人力資本代際傳遞：父母教育與兒童健康

王宙翔，劉成奎

(1 同濟(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200092；2 武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院/財(cái)政金融研究中心，湖北 武漢 430072)

1 引言與文獻(xiàn)綜述

兒童健康對(duì)個(gè)體未來健康乃至社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位有著重要影響。中國(guó)俗語(yǔ)所謂的“3歲看大，7歲看老”揭示的就是早期經(jīng)歷對(duì)個(gè)體未來發(fā)展的重要性，現(xiàn)有文獻(xiàn)研究結(jié)果也證實(shí)了兒童階段的經(jīng)歷會(huì)對(duì)一個(gè)人未來的發(fā)展產(chǎn)生重要影響(Conti et al.，2016；Almond et al.，2018)。雖然每個(gè)父母都會(huì)非常關(guān)注兒童健康成長(zhǎng)，但是父母受教育程度的不同也在影響著兒童健康。一般而言，由于教育程度越高的父母能向子女提供更好的生活環(huán)境以及均衡的營(yíng)養(yǎng)，父母教育會(huì)對(duì)兒童健康產(chǎn)生積極影響。然而，公共教育政策、家庭背景和遺傳等“第三個(gè)變量”(third variables)的存在，會(huì)同時(shí)影響父母教育和兒童健康(Chou et al.，2010)，這就使得父母教育對(duì)兒童健康的影響并非一定是因果關(guān)系。

為了識(shí)別父母教育與兒童健康之間的因果效應(yīng)，一些學(xué)者選擇雙胞胎和收養(yǎng)子女樣本進(jìn)行分析。通過對(duì)雙胞胎樣本分析發(fā)現(xiàn)，父親教育對(duì)子女的影響要比母親更為顯著，這一點(diǎn)在多個(gè)國(guó)家得到證實(shí)，例如美國(guó)(Behrmanand Rosenzweig，2002)、丹麥(Bingley et al.，2009)以及北歐國(guó)家(Holmlund et al.，2011)。但是這一結(jié)果并不穩(wěn)健，樣本量的改變對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響較大(Pronzato，2012)。而雙胞胎樣本分析通常假設(shè)，子女健康與他們不可觀測(cè)到的任何內(nèi)在的差異無關(guān)，這會(huì)造成估計(jì)結(jié)果存在偏誤。相比于雙胞胎樣本分析中存在的偏誤，收養(yǎng)子女樣本的研究消除了代際間遺傳效應(yīng)，減小了估計(jì)偏誤(Sacerdote，2007)。但收養(yǎng)子女樣本的研究結(jié)論也有爭(zhēng)議，因?yàn)槿匀淮嬖诓豢捎^測(cè)的因素影響著子女健康，如父母養(yǎng)育能力會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生干擾(Dickson et al.，2016)。

相比于雙胞胎和收養(yǎng)子女樣本的選擇，運(yùn)用公共教育政策作為工具變量來分析父母教育對(duì)子女健康影響的文獻(xiàn)相對(duì)較為豐富。為提高人們教育水平，發(fā)展中國(guó)家實(shí)施了針對(duì)弱勢(shì)群體的公共教育政策，學(xué)者們針對(duì)這些政策的實(shí)施，研究了受政策影響的父母教育水平對(duì)子女健康的影響。例如，印度尼西亞的大規(guī)模小學(xué)校舍建設(shè)計(jì)劃(Breierova and Duflo，2004)、尼日利亞和烏干達(dá)的小學(xué)學(xué)費(fèi)減免計(jì)劃(Osili and Long，2008；Keats，2018)、津巴布韋的中學(xué)擴(kuò)招計(jì)劃(Grépina and Bharadwaj，2015)和土耳其的義務(wù)教育法的實(shí)施(?zer et al.，2017)，都顯著增加父母的受教育機(jī)會(huì)，提高父母的教育水平，從而推遲父母結(jié)婚和生育年齡，提高幼兒的疫苗接種率，改善子女營(yíng)養(yǎng)狀況，增加子女出生體重，減少嬰兒死亡率。然而，父母教育對(duì)子女健康的影響，也受到父母所接受的教育質(zhì)量與教育水平的影響，如埃及義務(wù)教育法的實(shí)施，并沒有因父母教育程度增加而降低兒童死亡率(Ali and Elsayed，2018)。這一現(xiàn)象在發(fā)達(dá)國(guó)家也有出現(xiàn)，如美國(guó)的入學(xué)年齡政策和英國(guó)的義務(wù)教育法的實(shí)施提高了個(gè)體(父母)的教育水平，但對(duì)嬰兒出生體重、死亡率影響較小(McCrary and Royer，2011；Lindeboom et al.，2009)，這是因?yàn)椋@些政策的實(shí)施主要針對(duì)存在輟學(xué)風(fēng)險(xiǎn)的低學(xué)歷人群，而這些政策作為工具變量，可能并不能識(shí)別出發(fā)達(dá)國(guó)家平均教育程度較高的父母教育對(duì)子女健康的影響。運(yùn)用瑞士義務(wù)教育法的實(shí)施作為工具變量，分析父母教育對(duì)成年子女健康影響的研究中也得出這樣的結(jié)論(Lundborg et al.，2014)。而使用美國(guó)高等教育改革作為工具變量，母親教育顯著改善了子女的出生健康(Currieand Moretti，2003)。

