杜本峰 耿蕊 穆躍瑄 郝昕 王靜文

1.中國(guó)人民大學(xué)公共健康與疾控交叉學(xué)科重大創(chuàng)新平臺(tái) 中國(guó)人民大學(xué)人口與發(fā)展研究中心 北京 100872 2.河南省社會(huì)科學(xué)院 河南鄭州 450000 3.中國(guó)人民大學(xué)社會(huì)與人口學(xué)院 北京 100872

2017年世界衛(wèi)生組織(WHO)報(bào)告數(shù)據(jù)顯示，抑郁癥患病率隨年齡增長(zhǎng)而變化，年齡在60～64的老年人是罹患抑郁的高危人群，患病率高達(dá)13%；全球疾病負(fù)擔(dān)評(píng)估報(bào)告顯示2020年抑郁成為第二大疾病負(fù)擔(dān)源，而我國(guó)抑郁癥的患病人群已有9 000萬(wàn)之多，6.6%受心理健康困擾的老年人檢查出了殘疾。[1]

從家庭生態(tài)學(xué)理論看，早期家庭功能障礙會(huì)影響生命歷程的發(fā)展，尤其是當(dāng)多重功能障礙同時(shí)出現(xiàn)時(shí)。隨著時(shí)間的推移，童年不良經(jīng)歷或不利的生活環(huán)境所引發(fā)的累積劣勢(shì)可以通過(guò)不同的社會(huì)或生物機(jī)制對(duì)終生的心理健康產(chǎn)生影響[2]，目前尚不清楚童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向的影響和作用機(jī)制。

綜上，本研究關(guān)注兒童在0～17歲期間家庭功能障礙與老年期抑郁傾向的聯(lián)系，分析童年家庭功能障礙與老年人抑郁傾向的獨(dú)特關(guān)聯(lián)和作用機(jī)制，從起點(diǎn)公平的視角了解誘發(fā)老年人抑郁癥狀的不利因素，為從多維度改善晚年心理健康提供科學(xué)依據(jù)。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

家庭生態(tài)學(xué)理論提示家庭作為生態(tài)系統(tǒng)中微觀系統(tǒng)的重要組成部分，童年的家庭功能障礙與內(nèi)化和外化癥狀有可靠的聯(lián)系[3-4]，經(jīng)歷的生命歷程軌跡對(duì)生物系統(tǒng)具有長(zhǎng)期和潛在的不可逆影響，進(jìn)而導(dǎo)致不同的健康結(jié)果[5]。累積劣勢(shì)理論認(rèn)為隨著時(shí)間的推移，初始健康優(yōu)勢(shì)或劣勢(shì)會(huì)在生命歷程中形成累積效應(yīng)，形成群體健康較為穩(wěn)定的差異。[6]據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：童年家庭功能障礙與老年期抑郁傾向相關(guān)聯(lián)；假設(shè)2：童年家庭功能障礙累積與老年期抑郁傾向相關(guān)聯(lián)。

生命歷程理論的關(guān)鍵期模型認(rèn)為早期逆境對(duì)老年健康的影響大于個(gè)體成年后逆境的影響。途徑模型表明社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等是聯(lián)系早期暴露與后期健康的重要中介。[7]風(fēng)險(xiǎn)積累模型表明不同生命階段的有害暴露會(huì)對(duì)個(gè)體健康造成累積損害。[8]風(fēng)險(xiǎn)積累機(jī)制認(rèn)為多個(gè)生命階段的劣勢(shì)協(xié)同影響健康。社會(huì)流動(dòng)性模型預(yù)測(cè)生命早期逆境會(huì)被后期環(huán)境所修正。[9]據(jù)此，本研究提出假設(shè)3：老年人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在童年家庭功能障礙累積與老年抑郁傾向之間的關(guān)系中起到中介作用；假設(shè)4：老年人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位調(diào)節(jié)童年家庭功能障礙累積對(duì)老年人抑郁傾向的影響大小。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

