子女外出務工對農村中老年人健康的影響
——基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數(shù)據(jù)的實證分析

周芳麗

(中南財經政法大學公共管理學院，湖北武漢，430074)

一、引言

改革開放以來，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程的加速，我國農村勞動力大規(guī)模向城市流動，且轉移規(guī)模日益增大[1]，2018年末，我國流動人口數(shù)量達到2.41億，占總人口的17.3%[2]。農村人口老齡化趨勢因大批農村青壯年勞動力外流而加劇。與此同時，戶籍制度等因素導致許多農村勞動力的家庭成員并未同時流動，外出務工者通常難以將父母或子女接到工作所在地共同生活[3]。因此，我國農村地區(qū)出現(xiàn)大量留守群體。這是中國社會轉型及人口老齡化過程中不可避免并將長期存在的社會現(xiàn)象，而且隨著青壯年勞動力不斷地向城市流動，農村地區(qū)留守老人群體的規(guī)模會越來越大[4]。截至2015年底，我國約有農村老年人1.24億，約占全國老年人口總數(shù)的56%，其中留守老年人約5000萬[5]，農村人口老齡化的趨勢因大批農村青壯年勞動力的外流而加劇。

從人口老齡化的結構來看，截至2018年底，我國60歲及以上老年人口約有2.49億，占總人口的17.9%，65歲及以上人口約1.67億，占總人口的11.9%[6]。根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，我國老年撫養(yǎng)比從1990年末的8.3%(1)本文中的老年撫養(yǎng)比指65歲及以上人口與15～64歲人口之比。，提高到2018年末的16.8%。然而，我國的社會保障體系，尤其是農村地區(qū)的養(yǎng)老、醫(yī)療等保障體系應對這種趨勢的能力尚不足，家庭依然是農村養(yǎng)老的主體。

勞動者在遷移或流動的過程中產生的成本是為了在未來獲得更多的預期收益，因此勞動力遷移是人力資本投資的一種方式[7]，但農村子女外出務工使家庭的非正式支持網(wǎng)絡受到沖擊。子女外出務工對留守在家鄉(xiāng)的中老年父母到底會產生怎樣的影響，尤其是對父母健康產生怎樣的影響，這一問題受到學術界、政府和社會的關注。對這一問題的探討不僅有助于理解改革開放以來農村勞動力流動的健康效應，也能為“健康中國”戰(zhàn)略的實施提供有益的政策啟示。因此，本文旨在研究子女外出務工對農村父母健康的影響，以期為提高農村中老年人健康水平以及國家在“健康中國”進程中合理推進健康老齡化，提供科學的參考依據(jù)。

二、文獻回顧

在國際經濟學領域，已有不少文獻探討了成年子女外出務工的健康效應。B?hme等基于對摩爾多瓦的考察發(fā)現(xiàn)，成年子女遷移對留守老人的BMI指數(shù)、活動能力和自評健康有顯著的正向影響[8]。Kuhn等使用傾向評分匹配方法分析印度尼西亞成年子女國內流動與老年父母健康之間的關系，結果表明，子女外出務工對父母健康有顯著的正向影響。盡管留守老年人的健康狀況相對較差，但這一研究結果可能為家庭派遣子女外出務工提供充分的激勵[9]。Antman利用墨西哥的數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，子女流動到美國導致在墨西哥的留守老年人自評健康狀況較差，并且這些老人更有可能患上中風或心臟病[10]。Kuhn對孟加拉國的調查研究表明，成年子女流動對老年人的健康狀況，特別是死亡率有很大的正向影響[11]。Gibson基于湯加的數(shù)據(jù)，沒有發(fā)現(xiàn)家庭成員外出務工影響留守老人健康的證據(jù)[12]。

