早年不幸經(jīng)歷與個體健康：即期沖擊與長臂效應(yīng)

祝瑜晗，呂光明

（1.浙江工商大學統(tǒng)計與數(shù)學學院，浙江杭州310018；2.浙江工商大學統(tǒng)計數(shù)據(jù)工程技術(shù)與應(yīng)用協(xié)同創(chuàng)新中心，浙江杭州310018；3.北京師范大學 統(tǒng)計學院，北京100875）

一、研究背景

黨的十九大報告提出“實施健康中國戰(zhàn)略”，強調(diào)“人民健康是民族昌盛和國家富強的重要標志”。黨中央、國務(wù)院印發(fā)的《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》更是以“全民健康”為根本目的，立足于全人群和全生命周期，實現(xiàn)從胎兒到生命終點的全程健康服務(wù)和保障。“健康”不單是一個醫(yī)學問題，更是一個社會問題且具有時間意義（朱慧劼和風笑天，2018）[1]。

個體的健康狀況隨生命軌跡不斷變化，由童年境況和成年后因素共同決定。越來越多的研究基于生命歷程（Life Course）與關(guān)鍵時期（Critical Period）分析框架，沿著生命演化的時間軸逆向追溯個體的自傳性經(jīng)歷或事件，探求這些經(jīng)歷或事件與某些關(guān)鍵階段的健康狀態(tài)之間的相互關(guān)聯(lián)（Elder et al.，2003）[2]，以更好地了解成人患病或死亡的基本社會原因（Hayward和Gorman，2004）[3]。童年作為奠定身體機能、情感基礎(chǔ)以及認知水平的敏感時期（Pakpahan et al.，2017）[4]，這一 階段的逆境 嵌入（embedding of adversities）將會在很大程度上損害正常發(fā)育路徑，從而進一步形塑晚年不良健康特征（Pakpahan et al.，2017）[5]。也就是說，個體在童年所經(jīng)歷的不幸事件不僅會對早期健康形成沖擊，更加具有“童年長臂效應(yīng)”（Long Arm of Childhood），①長期且漸近地影響后續(xù)生命過程中的人力資本積累、社會經(jīng)濟條件以及健康水平（Bauldry et al.，2012）[6]。雖然對于早年不幸經(jīng)歷的概念范疇一直存在爭議，但它可能來自于宏觀外部環(huán)境、微觀原生家庭或社區(qū)，一般具有被迫接受、類型多樣、影響廣泛且深遠等特點，對個體的健康軌跡和偏好往往會帶來強烈而持久的壓力（Miller et al.，2011）[7]。

諸如干旱、洪澇等自然災(zāi)害帶來的饑荒是最為典型的宏觀外部不幸經(jīng)歷。若個體在童年某個時期處于饑餓狀態(tài)，那么可以斷定這個階段甚至更長時期內(nèi)其生活處于貧困狀態(tài)（Sen，1983）[8]，基本生存資料的匱乏將直接破壞童年健康成長，且與成年后發(fā)病、殘疾以及死亡發(fā)生率具有正向關(guān)聯(lián)（Shen和Zeng，2014）[9]。2012年聯(lián)合國兒童基金會報告顯示，未能保護兒童免受貧困是社會犯下最昂貴的錯誤之一，最沉重的代價將由孩子們承擔，且會伴隨他們的一生。②在我國較為典型的是1959—1961年大饑荒的沖擊。大饑荒沖擊致使上世紀五六十年代出生的群體身高與受教育水平顯著偏低，勞動力供給也顯著偏少（馬光榮，2011）[10]。此外，大饑荒沖擊也會給個人成長帶來極大的心理創(chuàng)傷與缺失，難以在短期內(nèi)修復(fù)。

不同于大饑荒沖擊發(fā)生環(huán)境的系統(tǒng)性，來自于原生家庭或社區(qū)的不幸經(jīng)歷則更具多樣性。無論是父母疏于照料、偏心其他子女等導(dǎo)致的親子關(guān)系疏遠，還是雙親身體不佳、早逝、離婚等形成的父輩挫折，都會造成個體成長環(huán)境中的父母角色缺失亦或是家庭解體，損害子代存活權(quán)益與健康資源獲得。問題家庭會滋生潛在的健康損失隱患，大量文獻論述了兒童家庭功能障礙（household disfunction）與成年后的身心健康之間的密切關(guān)聯(lián)（Norman和Byambaa，2012）[11]，這些不幸成長境遇不僅會在無形之中增加個體在童年時期和成年后罹患疾病尤其是精神類疾病的風險，而且還有可能使得他們在成年之后無法承擔父母責任或否認自己的存在價值（Kelly-Irving et al.，2012；Minkovitz et al.，2005）[12,13]。與之形成鮮明對比的，可見的肉體摧殘的暴力環(huán)境亦是兒童成長的另一個關(guān)鍵障礙。③由于在國家和社會階層中均具有普遍性，家暴欺凌的負面影響是一個歷史性的困擾和世界性的難題。暴力行為直接傷害受虐孩童的身體，更甚者導(dǎo)致終身殘疾或殘廢。無論是遭受還是目擊暴力，家暴欺凌不僅極易導(dǎo)致兒童出現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)障礙，增加成年后焦慮和抑郁的可能，繼而引發(fā)關(guān)聯(lián)性生理疾病，如免疫失調(diào)、心血管疾病等，而且還使得個體在成年后難以適應(yīng)社會，缺乏社會基本支持，導(dǎo)致老年期自評健康下降和死亡率升高（Wright，2006）[14]。