相比于國(guó)外研究，目前國(guó)內(nèi)研究父母教育對(duì)子女早期健康的文獻(xiàn)十分有限。關(guān)于兒童健康的研究更多的是從母親勞動(dòng)供給(劉靖，2008)、父母外出務(wù)工(孫文凱、王乙杰，2016)以及社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)(彭曉博、王天宇，2017)角度進(jìn)行分析，盡管在分析中也控制了父母教育變量，但是缺乏對(duì)父母教育與子女早期健康之間影響機(jī)制的探討。此外，還有一些有關(guān)個(gè)體教育與健康關(guān)系的研究，然而多數(shù)文獻(xiàn)并沒有考慮教育的內(nèi)生性，主要分析了教育與健康之間的相關(guān)關(guān)系(趙忠、侯志剛，2005；胡安寧，2014；程令國(guó)等，2015)。基于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文考慮到中國(guó)第一次義務(wù)教育法分階段逐步完成的特點(diǎn)，采用個(gè)體(父母)出生年份作為工具變量，以10-15歲兒童為例(1)根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)關(guān)于個(gè)體的劃分，16歲以后進(jìn)入成人庫(kù)，本文將15歲以前劃定為個(gè)體早期。此外，參考Blankenauand Youderian(2015)，將16-54歲劃分為中期(這里考慮到了世代交替，個(gè)體54歲時(shí)，其子女開始進(jìn)入中期)，55以后個(gè)體進(jìn)入晚期。10-15歲也是個(gè)體健康人力資本形成的重要時(shí)期，因此其應(yīng)該有較好的代表性。，分析了父母教育對(duì)兒童健康的影響。并且，從兒童出生稟賦和父母對(duì)兒童健康投入的角度，分別探討了父母教育對(duì)兒童健康影響的直接和間接效應(yīng)。在構(gòu)建模型時(shí)，將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到省(父母出生地)一級(jí)，考慮到聚類數(shù)較少，本文采用wild自助法(clustered wild bootstrap)進(jìn)行修正標(biāo)準(zhǔn)誤。

相比于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文可能的創(chuàng)新和貢獻(xiàn)有：(1)揭示和檢驗(yàn)了中國(guó)的父母教育對(duì)兒童健康的影響，并探討了其中的機(jī)制；(2)運(yùn)用中國(guó)第一次義務(wù)教育法的實(shí)施作為工具變量，分析了教育的非經(jīng)濟(jì)回報(bào)；(3)豐富和補(bǔ)充了教育回報(bào)、人力資本代際傳遞等領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)，并提供微觀經(jīng)驗(yàn)。

2 父母教育對(duì)兒童健康的影響機(jī)制

父母教育對(duì)兒童健康的影響渠道多樣，但其效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制大體上可以分為直接途徑(如增加兒童出生稟賦)與間接途徑(如增加兒童營(yíng)養(yǎng)投入)兩種。

2.1 增加兒童出生稟賦

學(xué)者一直都在探究不平等起源，試圖為每個(gè)兒童提供平等的發(fā)展機(jī)會(huì)。依據(jù)“胎兒起源假說”，胎兒在母體內(nèi)良好的環(huán)境會(huì)增加?jì)雰撼錾鷷r(shí)的稟賦，進(jìn)而會(huì)直接改善子女未來健康人力資本的獲得。父母教育會(huì)提高兒童出生稟賦，從而有助于兒童健康。首先，教育會(huì)影響一個(gè)人的生育選擇。早育通常會(huì)不利于個(gè)體人力資本的積累，為此教育程度越高的個(gè)體，通常會(huì)推遲結(jié)婚和生育，降低了早產(chǎn)的可能性(Skirbekk，2008)。同時(shí)，教育程度的提高，父母通常會(huì)獲得較好的工作機(jī)會(huì)，增加了照料子女的機(jī)會(huì)成本，從而父母會(huì)更加注重子女的“質(zhì)量”而非數(shù)量(Osili and Long，2008)。其次，教育會(huì)改善一個(gè)人的健康習(xí)慣。孕婦的健康習(xí)慣直接影響新生兒的出生健康(McCrary and Royer，2011)，例如是否吸煙，父母會(huì)通過日常學(xué)習(xí)而了解到更多的健康知識(shí)，為保證胎兒良好的發(fā)育而降低吸煙的可能性。最后，教育會(huì)增加孕婦的產(chǎn)前護(hù)理。良好的產(chǎn)前護(hù)理會(huì)增加新生兒的出生體重，減少嬰兒死亡率。教育程度的提高，在增加經(jīng)濟(jì)收入同時(shí)，又豐富了父母的健康方面的知識(shí)，在其他情況不變的條件下，這就使得父母更加注重高質(zhì)量的產(chǎn)期護(hù)理(Keats，2018)，例如，日常的體檢，產(chǎn)前健康教育，以及日常健康的飲食搭配等。

2.2 增加兒童營(yíng)養(yǎng)投入

教育程度的提高增加家庭收入(劉生龍等，2016)，父母將會(huì)有更多的資源投入從而促進(jìn)兒童健康。父母教育提高不僅可以提高其經(jīng)濟(jì)收入，父母的育兒知識(shí)儲(chǔ)備也會(huì)隨著教育水平的提高而有所增加(Michael，1973)，從而改善兒童健康投入的生產(chǎn)效率(Productive efficiency)和分配效率(Allocative efficiency)(Grossman，1972)。而在發(fā)展中國(guó)家，兒童營(yíng)養(yǎng)不良是一個(gè)嚴(yán)重而又普遍的問題，營(yíng)養(yǎng)是否均衡直接決定著兒童健康狀況(Bhutta et al.，2008)。健康知識(shí)的獲得會(huì)直接影響父母對(duì)兒童健康的主觀期望，從而通過家庭日常食品消費(fèi)行為而改善兒童營(yíng)養(yǎng)狀況(Cunha et al.，2013)。在Fitzsimons et al.(2016)的模型中，兒童健康是家庭效用的重要組成部分，父母通過家庭食品消費(fèi)來滿足兒童日常的營(yíng)養(yǎng)需求。相對(duì)而言，擁有更多健康知識(shí)的父母，不僅注重兒童日常營(yíng)養(yǎng)均衡，同時(shí)也會(huì)將有限的資源更多的投入到某種食物中(通常是營(yíng)養(yǎng)價(jià)值較高的食物，如魚肉等富含蛋白質(zhì)食物)，而適當(dāng)減少其他食物(如主食)的消費(fèi)，并且也會(huì)增加父母勞動(dòng)時(shí)間以滿足食品的消費(fèi)。

父母教育對(duì)兒童健康有著重要影響，在其他條件一定的情況下，父母教育會(huì)增加兒童出生稟賦、增加兒童營(yíng)養(yǎng)投入，由此是否就必然意味著父母教育與兒童健康之間存在因果關(guān)系？雖然因?yàn)椤暗谌齻€(gè)變量”(third variables)存在導(dǎo)致二者之間關(guān)系存在一定的內(nèi)生性，但是義務(wù)教育法的實(shí)施為本文識(shí)別父母教育與兒童健康之間的因果關(guān)系提供了條件。

