王鑫峰 歐陽偉 王延賞

（1. 中國人民大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100872 2. 北京大學(xué) 中國衛(wèi)生發(fā)展研究中心，北京 100083）

1 引言

“健康中國2030”指出，要立足全人群全周期保障人民健康，堅(jiān)持“預(yù)防為主、關(guān)口前移”，對生命早期的健康危險(xiǎn)因素加以積極干預(yù)[1]。生命歷程理論（Life Course Theory）已經(jīng)證實(shí)個(gè)體健康是整個(gè)生命過程累積的結(jié)果，兒童時(shí)期的生活經(jīng)歷與健康狀況會(huì)很大程度上影響個(gè)體生命后期的身心健康[2]。已有研究表明，家庭是個(gè)體生存和發(fā)展的重要場所[3]，家庭成員間的情感關(guān)系對個(gè)人的身心健康發(fā)展非常關(guān)鍵。其中，親子關(guān)系是家庭內(nèi)部最主要的關(guān)系之一，它是父母以血緣和遺傳為紐帶與其子女互動(dòng)所建立的一種人際關(guān)系，作為個(gè)體生命歷程中最先接觸的社會(huì)關(guān)系，親子關(guān)系對個(gè)人的健康成長具有至關(guān)重要的作用[4]。

現(xiàn)有研究大多關(guān)注童年逆境包括較低的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、軀體或情感暴力、父母離異等負(fù)性事件對人的兒童時(shí)期乃至中老年階段健康狀況的危害。然而，不和諧的親子關(guān)系不但會(huì)打破家庭系

①[基金項(xiàng)目]中國人民大學(xué)公共健康與疾病預(yù)防控制交叉學(xué)科重大創(chuàng)新平臺(tái)建設(shè)成果（2022PDPC）。統(tǒng)的內(nèi)部平衡，成為個(gè)體童年逆境的重要來源，還可能會(huì)對兒童的健康狀況產(chǎn)生潛移默化且深遠(yuǎn)持久的影響。2021年7月，《中共中央、國務(wù)院關(guān)于優(yōu)化生育政策促進(jìn)人口長期均衡發(fā)展的決定》提出要提倡適齡婚育、優(yōu)生優(yōu)育，一對夫妻可以生育三個(gè)子女，這標(biāo)志著我國正式進(jìn)入全面三孩時(shí)代。生育政策的改變，重塑了家庭結(jié)構(gòu)，也對計(jì)劃生育時(shí)期以核心家庭為主的親子關(guān)系模式形成沖擊。隨著多子女家庭數(shù)量漸趨增多，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展促使家庭關(guān)系網(wǎng)日益復(fù)雜，認(rèn)識(shí)親子關(guān)系對促進(jìn)全生命周期健康的重要性，對于現(xiàn)階段探尋個(gè)體健康影響因素，提高國民健康素養(yǎng)，指導(dǎo)兒童及老齡健康領(lǐng)域的政策制定，以及推進(jìn)我國衛(wèi)生健康事業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有深遠(yuǎn)意義。

2 文獻(xiàn)回顧與理論分析

2.1 童年親子關(guān)系對個(gè)體生理健康的影響

壓力—健康模型（Stress-Health Model，SHM）指出，外部壓力源會(huì)引發(fā)個(gè)體情緒反應(yīng)，造成心理壓力與精神心理類疾病，進(jìn)而對人體的生理健康產(chǎn)生不利影響[5]。以親子互動(dòng)為例，當(dāng)兒童與父母關(guān)系淡漠或頻繁發(fā)生沖突時(shí)，兒童會(huì)感知敵意與不安，出現(xiàn)消極情緒或健康危害行為，從而對兒童的生理健康產(chǎn)生損害[6]。生命歷程理論和劣勢累積理論（Disadvantage Accumulation Theory）則表明，這種不良的親子互動(dòng)模式會(huì)長期影響子女日后的認(rèn)知行為與健康水平，甚至持續(xù)到中老年時(shí)期[7]。研究證實(shí)，個(gè)體童年期間的不良經(jīng)歷與其成年后罹患心血管疾病、自身免疫性疾病、呼吸系統(tǒng)疾病，以及某些惡性腫瘤顯著相關(guān)[8]。Shaw等通過回顧性研究指出，童年時(shí)期父母對孩子的情感支持水平越高，個(gè)體成年后罹患慢性病的概率就越低[9]。Singer等通過對個(gè)體關(guān)系史的研究發(fā)現(xiàn)，童年時(shí)期積極的家庭親子關(guān)系會(huì)降低老年時(shí)高血壓和免疫功能等疾病的患病率[10]。哈佛大學(xué)一項(xiàng)長達(dá)35年的中年人情緒健康隨訪研究發(fā)現(xiàn)，童年時(shí)與母親關(guān)系較差的被調(diào)查者中有91%的人患有冠狀動(dòng)脈粥樣硬化、十二指腸潰瘍等身體疾病，而認(rèn)為童年時(shí)與母親關(guān)系較好的中年人，其患病率僅約為45%[11]。以上研究均一定程度上證實(shí)了童年不良的親子關(guān)系對個(gè)體生理健康的長期不利影響。