童年是奠定身體機能、情感基礎(chǔ)以及認知水平的關(guān)鍵時期（Pakpahan et al.，2017）[5]。早年的不幸經(jīng)歷可以為理解成年后社會經(jīng)濟地位（Social Economic Status，SES）不平等及異質(zhì)健康軌跡提供線索（Corna，2013；解堊，2011）[15,16]。生命歷程理論與關(guān)鍵時期理論已然成為研究健康、健康行為以及疾病風險的重要分析框架，但國內(nèi)研究關(guān)于早年不幸經(jīng)歷對童年健康的即期影響以及對未來健康持續(xù)效應(yīng)的研究仍有較大欠缺（孫祁祥和彭曉博，2014）[17]。近年來該類研究的一個代表性的突破是石智雷和吳志明（2018）[18]考察了生命歷程早期不幸事件的種類數(shù)和持續(xù)時間累積對成年后健康狀況的影響效應(yīng)。遺憾的是這一研究并未細分具體不幸事件，難以深刻認識不同事件或經(jīng)歷對健康的影響機制差異。為此，本文綜合利用CHARLS 2014年追溯性調(diào)查和2015年追蹤性調(diào)查數(shù)據(jù)，將早年不幸經(jīng)歷劃分為挨餓受困、問題家庭以及暴力家庭三類，并進一步細分為遭受饑餓、家庭貧困、親子疏遠、父輩挫折、遭受暴力、目睹暴力六種事件，系統(tǒng)考察這些不幸經(jīng)歷對童年時期健康造成的即期沖擊，以及對成年后健康的長遠影響。本文研究旨在回答三個問題：早年不幸經(jīng)歷對個體童年健康狀況的即期沖擊影響如何；早年不幸經(jīng)歷對成年健康的影響是否具有長臂效應(yīng)；若兩類不同影響存在，其作用機制如何。

二、理論分析與假設(shè)

本文立足生命歷程分析框架并結(jié)合關(guān)鍵時期理論，從早年不幸經(jīng)歷的即期沖擊、長臂效應(yīng)及其傳遞路徑等方面導(dǎo)出假設(shè)。

（一）早年不幸經(jīng)歷對個體童年健康的即期沖擊

由于系統(tǒng)性地面臨更大的健康風險，經(jīng)歷更多的疾病狀況，社會弱勢群體一般會擁有更差的健康。在關(guān)于個體童年健康的眾多研究中，父母的收入、教育或職業(yè)等典型社會經(jīng)濟狀況（Social economic state，SES）指標與一系列兒童健康問題或健康偏好高度相關(guān)（Reiss，2013）[19]，據(jù)此形成社會因果假說（Social Causation Hypothesis），即SES決定了社會資源的可及性，從而影響個體健康（Link和Phelan，2000）[20]。實際上，家庭物質(zhì)條件、父母職業(yè)發(fā)展也可能因兒童健康狀況不佳而受到影響，如母親放棄工作照料生病孩童，形成惡性循環(huán)，因此，很難證明童年SES與健康之間的單向因果關(guān)系（Currie，2009；肖權(quán)等，2020）[21,22]。相較于童年SES與健康之間某種程度的動態(tài)互動，早年不幸經(jīng)歷對個體童年健康更多的是單向沖擊作用。饑荒、貧窮、親子疏遠、暴力等事件使得兒童首先暴露于難以自我控制的環(huán)境中，然后轉(zhuǎn)變形成一種持久的經(jīng)驗和記憶，而童年健康幾乎無法改變這些不幸事件。進一步地，不幸經(jīng)歷的屬性差異對個體童年健康形成的沖擊會有所不同。