3 實(shí)證模型、變量選取和數(shù)據(jù)

在這一部分，構(gòu)建本文計(jì)量模型，識(shí)別父母教育對(duì)兒童健康的因果效應(yīng)，并進(jìn)一步介紹了所選取的變量和數(shù)據(jù)。

3.1 實(shí)證模型

有關(guān)教育對(duì)健康影響的文獻(xiàn)中，教育的內(nèi)生性問題通常會(huì)被考慮，在父母教育對(duì)兒童健康的研究中也不例外。導(dǎo)致父母教育內(nèi)生性的原因主要是由遺漏變量所引起的，可能存在著一些諸如能力和基本健康等不可觀測(cè)的因素會(huì)影響著估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。為此在實(shí)證分析中為了得到準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果，本文尋找適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞窟M(jìn)行兩階段回歸。關(guān)于父母教育對(duì)兒童健康研究的主要實(shí)證模型為：

eduP=α0+α1treatP+α2X+α3MC+ε

(1)

healthC=β0+β1eduP+β2X+β3MC+ν

(2)

其中，C表示兒童，P代表父母。由于父親和母親的教育程度可能存在高度的相關(guān)性，為此本文借鑒Chou et al.(2010)的處理方法，分別分析父親和母親對(duì)兒童健康的影響。healthC為兒童健康，eduP為父母教育年限，MC為省份固定效應(yīng)，ε和ν為誤差項(xiàng)。X為其他控制變量，主要包括兒童和父母?jìng)€(gè)人特征變量。

關(guān)于工具變量地選擇，借鑒已有文獻(xiàn)(Lundborg et al.，2014；Dickson et al.，2016)，本文選用中國(guó)第一部《義務(wù)教育法》這一外生政策作為父母教育的工具變量。1986年7月1日中國(guó)第一部《義務(wù)教育法》正式實(shí)施，根據(jù)當(dāng)時(shí)實(shí)行的分級(jí)財(cái)政制度，一些財(cái)力較弱的地方政府并沒有相應(yīng)的財(cái)政能力推行《義務(wù)教育法》，為此中央政府允許一些地區(qū)實(shí)施《義務(wù)教育法》的時(shí)間有所延后，各省份實(shí)施時(shí)間最大相差5年(2)1986年實(shí)施的省份有北京、河北、上海、浙江、黑龍江、遼寧、山西、江西、四川和重慶；1987年實(shí)施的有云南、江蘇、廣東、天津、吉林、安徽、湖北、陜西、山東和河南；1988年實(shí)施的有福建、新疆和貴州；1989年實(shí)施的有青海和內(nèi)蒙古；1990年實(shí)施的有甘肅；1991年實(shí)施的有廣西和湖南。，由此可知中國(guó)義務(wù)教育的實(shí)行是逐步完成的。此外，當(dāng)時(shí)家庭人均收入較低，《義務(wù)教育法》實(shí)施后家庭所承擔(dān)的學(xué)雜費(fèi)依舊構(gòu)成了較大壓力，導(dǎo)致一些孩子推遲上學(xué)、輟學(xué)，甚至并沒有接受義務(wù)教育(Fang et al.，2012)。而且，對(duì)沒有遵守《義務(wù)教育法》規(guī)定的必須送適齡兒童上學(xué)的父母通常只會(huì)受到口頭批評(píng)(Xie and Mo，2014)，導(dǎo)致一些原本應(yīng)該接受義務(wù)教育的孩子未能接受相應(yīng)的教育。盡管如此，但是《義務(wù)教育法》確實(shí)提高了孩子的教育程度，如截至1990年有76%的縣普及了義務(wù)教育(Connelly and Zheng，2003)。

依據(jù)樣本數(shù)據(jù)所做圖示(見圖1、圖2)可以發(fā)現(xiàn)(3)圖1和圖2中虛線為95%置信區(qū)間。X軸為父母出生年份相對(duì)于義務(wù)教育法實(shí)施的出生隊(duì)列，Y軸為父母教育程度。實(shí)線分別表示父親和母親出生隊(duì)列與他們自身教育程度的關(guān)系，回歸中控制了義務(wù)教育改革前后五年虛擬變量、父母的年齡、年齡平方以及出生省份的固定效應(yīng)，穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤都聚類到省一級(jí)。，在被義務(wù)教育法影響的第一個(gè)出生隊(duì)列中(4)以1986年實(shí)施義務(wù)教育改革的省份為例，1971年出生的個(gè)體(父母)為第一個(gè)出生隊(duì)列(1986-6-6-3=1971)。，父親和母親的教育年限存在明顯的跳躍，這意味著，義務(wù)教育法的實(shí)施與父母教育密切相關(guān)，顯著改善了父母的受教育程度，滿足工具變量相關(guān)性的條件。并且，義務(wù)教育法的實(shí)施是外生于個(gè)體、家庭特征之外的一項(xiàng)政策，所以也滿足工具變量外生性的條件。

同時(shí)，在圖1和圖2中也可以發(fā)現(xiàn)，在義務(wù)教育法實(shí)施后的第3和第5個(gè)出生隊(duì)列中，父親和母親教育年限也存在明顯的跳躍，這一結(jié)果與Cui et al.(2019)相似，這可能是因?yàn)椤读x務(wù)教育法》分階段逐步完成的特征，致使出生年份越大的個(gè)體(父母)，越有可能受到義務(wù)教育法實(shí)施的影響。因此，借鑒趙西亮(2017)，式(1)中工具變量treatP為每個(gè)個(gè)體(父母)的出生年份的虛擬變量。