2.2 童年親子關(guān)系對個(gè)體心理健康的影響

依戀理論認(rèn)為，童年的親子關(guān)系質(zhì)量與個(gè)體成年后是否會(huì)出現(xiàn)抑郁、焦慮等癥狀有著密切聯(lián)系。根據(jù)依戀理論，兒童會(huì)在日常生活中向其父母或其他家庭成員尋求物質(zhì)情感需求的滿足，而父母對其需求的反饋會(huì)影響兒童對自我（如：在養(yǎng)育者眼中是否值得被愛）與他人（如：依戀對象是否可獲得或有反應(yīng)）的理解。當(dāng)父母與子女關(guān)系良好，并對其子女的物質(zhì)情感需求及時(shí)回應(yīng)時(shí)，兒童會(huì)感知需求的滿足，對周圍的人與事物產(chǎn)生信任感，并逐漸形成安全型依戀特質(zhì)。相反，低質(zhì)量的親子關(guān)系可能會(huì)導(dǎo)致父母對孩子缺乏足夠的關(guān)心愛護(hù)，兒童會(huì)為親子間的矛盾沖突所困擾，并對他人產(chǎn)生不信任感，進(jìn)而形成不安全型依戀[12]。一般而言，具備安全型依戀特質(zhì)的兒童，往往抗壓能力較強(qiáng)，他們會(huì)認(rèn)為他人是安全可靠的，在與他人的交往中有更積極的認(rèn)知、情感和行為。反之，則抵抗壓力能力相對較弱，難以與他人建立友好關(guān)系，成年后多會(huì)出現(xiàn)抑郁、焦慮甚至自殺傾向[13]。Bradford等通過調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，童年與父母關(guān)系不佳，會(huì)降低子女對父母的情感依戀，并影響被訪者在成長過程中的人際關(guān)系、以及成年之后的婚姻關(guān)系等，從而對個(gè)體成年后的心理健康狀況產(chǎn)生間接影響[14]。

2.3 童年親子關(guān)系對個(gè)體身心健康的影響路徑

2.3.1 童年時(shí)期父母軀體虐待行為

有文獻(xiàn)指出，親子關(guān)系僵化是導(dǎo)致?lián)狃B(yǎng)者軀體及情感虐待行為的重要原因，同時(shí)這種行為又會(huì)加劇親子間關(guān)系的惡化，對子女的身心健康成長產(chǎn)生持續(xù)負(fù)面影響[15]。Badr等對科威特大學(xué)1270名學(xué)生的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體童年時(shí)期所遭受的父母軀體虐待行為是引發(fā)成年后抑郁和焦慮情緒的重要因素[16]。盡管我國的文化語境強(qiáng)調(diào)“打是親，罵是愛”，一些帶有暴力傾向的懲戒措施往往被視為中國父母管教子女、表達(dá)關(guān)愛的一種方式，但有學(xué)者對中國14歲以下兒童群體的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，父母與子女相處過程中采取的軀體情感虐待行為會(huì)嚴(yán)重?fù)p害親子關(guān)系質(zhì)量，激化父母與子女之間的矛盾，這不僅會(huì)增加日后父母對兒童施加暴力的風(fēng)險(xiǎn)，也會(huì)造成兒童成年后的心理脆弱性[17]。此外，個(gè)體童年時(shí)的父母軀體虐待行為與其健康狀況之間的聯(lián)系可能是直接的也可能是間接的。例如：經(jīng)常承受父母軀體暴力行為的兒童在其成長過程中多會(huì)出現(xiàn)骨折、淤傷等身體損害[18]。同時(shí)，父母暴力行為也可能會(huì)對子女的生理健康狀況產(chǎn)生累積效應(yīng)。比如，相比童年時(shí)期沒有或較少挨打的個(gè)體，童年時(shí)經(jīng)常遭受父母軀體虐待行為的個(gè)體在步入中年時(shí)期之后患有糖尿病、心血管疾病、哮喘等慢性病的幾率也會(huì)明顯提高[19]。

2.3.2 童年時(shí)期的健康狀況

相關(guān)研究指出，良好的親子關(guān)系會(huì)促使父母多花時(shí)間陪伴子女，幫助其樹立正確的健康觀念，并在健康行為引導(dǎo)等方面對子女進(jìn)行角色示范[20]。也有研究認(rèn)為，親子關(guān)系和諧表明父母與子女關(guān)系親密，子女會(huì)得到較多的照料、呵護(hù)，從而在家庭內(nèi)部獲得更多的健康資源，健康狀況也會(huì)相對較好[12]。不少研究指出，童年階段的健康狀況與個(gè)體成年后的健康密切相關(guān)[21]，童年時(shí)期身體狀況不佳可能會(huì)對整個(gè)生命周期的身心健康產(chǎn)生不良影響。Vanhoorne 等驗(yàn)證了童年時(shí)期的健康與個(gè)體成年后患冠心病、中風(fēng)和糖尿病等慢性病之間的相關(guān)性，兒童時(shí)期容易生病且發(fā)育不良的個(gè)體，其中老年時(shí)期的慢性病患病率是童年健康狀況較好個(gè)體的3.82倍[22]。同時(shí)，童年時(shí)期的健康狀況與成年后的抑郁癥狀也可能存在一定關(guān)聯(lián)。例如，Gibson等基于調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)童年時(shí)期存在超重、肥胖的個(gè)體，其中老年時(shí)期的重度抑郁癥終生患病率也相對更高[23]。Arif等對印度部分中低收入家庭的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，童年患有哮喘的個(gè)體在成長過程中會(huì)頻繁遭受疾病的困擾，因此晚年很容易出現(xiàn)心理問題[24]。