研究所用數(shù)據(jù)來(lái)源于2018年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Survey, CHARLS)和CHARLS于2014年開(kāi)展的居民生命歷程調(diào)查數(shù)據(jù)。CHARLS的調(diào)查問(wèn)卷囊括了個(gè)體及其家庭的各方面信息，主要包括個(gè)人基本信息、家庭結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)支持、健康狀況、工作、退休和養(yǎng)老金、收入、消費(fèi)、資產(chǎn)以及社區(qū)基本情況等；2014年的居民生命歷程調(diào)查包括受訪者早年的基本信息、家庭信息、教育、健康、財(cái)富和工作史等內(nèi)容。此研究使用2014年CHARLS生命歷程調(diào)查數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)，獲取了受訪者關(guān)于童年家庭功能障礙的11個(gè)變量，并與2018年數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，對(duì)缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行刪除處理。

2.2 變量設(shè)置

本研究的因變量是抑郁傾向，指受訪者存在抑郁特征和情緒的可能性。抑郁作為以長(zhǎng)時(shí)間的情緒低落為特征的心理障礙，主要表現(xiàn)為心情低落、悲觀、消極厭世，嚴(yán)重影響個(gè)體的身體健康和社會(huì)功能的實(shí)現(xiàn)。抑郁傾向采用CHARLS 2018年調(diào)查問(wèn)卷中的10項(xiàng)流行病學(xué)調(diào)查抑郁量表(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale，CESD-10)進(jìn)行測(cè)量。該量表共涵蓋10個(gè)項(xiàng)目，每個(gè)項(xiàng)目設(shè)有4個(gè)等級(jí)選項(xiàng)。10個(gè)項(xiàng)目中包含了8個(gè)負(fù)面問(wèn)題與2個(gè)正面問(wèn)題，對(duì)正面問(wèn)題進(jìn)行反向計(jì)分,抑郁傾向得分越高說(shuō)明受訪者在近一周內(nèi)的抑郁傾向越嚴(yán)重。該量表各項(xiàng)得分與總分的克倫巴赫 α 系數(shù)(Cronbach’s α)為 0.735，說(shuō)明具有良好的內(nèi)部一致性，信度較高。

自變量為童年家庭功能障礙。童年家庭功能障礙包括父母的身體和心理狀況、教養(yǎng)方式，夫妻之間的關(guān)系質(zhì)量等導(dǎo)致的家庭功能的全部或部分缺失。童年家庭功能障礙的界定通過(guò)童年時(shí)期(0～17歲)女撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、女撫養(yǎng)人身體殘疾、女撫養(yǎng)人精神失常、男撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、男撫養(yǎng)人身體殘疾、男撫養(yǎng)人精神失常、被母親打、被父親打、父母經(jīng)常吵架、父親打母親、母親打父親等11個(gè)指標(biāo)評(píng)定，對(duì)11種童年逆境分別創(chuàng)建獨(dú)立變量，有上述情況定義為1，無(wú)上述情況定義為0。童年家庭功能障礙總分值越高遭受的童年逆境越多。

中介變量為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是指?jìng)€(gè)人或群體的社會(huì)位置，本研究采用個(gè)體受教育年限對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位進(jìn)行測(cè)量。將原始數(shù)據(jù)中的文化程度轉(zhuǎn)換為受教育年限，轉(zhuǎn)換方法為：0=不識(shí)字，3=私塾/掃盲班，6=小學(xué)，9=初中，12=高中/中專(zhuān)，15=大專(zhuān)及以上。

控制變量為社會(huì)人口學(xué)特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況、健康狀況和社會(huì)活動(dòng)參與情況等。其中社會(huì)人口學(xué)特征包括性別、年齡；社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況包括城鄉(xiāng)；健康狀況包括自評(píng)健康狀況和工具性日常生活自理能力(Instrumental Activities of Daily Living, IADL)；社會(huì)活動(dòng)參與情況包括是否參與社會(huì)活動(dòng)。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)表