由于義務(wù)教育法的實(shí)施在各省份之間存在差異，為此將模型標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到省(父母出生地)一級(jí)。聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的計(jì)算基于漸進(jìn)理論，通常假設(shè)聚類數(shù)趨于無窮大。但是在模型中聚類數(shù)較小的情況下，聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤產(chǎn)生向下的偏差，從而會(huì)過度拒絕原假設(shè)(Bertrand et al.，2004)。而本文父親和母親樣本中聚類的省份數(shù)分別為30和28個(gè)，存在過度拒絕原假設(shè)的可能。為此遵循Cameron et al.(2008)，運(yùn)用聚類wild自助法(clustered wild bootstrap)對(duì)模型標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行修正的同時(shí)，本文(1)在聚類層面指定Rademacher權(quán)重(weights)，也就是0.5的概率為1，0.5的概率為-1；(2)進(jìn)行自助抽樣1000次；(3)在自助抽樣時(shí)設(shè)定原假設(shè)，運(yùn)用雙尾P值進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

圖1 義務(wù)教育法實(shí)施前后父親受教育年限圖 2 義務(wù)教育法實(shí)施前后母親受教育年限

3.2 變量選取和數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)主要來自于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)。該調(diào)查樣本覆蓋我國(guó)25個(gè)省、市、自治區(qū)，共有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒?jiǎn)柧硭姆N主題問卷類型，旨在通過跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。CFPS于2010年正式開始訪問，每一年或兩年一期跟蹤調(diào)查，由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心和美國(guó)密歇根大學(xué)調(diào)查研究中心等機(jī)構(gòu)合作完成。本文使用2010年、2012年、2014年和2016年四年數(shù)據(jù)。

CFPS數(shù)據(jù)作為本文的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，對(duì)數(shù)據(jù)處理如下：(1)篩選出有父母信息的樣本，為保證父母有能力向子女投資，因此只保留三年都已完成學(xué)業(yè)的父母；(2)由于存在子女年齡大于父母的樣本，考慮到個(gè)體的生育能力，只保留了父母年齡大于子女15歲的樣本；(5)微觀數(shù)據(jù)的搜集都是人工調(diào)研、整理以及錄入的，難免會(huì)產(chǎn)生披露。父母與子女的年齡差從負(fù)數(shù)、0到15以上都有分布，考慮到個(gè)體的生育能力，為此我們以15歲為界限，剔除了父母差異為15以下的樣本。當(dāng)然，我們也以18歲和20歲為界進(jìn)行分析，結(jié)果穩(wěn)健。(3)保留10到15歲兒童樣本。本文關(guān)注父母教育對(duì)子女早期健康人力資本的因果分析，選擇10-15歲兒童為研究對(duì)象；(4)保留1962年到1982年出生的父母。為更加準(zhǔn)確的估計(jì)父母教育對(duì)兒童健康的因果效應(yīng)，借鑒劉生龍等(2016)的做法，將父母限制在1962年到1982年間出生的個(gè)體，防止高等教育擴(kuò)招等其他外生沖擊的影響。

本文被解釋變量為兒童健康。大量的醫(yī)學(xué)研究表明，在發(fā)展國(guó)家中，年齡別身高z分被認(rèn)為是衡量健康最好的指標(biāo)(Eriksson et al.，2014)。世界衛(wèi)生組織(World Health Organization，WHO)提供了生長(zhǎng)參照標(biāo)準(zhǔn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者也利用這一標(biāo)準(zhǔn)來構(gòu)建HAZ(丁繼紅、徐寧吟，2018；李姣媛、方向明，2018；Yi et al.，2015；Attanasio et al.,2017)。為此本文選擇年齡別身高z分(HAZ)來衡量?jī)和慕】禒顩r。年齡別身高z分的計(jì)算公式為：

HAZ=(身高-WHO中位數(shù))/WHO標(biāo)準(zhǔn)差

其中，WHO中位數(shù)/ WHO標(biāo)準(zhǔn)差為相同性別、相同年齡的WHO參照值。(6)選取WHO的生長(zhǎng)標(biāo)準(zhǔn)作為參考樣本，主要是因?yàn)閃HO樣本中兒童都是在“非限制”的環(huán)境中成長(zhǎng)起來的，例如，獲得充足的母乳，母親分娩前和產(chǎn)后都不吸煙，以及無明顯發(fā)病率等(WHO，2006)。這意味著，HAZ為本文樣本中兒童與“健康兒童”之間的健康差距。WHO提供了分性別和年齡的生長(zhǎng)標(biāo)準(zhǔn)。通過年齡和性別標(biāo)準(zhǔn)化后的身高(HAZ)，有助于探究父母對(duì)不同年齡，不同性別兒童健康的比較。由于個(gè)體在早期還處于發(fā)育階段，則本文將HAZ的提高視為兒童健康狀況的改善。(7)為消除極端值，本文借鑒彭曉博和王天宇(2017)，將年齡別身高z分大于6或者小于-6的樣本刪除。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

本文核心解釋變量為父母教育(edu)。CFPS給出了父母的最高學(xué)歷，根據(jù)受教育程度的階段，估計(jì)出教育年限：文盲或半文盲0年、小學(xué)6年、初中9年、高中(包括中專、技校和職高)12年、大專15年、大學(xué)本科以上為16年。由于兒童健康還會(huì)受到其他諸多因素的影響，因此，在模型估計(jì)時(shí)還加入了其他控制變量，具體包括：兒童年齡(age)；兒童兄弟姐妹數(shù)(child_nu)；兒童性別(gender)，男性為1，女性為0；居住在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村(urban)，城鎮(zhèn)為1，農(nóng)村為0；兒童在讀哪一階段(grade)以及父母出生省份虛擬變量。表1列示了上述各指標(biāo)的基本統(tǒng)計(jì)量。由表1可知，年齡別z分小于0，表明兒童健康狀況相對(duì)較差，存在發(fā)育不良的可能性；兒童性別均值約為0.534，男女比例基本持平，并且更多兒童居住在農(nóng)村；相比于母親，樣本中父親教育年限更高；兒童兄弟姐妹數(shù)平均為0.944，意味著樣本中兒童平均約有1個(gè)兄弟姐妹。