2.3.3 童年時(shí)期的社會(huì)交往

作為人際關(guān)系的重要組成，親子關(guān)系對兒童與同齡人交往的作用引發(fā)學(xué)界的廣泛關(guān)注。Mize等認(rèn)為，兒童與父母相處過程中形成的尊重、友好等認(rèn)知態(tài)度是人際交往的重要特質(zhì)[25]。也有研究認(rèn)為，親子關(guān)系不睦會(huì)促使兒童花更多時(shí)間與同伴交往，以彌補(bǔ)其對父母情感需求的缺失，但不和諧的親子關(guān)系仍會(huì)對青少年的交往能力與人際關(guān)系質(zhì)量造成一定不良影響[26]。 有文獻(xiàn)指出，強(qiáng)烈的社會(huì)孤獨(dú)感會(huì)對人體身心健康產(chǎn)生危害。例如：青少年時(shí)期的社會(huì)孤立可能會(huì)損害個(gè)體的神經(jīng)可塑性，對人的腦功能產(chǎn)生危害[27]。一項(xiàng)對匹茲堡公立學(xué)校學(xué)生的追蹤研究顯示，童年時(shí)期與同伴相處時(shí)間更長的個(gè)體，成年后心血管病的患病風(fēng)險(xiǎn)與BMI指數(shù)通常也會(huì)越低[28]。Calhoun等認(rèn)為童年缺少同伴陪伴會(huì)增加下丘腦-垂體-腎上腺軸（Hypothalamic-Pituitary-Adrenal axis，HPA）的活動(dòng)，促使HPA軸異常活動(dòng)產(chǎn)生抑郁情緒，這種情緒甚至?xí)ν砟陼r(shí)期的抑郁傾向具有負(fù)向預(yù)測作用[29]。有學(xué)者指出，童年時(shí)個(gè)體積極的社會(huì)交往會(huì)促使個(gè)體盡早融入社會(huì)，塑造良好的社會(huì)性格、價(jià)值觀和行為模式，建立高質(zhì)量的婚姻、親子與朋友關(guān)系，這些均會(huì)對中老年時(shí)期的心理健康產(chǎn)生影響[30]。

2.4 對已有文獻(xiàn)的評述

現(xiàn)有研究對童年親子關(guān)系和身心健康的關(guān)系已有一定討論，但仍有諸多問題亟待解答。首先，當(dāng)前國內(nèi)外不少研究關(guān)注親子關(guān)系對青少年身心健康的影響，然而，親子關(guān)系的影響可能是長期的，甚至?xí)灤﹤€(gè)體的整個(gè)生命歷程，因此童年時(shí)期親子關(guān)系的影響很可能會(huì)持續(xù)到中老年階段，損害個(gè)體的健康狀況，增加慢性病或抑郁癥等患病風(fēng)險(xiǎn)，但當(dāng)前學(xué)界（尤其是國內(nèi)）研究相對較少。其次，學(xué)界缺乏童年親子關(guān)系對個(gè)體健康的影響機(jī)制分析，對于早期親子關(guān)系是怎樣長期作用于個(gè)體身心健康的，現(xiàn)有研究大都沒有明確的回答。另外，當(dāng)前有關(guān)親子關(guān)系的生命歷程研究大都基于歐洲或美國等國家的調(diào)查數(shù)據(jù)?；趪?、社會(huì)文化等方面的差異，國外的研究測量結(jié)果并不完全適用于我國。例如，在我國 “男主外，女主內(nèi)”的分工模式依然比較普遍，兒童的照料責(zé)任主要由母親承擔(dān)，父親在兒童照料方面承擔(dān)了較少的責(zé)任[31]。因此，童年與母親的關(guān)系可能對個(gè)體的身體健康產(chǎn)生更大影響。綜上，有必要結(jié)合我國的具體國情，基于國內(nèi)的數(shù)據(jù)樣本對童年親子關(guān)系和中老年人身心健康之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源

本研究基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS）。CHARLS是涵蓋全國28個(gè)?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的150個(gè)縣、450個(gè)社區(qū)（村）的全國性大型調(diào)查項(xiàng)目。其中，被訪者童年時(shí)期的變量數(shù)據(jù)主要來自2014年CHARLS中國中老年生命歷程專項(xiàng)調(diào)查。同時(shí)，本文將2014年生命歷程專項(xiàng)調(diào)查與2015年CHARLS第三次追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，以獲得被訪者中老年時(shí)期的家庭特征、身心健康狀況等數(shù)據(jù)信息。本文在刪除了年齡小于45歲、童年（14歲之前）單親或失去雙親家庭的個(gè)體以及關(guān)鍵變量存在缺失的樣本后，最終獲得5419個(gè)有效樣本。為確保研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用了其他年份的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了組合測試，發(fā)現(xiàn)使用不同調(diào)查年份數(shù)據(jù)得到的結(jié)論基本相同，驗(yàn)證了研究結(jié)論的可靠性。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

