育的影響路徑存在差異，兒子教育主要通過經(jīng)濟支持這一路徑發(fā)揮作用，而女兒主要通過情感支持這一路徑發(fā)揮作用。通過中介效應檢驗兒子教育的影響路徑發(fā)現(xiàn):在總得分方面，經(jīng)濟支持具有中介效應，而同住模式則具有遮掩效應；在自我照顧能力方面，同住模式具有遮掩效應，經(jīng)濟支持和情感支持均具有中介效應，且經(jīng)濟支持的中介效應占比更高；在焦慮或抑郁方面，僅同住模式具有遮掩效應。檢驗女兒教育的影響路徑發(fā)現(xiàn):在行動能力方面，情感支持和同住模式均具有中介效應，其中情感支持的中介效應占比更高；在焦慮或抑郁方面，代際支持均不具有中介效應。

（3）家庭外部因素（農(nóng)村社會保障政策）及家庭內(nèi)部因素（親子關系）一定程度上會對子女教育與農(nóng)村老年人健康之間的關系產(chǎn)生干預作用。由于樣本在這兩大因素上的差異較小，構建交互項的回歸結果并不顯著。通過分樣本分析發(fā)現(xiàn)，對于有新農(nóng)保和新農(nóng)合、親子關系更好的老年人，無論是兒子教育還是女兒教育都會提高老年人的健康總得分，其中兒子教育對有新農(nóng)保、有新農(nóng)合的老年人的健康均具有顯著地促進作用。

基于此，本文建議:（1）增加教育投入，重視子女教育。政府要出臺更多教育相關政策，減輕農(nóng)村家庭的教育壓力，充分保障義務教育并增加高等教育的可及性，同時也要注重公共教育和技能培訓。家庭要形成正確的教育觀念，平等對待兒子和女兒的教育問題，尤其是當前部分農(nóng)村地區(qū)忽視女兒教育的情況下，更要重視并加大女兒的教育投入。（2）加強代際關系，優(yōu)化家庭分工。本文證實代際支持具有中介效應，因此要引導子女更樂意、更有針對性地提供代際支持。政府通過設計探親假、高齡照護假等方式方便子女履行贍養(yǎng)和探望義務。家庭要逐步建立男女平等的規(guī)范，促使優(yōu)化家庭養(yǎng)老分工，使得兒子和女兒都能發(fā)揮其比較優(yōu)勢。（3）普及保障政策，發(fā)揮干預職能。有必要繼續(xù)加強農(nóng)村社會保障制度建設，盡早實現(xiàn)農(nóng)村醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險的全面覆蓋，并不斷優(yōu)化各類社會保障政策的服務功能，引導農(nóng)村老年人享受政策福利。（4）營造良好氛圍，崇尚敬老愛老。良好的親子關系有利于放大子女教育的正向效應，因此弘揚敬老愛老的傳統(tǒng)美德，提倡“?；丶铱纯础?，給予老年人更多的陪伴，建立良好的親子關系，營造祥和共榮的社會風尚。

需要說明的是:本文在同住模式的中介效應檢驗中，將同住變量視為一種結果變量，側(cè)重于考察同住在子女教育對老年人健康影響路徑中的作用，忽略了同住的決策過程。然而實際上，同住與否、為何同住、與哪個子女同住是一個較為復雜的動態(tài)過程。本文試圖對農(nóng)村社會保障政策和親子關系的干預作用進行探討，然而由于新農(nóng)保、新農(nóng)合當前已基本普及，加之樣本數(shù)據(jù)中親子關系總體情況較為滿意，造成樣本之間的差異度不顯著，不能充分識別這種干預作用。與此同時，對于老年人的健康而言，社會保障與子女保障之間從理論上有可能存在替代關系，但從現(xiàn)有文獻和本文的研究結論來看，兩者之間更多地表現(xiàn)為互補關系，本文提出一個可能的猜想是:兩者之間的關系可能與資源條件有關，在資源條件約束的情況下更多呈現(xiàn)出替代關系，而在資源條件放松的情況下表現(xiàn)為互補關系。當然這些解釋需要更為豐富的數(shù)據(jù)資料進行更為嚴謹?shù)刈糇C，亦是未來的研究方向。