2.3 實(shí)證方法與基本模型

本研究利用CHARLS數(shù)據(jù)，采用reg回歸模型研究童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向的影響：yi=α0+α1xi+αiMi+μi。其中，yi是老年人抑郁傾向，xi是童年家庭功能障礙，Mi表示社會(huì)人口學(xué)特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況、健康狀況和社會(huì)活動(dòng)參與情況等層面的控制變量，μi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。構(gòu)建童年家庭功能障礙種類(lèi)數(shù)對(duì)老年人抑郁累積效應(yīng)的基本方程：yi=α0+α1x+αiMi+μi。其中，yi是老年人抑郁傾向，x是童年家庭功能障礙種類(lèi)數(shù)。

除了對(duì)于童年家庭功能與老年抑郁傾向關(guān)系的探索，研究還使用逐步檢驗(yàn)法檢查在此關(guān)系中受教育年限的中介作用，并以交互項(xiàng)深入分析教育年限的調(diào)節(jié)作用。

3 研究結(jié)果

3.1 童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向的影響與貢獻(xiàn)

為了估計(jì)童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向的影響，本研究構(gòu)建了3個(gè)多元回歸模型(表2)。模型1將表征童年家庭功能障礙的變量納入，分析童年家庭功能障礙的不同方面對(duì)老年人抑郁傾向的影響。模型2納入了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量，分析童年家庭功能障礙與老年人抑郁傾向的關(guān)系。模型3進(jìn)一步納入控制變量觀測(cè)童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向的影響變化。

表2 童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向影響的估計(jì)結(jié)果

(續(xù))

模型1的分析結(jié)果顯示童年女撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、女撫養(yǎng)人身體殘疾、女撫養(yǎng)人精神失常、男撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、男撫養(yǎng)人身體殘疾、被母親打、父親打母親的老年人比沒(méi)有出現(xiàn)上述情況的老年人的抑郁傾向平均得分分別高1.593、1.717、1.792、0.971、0.643、1.072、1.330分(P<0.05)。

模型2中受教育年限與老年抑郁傾向呈顯著負(fù)相關(guān)，隨著受教育年限的增加，老年人抑郁傾向的平均得分低0.324分；童年父母經(jīng)常吵架的老年人相較沒(méi)有上述情況的老年人的抑郁傾向平均得分高0.361(P<0.001)；同時(shí)男撫養(yǎng)人身體殘疾對(duì)老年人抑郁傾向的影響不再顯著；童年女撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、女撫養(yǎng)人身體殘疾、女撫養(yǎng)人精神失常、男撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、被母親打、父親打母親對(duì)老年人抑郁傾向的偏回歸系數(shù)均有所降低，說(shuō)明老年人受教育年限的提高降低了童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向的影響。

模型3在納入其他控制變量后，童年女撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、女撫養(yǎng)人身體殘疾、女撫養(yǎng)人精神失常、被母親打、父親打母親，受教育年限對(duì)老年人抑郁傾向的偏回歸系數(shù)均有所降低，童年父母經(jīng)常吵架對(duì)老年人抑郁傾向的偏回歸系數(shù)有所升高；童年男撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病對(duì)老年人抑郁傾向的影響不再顯著；童年被父親打?qū)夏耆艘钟魞A向的影響由不顯著變?yōu)轱@著，童年被父親打的老年人相較沒(méi)有上述情況的老年人的抑郁傾向平均得分高0.663(P<0.01)。假設(shè)1得到證實(shí)。

從童年家庭功能障礙各因素對(duì)老年人抑郁傾向的相對(duì)貢獻(xiàn)程度來(lái)看：童年女撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病對(duì)老年人抑郁傾向的相對(duì)貢獻(xiàn)程度最大(29.44%)，其次是童年父親打母親(23.39%)，再次是童年女撫養(yǎng)人精神失常(10.94%)。