首先，挨餓受困。遭受饑餓與家庭貧困，本質(zhì)上均是經(jīng)濟剝奪（吳華安等，2019）[23]。前者是外界環(huán)境（如自然災(zāi)害導(dǎo)致糧食減產(chǎn)）沖擊所形成的遠不及溫飽的狀態(tài)，有很強的致死風險；后者是家庭物質(zhì)條件低下難以滿足一般健康需求，雖有致死風險但不及前者。一個家庭首先會通過減少糧食消費來應(yīng)付饑荒，同1957年比較，1959—1961年大饑荒使得1960年農(nóng)民消費水平下降22.8%，非農(nóng)民消費水平下降26.1%（李子超，1990）[24]。一方面，大饑荒時期孕育的胎兒由于宮內(nèi)發(fā)育營養(yǎng)未得到充足供給，可致胎兒生理成熟度不夠，造成成長過程中健康受損危險增高；另一方面，膳食攝入的嚴重不足帶來兒童營養(yǎng)不良，消瘦、身高較低等不良狀態(tài)均會增加身體機能發(fā)育不健全的風險。

其次，問題家庭。親子疏遠與父輩挫折，對孩子健康成長、健全人格形成以及認知發(fā)展都有著重要的影響。親子關(guān)系疏遠通常是父母的主觀選擇，由于重男輕女、責任意識不強等原因?qū)е聝和诔砷L過程中缺乏必要的照料與關(guān)愛；父輩挫折則是父母由于身體不佳無法照料、早逝或離婚解體等原因間接導(dǎo)致了父母難以給孩子提供完整有愛的家庭，對孩子的健康和心理帶來不利的影響，長大后更容易形成內(nèi)向、孤僻的性格。父母作為子女的第一任老師，角色缺失將對孩子的成長與性格形成產(chǎn)生負面影響。

最后，暴力環(huán)境。無論是遭受暴力還是目睹暴力，本質(zhì)上是一種施暴者的自我行為或情緒管理失控，不僅侵害了受害者的人格尊嚴和身心健康，甚至威脅生命。遭受暴力的兒童不僅極易從生理上造成發(fā)育不良、軟組織損傷、知覺障礙等傷害，而且會在精神上形成緊張壓力并破壞心理的平衡發(fā)展（謝玲和李玫瑾，2018）[25]。除了在精神上遭受巨大壓力外，目睹家庭暴力的兒童也可能通過耳濡目染、潛移默化，使得暴力行為代際傳遞。

可以發(fā)現(xiàn)，社會因果假說對早年不幸經(jīng)歷與童年健康的關(guān)聯(lián)提供了主要解釋：遭受不幸經(jīng)歷的兒童更有可能處于社會分層中的劣勢地位，限制了他們進一步獲得健康資源，從而引致童年健康損失。鑒于這種情況，提出本文的假設(shè)1。

假設(shè)1：早年不幸經(jīng)歷會直接導(dǎo)致個體童年健康損失，造成負面的即期沖擊。

（二）早年不幸經(jīng)歷對個體成年健康的長臂效應(yīng)

生命歷程理論與關(guān)鍵時期理論從不同角度對“童年長臂效應(yīng)”進行了闡述與解釋。（1）生命歷程理論表明，個人特征及其轉(zhuǎn)變不是一蹴而就的，而是在一生中不斷積累與演化，早年的不幸經(jīng)歷通常會使得個體在今后暴露于健康壓力的風險更大（Kuh和Ben-shlomo，1997）[26]。（2）關(guān)鍵時期理論表明，個體在發(fā)育期間所發(fā)生的負面事件很有可能會永久性地改變生命歷程中的健康軌跡（Hertaman，1999）[27]。如果兒童的早期生存環(huán)境不利于健康發(fā)展，在很大程度上會導(dǎo)致發(fā)育遲緩、心理調(diào)節(jié)不良，以及更加嚴重的終生壓力與健康損失（Hass，2008）[28]，無論后來的成人社會經(jīng)濟狀況、生活環(huán)境如何改善，不幸經(jīng)歷導(dǎo)致的健康損失具有不可逆性質(zhì)（Jones et al.，2019）[29]?？梢园l(fā)現(xiàn)，生命歷程理論突出了健康劣勢風險的“長期持久”作用機制，當前的健康狀態(tài)具有逆向可追溯性；關(guān)鍵時期理論則將逆向追溯期定位于“童年”這一特殊的生命階段，從而基于童年長臂效應(yīng)解釋生命軌跡中的健康分化。

Lindeboom等（2010）[30]研究發(fā)現(xiàn)，1846—1847年荷蘭馬鈴薯饑荒時期出生的嬰兒不僅更易營養(yǎng)不良，而且較早死亡。此外，在饑荒中度過童年的幸存人群容易形成節(jié)儉的消費習慣，儲蓄意識更加強烈（程令國和張曄，2011）[31]，傾向于減少對自己的健康投資。由于家庭父母角色缺失，將使得孩子長期暴露于劣勢環(huán)境之中，通常成年后的教育成就、生活表現(xiàn)不及正常家庭中的孩子，且有更大概率抑郁與精神緊張。同樣地，O'Leary和Gould（2008）[32]研究發(fā)現(xiàn)，有早年被虐經(jīng)歷的個體成年后人格更易扭曲、性情易于暴躁，更易使用毒品和酒精、感染艾滋病和罹患精神疾病。虐待行為還具有可代際復(fù)制性質(zhì)，受虐者很可能在成年后發(fā)展成為施暴者，形成暴力循環(huán)。由此，本文基于關(guān)鍵時期理論與生命歷程理論提出假設(shè)2。

