问题的提出
做子女的常常听到父母说:"我真的要被你气的少活两年!"这本是句玩笑话，但是与子女的关系是不是真的能影响老年人的健康？那健康的测量标准是什么？我们将通过什么方法来验证猜想？
自评健康是个体对于自身健康的评价，相对于客观存在的健康指标而言，自评健康主观性更强，是个体结合自身客观健康事实，对健康状况所作出的综合性评估，自评健康是具有价值的健康测量工具。刘向红等（2002）认为自评健康与老年人的生存相关，自评健康对人群的死亡有很好的预测性。所以我们将自评健康作为本研究的因变量。
其次，在单位家庭中，除了横向的夫妻关系，就是竖向的代际关系，也就是老年人与子女之间的关系。社会支持是影响老年人重要自评健康因素，而家庭是提供社会支持主要来源，为了饱满我们的研究，我加入了婚姻状态作为另一自变量。
我试图解释的是婚姻状态和与子女关系可能对老年人自评健康有保护作用。与子女关系和婚姻状态都属于家庭关系，但是这两种关系对于老年人自评健康的作用是否可以互为补足？也就是说，当老年人婚姻状态不佳时，良好的子女关系是否可以弥补老年人对自评健康上的缺失？反而言之，当老年人与子女关系不佳时，良好的婚姻状态是否能使得老年人对自身健康的评价依然很高？
回顾已有研究
婚姻状态对老年人自评健康的影响
目前，关于婚姻状态对自评健康的影响的研究，可以被分为两类：一类认为婚姻状态与居民自评健康之间的关系并不显著，另一类认为婚姻对健康自评具有积极作用。孙齐昂等（2013）基于中国综合社会调查（CGSS）2008年的数据建立多元回归模型，发现婚姻状态并没有通过显著性检验，婚姻生活是否稳定不影响个体的自评健康。李士雪等（2003）通过访问1000名18岁以上的居民的自评健康情况，得出不同婚姻状态的人群，其自评健康评分存在明显差异，具体表现为：分居者<离婚者<丧偶者<已婚者。李、孙二人的研究结果迥然不同的主要原因之一是由于数据来源的差异。Jankovij(2012)也提出婚姻是影响自评健康的一重要要素。
其中一种假说认为，婚姻对个体具有保护作用。婚姻可以为个体提供精神和身体上的资源，因此婚姻状态差的个体的资源获得也会受到影响。配偶的监督和婚姻所带来的社会支持，可以为个体传递有益的健康信息和生活方式。目前的研究虽然存在差异，但是大多都肯定了婚姻对于健康的保护作用。
与子女关系对老年人自评健康的影响
国外学者Fingerman（2008）除了探究与子女关系对于老年人健康的影响，还对老年人与子女关系对于子女健康的影响进行了研究，认为当子女和父母之间存在高度矛盾时，子女和父母的自评健康都较差。因此，可以假设老年人与子女关系的稳定和谐，是有助于家庭子女和父母健康的。随着时代的更迭，家庭关系的重心也发生了改变。重心由"以子为轴"向"夫妻为轴"转变。
因此可以做出假设：
H1：子女关系能够影响老年人自评健康，且存在正向作用。
H2：婚姻状态能够影响老年人自评健康，且存在正向作用。
H3：婚姻状态对老年人自评健康影响大于子女关系对老年人自评健康的影响。
如何验证
数据来源
我采用的是2012年中国老年人社会追踪调查的开放数据，该调查是全国性的社会调查，其中涉及到全国19个省、市、自治区，包括老年人个体数为1126个。其中男性为545人，女性为578人，男女比例为0.943。本文的研究对象选取年龄为60岁以上的老年人，剔除年龄为60岁以下的个体。60—69岁、70—79岁、80—89岁、90岁以上的老年人分别为686人、325人、69人以及3人。该调查以SSU地图地址抽样，抽取相应家庭户，在对家庭户中60岁以上的老年人进行随机抽样。且其调查方式为入户调查。
变量处理
| 编号 | 内容 | 赋值 |
|---|---|---|
| 因变量 | 老年人自评健康 | 不健康=0，健康=1 |
| — | — | — |
| 自变量 | 婚姻状态 | 其他=0，已婚=1 |
| — | — | — |
| 老年人与子女关系 | 不好=1，还可以=2，很好=3 | |
| — | — | — |
| 控制变量 | 性别 | 女=0，男=1 |