生理健康與心理健康。生理健康采用自評健康和慢性病患病情況兩個(gè)指標(biāo)，自評健康從“很不好”到“很好”分別賦值1～5分，得分越高表明被訪者的自評健康狀況越好。慢性病患病情況采用被訪者的慢性病患病數(shù)量（包括高血壓、糖尿病、惡性腫瘤、心臟病等14類疾?。﹣肀硎尽Ｐ睦斫】禒顩r采用了抑郁傾向指標(biāo)，該指標(biāo)主要由由問卷提供的CES-D量表計(jì)算獲得。

3.2.2 核心解釋變量

童年時(shí)期的親子關(guān)系。為了分析親子關(guān)系影響的異質(zhì)性，本文將親子關(guān)系定義為童年時(shí)期與母親的關(guān)系以及童年時(shí)期與父親的關(guān)系，在CHARLS的問卷中，調(diào)查者詢問被訪者小時(shí)候與父母的關(guān)系，問題的回答從“不好”到“特別好”分別賦值1～5分，分?jǐn)?shù)越高，表明被訪者與父母的關(guān)系越好。

3.2.3 中介變量

根據(jù)文獻(xiàn)綜述，本文還選取了可能通過早年親子關(guān)系長期影響個(gè)體身心健康發(fā)展的中介變量，包括：童年父母軀體虐待傾向（在CHARLS問卷中詢問被訪者小時(shí)候是否有被父親和母親打過，被訪者回答從“從來沒有”到“經(jīng)常打”分別賦值1～4分）、童年時(shí)期健康狀況（該變量主要以自評健康的形式測量，即“與大多數(shù)同齡的孩子相比，您的健康狀況怎樣？”回答從“差很多”到“好很多”分別賦值1～5分。被訪者得分越高，其童年時(shí)期的健康狀況也就越好）、童年時(shí)期社會(huì)交往（該變量的具體測量方式為詢問被訪者小時(shí)候是否有一群好朋友一起玩，回答從“從沒有”到“經(jīng)?！保謩e賦值1～4分，得分越高，表明童年時(shí)期的社會(huì)交往情況越好）。

3.2.4 控制變量

參考相關(guān)研究，并遵循盡可能考慮到外生性的準(zhǔn)則[32]，在所有模型中主要納入三類控制變量。第一類反映人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征，包括：年齡（連續(xù)變量）、性別（二分類變量，男性=0，女性=1）、居住地（二分類變量，農(nóng)村=0，城市=1）、受教育年限（連續(xù)變量）、社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)（二分類變量，無=0，有=1）和不良生活習(xí)慣（二分類變量，無飲酒或吸煙史=0，有飲酒或吸煙史=1）。第二類為反映家庭特征變量，包括有無同居配偶（二分類變量，無=0，有=1）、家庭年收入的對數(shù)（連續(xù)變量）和子女?dāng)?shù)量（連續(xù)變量）。第三類為童年特征變量，包括兄弟姐妹數(shù)量（連續(xù)變量）、童年有無忍饑挨餓的經(jīng)歷（二分類變量，無=0，有=1）、家庭成長環(huán)境（四分類變量，主要采用的指標(biāo)為“小時(shí)候您的父母是否經(jīng)常吵架？”，從“經(jīng)?！钡健皬膩矶紱]有”分別賦值1～4分，分?jǐn)?shù)越高表明父母在被訪者小時(shí)候吵架的頻率越高）、父母的受教育年限（連續(xù)變量）。

3.3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1對研究涉及的主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析?？梢钥闯?，樣本的自評健康平均得分為2.53，慢性病患病的平均數(shù)為1.51，抑郁傾向平均值分別為18.22。童年與母親關(guān)系的平均得分（3.82分）略高于與父親關(guān)系的平均得分（3.72分）。樣本平均年齡為60.95歲，其中女性占比50.63%，略高于男性。樣本中有80.79%的中老年人居住于農(nóng)村地區(qū)，有84.25%的中老年人有配偶，有社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的中老年樣本占比為91.33%。另外，樣本中老年人的平均受教育年限為6.42年，家庭年收入對數(shù)的均值為7.98，其他特征信息詳見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.4 統(tǒng)計(jì)方法

為分析童年時(shí)期的親子關(guān)系對中老年人身心健康的影響，本文建立了如下基準(zhǔn)模型：

如式（1）所示，Healthi是反映第i位被訪的中老年人生理與心理健康狀況的被解釋變量，Ri表示童年時(shí)與父親或母親的關(guān)系好壞，α1為解釋變量的系數(shù)，Ci代表人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、家庭特征和童年特征等三類控制變量，γ為控制變量的系數(shù)矩陣，α0為模型的截距項(xiàng)，εi為殘差項(xiàng)。