4 實(shí)證結(jié)果

在這一部分，本文將考察父母教育對(duì)兒童健康的影響，并且深入探討其內(nèi)在機(jī)理。

4.1 父母教育對(duì)兒童健康影響

表2分別匯報(bào)了父親教育和母親教育對(duì)兒童健康的回歸結(jié)果，其中表2第(1)列和第(4)列為OLS回歸結(jié)果，余下各列為工具變量回歸結(jié)果。從表2中可以發(fā)現(xiàn)，聚類wild自助法回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤要較大。從表2第(1)和第(3)列可以發(fā)現(xiàn)，父親和母親教育都顯著改善兒童健康狀況，回歸結(jié)果相近，其中父親和母親教育每增加一年，兒童年齡別身高z分分別改善0.03和0.035個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。其他控制變量的估計(jì)結(jié)果也與現(xiàn)有研究相符。具體而言，以第(1)列為例，年齡顯著負(fù)向影響兒童年齡別身高z分；其他條件不變的情況下，男性要比女性更健康；居住在城鎮(zhèn)的兒童可能享有更好的生活環(huán)境和公共服務(wù)，相比于農(nóng)村兒童要更健康；就讀年級(jí)越高的兒童，健康狀況越好；兄弟姐妹越多可能會(huì)分散家庭對(duì)兒童健康人力資本的投資，從而不利于兒童健康狀況。

在使用工具變量消除內(nèi)生性的IV估計(jì)中顯示，Kleibergen-Paaprk Wald F統(tǒng)計(jì)量都大于10的臨界值，說明義務(wù)教育法的實(shí)施不是弱工具變量，Hansen J檢驗(yàn)也表明通過了過度識(shí)別檢驗(yàn)，則義務(wù)教育法的實(shí)施在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上是有效的工具變量。表2中第(2)和第(4)列IV結(jié)果顯示，父親和母親教育程度顯著促進(jìn)兒童健康水平，具體而言，父親和母親教育年限每增加一年，兒童年齡別身高z分平均改善0.101和0.056個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，并且明顯大于OLS回歸結(jié)果，表明OLS估計(jì)可能存在較為嚴(yán)重的估計(jì)偏誤。工具變量估計(jì)反映局部平均處理效應(yīng)(LATE)，表明如果沒有義務(wù)教育法的實(shí)施，有些父母可能因經(jīng)濟(jì)狀況等因素可能無法完成九年義務(wù)教育，甚至無法接受正規(guī)教育。IV估計(jì)結(jié)果表明，平均而言，父母教育程度每增加一年，與“健康兒童”間的身高差距縮小0.056-0.101個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。因此由義務(wù)教育法實(shí)施提高的父母教育年限，具有顯著改善兒童健康的作用。

表2 父母教育對(duì)兒童健康的影響

4.2 異質(zhì)性分析

在不同特征樣本中分析父母教育與兒童健康的關(guān)系，將有助于識(shí)別不同群體間的差異性，也有利于相關(guān)政策的制定。為此，本文按照父母教育年限、兒童性別、居住地和兒童年齡對(duì)樣本進(jìn)行分組，分析父母教育對(duì)兒童健康的影響。

4.2.1 分父母教育年限

表3匯報(bào)了父母教育對(duì)兒童健康分別在父母教育年限9年以下和大于9年的分樣本回歸結(jié)果。從表中可以發(fā)現(xiàn)，在教育年限為9年以下的樣本中，父親和母親教育顯著促進(jìn)兒童的健康，而在教育年限為大于9年的樣本中，父親和母親教育的回歸系數(shù)并不顯著。這是因?yàn)?，?的IV估計(jì)結(jié)果主要表示，由義務(wù)教育法提高的父母教育年限對(duì)兒童健康的影響，而義務(wù)教育法的實(shí)施對(duì)本應(yīng)教育程度較低的個(gè)體(父母)影響較大(如果沒有義務(wù)教育法的實(shí)施，他們可能并不會(huì)去完成九年教育)，所以IV估計(jì)結(jié)果表示在父母教育分布較低的部分，父母教育對(duì)兒童健康的影響。這意味著，義務(wù)教育法的實(shí)施顯著改善了教育程度較低家庭兒童的健康，可能緩解了由父母教育所引起的健康不平等。

4.2.2 分兒童性別

在中國(guó)傳統(tǒng)社會(huì)中，家族的繁衍與發(fā)展都與男性成員有著密切的聯(lián)系，從而形成的“重男輕女”觀念，會(huì)導(dǎo)致家庭將有限的資源投資到兒子的成長(zhǎng)過程中，進(jìn)而可能擴(kuò)大兒童日后成就在性別間的差距。表4匯報(bào)了父母教育對(duì)不同性別兒童健康的回歸結(jié)果。(8)如果樣本中男孩和女孩年齡存在明顯的差異，可能影響我們的結(jié)論。其中父親-兒子模型中兒子年齡均值為12.46，相應(yīng)的父親-女兒為12.56，母親-兒子為12.47，母親-女兒為12.6，為此不存在明顯差異。感謝外審專家提出的寶貴意見。從表中第(1)列和第(2)列可以看到，父親教育程度的提高顯著促進(jìn)了兒子健康水平，而對(duì)女兒健康的影響并不顯著，并且從父親教育回歸系數(shù)來看，父親教育年限每增加1年，兒子健康改善0.14個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，明顯大于對(duì)女兒健康的回歸系數(shù)。同樣，從表中第(3)列和第(4)列也可以發(fā)現(xiàn)，母親教育正向影響兒子和女兒健康，對(duì)兒子的影響更為顯著，與Cui et al.(2019)結(jié)果相似。對(duì)這意味著，在中國(guó)，“重男輕女”觀念依舊存在，父母教育程度的提高，相比于女兒，家庭會(huì)更注重對(duì)兒子健康的投入，進(jìn)而改善兒子健康水平。

表3 父母教育對(duì)兒童健康分教育年限的異質(zhì)性分析

表4 父母教育對(duì)兒童健康分兒童性別的異質(zhì)性分析

表5 父母教育對(duì)兒童健康分城鄉(xiāng)的異質(zhì)性分析

4.2.3 分城鄉(xiāng)