假設(shè)2：早年不幸經(jīng)歷會對個體成年健康發(fā)展帶來持續(xù)影響，具有負面的長臂效應(yīng)。

（三）長臂效應(yīng)的傳遞路徑

童年不幸經(jīng)歷對個體成年健康的長臂效應(yīng)，不僅是一個漫長的、漸進的過程，而且具有介導(dǎo)性質(zhì)（Pakpahan et al.，2017）[4]，早年不幸經(jīng)歷直接或間接地對個體健康軌跡產(chǎn)生影響。由此，提出本文的假設(shè)3。

假設(shè)3：早年不幸經(jīng)歷對個體成年健康的長臂效應(yīng)可以通過中介進行傳導(dǎo)。

在整個生命過程中，早年不幸經(jīng)歷的長臂效應(yīng)可能會通過以下路徑傳遞：（1）個體童年直接健康損失，為成年后患病與身體素質(zhì)下降埋下隱患；（2）個體身體機能易損，不幸事件可能使得個體成年后身體機能更易受損或提前受損，增加后續(xù)健康風險（Ferraro和Kelley-Moore，2003）[33]；（3）個體不良精神狀態(tài)，長期暴露于不幸環(huán)境中的個體容易陷入消極情緒之中，會使得老年人健康趨向于不穩(wěn)定（Carstensen et al.，2000）[34]。據(jù)此，本文進一步提出三個平行假設(shè)。

假設(shè)3.1：早年不幸經(jīng)歷直接造成個體童年健康損失，且該效應(yīng)會持續(xù)影響中老年時期的健康狀況。

假設(shè)3.2：早年不幸經(jīng)歷增加個體成年后身體機能受損的可能，且該效應(yīng)會持續(xù)影響中老年時期的健康狀況。

假設(shè)3.3：早年不幸經(jīng)歷增加個體成年后產(chǎn)生不良精神狀態(tài)的可能，且該效應(yīng)會持續(xù)影響中老年時期的健康狀況。

三、研究設(shè)計

（一）基礎(chǔ)模型設(shè)定

1.二值與有序Probit模型?；诶碚摲治隹蚣埽疚臄M采用二值Probit模型考察早年不幸經(jīng)歷對個體童年存活與否的影響，模型表達式為：

其中，live表示個體童年時期是否存活，取值1或0表示存活或死亡；x表示個體童年時期存活或死亡的影響因素向量，既包括核心變量——遭受饑餓、家庭貧困、親子疏遠、父輩挫折、遭受暴力以及目睹暴力，也包括系列控制變量，如初始健康稟賦、原生家庭特征等；β為待估參數(shù)向量；F（x，β）是連接函數(shù)，將解釋變量x與被解釋變量live連接起來；函數(shù)Φ（x，β）表示標準正態(tài)分布。

本文進一步考察早年不幸經(jīng)歷對個體健康水平的影響，由于個體健康水平的測度指標為自我評價健康（Self-assessed Health，SAH），其形式為定序變量，因此，采用有序Probit模型進行估計，其估計模型形式為：

其中，童年時期自評健康C_health為五分類變量（很差、不好、一般、好、很好）；r0＜r1＜…＜r4為待估參數(shù)切點排序關(guān)系；C_health*為C_health所對應(yīng)的不可觀測潛變量，表達式為：

其中，ε為誤差項，假定其滿足正態(tài)分布；其余符號含義與式（1）保持一致。

2.兩階段Heckman選擇模型。由于童年時期存活或死亡個體之間可能存在系統(tǒng)性差異，本文利用兩階段Heckman選擇模型（two-stage Heckman selection model）進行實證分析以克服潛在的樣本選擇性偏誤。第一階段為個體童年時期存活與否的二值Probit模型，其中死亡樣本根據(jù)CHARLS 2014篩選出部分受訪者，他們的兄弟姐妹在6歲前去世，用該受訪者的經(jīng)歷背景和家庭特征去匹配去世的兄弟姐妹，④模型設(shè)置與式（1）一致，借助回歸結(jié)果構(gòu)造逆米爾斯比率（Inverse mill’s ratios，IMR），表達式為：

第二階段選擇有序Probit模型并將IMR作為控制變量引入。具體地，在式（3）的基礎(chǔ)上引入IMR以及成年后的系列控制變量，如教育程度、個人收入、工作類型等，模型表達式為：