其次，鑒于模型可能存在樣本自選擇等內(nèi)生性問題，本文還使用了傾向得分匹配法對研究內(nèi)容進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。傾向得分匹配法的基本原理是先對可能的混淆變量估計(jì)出一個(gè)一維的傾向值，然后將其控制，再對處理組個(gè)體模擬若干個(gè)與之各類特征相似的對照組個(gè)體，以此實(shí)現(xiàn)研究對象的可比性。隨后，比較處理組和對照組在被解釋變量上的差異，得到平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effecton the Treated，ATT）。筆者將被訪者認(rèn)為童年與父母關(guān)系為“好”、“很好”與“特別好”的樣本構(gòu)建為處理組（童年時(shí)期與父母關(guān)系較好的中老年人），將回答“一般”與“不好”的樣本歸為對照組（童年與父母關(guān)系較差的中老年人），進(jìn)而分析不同童年親子關(guān)系狀態(tài)下中老年人身心健康狀況的平均差異。ATT的計(jì)算公式為：

其中T表示童年親子關(guān)系，Y1i與Y0i為處理組及對照組對比后所得結(jié)果，p(C)表示傾向值得分，C為模型所納入的控制變量。傾向得分匹配法的主要結(jié)果包括最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配。

為了深入討論童年親子關(guān)系對個(gè)體中老年時(shí)期身心健康的作用路徑，本文還采用了克里斯蒂安·卡爾森等開發(fā)的“混雜效應(yīng)”與“標(biāo)尺改變效應(yīng)”（KHB）法進(jìn)行中介效應(yīng)分析，方法如下：

式（3）與式（4）中，C’為式（1）中從原有控制變量中的分解出中介變量后剩余的控制變量，分別納入截距與誤差項(xiàng)，式（3）為對中介變量Z進(jìn)行控制的模型，而式（4）內(nèi)則將中介變量Z排除。

對于此時(shí)的中介變量Z來說，其中介效應(yīng)Δα=α’1-α1，而對于擬合后的基準(zhǔn)模型系數(shù)（b1、b2）來說，b1=α1/σ1，b2=α1’/σ2。其中，σ1與σ2為刻度系數(shù)，二者均為模型殘差的標(biāo)準(zhǔn)差決定。一般來說，不同模型所對應(yīng)的刻度系數(shù)也有所差別，但b2-b1≈α1’-α1?？偟膩碚f，KHB的解決方法為，先擬合中介變量Z為被解釋變量，Healthi為解釋變量的自變量模型Z=c+dHealthi+r。其中，r為模型的殘差，隨后再將r作為解釋變量對模型再次進(jìn)行擬合，從而得到：

式（5）與式（4）的模型擬合度基本相同，即ε2i=ε2’i*，同時(shí)Healthi與r并不完相關(guān)。最終在基準(zhǔn)模型中將中介變量Z的效應(yīng)表示為b*2-b1=α’1/σ2*-α1/σ1，進(jìn)而分解出解釋變量Ri對被解釋變量Healthi的總效應(yīng)、直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，其中間接效應(yīng)除以總效應(yīng)的數(shù)值就是中介變量Z在解釋變量對被解釋變量的作用比例[33]。

4 實(shí)證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文在進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析之前，先對文中模型進(jìn)行了多重共線性分析檢驗(yàn)，結(jié)果顯示方差膨脹因子均在1～2之間，遠(yuǎn)小于10，表明所有模型不存在多重共線性問題。

在控制了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素后，童年與父親和母親的關(guān)系均與中老年人身心健康密切相關(guān)，在逐步控制樣本的家庭特征變量與童年特征變量之后，部分結(jié)果仍然高度顯著。表2顯示，童年與父母的關(guān)系均對中老年人的自評健康與精神抑郁有顯著影響，即童年與父母關(guān)系越好，個(gè)體中老年時(shí)期的自評健康水平越高，精神抑郁程度也會(huì)有所降低。同時(shí)，童年與母親的關(guān)系在5%的顯著性水平上對中老年人慢性病患病具有負(fù)向影響。具體來說，童年與母親的關(guān)系提到1單位，中老年人的慢性病患病數(shù)量會(huì)降低0.031個(gè)單位。而童年與父親的關(guān)系對中老年人的慢性病患病數(shù)量無顯著影響。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.2 異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步探討童年親子關(guān)系對不同群體影響的差異，本文根據(jù)樣本的性別、年齡、居住地和童年家庭結(jié)構(gòu)進(jìn)行了分組回歸。其中，對于年齡的劃分，本文參照世界衛(wèi)生組織的標(biāo)準(zhǔn)，將45～59歲的個(gè)體劃為中年組，將60歲及以上的個(gè)體劃為老年組。被訪者的家庭結(jié)構(gòu)按兄弟姐妹數(shù)量劃分為獨(dú)生子女家庭（沒有兄弟姐妹）與多子女家庭（有一個(gè)及以上兄弟姐妹）。表3結(jié)果顯示，童年與父母的關(guān)系對各分組人群的自評健康狀況與抑郁傾向均存在顯著影響。換言之，童年親子關(guān)系越和諧，不同分組人群的自評健康水平也會(huì)越高，精神抑郁程度也會(huì)隨之降低。而從Panel B來看，童年與母親的關(guān)系會(huì)影響男性、60歲及以上人群、農(nóng)村和多子女家庭個(gè)體的慢性病患病數(shù)量，而對女性、中年人群、城市和獨(dú)生子女家庭個(gè)體的慢性病患病數(shù)量無影響。除農(nóng)村地區(qū)中老年群體外，童年與父親的關(guān)系對其他分組人群的慢性病患病數(shù)量均無影響。