我國關于成年子女外出務工對父母健康的影響的研究相對較少，已有研究主要集中在影響效應的實證檢驗上。連玉君等通過使用中國健康與營養(yǎng)調查(CHNS)2006年和2009年兩期截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，子女外出務工對其父母的健康和生活滿意度均有負向影響，雖然作者使用工具變量法控制了內生性，但沒有關注農村中老年人群體[13]。王小龍和蘭永生發(fā)現(xiàn)，農村勞動力外出務工總體上有利于留守老人健康狀況的改善[14]。劉小昀實證分析了農村勞動力流動對于農村居民整體健康的影響，結果發(fā)現(xiàn)，勞動力流動總體上顯著改善了農村居民的健康水平，但是男性和女性勞動力外出務工對家庭成員健康的影響呈現(xiàn)異質性。值得注意的是，作者沒有單獨考察農村勞動力轉移對留守老人群體健康的影響，且在計量分析中忽視了農村勞動力轉移行為與家庭成員健康之間的內生性問題[15]。賀聰志和葉敬忠認為，留守老人的生活條件并沒有因子女外出務工得到明顯改善，原因是外出子女的經濟供養(yǎng)水平普遍非常低。留守老人的生活照料存在很大風險，普遍缺少日常生活照料和扶助[16]。

同時，子女外出務工對父母心理健康的影響尚未形成共識。Adhikari等研究發(fā)現(xiàn)，泰國老年人心理健康與其子女移民之間存在強烈的負向關聯(lián)[17]。Abas等發(fā)現(xiàn)，對于只有部分子女遷移的老年父母，抑郁癥與子女的遷徙狀態(tài)之間沒有顯著關聯(lián)，但那些子女全部遷移的父母抑郁的概率較低[18]。Antman發(fā)現(xiàn)，以抑郁、孤獨和悲傷的發(fā)病率來衡量心理健康，子女的移徙導致父母心理健康狀況變差，特別是如果子女以非法方式進入目的地國家，情況可能會更明顯，原因是這可能會給父母帶來額外的心理壓力和恐懼，而且通常意味著子女接觸和拜訪的父母頻率較低[19]。

通過對現(xiàn)有文獻的梳理可以看出，目前關于子女外出務工與父母健康之間的關系仍然存在分歧。本文基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數(shù)據(jù)，從生理健康和心理健康兩個方面實證分析子女外出務工對父母健康的影響效應。本文可能的貢獻在于：第一，將子女外出務工視作人力資本投資，重點分析其對農村中老年人健康的影響；第二，采用工具變量方法能有效克服傳統(tǒng)研究中可能存在的內生性問題，提高了結論的可靠性；第三，注意到在中國傳統(tǒng)文化背景下，父母的時間偏好是重要的遺漏變量，本文對此展開的分析有利于更為準確地評價子女外出務工對父母健康的作用。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所用的數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)2011年的數(shù)據(jù)。CHARLS數(shù)據(jù)是國內研究老年人健康最常用的數(shù)據(jù)庫之一，目前公布了2011年、2013年、2015年三期數(shù)據(jù)。2011年的基期調查涉及全國25個省(自治區(qū)、直轄市)的約1萬戶家庭，被訪者年齡為45歲及以上的中老年人，該調查包含了中老年人的健康狀況、生活方式、健康行為、子女是否外出、工作情況以及所在的村莊/社區(qū)的基本情況等信息。2013年和2015年兩次調查沒有再公布村莊/社區(qū)調查數(shù)據(jù)，考慮到村莊/社區(qū)環(huán)境是影響健康的重要因素(需要控制該類變量)，以及為了從村莊/社區(qū)數(shù)據(jù)中尋找有效的工具變量，因此2011年基期調查數(shù)據(jù)更符合本文研究的需求。根據(jù)研究目的，本文在數(shù)據(jù)庫中選擇至少有一個孩子的農村地區(qū)45歲以上的中老年人作為研究對象。在樣本處理時，剔除與本研究直接相關的重要變量(子女外出務工、健康相關變量)存在缺失的樣本，最終得到有效樣本5258個。

(二)變量設定與方法

1.被解釋變量

本文將生理健康和心理健康作為被解釋變量。CHARLS問卷詢問了“您覺得您的身體健康狀況怎么樣？”，受訪者按照“非常好、很好、好、一般、不好”的五個等級來匯報自我健康評價。本文遵循以往許多文獻的做法[20-23]，將自我健康評價指標劃分為兩類，將“非常好、很好、好”歸結為健康狀況“好”，賦值為“1”，將“一般、不好”歸結為健康狀況“差”，賦值為“0”，形成一個二分變量。