| 年龄 | 60至64=1；65至69=2；70至74=3；75至79=4；80至84=5；85至89=6；90至94=7 | |
| — | — | — |
| 职业 | 1=技术类 2=非技术类 3=无业 | |
| 是否有宗教信仰 | 否=0，是=1 | |
| 能有几个朋友能放心的谈论自己的私事 | 无=0 一个至多个=1 | |
| 目前享受以下哪种当地政府提供的基本养老保险 | 无=0 有=1 | |
模型介绍
本文的因变量是老年人的自评健康，影响自评健康的因素有很多，本文采取Logistic多元回归模型，检验两个相关自变量对于老年人自评健康的影响。由上文可知，因变量中，"健康"取值为1，"不健康"的取值为0。在此基础上，解释婚姻状态、与子女关系对于老年人自评健康的影响，且婚姻状态、与子女关系以及其他的控制变量来自于同一截面的数据，因此，模型形式为：
- logit pt=log (p/1-p)=b0+∑bi*xti
- logit pt=log (p/1-p)=b0+∑bi_xti+b1_Mt1
- logit pt=log (p/1-p)=b0 +∑bi_xti+b1_Mt1+ b2*Mt2
在模型1中，只加入各控制变量，将性别、年龄、职业、宗教信仰、交友以及养老保障 xti为各控制变量，b0指的是截距，bi指的是未将"婚姻状态"以及"与子女关系"纳入模型前，也就是未控制"婚姻状态"以及"与子女关系"对模型的影响之前，各变量对模型的影响。p表示老年人健康的概率，p/1-p称为比值比（odds ratio），是指健康状况良好的概率与健康状况不好的概率的比值。在模型2中，加入自变量"与子女的关系"，bi是指控制了模型1中的四个变量，以及"与子女关系"之后，原有四个变量在模型2中的主效应。Mt1指的是"与子女之间的关系"，b1是指该变量在模型2中的主效应。据同样的模型构建原理，建构模型3，其他含义、结构与模型2完全相同，Mt2指的是"婚姻状态"，且b2是指的"婚姻状态"在该模型的主效应。
检验结果
模型3是三个模型中，模型伪R最小，且p值最为显著的，模型3的解释力最强。在模型3中，显示显著的有"年龄"、"职业"以及"与子女关系"，且"婚姻状态"并不显著。"年龄"的系数为负数，年龄越大的老年人个体与具有相同特征（性别、职业、宗教信仰、交友数量、养老保障、婚姻状态以及子女关系）的年龄较小的老年人相比，更不可能是健康的。该结论符合客观事实，随着年龄的增长，老年人的健康状况将随之变差，因此自评健康水平也会随之下降。本文将"与子女关系"分为"不好"、"还可以"以及"很好"，以"不好"作为对照组，"还可以"和"很好"的发生比分别为4.56、6.70。这表示，认为与子女关系还可以的老年人在其他变量不变的情况下，与那些同子女关系不好的老年人个体更有可能是健康的，认为与子女关系还可以的个体其健康的发生比是那些认为与子女关系不好的个体的5倍左右。同理，认为自己与子女关系很好个体认为自己健康的发生比是那些认为与子女关系不好个体的7倍左右。因此，可以认为与子女关系对老年人自评健康有保护作用。假设H1得到了验证。
但是模型3加入"婚姻状态"这一自变量在模型中并不显著，其P值为0.104，大于0.05，因此假设H2、H3被拒绝。但是笔者在剔除"年龄"这一控制变量时，"婚姻状态"以及"与子女关系"这两个变量都显示显著，其P值分别为0.028和0.001，且处在已婚状态的老年人个体在其他条件不变的情况下健康的发生比是不在已婚状态老年人个体的1.5倍左右。该现象引起了笔者的思考为什么在控制"年龄"这一变量的情况后，原本显著的"婚姻状态"变得不显著了？
本文认为加入的"年龄"可能是一个干扰变量，与解释变量（婚姻状态）存在竞争关系，换句话来说，也就是"婚姻状态"对于老年人自评健康的解释力可能不足，真正核心解释的因素应该是"年龄"。为进一步探讨"年龄"是否会影响"婚姻状态"，本文将"婚姻状态"作为因变量，将"年龄"作为自变量进行回归分析，发现P值为0.000，远小于0.05。也就是说年龄对于婚姻状态确实存在影响。其具体原因为年龄越大的老年人个体，丧偶的可能性越大。