在前文中，居住地是影響兒童健康的重要因素。相對(duì)農(nóng)村，居住在城鎮(zhèn)的兒童通常會(huì)面臨很多的優(yōu)勢(shì)環(huán)境因素，例如父母較高的教育水平。從樣本中可知，父母教育水平在城鄉(xiāng)之間存在較大的差異，其中，城鎮(zhèn)和農(nóng)村父親的平均教育年限分別為9.1年和6.2年，母親的平均教育年限分別為8.2年和4.5年，農(nóng)村父母較低的教育水平并不能為兒童提供更多資源，可能對(duì)兒童健康影響相對(duì)較小(Aliand Elsayed，2017)。表5證實(shí)了這一點(diǎn)，從表5第(1)和第(2)列可知，在城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本中，父親教育都顯著促進(jìn)兒童健康，而城鎮(zhèn)樣本中的系數(shù)是農(nóng)村的2倍，并且，父親教育對(duì)農(nóng)村兒童健康的影響，在通過聚類wild自助法修正后并不顯著，意味著父親教育對(duì)兒童健康的影響在城鎮(zhèn)樣本中更為顯著。這一差距在母親教育的回歸結(jié)果中更為明顯，從表5第(3)和(4)列中可以發(fā)現(xiàn)，母親教育顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)兒童健康，而對(duì)農(nóng)村兒童的健康水平并不影響。

4.2.4 分兒童年齡

家庭對(duì)子女不同階段的投資，會(huì)對(duì)子女日后成就產(chǎn)生不同的影響。劉成奎等(2019)認(rèn)為個(gè)體在13歲以后，自身行為開始對(duì)個(gè)體成就產(chǎn)生作用，而在12歲以前獲得的成就主要由環(huán)境因素所影響。同時(shí)，考慮到樣本中子女12歲以前更多的就讀小學(xué)，13歲以后子女就讀初中，所以本文將樣本分為10-12歲和13-15歲兩個(gè)樣本，分別探討父母教育對(duì)兒童不同階段健康的影響。表6匯報(bào)了父母教育對(duì)兒童健康分年齡的異質(zhì)性分析。

從表6的第(1)和第(2)列回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，父親教育程度的提高顯著改善了10-12歲和13-15歲兒童健康，其中，在10-12歲樣本回歸結(jié)果中，父親教育的回歸系數(shù)相對(duì)更大，這一差異在母親教育對(duì)兒童健康的回歸結(jié)果中更為明顯。從表6的第(3)和第(4)列回歸結(jié)果可知，母親教育程度顯著促進(jìn)10-12歲兒童的健康，而對(duì)13-15歲兒童健康的影響并不顯著。這意味，隨著教育程度的提高，父母會(huì)更加注重對(duì)子女早期健康的投入，進(jìn)而改善兒童健康。

表6 父母教育對(duì)兒童健康分兒童年齡的異質(zhì)性分析

表7 直接效應(yīng)

4.3 機(jī)制分析

如何解釋上文中父母教育年限顯著促進(jìn)兒童健康狀況？本文從直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩個(gè)角度進(jìn)行分析。依據(jù)“胎兒起源假說”，胎兒在母體內(nèi)良好的環(huán)境會(huì)增加?jì)雰撼錾鷷r(shí)的稟賦，進(jìn)而會(huì)直接改善子女未來健康人力資本的獲得。為此，本文選擇兩個(gè)方面來分析父母教育對(duì)兒童健康的直接效應(yīng)，分別為：兒童出生體重和兒童是否出生在醫(yī)院。

較低的出生體重會(huì)增加?jì)雰核劳雎?，不利于未來健康狀況(Black et al.，2007；洪巖璧和劉精明，2019)。而教育程度較高的父母，通常會(huì)擁有健康的身體狀況以及良好的經(jīng)濟(jì)狀況，為胎兒提供舒適的發(fā)育環(huán)境，進(jìn)而可能增加兒童的出生體重。表7第(1)和第(3)列分別匯報(bào)了父親和母親教育程度對(duì)兒童低出生體重可能性的影響(9)表7中被解釋變量“低出生體重”，當(dāng)兒童出生體重小于2500g為1，其他為0。。從回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，母親教育程度每增加1年，兒童出生體重較低的可能性下降2.8%，而父親教育的回歸系數(shù)并不顯著，這可能是因?yàn)?，教育程度的提高可能改善父母的健康狀況，而母親健康對(duì)兒童出生體重的影響更大(Gunnsteinsson et al.，2014)。

對(duì)子女早期健康投入會(huì)直接影響其未來健康狀況，比如良好的產(chǎn)前護(hù)理會(huì)提高對(duì)孕婦營(yíng)養(yǎng)投入的效率，有利于胎兒發(fā)育，增進(jìn)兒童出生稟賦(Keats，2018)。由于CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)并沒有關(guān)于孕婦產(chǎn)前護(hù)理、嬰兒疫苗接種等行為指標(biāo)的調(diào)查，本文選擇兒童“是否出生在醫(yī)院”這一指標(biāo)來衡量父母對(duì)子女早期投入，因?yàn)槌錾卺t(yī)院的兒童通常會(huì)接受到良好的醫(yī)療設(shè)施和專業(yè)的醫(yī)療服務(wù)，能為兒童健康出生提供一定保障。隨著父母教育程度的提高，家庭經(jīng)濟(jì)狀況以及健康意識(shí)也會(huì)增加，兒童也更有可能出生在醫(yī)院，表7的回歸結(jié)果也證實(shí)了這一點(diǎn)。從表7第(2)和第(4)列可以看到，父親和母親教育程度的提高，增加了兒童出生在醫(yī)院的可能性，具體而言，父親和母親教育程度每增加1年，兒童出生在醫(yī)院的可能性平均增加5.6%和6.9%(10)表7中被解釋變量“出生在醫(yī)院”來自于CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)“孩子是在哪里出生的?”這一問題，出生在醫(yī)院為1，其他為0。因?yàn)榫€性回歸與Probit、Logit模型回歸系數(shù)的符號(hào)和顯著性高度一致，并且線性回歸結(jié)果更便于解釋，因此表7中“出生在醫(yī)院”模型為IV估計(jì)結(jié)果。。兒童出生在醫(yī)院這一渠道在農(nóng)村樣本中可能會(huì)更為明顯，因?yàn)閺臉颖局锌梢园l(fā)現(xiàn)，只有48%的農(nóng)村兒童是出生在醫(yī)院，而父母教育程度的提高，可以增加出生在醫(yī)院的可能性，進(jìn)而能讓孕婦和嬰兒獲得更好的醫(yī)療服務(wù)，從而改善農(nóng)村兒童的出生稟賦。