本文通過抑郁量表(CES-D)計算抑郁指數(shù)對心理健康狀況進行衡量。CES-D量表由Radloff編制，包含20個條目，廣泛用于心理健康的研究[24-26]。借鑒已有文獻的做法[27-30]，本文根據(jù)發(fā)生頻率，設定以下賦值：“很少或者根本沒有(<1天)”賦值為0 ；“不太多(1～2天)”賦值為1；“有時或者有一半的時間(3～4天)”賦值為2；“大多數(shù)的時間(5～7天)”賦值為3。對積極情緒條目的上述各選項從相反方向賦值，最后加總得出抑郁得分即抑郁指數(shù)，十個問題對應的總分值在0～30之間，數(shù)值越小，代表老年人的心理狀況越健康。嚴重抑郁的臨界值是10分[31]，所以本文對抑郁指數(shù)進行了分層，設定10分及以上為抑郁，即心理健康狀況較差，10分以下為不抑郁，即心理健康狀況較好。

2.解釋變量

自變量的選取主要參考格羅斯曼(Grossman)健康需求模型，該模型分析了影響健康的直接或間接因素。在格羅斯曼健康需求模型中，影響健康的因素主要分為社會經濟、行為、環(huán)境、遺傳因素等方面，具體包括醫(yī)療服務、收入、教育、年齡、性別、種族、婚姻狀況、環(huán)境污染以及個人行為(如吸煙、飲食與運動等)[32]。本文的核心被解釋變量是子女外出務工，借鑒Giles、Antman、Kuhn、B?hme、連玉君等的研究[33-37]，根據(jù)CHARLS 2011年家庭問卷中問題CB053可以判斷子女是否外出，根據(jù)CB070可以判斷子女目前是否工作，子女同時滿足外出和工作兩個條件，定義為子女外出務工。通過對數(shù)據(jù)的處理得到本文主要的解釋變量——子女外出務工Childoutifv，將這一變量設定為虛擬變量，當被調查者家中有子女外出務工時，Childoutifv=1，否則Childoutifv=0。

3.控制變量

根據(jù)Grossman健康生產模型，參照以往有關健康的研究，本文選擇的控制變量主要包括三種：一是個體特征變量Xifv，二是家庭特征變量Ffv，三是村莊社區(qū)特征變量VV(2)值得說明的是，在中國農村地區(qū)，不同村莊差異并不顯著，特別是臨近村莊。但CHARLS數(shù)據(jù)采用多階段抽樣，在縣/區(qū)和村居抽樣階段均采取PPS抽樣方法，村莊差異代表地區(qū)差異。。為減輕遺漏偏差，本文盡可能控制同時影響農村中老年人健康和子女外出務工決策的變量，例如家庭是否有大學生子女。具體設置見計量模型部分。

(三)計量模型

Healthi=α+βChildouti+γXifv+δFfv+θVV+εifv

(1)

其中Healthi為被解釋變量，表示父母健康狀況，分為生理健康和心理健康。Childouti是本文最關注的解釋變量，表示子女外出務工。Xifv代表個人特征變量，主要包括年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、患慢性病數(shù)量及個人健康行為(吸煙、喝酒)。Ffv是家庭特征變量，主要包括家庭人口規(guī)模、人均收入水平、家庭是否有大學生子女等。VV是村莊特征變量，主要包括村莊經濟狀況、使用沖水廁所情況、環(huán)境污染情況和體育設施配置情況等。εifv是隨機誤差項，β是本文主要關注的估計參數(shù)。由于健康指標是二元變量，本文使用Probit進行估計。