其中，成年后自評健康O_health為六分類變量（很差、不好、一般、好、很好、極好）；r0＜r1＜…＜r5為待估參數(shù)切點排序關(guān)系；O_health*為O_health所對應(yīng)的不可觀測潛變量；IMR為逆米爾斯比率；a為IMR的參數(shù)；p為成年后的系列控制變量向量；δ為控制變量的參數(shù)向量；其余符號含義與式（1）和式（3）保持一致。

3.中介效應(yīng)檢驗。早年不幸經(jīng)歷除了持續(xù)累積直接對長期健康造成負面影響外，還會導(dǎo)致不同個體或群體之間健康狀況的系統(tǒng)性差異，進而形成新劣勢間接地影響后期健康。為此，這里借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[35]、李瑩和呂光明（2019）[36]總結(jié)的方法進行中介效應(yīng)檢驗。中介效應(yīng)檢驗的模型表達式⑤為：

式中，mhealth、mbody、mmental表示三個中介變量早期健康、身體機能、精神狀態(tài)；λ1、λ2、λ3為中介變量的參數(shù)向量；γ1、γ2、γ3為三個中介變量的待估參數(shù)；e1、e2、e3和e為誤差項；其余符號含義與式（1）、式（3）和式（6）保持一致。中介效應(yīng)檢驗的基本原理是：當中介變量的參數(shù)向量λ1、λ2、λ3或待估參數(shù)γ1、γ2、γ3中至少一個不顯著時，借助于Iacobucci法構(gòu)造Sobel統(tǒng)計量，如果Z統(tǒng)計量大于臨界值，則中介效應(yīng)顯著，反之，則中介效應(yīng)不顯著。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量選擇

本文的研究數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）。⑥研究通過匹配2015年全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（Follow Up Survey 2015）與2014年生命歷程調(diào)查數(shù)據(jù)（Life History Survey 2014），進而實現(xiàn)對受訪者童年和中老年時期健康水平的測度，以及早年不幸經(jīng)歷、成年后社會經(jīng)濟水平的測度。

1.健康測度。（1）存活/死亡：CHARLS調(diào)查僅針對生者進行調(diào)查，無法觀測到童年時期死亡的個體，若僅基于存活個體進行分析得到的結(jié)果可能并不穩(wěn)健。因此，本文根據(jù)CHARLS 2014篩選出部分受訪者，他們的兄弟姐妹在6歲前去世，用該受訪者的經(jīng)歷背景和家庭特征去匹配去世的兄弟姐妹，共模擬得到1 314個早年死亡樣本。（2）健康水平：在眾多健康測度指標中，SAH數(shù)據(jù)由于易于采集，使用最為廣泛。受訪者基于問卷匯報自己的健康狀況，選項通常設(shè)置為“很差、不好、一般、好、很好”。相較于患病率、傷殘率等指標，SAH能夠全面反映個人的健康狀況（齊良書和李子奈，2011；胡宏偉和李玉嬌，2011）[37,38]。雖然存在主觀判斷誤差，但SAH被認為是死亡率與身體患病的一個有效預(yù)測指標，可以跨越不同的種族群體，有效捕捉不同年齡人群的健康差異?；诖?，本文采用“自評健康”測度受訪者中老年時期（＞40歲）與兒童時期（≤15歲）的健康狀況。其中，童年健康水平基于受訪者對15歲之前（包括15歲）與大多數(shù)同齡孩子健康進行比較做出判斷，包括差很多、差一點、差不多、好一些、好很多。本文將選項調(diào)整為“1.很差；2.不好；3.一般；4.好；5.很好”。中老年時期健康測度在“有效樣本篩選”部分詳述。

2.核心變量。（1）挨餓受困。①遭受饑餓：本文對受訪者0—5歲、6—12歲、13—17歲三個階段是否經(jīng)歷挨餓進行統(tǒng)計，匯總挨餓階段數(shù)量（0～3），數(shù)量越多，表明受訪者早年遭受經(jīng)濟剝奪的程度越嚴重；②家庭貧困（Family_poor）：考察童年時期家庭經(jīng)濟狀況與周圍家庭相比，是好很多、好一點、一樣，還是差一點、差很多，分別賦予1—5的分值，得分越高，表明家庭經(jīng)濟狀況越差。（2）問題家庭。①親子疏遠：考察小時候女性/男性撫養(yǎng)人與受訪者關(guān)系是否不好、是否對其他兄弟姐妹更加偏心以及女性撫養(yǎng)人是否很少或完全沒有花精力照顧受訪者，若完全沒有以上情況，賦值為0，否則賦值為1；②父輩挫折：考察受訪者小時候女性/男性撫養(yǎng)人是否長期臥病在床、有嚴重的身體殘疾以及精神失常，或父母離婚、早逝等導(dǎo)致的家庭解體，若完全沒有，賦值為0，否則賦值為1。（3）暴力環(huán)境。①遭受暴力：考察受訪者小時候是否經(jīng)常遭受女性/男性撫養(yǎng)人暴力、兄弟姐妹和鄰居孩子欺負，若完全沒有，賦值為0，否則賦值為1；②目睹暴力：考察受訪者的父親是否經(jīng)常打母親，或母親經(jīng)常打父親，若完全沒有，賦值為0，否則賦值為1。