表3 童年家庭功能障礙各因素的Shapley值分解結(jié)果

3.2 童年家庭功能障礙種類(lèi)對(duì)老年人抑郁傾向累積效應(yīng)

研究利用家庭功能障礙得分分析家庭功能障礙的種類(lèi)數(shù)累積效應(yīng)，依次構(gòu)建了三個(gè)多元回歸模型，具體結(jié)果見(jiàn)表4。模型4僅納入了在0～17歲之間經(jīng)歷的家庭功能障礙的種類(lèi)數(shù)，結(jié)果顯示童年家庭功能障礙得分正向預(yù)測(cè)老年人抑郁傾向(P<0.001)；模型5納入了受教育年限變量后，這種正向預(yù)測(cè)作用仍顯著(P<0.001)；模型6在納入其他的控制變量后，正向預(yù)測(cè)作用依然顯著(P<0.001)，但童年家庭功能障礙得分對(duì)老年人抑郁傾向的偏回歸系數(shù)有所降低。童年家庭功能障礙得分越高，老年的抑郁傾向越嚴(yán)重。假設(shè)2得到證實(shí)。

表4 童年家庭功能障礙得分對(duì)老年人抑郁傾向的回歸結(jié)果

3.3 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在童年家庭功能障礙對(duì)老年抑郁傾向中介與調(diào)節(jié)作用

根據(jù)生命歷程理論，隨著時(shí)間的推移，由童年的不利條件引發(fā)的累積壓力會(huì)通過(guò)各種社會(huì)和生物機(jī)制對(duì)終身心理困擾產(chǎn)生正向影響。社會(huì)和精神病學(xué)的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題是教育是否有中介作用，即童年的劣勢(shì)是否影響教育水平，而教育水平又反過(guò)來(lái)對(duì)成年后的心理痛苦產(chǎn)生影響。研究采用逐步回歸法進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗(yàn)流程，模型7的研究結(jié)果顯示童年家庭功能障礙得分對(duì)老年人抑郁傾向的總效應(yīng)c顯著，回歸系數(shù)c=0.610，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=13.74，P<0.001)；模型8的研究結(jié)果顯示家庭功能障礙得分對(duì)受教育年限的回歸系數(shù)a顯著，回歸系數(shù)a=-0.112，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=-4.33，P<0.001)；模型9的研究結(jié)果顯示在控制受教育年限和其他控制變量后童年家庭功能障礙得分對(duì)老年人抑郁傾向的回歸系數(shù)c′顯著，回歸系數(shù)c′=0.593，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=13.40，P<0.001)；受教育年限對(duì)老年人抑郁傾向的回歸系數(shù)b顯著，回歸系數(shù)b=-0.133，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=-9.08，P<0.001)。至此檢驗(yàn)中介效應(yīng)顯著，假設(shè)3成立。

為檢驗(yàn)中介效應(yīng)進(jìn)一步利用非參數(shù)百分位Bootstrap法(N=5 000)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁情緒的直接效應(yīng)為0.593，結(jié)果顯著(z=12.590，P<0.001，95%置信區(qū)間為[0.500,0.684])；童年家庭功能障礙通過(guò)受教育年限對(duì)老年人抑郁傾向影響的間接效應(yīng)為0.017，結(jié)果顯著(z=4.030，P<0.001，95%置信區(qū)間為[0.009,0.026])。童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁情緒影響的總效應(yīng)為0.017+0.593=0.610，中介效應(yīng)在總效應(yīng)中的占比為2.718%(0.017/0.610*100%)。