根據(jù)Grossman模型，個人的健康投資取決于自己的決策。擴展的Grossman模型將一個家庭作為健康生產者，健康投資不僅取決于自己決策，還受到其他家庭成員的健康、偏好、教育、收入等的影響。本文按照時間偏好，將中老年人分為重視現(xiàn)在型和重視未來型兩種類型。其中，重視未來型的父母重視子女的人力資本投資，例如支持子女上學和外出務工等，同時，也更注重自己的健康投資，傾向于選擇健康的生活方式，例如規(guī)律性的飲食、積極的體育鍛煉等。反之，重視現(xiàn)在型的父母不僅不支持子女外出務工，而且往往不重視自己的健康行為。因此，父母的時間偏好既影響子女外出務工決策，也通過生活方式影響健康，是重要的遺漏變量。使用Probit估計可能會過高估計子女外出務工對父母健康的影響，導致估計參數(shù)β是有偏的，因此本文采用兩階段最小二乘法進行穩(wěn)健性檢驗。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計結果

所有變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1顯示，62.7%的農村父母有子女外出務工。從個體特征看，樣本人群年齡均值為60.59歲，男性所占的比例為50.8%，女性所占的比例為49.12%，女性占比略低于男性。樣本人群中，自評健康的均值為0.210，表明農村父母的健康狀況處于好和不好之間，偏向不好一側；心理健康的均值為0.481，介于心理健康和心理不健康之間，偏向心理不健康一側。但整體來看，我國農村地區(qū)中老年人的心理健康狀況和生理健康狀況并不好，沒有達到一般水平。

(二)回歸模型估計結果

表2報告了基本回歸結果。第(1)列僅控制了子女外出務工變量，回歸結果顯示，子女外出務工的回歸系數(shù)不顯著。第(2)列在第(1)列的基礎上進一步控制了年齡、性別、婚姻狀況、受教育狀況、患慢性病數(shù)量和吸煙、喝酒狀況，回歸結果顯示：子女外出務工的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上為正；在個體特征變量中，年齡的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為負，表明隨著年齡的增長，中老年人的健康狀況在逐漸地衰退；與未接受教育的樣本相比，小學及以下、初中、高中及以上的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，這意味著，接受過教育的中老年人比那些沒有接受過教育的中老年的自評健康狀況要好，接受教育對健康有利，這一結論和一些研究發(fā)現(xiàn)是一致的[38]；慢性病的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負，患慢性病數(shù)量越多，老年人的健康狀況越差。

表2 子女外出務工對農村中老年人生理健康的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著；括號內代表標準誤。

第(3)列在第(2)列的基礎上進一步加入了家庭特征和村莊特征變量，如家庭人均收入、家庭規(guī)模、家里是否有大學生子女、村莊環(huán)境、使用沖水廁所情況、體育設施情況、村莊富裕程度。同時，第(3)列在社區(qū)層面進行了聚類。通過分組聚類出具有相似特征的樣本，并分析樣本的共同特征，可消除社區(qū)異質性。聚類分析的目的是為了克服某個變量在一個層次上高度相關，在本文中，進行聚類分析是為了克服子女外出務工變量在社區(qū)層面上高度相關?；貧w結果顯示，子女外出務工的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上為正。在個人生活方式特征變量中，吸煙的回歸系數(shù)不顯著，喝酒的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。家里有大學生子女的回歸系數(shù)在5%水平上顯著，村莊環(huán)境狀況、村莊體育設施狀況、富裕程度對生理健康的影響不顯著。實證結果表明，有子女外出務工的農村中老年人的生理健康狀況更好。

表3報告了子女外出務工對父母心理健康的影響。第(1)列僅控制了子女外出務工變量，回歸結果顯示，子女外出務工的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為負，子女外出務工能顯著降低農村中老年人的抑郁發(fā)生概率，增進農村中老年人的心理健康。第(2)列是在第(1)列的基礎上進一步控制了個體特征變量中的性別、年齡、婚姻狀況、受教育狀況、患慢性病情況以及個人的吸煙和喝酒狀況，回歸結果顯示，子女外出務工的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上為負。在個體特征變量中，接受過教育的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負。吸煙的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為負。

第(3)列在第(2)列的基礎上進一步控制了家庭特征變量和村莊(社區(qū))特征變量，并在社區(qū)層面進行了聚類?；貧w結果顯示，子女外出務工的回歸系數(shù)為負，且在10%的顯著性水平上顯著。吸煙的回歸系數(shù)顯著為負，喝酒的回歸系數(shù)不顯著。患慢性病的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，患慢性病增加了農村中老年人的抑郁概率，不利于農村中老年人的心理健康?；橐鰻顩r方面，已婚的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為負，說明婚姻能顯著減少農村中老年人的抑郁，通過與配偶共同生活，可以獲得生活照料、精神慰藉等，促進中老年人的心理健康，這與以往的研究結論是一致的[39-40]。