表3 分組回歸結(jié)果

慢性病患病數(shù)量是反映中老年人生理健康狀況的客觀指標(biāo)，而綜合以上結(jié)果可以得出，童年與父母關(guān)系的好壞對不同組別慢性病患病的影響存在一定差異。首先，童年與母親的關(guān)系對全樣本和部分分組樣本慢性病患病數(shù)量的影響更為顯著，這可能與前文所提到的中國固有“男外女內(nèi)”家庭分工模式使得大多數(shù)已婚女性主要承擔(dān)照料子女的責(zé)任有關(guān)。同時(shí)，伴隨個(gè)體進(jìn)入老年時(shí)期，身體機(jī)能日益退化、慢性病患病風(fēng)險(xiǎn)大幅提高，童年與母親的關(guān)系對個(gè)體身體健康的影響也逐漸顯現(xiàn)。其次，傳統(tǒng)重男輕女觀念使得父母（尤其是母親）在子女的身體關(guān)照和健康投入方面存在性別差異，男性兒童更有可能獲得母親的偏愛和照料，家庭也會(huì)更為慎重的對待男孩的健康問題[34]，這也讓男性中老年人在慢性病預(yù)防方面更容易受益于童年與母親關(guān)系的影響。另外，親子關(guān)系的維系需要父母為子女提供物質(zhì)情感資源，給予相應(yīng)的陪伴、關(guān)心和支持等。而家庭資源稀釋理論認(rèn)為，同胞數(shù)量的增加往往會(huì)稀釋家庭資源，使家庭內(nèi)部子女間的照料資源分配出現(xiàn)分化[35]，即中國俗語所講“一碗水端不平”。再加上傳統(tǒng)家庭中母親主要承擔(dān)養(yǎng)育兒女的職責(zé)，因而相較于獨(dú)生子女家庭，多子女家庭中母子（女）關(guān)系的不同可能會(huì)使兒童獲得的關(guān)懷照顧、飲食營養(yǎng)與醫(yī)療服務(wù)等存在一定差異，這也讓童年與母親的關(guān)系對多子女家庭中老年人的身體健康產(chǎn)生更加明顯的影響。除此之外，受戶籍制度的影響，農(nóng)村地區(qū)人口的代際流動(dòng)性不強(qiáng)[36]，居住于農(nóng)村地區(qū)的中老年人童年時(shí)也大都生長在農(nóng)村。而相比城市來說，農(nóng)村家庭對子女的照料資源相對有限，父母對孩子也大多存在偏愛現(xiàn)象[37]。加之我國傳統(tǒng)農(nóng)村為近親社會(huì)，聯(lián)合家庭較多，父母與子女的相處時(shí)間較長，親子關(guān)系的累積作用較大，所以農(nóng)村中老年人的身體健康狀況可能更容易受童年與父母關(guān)系的影響。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為避免因樣本選擇偏差等問題對估計(jì)系數(shù)造成偏誤，本文還利用傾向得分匹配法繼續(xù)檢驗(yàn)已有研究結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性。在將樣本進(jìn)行分組并完成混雜因素的匹配后，平衡性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，大多混雜變量在匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏誤小于0.5%，通過了平衡性檢驗(yàn)，即樣本匹配過后的選擇性偏差在很程度上得以改善。同時(shí)，在共同支持域檢驗(yàn)中，匹配后的傾向得分在處理組和對照組中具有足夠大的支持域，以童年與母親的關(guān)系對中老年人自評健康的影響為例，處理組和對照組樣本量分別為4544個(gè)與957個(gè)，落在共同支持域之外的樣本量僅為7個(gè)與1個(gè)，共同支持域外的樣本相對較少。此外，由表4結(jié)果顯示，近鄰匹配、半徑匹配和核匹配的結(jié)果與上文回歸結(jié)果基本吻合，說明本文的研究結(jié)論具有較高的穩(wěn)健性，即童年與父母關(guān)系較好可在不同程度上提高中老年人的自評健康，降低精神抑郁程度。此外，僅童年與母親的關(guān)系對中老年人的慢性病患病數(shù)量存在顯著影響。

表4 傾向得分匹配結(jié)果

4.4 影響機(jī)制分析

根據(jù)前文的文獻(xiàn)回顧與理論分析，童年親子關(guān)系對中老年人身心健康的影響機(jī)制內(nèi)可能包括童年父母軀體虐待行為、童年時(shí)期健康狀況與童年時(shí)期社會(huì)交往。為驗(yàn)證三者在童年親子關(guān)系對中老年身心健康中所起到的作用，本文決定分兩步對中介變量進(jìn)行效應(yīng)值檢驗(yàn)。

本文首先分析了童年親子關(guān)系這一核心解釋變量對中介變量的影響。表5顯示，童年與父母的關(guān)系對個(gè)體童年時(shí)父母的軀體虐待傾向均具有顯著的負(fù)向影響，而對童年健康狀況與社會(huì)交往均具有顯著的正向影響。換言之，童年與父母的關(guān)系越好，個(gè)體童年時(shí)父母的軀體虐待傾向也會(huì)明顯降低，而童年時(shí)期的健康狀況與社會(huì)交往情況也會(huì)越好。