表6 利用Bootstrap法進(jìn)行的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

模型10顯示了受教育年限在童年家庭功能障礙得分與老年人抑郁情緒之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)(表5)。結(jié)果顯示：童年家庭功能障礙得分對(duì)老年人抑郁情緒的影響顯著為正(Coef.=0.696，P<0.001)，主效應(yīng)顯著；童年家庭功能障礙得分與受教育年限交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(Coef.=-0.020，P<0.05)，這說(shuō)明隨著受教育年限的增加，童年家庭功能障礙得分對(duì)老年人抑郁情緒的影響將會(huì)弱化，假設(shè)4成立。

4 結(jié)論

本研究基于累積劣勢(shì)理論、家庭生態(tài)學(xué)理論和生命歷程理論，提出童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向影響的研究假設(shè)，具體包括童年家庭功能障礙和童年家庭功能障礙種類(lèi)數(shù)均對(duì)老年人抑郁傾向產(chǎn)生影響，并且老年人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在童年家庭功能障礙累積得分與老年抑郁傾向之間的關(guān)系中起到中介作用，老年人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位調(diào)節(jié)童年家庭功能障礙累積得分對(duì)老年人抑郁傾向的影響大小，采用CHARLS2014年和2018年數(shù)據(jù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，研究的主要結(jié)論如下：

4.1 童年家庭功能障礙影響老年人的抑郁情緒

研究發(fā)現(xiàn)童年女撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、女撫養(yǎng)人身體殘疾、女撫養(yǎng)人精神失常、被母親打、被父親打、父母經(jīng)常吵架、父親打母親對(duì)老年人抑郁傾向均產(chǎn)生正向的影響。童年女撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病對(duì)老年人抑郁傾向的相對(duì)貢獻(xiàn)程度最大(29.44%)，其次是童年父親打母親(23.39%)，再次是童年女撫養(yǎng)人精神失常(10.94%)。

4.2 童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向累積效應(yīng)影響顯著

童年家庭功能障礙累積得分對(duì)老年人抑郁傾向具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用，說(shuō)明童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向存在累積效應(yīng)，童年家庭功能障礙的種類(lèi)數(shù)越多，老年的抑郁傾向越嚴(yán)重。

4.3 童年家庭功能障礙種類(lèi)數(shù)通過(guò)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的中介作用影響老年人抑郁傾向的程度

研究結(jié)果也證實(shí)了受教育年限在童年家庭功能障礙累積得分與老年人抑郁情緒之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，隨著受教育年限的增加，童年家庭功能障礙累積得分對(duì)老年人抑郁情緒的影響將會(huì)弱化。

5 建議

本研究發(fā)現(xiàn)童年家庭功能障礙影響老年人的抑郁傾向，提示晚年健康差異的根源在于童年的逆境，“健康家庭”作為健康中國(guó)建設(shè)的重要子單元，以家庭為單位的父母身體和心理狀況、教養(yǎng)方式，夫妻關(guān)系質(zhì)量不僅是影響兒童健康發(fā)展的核心因素，更是助推健康中國(guó)實(shí)現(xiàn)的重要源動(dòng)力。及時(shí)發(fā)現(xiàn)并識(shí)別功能障礙家庭，采取綜合幫扶措施并制定家庭發(fā)展規(guī)劃，建立安保和安全預(yù)警機(jī)制切實(shí)保障兒童免受虐待，減少早期生活逆境的暴露是有效解決晚年健康差異、實(shí)現(xiàn)健康老齡化的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。

5.1 建立安保和安全預(yù)警機(jī)制，采取切實(shí)的保護(hù)方案使兒童免受虐待

從童年家庭功能障礙的各因素可以發(fā)現(xiàn)，不管是童年被母親打還是被父親打，都使老年人的抑郁傾向平均得分更高，提示兒童虐待代表了一種致病的環(huán)境[10]，伴隨兒童虐待而來(lái)的發(fā)展后遺癥不僅會(huì)在嬰兒期、兒童期和青春期導(dǎo)致不良后果，而且往往會(huì)引發(fā)貫穿一生的負(fù)面發(fā)展連鎖反應(yīng)[11]。涉及核心家庭的近端環(huán)境會(huì)破壞經(jīng)歷過(guò)虐待的兒童的典型生理和心理發(fā)展過(guò)程[12]，建議建立安保和安全預(yù)警機(jī)制，采取切實(shí)的保護(hù)方案使兒童免受虐待。