表3 子女外出務工對農村中老年人心理健康的影響

(續(xù)表3)

(1)心理健康(抑郁)(2)心理健康(抑郁)(3)心理健康(抑郁)家里有大學生子女-0.193???(0.060)村莊環(huán)境污染0.044(0.080)使用沖水廁所-0.090(0.076)村莊有體育設施-0.180???(0.067)村莊富裕-0.008(0.070)常數(shù)項-0.767???-0.646???-0.047(0.032)(0.170)(0.238)Pseudo R20.0040.1010.113樣本數(shù)506648514818

注：***、*分別表示在1%、10%的顯著性水平上顯著；括號內代表標準誤。

家庭特征方面，家庭人均收入和家里有大學生子女的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。家庭人均收入對農村中老年人的生理健康和心理健康均有正向的作用。家庭人均收入代表經濟支持，經濟支持對父母健康投入的改善主要通過放松家庭預算約束發(fā)揮作用[41]。經濟支持的增加意味著可以用更多的經濟資源為中老年父母提供更多更好的物質條件，以及對其進行更多的健康投資。例如，家庭收入的提高可以在居住狀況等方面改善農村家庭的生活條件，促進健康投入的增加，同時，還可以提高農村中老年人接受醫(yī)療服務的可及性。

在其他條件不變的基礎上，與未受教育相比，小學及以下、初中、高中及以上均在1%的水平上顯著為負，受教育程度越高，中老年人的心理健康狀況越好。農村中老年人的受教育程度與其自評健康狀況和心理健康狀況均顯著正相關，這一結論和諸多文獻的研究結論相一致[42-43]。教育不僅使健康投入的預算約束集擴大[44]，還使健康投入要素的配置效率得到提高[45]，與此同時，在健康的生活行為方面，受教育水平更高的人會傾向于選擇更健康的生活行為方式[46]。社區(qū)特征中社區(qū)體育娛樂設施的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明在村莊配置體育娛樂設施有利于中老年人的心理健康。

實證結果說明，有子女外出務工的農村父母的心理健康狀況更好。

(三)內生性檢驗

本文旨在研究子女外出務工對中老年父母健康的影響，然而父母的健康狀況也會對子女外出務工的決策產生影響[47]。子女外出務工與中老年父母健康之間或許存在雙向因果關系，進而導致子女外出務工變量存在內生性問題。由此，為了得到更有效的估計結果，本文引入工具變量進行兩階段最小二乘法(2SLS)估計，以解決內生性問題。

本文選取村莊外出務工人口比例和家庭子女中男性比例作為子女外出務工的工具變量。主要原因是村莊外出務工人口比例會直接影響子女外出務工概率，進而影響農村勞動力的外出務工決策和行為，因此該工具變量和子女外出務工存在一定的相關性，同時，該變量不會對農村中老年人的健康產生直接影響，較好地保證了工具變量的外生性。因此，從理論上來講，將這一變量作為工具變量的選擇是合理的。

表4報告了工具變量2SLS估計結果，從中可以發(fā)現(xiàn)，在引入工具變量消除內生性問題之后，子女外出務工與中老年父母的生理健康和心理健康仍呈現(xiàn)出正相關關系。

通過多種統(tǒng)計量來檢驗所使用工具變量的合理性：首先，在所有的工具變量回歸中，第一階段弱工具變量檢驗Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量值分別為112.911、157.426，遠高于Stock-Yogo提出的判斷弱工具變量的臨界值(10)[48]，說明本文選取的工具變量與內生變量高度相關，不存在弱工具變量問題；其次，采用過度識別檢驗Hansen J檢驗，統(tǒng)計量分別為0.392、0.533，P值分別為0.531、0.465，均未達到10%顯著性水平，因而不能拒絕工具變量與誤差項不相關的原假設。上述檢驗表明，本文所選擇的工具變量是有效的。