表8 間接效應(yīng)

表9 加入醫(yī)療保險(xiǎn)變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

除直接效應(yīng)外，父母教育還可能通過對(duì)兒童營(yíng)養(yǎng)的投入進(jìn)而間接促進(jìn)兒童健康。在子女成長(zhǎng)過程中，家庭環(huán)境起著至關(guān)重要的作用，良好的家庭環(huán)境，可以在子女成長(zhǎng)的關(guān)鍵階段提供必要的投入，進(jìn)而保障子女的健康狀況。本文從父母自身收入和孩子獲得的營(yíng)養(yǎng)兩個(gè)方面分析父母教育對(duì)兒童健康的間接效應(yīng)。

收入是衡量家庭資源的綜合指標(biāo)，與青少年的健康狀況密切相關(guān)(Milligan and Stabile，2011；Dahl and Lochner，2012；洪巖璧、劉精明，2019)。收入較高的家庭，可以為子女提供良好的居住環(huán)境以及優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療服務(wù)，防止不利因素對(duì)子女的影響，進(jìn)而改善子女的健康狀況。表8第(1)和(3)列匯報(bào)了父母教育對(duì)其自身收入的回歸結(jié)果，可知，父母教育程度的提高，顯著促進(jìn)自身的收入狀況，具體來看，父親和母親教育年限每增加一年，自身收入平均提高14.9%和26.2%。

在飲食方面，教育程度較高的父母可能更注重日常膳食的營(yíng)養(yǎng)搭配，為兒童提供均衡的營(yíng)養(yǎng)。CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中公布了兒童過去一周的飲食狀況，詢問兒童過去一周食用食物的種類，包括肉類、魚產(chǎn)品、新鮮蔬菜等九類食物，兒童食用的種類越多表示獲得的營(yíng)養(yǎng)越均衡(11)由于CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)2016年并沒有公布關(guān)于兒童飲食的數(shù)據(jù)，所以，在表8第(2)和第(4)列的回歸結(jié)果中，只包含了2010年、2012年和2014年數(shù)據(jù)。并且被解釋變量“營(yíng)養(yǎng)均衡”，為兒童過去一周食用食物的種類個(gè)數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化后的變量。已有文獻(xiàn)表明，飲食的多樣性可以緩解營(yíng)養(yǎng)不良，改善兒童的健康(FrempongandAnnim，2017;Bi et al.，2019)。并且，《中國(guó)居民膳食指南》2016版指出，日常攝入的食物多樣化，會(huì)更有利健康。為此利用食用的種類個(gè)數(shù)來衡量營(yíng)養(yǎng)均衡，表明接受良好教育的父母，可以通過豐富兒童的飲食種類，促進(jìn)營(yíng)養(yǎng)均衡。。表8匯報(bào)了父母教育對(duì)兒童營(yíng)養(yǎng)均衡的回歸結(jié)果，從第(2)和第(4)列可以發(fā)現(xiàn)，父親和母親教育顯著增加了兒童在日常飲食中獲得食物的種類，豐富了日常飲食，進(jìn)而促進(jìn)兒童健康。

總體來講，父母教育會(huì)通過直接和間接渠道改善兒童健康：一方面，教育程度較高的父母會(huì)通過提高對(duì)子女的早期投入、增加兒童出生體重兩個(gè)方面，促進(jìn)兒童出生稟賦，進(jìn)而直接影響兒童健康；另一方面，父母教育的提高，改善自身收入的同時(shí)也增加了對(duì)兒童營(yíng)養(yǎng)上的投入，進(jìn)而間接促進(jìn)兒童的健康。

4.4 穩(wěn)健性分析

為檢驗(yàn)本文結(jié)果的穩(wěn)健性，這一部分將從三個(gè)方面進(jìn)行分析：首先，考慮到社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)結(jié)果的影響，在主要的分析中加入醫(yī)療保險(xiǎn)變量；其次，分析父母教育對(duì)兒童其他健康指標(biāo)的影響；最后，將父親和母親教育納入到同一模型中分析父母教育對(duì)兒童健康的影響。

4.4.1 加入醫(yī)療保險(xiǎn)變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)是影響兒童健康的一個(gè)重要的變量，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)(新農(nóng)合)和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)(城居保)分別與2003年和2007年在農(nóng)村和和城鎮(zhèn)開始實(shí)施，分別覆蓋了農(nóng)村和城鎮(zhèn)兒童醫(yī)療，而社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)政策的實(shí)施顯著改善了兒童的健康(李姣媛、方向明，2018)。在前文的分析中，樣本中兒童的出生年份為1995年到2006年，都受到社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的影響，為此，在這一部分，在回歸中加入了“是否參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)”控制變量，以消除社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)政策對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，表9匯報(bào)了估計(jì)結(jié)果。從表9中可以發(fā)現(xiàn)，運(yùn)用工具變量后，父親和母親教育顯著促進(jìn)兒童健康，回歸系數(shù)略比表2小，意味著本文結(jié)果較為穩(wěn)健。

4.4.2 兒童健康的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在分析父母教育對(duì)兒童健康的影響中，本文使用兒童年齡別身高z分衡量?jī)和慕】禒顩r。而現(xiàn)有研究中，更多的是將年齡別身高z分用來衡量青少年長(zhǎng)期健康狀況(李姣媛和方向明，2018)，這一部分本文選用體重和身體質(zhì)量指數(shù)(BMI)，檢驗(yàn)父母教育是否改善的兒童的短期健康狀況。世界衛(wèi)生組織(WHO)只公布了5-10歲年齡別體重標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為個(gè)體10歲以后年齡別體重不能充分監(jiān)測(cè)兒童生長(zhǎng)。為此，本文借鑒Keats(2018)的方法，選擇兒童標(biāo)準(zhǔn)化后的體重(控制兒童年齡)來衡量?jī)和亩唐诮】禒顩r。從表10第(1)和第(5)列回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，隨著父母教育程度的提高，兒童體重增加。相對(duì)而言，世界衛(wèi)生組織(WHO)公布了10-15歲BMI生長(zhǎng)標(biāo)準(zhǔn)，為此本文遵循Gross et al.(2020)的方法，構(gòu)建年齡別BMIz分(BAZ)，同時(shí)以-2為分界線，探討父母教育是否降低子女營(yíng)養(yǎng)不良的可能性。由表10第(2)、(3)、(6)和(7)列結(jié)果可知，父母教育程度的提高增加了兒童BAZ，降低了子女營(yíng)養(yǎng)不良的可能。同時(shí)，也發(fā)現(xiàn)母親對(duì)子女BAZ的影響更為顯著，這可能是因?yàn)榕c父親相比，母親與兒童日常交流以及飲食照料更為密切，對(duì)兒童身體質(zhì)量指數(shù)的促進(jìn)作用更大。