核心變量的數(shù)據(jù)均來自于CHARLS 2014年調(diào)查。

3.控制變量。（1）初始健康稟賦：為了防止一些難以觀測因素造成干擾，如父母基因遺傳、性格偏好等，需要控制受訪者的初始健康稟賦。本文借鑒石智雷和吳志明（2018）[18]的處理方法，將女性撫養(yǎng)人的健康狀況作為受訪者初始健康稟賦的代理變量。（2）原生家庭特征：在糟糕的成長環(huán)境下，孩子更有可能經(jīng)歷健康不佳，生理以及心智的發(fā)育均會受到負面影響。本文控制的受訪者原生家庭特征包括父親教育程度、家庭經(jīng)濟狀況（同“家庭貧困”）、兄弟姐妹數(shù)量以及戶籍狀況等。（3）社會經(jīng)濟地位：有學者提出社會經(jīng)濟地位是健康差異的根本性因素，諸多健康結(jié)果“是由知識、金錢、權(quán)利、聲望以及社會資本等對不同人群的可及性差異，以及因社會分層導(dǎo)致的心理壓力所形塑”，其影響不僅在某一個生命時點，更持續(xù)跨越歷史時間和地理空間（Gathmann et al.，2015）[39]。因此，本文在考察中老年健康時加入受訪者的教育程度、收入水平、工作類型以及資產(chǎn)水平作為社會經(jīng)濟地位的代理變量。

4.中介變量。（1）早期健康：選擇“童年時期的健康水平”表示早期健康。（2）身體機能：考察中老年人的慢跑、走路、爬樓等九類日常活動開展情況是否有困難且需要幫助或者無法完成，若有，賦值為1，匯總得到0—9的得分，得分越高表示身體機能越差。（3）精神狀態(tài)：從中老年人的情緒、孤獨感、安全感等十個維度進行測度，情緒頻率在一周中達到3天及以上，賦值為1，匯總得到0—10的得分，得分越高表示精神狀態(tài)越差。

（三）有效樣本篩選

由于自評健康以及其他信息的測度均取決于受訪者的主觀評價，其認知準確度將會極大地影響研究結(jié)果的可信度。因此，本文首先根據(jù)CHARLS 2015年調(diào)查問卷“健康狀況”模塊中首尾設(shè)置的健康水平調(diào)查，篩選出兩次回答一致的樣本，⑦詳見表1。

表1 CHARLS 2015年調(diào)查樣本篩選

本文進一步剔除回答無效或記錄異常的樣本，如拒絕回答、不知道、收入小于0等情況，最終，得到存活受訪個體樣本量為13 330個，死亡匹配個體樣本量為1 314個。具體地，各類變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 統(tǒng)計變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）早年不幸經(jīng)歷對個體童年健康的即期沖擊

本文首先考察早年不幸經(jīng)歷對受訪者童年時期的健康造成的即期沖擊，分別采用二值Probit模型和有序Probit模型分析早年不幸經(jīng)歷對個體童年存活情況（存活=1；死亡=0）與存活個體的健康水平（1—5表示健康程度由壞到好）的影響，結(jié)果如表3所示。在控制了原生家庭特征和初始健康稟賦等因素后，個體在童年時存活與否（見前四個模型）以及其健康水平（見后四個模型）不同程度地受到三類不幸經(jīng)歷的影響。其中，“家庭貧困”（Family_poor）作為“家庭經(jīng)濟水平”的逆向指標，在其他模型中作為控制變量。

從挨餓受困方面看，遭受饑餓經(jīng)歷顯著地增加了個體童年死亡的概率，且該影響隨著遭受饑餓階段數(shù)量的累積而增加；家庭經(jīng)濟水平并未產(chǎn)生顯著作用，主要原因是上世紀五六十年代物質(zhì)資源較為匱乏，自然災(zāi)害使得民眾難以果腹，饑荒使得大家無法滿足最為基本的生存需求，提升了死亡風險，而家庭經(jīng)濟水平影響較小。從問題家庭方面看，缺乏雙親的照料與關(guān)愛同樣顯著增加了個體死亡的風險，而父輩挫折因素，如父母關(guān)系不佳或解體對孩子死亡與否沒有顯著影響。從暴力環(huán)境方面看，遭受暴力與目睹暴力的系數(shù)均呈現(xiàn)負值，但僅有前者在1%的置信水平上顯著，表明遭受暴力更具有致死性質(zhì)，目睹暴力對死亡影響不大。