表4 工具變量2SLS估計結果

注：***、**分別表示在1%、5%的顯著性水平上顯著；括號內代表標準誤。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.更換解釋變量

為了進一步檢驗上述結果的穩(wěn)健性，本文對解釋變量的界定方法進行了變換，以外出務工子女占比(外出子女數(shù)與家庭子女總數(shù)的比值)來測量家庭中子女外出務工情況。從表5可以看出，無論是Probit回歸結果還是兩階段最小二乘法(TSLS)回歸結果，核心解釋變量(外出務工子女占比)回歸系數(shù)的方向并未改變，模型的估計結果仍保持穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗：變換解釋變量

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著；括號內代表標準誤。

2.更換被解釋變量

首先，使用身體質量指數(shù)(BMI)作為測量生理健康的指標，參數(shù)估計方法仍然采用Probit估計方法，估計結果如表6所示。相比表2的結果，表6中核心解釋變量回歸系數(shù)的方向并未改變。

其次，嘗試使用生活滿意度作為衡量父母心理健康的指標[49]，進行穩(wěn)健性檢驗。表7結果顯示，子女外出務工對農村中老年人生活滿意度有顯著的正向影響。這一結果似乎與我們的常識相悖，子女不外出，留在父母身邊，農村中老年人應該生活滿意度更高。產生這種正向影響可能出于以下四點原因：(1)子女外出務工是重要的人力資本投資方式，是個人能力的一種體現(xiàn)，在農村地區(qū)，不能出去務工會被認為是“沒本事”，農村子女外出務工可以帶來更高的收入和社會地位，使家庭生活條件得到改善，進而滿足父母“盼子成龍，盼女成鳳”的兒女成就安心需求[50]，抵消了子女不在父母身邊的一些負面影響。(2)外出工作拓展了農村青年子女的活動半徑，提升了他們找到配偶的概率，父母希望子女通過外出務工找到合適的配偶。(3)外出務工減少了子女與父母的生活摩擦，有利于雙方保持和諧的關系。(4)現(xiàn)代通信手段和互聯(lián)網(wǎng)的普及使父母與外出子女的情感交流更加便捷，父母在情感慰藉方面得到滿足。

表6 子女外出務工對農村中老年人BMI的影響

注：括號內為對應系數(shù)的t統(tǒng)計值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；第(1)列僅控制了子女外出務工變量，第(2)列是在第(1)列基礎上進一步控制了個體特征變量中的年齡、受教育情況、婚姻狀況、患慢性病情況以及生活方式中的吸煙、喝酒狀況，第(3)列是在第(2)列的基礎上進一步控制了家庭特征變量和社區(qū)特征變量。

表7 子女外出務工與農村中老年人生活滿意度

注：***表示在1%的顯著性水平上顯著；括號內代表標準誤；第(1)列只控制了子女外出務工，第(2)列在第(1)列的基礎上控制了性別、年齡、婚姻狀況、受教育狀況、患慢性病情況、吸煙、喝酒等變量，第(3)列在第(2)列的基礎上，繼續(xù)控制了受訪者所在的家庭特征和村莊特征。

五、結論與政策建議

本文基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調查2011年的數(shù)據(jù)深入考察子女外出務工對農村中老年人健康的影響，并選取合適的工具變量進行2SLS估計。研究發(fā)現(xiàn)，子女外出務工對父母健康有顯著的促進作用。這一結論意味著，勞動力流動總體提高了農村中老年人的健康狀況。家中有大學生子女對父母的生理健康和心理健康均有顯著的正向影響；村莊有體育設施對農村中老年人的心理健康呈現(xiàn)顯著的正向影響。

本研究表明,農村勞動力流動對農村中老年人健康會產生正面激勵作用，提升子女的人力資本是改善父母健康的重要路徑。在全面實施“鄉(xiāng)村振興”和“健康中國”戰(zhàn)略背景下，為了促進農村中老年人健康，提升其生活質量，應更加關注農村人力資本投資，除了繼續(xù)重視基礎教育外，還可以豐富人力資本投資形式，加大對農村職業(yè)教育、技能培訓等的支持力度，通過家庭化的方式來應對老齡健康問題。