表5 中介變量基本回歸結(jié)果

表6結(jié)果顯示，從影響路徑來看，童年時(shí)期的親子關(guān)系會(huì)通過父母軀體虐待傾向負(fù)向影響中老年人的身心健康，通過童年健康狀況與社會(huì)交往情況正向影響中老年人的身心健康。首先，童年與母親的關(guān)系對個(gè)體自評健康、精神抑郁影響的總效應(yīng)內(nèi)，分別有5.75%與10.14%是通過父母軀體虐待傾向?qū)崿F(xiàn)的。童年與父親的關(guān)系對個(gè)體自評健康、抑郁傾向影響的總效應(yīng)內(nèi)，分別有6.19%與10.23%是通過父母軀體虐待傾向?qū)崿F(xiàn)的。其次，在童年與母親的關(guān)系對中老年人自評健康與抑郁傾向的影響路徑中，童年時(shí)期健康狀況的中介作用分別占14.57%與14.79%，在童年與父親的關(guān)系對個(gè)體自評健康、抑郁傾向影響的路徑中，童年時(shí)期健康狀況的中介作用分別占11.58%與10.93%。另外，在童年與父母的關(guān)系對自評健康狀況影響的路徑中，童年時(shí)期社會(huì)交往的中介作用占比為3.13%與3.59%。而在降低中老年人抑郁傾向方面，童年社會(huì)交往的中介作用相對較強(qiáng)，占比達(dá)8.20%與10.29%。在預(yù)防和減少慢性病方面，童年父母軀體虐待、童年時(shí)期健康狀況及童年時(shí)期社會(huì)交往在童年與母親的關(guān)系對中老年人慢性病患病數(shù)量的影響中均具有一定中介作用，占比分別為19.70%、29.08%與5.72%。所有中介變量在童年與父親的關(guān)系對改善中老年人慢性病患病方面作用的效應(yīng)值均未通過顯著性檢驗(yàn)。

表6 中介效應(yīng)分析結(jié)果

分析結(jié)果表明，親子關(guān)系作為子女與家庭微觀環(huán)境間相互作用的產(chǎn)物，往往會(huì)與多種因素交互作用，通過復(fù)雜機(jī)制共同影響個(gè)體的身心健康。一般來說，童年親子關(guān)系差、溝通交流少，容易使父母和子女之間產(chǎn)生語言或肢體沖突，促使父母對兒童施加軀體暴力行為，這不僅會(huì)對個(gè)體的生理健康造成不良影響，更會(huì)讓個(gè)體產(chǎn)生不自愛、不被接納、攻擊性等消極情感，從而增加日后抑郁等負(fù)性情緒的發(fā)生。同時(shí)，親子關(guān)系差可能還意味著父母對子女關(guān)心照顧不足，在日常生活中不注重兒童的情緒心理變化以及幫助子女培養(yǎng)健康的生活習(xí)慣，忽視針對子女的健康教育與投資，進(jìn)而對個(gè)體的身心健康產(chǎn)生長期負(fù)面影響。此外，家庭與社會(huì)是人際交往的兩大系統(tǒng)，而家庭系統(tǒng)內(nèi)部的親子關(guān)系作為個(gè)體童年時(shí)期接觸最多、也最為基礎(chǔ)的人際關(guān)系，對于兒童的情感模式發(fā)展具有很大影響。童年期間不良的親子關(guān)系所帶來消極的自我和他人表征，會(huì)在個(gè)人情感觀念形成過程中不斷重復(fù)、強(qiáng)化，泛化為孤僻、不信任等悲觀情緒，影響個(gè)體早年的社會(huì)人際交往狀況，并對其生理及心理健康產(chǎn)生持續(xù)危害。

5 結(jié)論與建議

近年來，經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)等諸多領(lǐng)域開始關(guān)注幼兒或青少年的經(jīng)歷對勞動(dòng)力狀況、教育與中老年健康等所產(chǎn)生的長期影響[38]，這意味著學(xué)界逐漸開始從整個(gè)生命歷程的視角來認(rèn)識(shí)及研究個(gè)體健康影響因素。黨的十九屆五中全會(huì)《建議》提出，要全面推進(jìn)健康中國建設(shè)，為人民提供全方位、全周期健康服務(wù)，從提高全生命周期健康水平出發(fā)，對健康影響因素進(jìn)行系統(tǒng)干預(yù)，促進(jìn)實(shí)現(xiàn)全民健康?；诖吮尘埃芯坑H子關(guān)系對人群全生命周期健康影響的意義，理應(yīng)成為當(dāng)今社會(huì)的重要命題。