進一步地，本文考察早年不幸經(jīng)歷對存活個體童年健康的影響。除卻遭受饑餓顯著對健康產(chǎn)生負面影響外，家庭經(jīng)濟狀況也發(fā)揮了關(guān)鍵作用，較差的經(jīng)濟狀況使得健康資源的可及性大大降低，將會顯著損害童年時期的健康水平。相較于模型（1）至模型（4），挨餓受困經(jīng)歷的顯著性差異表明遭受饑荒等自然災(zāi)害對健康具有致命性的影響，而家庭貧困更多的是程度性影響。從問題家庭方面看，同樣僅有親子關(guān)系這一變量顯著，若童年時期無法得到父母親充分的照料與關(guān)愛，將直接增加個人的健康受損風險。從暴力環(huán)境方面看，無論是遭受暴力抑或是目睹暴力，均會對個體童年的健康水平造成即期負面沖擊。

對于各個控制變量而言，若母親具有較為健康的體魄，那么會顯著提升孩子的存活概率，但對健康水平影響則不明顯；性別、兄弟姐妹數(shù)量以及出生世代均顯著，而父親的教育水平、戶籍狀況并不會對健康形成顯著的即期沖擊。

綜上，假設(shè)1“早年不幸經(jīng)歷會直接導(dǎo)致個體童年健康損失，造成負面的即期沖擊”成立。

表3 早年不幸經(jīng)歷對個體童年健康的即期沖擊參數(shù)估計結(jié)果

（續(xù)表3）

（二）早年不幸經(jīng)歷對個體成年健康的長臂效應(yīng)

本文將早年不幸經(jīng)歷對中老年時期健康的長臂效應(yīng)分為直接傳遞與間接累積。

1.長臂效應(yīng)的直接傳遞?？紤]到該樣本的中老年人年齡介于41—84歲，跨度達到40歲以上，因此替換掉前置模型中的“出生世代”加入“年齡”控制變量。此外，為了確定童年不幸經(jīng)歷與成年后健康是否有影響，還需控制成年SES，若不加以控制，兒童時期的不幸經(jīng)歷與健康的統(tǒng)計關(guān)聯(lián)可能是個體成年后SES的作用，混淆分析結(jié)果。鑒于具有不幸經(jīng)歷的受訪者均是存活下來的個體，若忽略死亡樣本直接估計可能會導(dǎo)致估計結(jié)果有偏。因此，本文通過Heckman兩階段模型，第一階段通過二值Probit模型測算得到IMR；第二階段將IMR帶入估計方程以糾正估計結(jié)果。其中，表4模型（1）在表3模型（4）的基礎(chǔ)上剔除了Family_poor、Parents和Sufferer_V等不顯著變量。從表4來看，IMR在表4模型（2）、模型（3）以及模型（5）中均通過了顯著性檢驗，表明模型中存在一定程度的樣本選擇偏誤問題，模型（6）為未糾正樣本選擇偏誤的估計結(jié)果。

在控制各類因素后，受訪者中老年時期健康水平均會受到挨餓受困、問題家庭以及暴力環(huán)境等不幸經(jīng)歷的負面影響。其中，隨著挨餓階段數(shù)量的累積，對個體中老年時期造成的健康損失越大；兒時家庭經(jīng)濟狀況不佳所形成的健康風險亦會延續(xù)至中老年時期。問題家庭維度的作用機制與兒童時期不同，童年時期父母親疏于照顧與關(guān)愛對其健康產(chǎn)生了即期的負面沖擊，但它的長臂效應(yīng)不再顯著；以父母離婚、早逝或身體不佳為典型的父輩挫折對孩子健康具有潛移默化的影響，雖在短期內(nèi)沒有表現(xiàn)出來，但對他們的中老年時期的健康形成負面長臂沖擊。此外，成長于暴力環(huán)境中的個體，無論是遭受還是目睹暴力，其身體和心理均承受了巨大的壓力，且會延續(xù)至中老年時期。

因此，假設(shè)2“早年不幸經(jīng)歷會對健康發(fā)展帶來持續(xù)影響，具有負面長臂效應(yīng)”成立。

表4 早年不幸經(jīng)歷對個體童年健康的長臂效應(yīng)參數(shù)估計結(jié)果

（續(xù)表4）

（續(xù)表4）

2.長臂效應(yīng)的間接傳遞。本文通過中介效應(yīng)檢驗來確定長臂效應(yīng)的間接傳遞機制，具體做法是：首先，將童年健康、身體機能、精神狀態(tài)等變量中心化處理后進行回歸，三類早年不幸經(jīng)歷對中老年健康狀況的回歸系數(shù)符號顯著性與上文結(jié)果較為一致，未有顛覆性結(jié)論。然后，依次檢驗不幸經(jīng)歷與各個中介變量回歸系數(shù)的顯著性，再結(jié)合Sobel檢驗判斷中介變量是否在早年不幸經(jīng)歷與中老年健康之間起到中介作用。以上過程，均已對原生家庭特征、初始健康稟賦以及年齡進行控制，表5為中介效應(yīng)檢驗的簡要結(jié)果?；谥薪樽兞康腛LS回歸結(jié)果表明，各類不幸經(jīng)歷對身體機能、精神狀態(tài)、早期健康形成了不同顯著性下的負面影響，例如，遭受饑餓會通過三類中介機制對個體健康形成長期影響；父輩挫折對健康的長期影響主要依賴于精神狀態(tài)這一介質(zhì)，而較少通過童年健康以及身體機能中介進行傳遞。