5.2 關(guān)注女性撫養(yǎng)人權(quán)益，重視家庭暴力行為，做好社會(huì)救扶工作

研究發(fā)現(xiàn)，相較于童年女撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、身體殘疾、精神失常對(duì)老年人抑郁傾向均產(chǎn)生影響，童年男撫養(yǎng)人長(zhǎng)期臥病、身體殘疾、精神失常等身體和精神狀況均不對(duì)老年人抑郁傾向產(chǎn)生影響。提示在中國(guó)文化背景下，在幼童階段，女性撫養(yǎng)人更多的承擔(dān)照顧孩子的責(zé)任，與孩子相處的時(shí)間相對(duì)更長(zhǎng)，女性撫養(yǎng)人的身體和精神狀況對(duì)孩子發(fā)展的影響也更為深遠(yuǎn)；同樣的相較于童年父親打母親對(duì)老年人抑郁傾向的影響，童年母親打父親對(duì)老年人的抑郁情緒不產(chǎn)生影響，在調(diào)查樣本中父親打母親的比例為20.97%，母親打父親的比例為5.56%，提示父親打母親這一現(xiàn)象更為多見(jiàn)，也更易對(duì)孩子心理產(chǎn)生不好的影響。提示研究者、政策制定者、社區(qū)服務(wù)者切實(shí)關(guān)注青少年女性撫養(yǎng)人的身體和精神健康，做好社會(huì)救扶工作，同時(shí)關(guān)注家庭暴力行為，維護(hù)兒童女性撫養(yǎng)人的生理和心理安全。

5.3 進(jìn)行童年家庭功能障礙的綜合干預(yù)措施，形成生命全周期的心理健康干預(yù)行動(dòng)

研究證實(shí)童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向存在累積效應(yīng)，童年家庭功能障礙種類(lèi)數(shù)越多，老年的抑郁傾向越嚴(yán)重。先前的研究發(fā)現(xiàn)，加性或累積性指標(biāo)是量化未來(lái)疾病風(fēng)險(xiǎn)和疾病發(fā)展軌跡的重要因素[13]，累積的童年家庭功能障礙與成年期的負(fù)面身心健康結(jié)果之間存在著強(qiáng)烈的劑量—反應(yīng)關(guān)系[14]。本研究的另一個(gè)研究結(jié)果揭示了童年家庭功能障礙種類(lèi)數(shù)—社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位—老年人抑郁傾向這一影響路徑。童年家庭功能障礙對(duì)老年人抑郁傾向的累積效應(yīng)能夠擴(kuò)大不同受教育年限老年人的心理健康差距，受教育年限較長(zhǎng)可能會(huì)減輕老年人童年家庭功能障礙對(duì)其晚年期心理健康的影響。童年處于不利地位的負(fù)擔(dān)可以通過(guò)成年后條件的改善來(lái)抵消，因?yàn)檫@有可能減輕甚至逆轉(zhuǎn)早期苦難的有害影響。向上流動(dòng)的人通常在晚年比一生中經(jīng)歷社會(huì)經(jīng)濟(jì)劣勢(shì)的人有更好的健康結(jié)果。[15]在交互影響的情況下，多個(gè)生命階段的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位協(xié)同影響健康，使得早期的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響依賴(lài)于后期的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。因此建議進(jìn)行童年家庭功能障礙的綜合干預(yù)措施，形成生命全周期、全過(guò)程的心理健康干預(yù)行動(dòng)。

作者聲明本文無(wú)實(shí)際或潛在的利益沖突。