本研究的主要結(jié)論為：童年與父母關(guān)系良好均會(huì)顯著提高中老年人的自評健康水平，降低中老年人的精神抑郁程度。并且，童年與母親關(guān)系越好，中老年時(shí)期的慢性病患病數(shù)量也會(huì)顯著降低。童年與母親的關(guān)系對個(gè)體慢性病患病的緩解效應(yīng)顯著體現(xiàn)在男性、60歲及以上老年人、農(nóng)村地區(qū)和多子女家庭的人群，對女性、60歲以下中年人、城市地區(qū)和獨(dú)生子女家庭的群體影響不顯著。童年與父親的關(guān)系僅對農(nóng)村中老年人的慢性病患病數(shù)量產(chǎn)生了顯著影響，對全樣本和其他分組人群的影響不顯著。另外，童年時(shí)期親子關(guān)系較差可能會(huì)引發(fā)父母對兒童的軀體虐待行為，危害個(gè)體童年時(shí)期的健康狀況，并不利于個(gè)體早年與其同伴建立良好的社會(huì)關(guān)系，這些均可能會(huì)對個(gè)體的身心健康產(chǎn)生長期不利影響。本文研究結(jié)果對我國公共政策制定具有一定現(xiàn)實(shí)意義，當(dāng)前我國人口老齡化形勢日趨嚴(yán)峻，促進(jìn)中老年人的身心健康是實(shí)現(xiàn)健康老齡化的關(guān)鍵所在，為此需要深化對于早年親子關(guān)系對個(gè)體健康影響的認(rèn)識(shí)，多措并舉夯實(shí)人群健康水平提升的重要基礎(chǔ)：

（1）從生命歷程理論的角度來看，個(gè)體健康是整個(gè)生命周期的累積結(jié)果，童年時(shí)期親子關(guān)系很大程度上會(huì)對中老年時(shí)期的身心健康狀況產(chǎn)生影響。因而，一方面，要重點(diǎn)關(guān)注童年親子關(guān)系不良的中老年人身心健康，加強(qiáng)心理咨詢指導(dǎo)等健康干預(yù)，倡導(dǎo)通過伴侶或子女陪伴等方式彌補(bǔ)童年期親子情感的缺失，減少其對當(dāng)前生活帶來的不良影響。另一方面，政策制定者應(yīng)尊重生命周期規(guī)律，重視人口健康的長期效益，進(jìn)一步出臺(tái)和完善相關(guān)政策與法律法規(guī)，禁止對兒童毆打、體罰等各種形式的虐待行為，加強(qiáng)對家庭落實(shí)兒童健康照護(hù)等監(jiān)護(hù)責(zé)任的支持、監(jiān)督和干預(yù)，為困境兒童家庭提供分類保障和支持。

（2）與此同時(shí)，政府和全社會(huì)應(yīng)意識(shí)到隨著社會(huì)時(shí)代的發(fā)展變遷，家庭親子關(guān)系建設(shè)所衍生出來的一系列新問題、新挑戰(zhàn)（例如：人口大規(guī)模流動(dòng)導(dǎo)致農(nóng)村留守兒童增多，而親子分離往往會(huì)造成教養(yǎng)功能弱化、子女對父母情感結(jié)構(gòu)性缺失等問題），協(xié)同推進(jìn)覆蓋城鄉(xiāng)的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系建設(shè)，著力增強(qiáng)對農(nóng)村及多子女家庭父母等重點(diǎn)人群親職教育的重視程度。通過建立家庭教育信息共享平臺(tái)、開設(shè)家庭教育指導(dǎo)課程、組織社工志愿服務(wù)活動(dòng)以及借助互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)宣傳等途徑，為實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量的親子互動(dòng)提供指導(dǎo)和支持。

（3）此外，傳統(tǒng)社會(huì)性別話語下的家庭分工模式可能會(huì)使男性在照顧子女身體健康等方面投入和參與不足。為此，要逐漸將親子情感支持納入家庭支持系統(tǒng)，促使父母雙方共同認(rèn)識(shí)到高質(zhì)量親子關(guān)系的重要性。通過父母同休育兒假等舉措，鼓勵(lì)父親承擔(dān)起陪伴與照顧子女的責(zé)任。要大力倡導(dǎo)公益性設(shè)施場所和社區(qū)兒童之家等為開展家庭親子互動(dòng)活動(dòng)提供必要條件，積極創(chuàng)造父母與兒童溝通交流的機(jī)會(huì)，引導(dǎo)父母幫助其子女發(fā)展同伴友誼，讓孩子在溫暖和諧的親子關(guān)系中健康成長。

不過，本研究也存在一定不足：首先，研究所用生命歷程數(shù)據(jù)為回溯性數(shù)據(jù)，由于被訪者距離其童年時(shí)期時(shí)間相對較長，因此可能存在回憶偏差等問題，這對本文的因果關(guān)系探究會(huì)產(chǎn)生影響，不過現(xiàn)有理論基礎(chǔ)和國外同類研究均證實(shí)了類似結(jié)果，一定程度上驗(yàn)證了研究結(jié)論的可靠性。其次，研究中老年人樣本結(jié)構(gòu)與我國中老年人實(shí)際的數(shù)量結(jié)構(gòu)可能存在差異（比如，本文中老年人的城鄉(xiāng)比為1:4，而2020年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示我國中老年人城鄉(xiāng)比約為4:3），這表明樣本可能存在一定偏倚。最后，關(guān)于親子關(guān)系對中老年人身心健康影響的路徑還有待深化研究，例如，本文所采用的中介變量是如何相互作用共同影響親子關(guān)系的；親子關(guān)系對中老年人健康的影響是否還存在其他中介因素，這些問題還需要研究者的進(jìn)一步探討。