除年齡別身高z分、體重以及身體質(zhì)量指數(shù)等客觀指標(biāo)外，表10還匯報(bào)了父母教育對(duì)兒童自評(píng)健康這一主觀指標(biāo)的影響(12)兒童自評(píng)健康為1-5的定序變量，分別表示：不健康，一般，比較健康，很健康和非常健康。表10的回歸模型中，將兒童自評(píng)健康標(biāo)準(zhǔn)化為均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為1的變量。。健康主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)可能會(huì)受到受訪者心理狀況影響，但是自評(píng)健康與個(gè)體健康水平和死亡率等之間存在高度相關(guān)性(Idler et al.，1997；Heiss，2011)，并且相比于客觀指標(biāo)，自評(píng)健康反應(yīng)了個(gè)體健康的綜合指標(biāo)，包含了疾病嚴(yán)重程度、心理狀況等眾多因素(連玉君等，2014)。由表10可知，父母教育程度顯著促進(jìn)了兒童的健康狀況，具體而言，父親和母親教育程度每增加1年，兒童自評(píng)健康平均分別改善0.079和0.09個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，增加了自評(píng)健康變好的可能性。

表10 兒童健康的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.4.3 內(nèi)生性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于父親和母親教育存在較強(qiáng)的相關(guān)性，所以在上文中主要的因果識(shí)別中，本文將父親和母親分開進(jìn)行分析對(duì)兒童健康的影響。在這一部分，借鑒Dickson et al.(2016)的處理方法，用父母是否受《義務(wù)教育法》影響來代替父母的教育，并且將父親和母親教育放在同一個(gè)模型中研究對(duì)兒童健康的作用，實(shí)證模型為：

healthC=β0+β1treat_father+β2treat_mother+β3X+

(3)

其中，treat_father和treat_mother分別表示父親和母親是否義務(wù)教育法影響的虛擬變量?？刂谱兞縓主要包括：兒童年齡、性別、居住地、兄弟姐妹數(shù)、母親年齡、母親年齡平方、父親年齡、父親年齡的平方。與Dickson et al.(2016)不同的是，由于中國(guó)義務(wù)教育法的實(shí)施在各省份之間存在較大差異，所以在表11第(1)列模型的基礎(chǔ)上，在第(2)列和第(3)分別加入了父親和母親的出生地虛擬變量。

在表11的回歸結(jié)果中，由第(1)列可知，父母教育都顯著促進(jìn)兒童的健康狀況，其中，父親和母親受義務(wù)教育法的影響，兒童健康狀況分別平均改善0.252和0.193個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。

表11 內(nèi)生性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5 結(jié)論與政策建議

本文使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010年、2012年、2014年和2016年數(shù)據(jù)，分析了父母教育對(duì)中國(guó)兒童健康狀況的因果效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：(1)父母教育對(duì)兒童健康有積極影響。父母教育對(duì)兒童健康存在顯著正向影響，而且父母教育程度越高越有利于兒童健康，如父親和母親教育年限每增加1年，兒童年齡別身高z分平均改善0.101和0.056個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。(2)父母教育對(duì)兒童健康存在直接與間接影響。教育程度較高父母為增加兒童出生稟賦，從而會(huì)增加對(duì)子女早期的投資，改善兒童的出生體重，進(jìn)而直接影響兒童健康；同時(shí)，父母教育程度提高會(huì)增加自身收入，有能力增加對(duì)兒童的營(yíng)養(yǎng)投入，從而間接影響兒童健康。(3)教育程度越高的父母越重視子女早期健康。實(shí)證結(jié)果顯示，相比于13-15歲兒童，父母教育對(duì)10-12兒童的健康影響更為顯著。(4)父母教育對(duì)兒童健康的影響受兒童性別、居住地差異的影響。實(shí)證結(jié)果顯示，父母教育對(duì)兒子和城鎮(zhèn)兒童的健康影響更為明顯，但母親對(duì)女兒和農(nóng)村兒童健康的影響并不顯著。

由此本文建議：(1)政府應(yīng)該努力提高全社會(huì)的受教育程度。建議適時(shí)延長(zhǎng)中國(guó)的義務(wù)教育年限到12年，因?yàn)榱x務(wù)教育的強(qiáng)制性，能夠保證全社會(huì)尤其是女性以及農(nóng)村居民的受教育機(jī)會(huì)。(2)促進(jìn)城鄉(xiāng)義務(wù)教育均等化。前文中結(jié)果可知，相比于城鎮(zhèn)，農(nóng)村父母教育程度較低，抑制了兒童健康人力資本的形成，為此，需要增加對(duì)農(nóng)村教育投入、改善教學(xué)環(huán)境、提高教師待遇、吸引優(yōu)秀教育教師到農(nóng)村來任教，從而逐步實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)義務(wù)教育均等化。(3)重視父母在兒童健康中發(fā)揮的作用。應(yīng)該鼓勵(lì)父母加強(qiáng)對(duì)子女的早期投資，改變目前比較重視對(duì)子女后期投資的不良認(rèn)知與習(xí)慣(張?zhí)K和朱媛，2018)，因?yàn)閮和】祵?duì)一個(gè)人日后發(fā)展至關(guān)重要。政府應(yīng)該通過各種宣傳方式，強(qiáng)化對(duì)父母兒童營(yíng)養(yǎng)知識(shí)的宣傳(Fitzsimons et al.，2016)，從而改善父母促進(jìn)兒童健康的習(xí)慣及行為。