綜上，假設(shè)3“早年不幸經(jīng)歷對個體健康的長臂效應(yīng)可以通過中介進行傳導(dǎo)”成立。

表5 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

在此基礎(chǔ)上，本文分別計算挨餓受困、問題家庭與暴力環(huán)境三類不幸經(jīng)歷對中老年健康的直接長臂效應(yīng)與間接長臂效應(yīng)，表6展示了各個中介變量通過1 000次Bootstrap抽樣后的Sobel檢驗顯著性結(jié)果。早年不幸經(jīng)歷的長臂效應(yīng)在很大程度上是通過精神狀態(tài)傳導(dǎo)的，早年不幸經(jīng)歷不僅會對健康造成不可逆的傷害，同時也會引起個人心理恐慌，更加缺乏安全感（程令國和張曄，2011）[31]，負面情緒將進一步轉(zhuǎn)嫁至晚年健康，比如童年目睹家庭暴力對中老年時期健康的影響有70.53%的效應(yīng)附著于精神壓力進行傳遞；遭受饑餓與親子關(guān)系疏遠的長臂效應(yīng)中也有超過50%通過損害精神狀態(tài)而對晚年健康形成威脅。許多研究表明，個體的精神疾病，如抑郁、焦慮、精神緊張等都與早年不幸經(jīng)歷存在不同程度的關(guān)聯(lián)（Morton，2018）[40]，印證了此結(jié)論的合理性。此外，家庭貧困、遭受暴力以及父輩挫折三種不幸經(jīng)歷對晚年健康的直接長臂效應(yīng)超過了50%。

以上結(jié)論表明假設(shè)3.1至假設(shè)3.3“早年不幸經(jīng)歷造成的個體童年健康損失、成年后身體機能受損以及不良精神狀態(tài)，且以上效應(yīng)會持續(xù)影響中老年時期的健康狀況”成立。

表6 早年不幸經(jīng)歷中介效應(yīng)分解

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）工具變量回歸

考慮到大部分受訪者出生于上世紀五六十年代，生產(chǎn)生活對農(nóng)業(yè)發(fā)展依賴比較大，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)極大地受到自然氣候的影響。本文選擇“各省受災(zāi)面積占比”作為“遭受饑餓”不幸經(jīng)歷的工具變量，并選取受訪者出生前和出生后各三年間的數(shù)據(jù)進行平均。⑧在兩階段最小二乘（2SLS）中，童年健康（C_health）第一階段的最小特征值為74.47，中老年健康（O_health）第一階段的最小特征值為66.41，二者均大于對應(yīng)的臨界值8.96，表明可以拒絕“弱工具變量”的原假設(shè)。

進一步考察“遭受饑餓”是否為內(nèi)生解釋變量。Hausman內(nèi)生性檢驗結(jié)果為23.47（p=0.319 7），異方差穩(wěn)健的DWH檢驗結(jié)果的p值均超過0.1，可認為“遭受饑餓”不是內(nèi)生解釋變量。在兩階段有序Probit中，童年健康中的“遭受饑餓”外生性原假設(shè)“H0：p=0”的Wald檢驗結(jié)果為0.042（p=0.099）；中老年健康中的“遭受饑餓”外生性原假設(shè)“H0：p=0”的Wald檢驗結(jié)果為-0.003 2（p=0.901），可認為“遭受饑餓”不是內(nèi)生解釋變量。也就是說，上文中不考慮工具變量的回歸結(jié)果較為可靠。

（二）半?yún)?shù)有序Probit估計

表3和表4的有序Probit的參數(shù)是在擾動項服從正態(tài)分布的假定下通過最大似然函數(shù)估計得到的，但不符合該假定時的參數(shù)估計結(jié)果不一致（Gallant和Nychka，1987）[41]?；诖?，本文采用半?yún)?shù)方法估算有序Probit，其本質(zhì)是通過構(gòu)建Hermit序列以逼近未知擾動項的密度函數(shù)，表達式為：

其中，θ是標準化因子以保證fk（ε）的積分為1；γk為待估參數(shù)；Φ（ε）為標準正態(tài)分布的密度函數(shù)；K是逼近多項式的階數(shù)，且K=2對應(yīng)的是正態(tài)分布密度函數(shù)，等價于一般有序Probit模型。Stewart（2009）[42]證明，該估計方法可以在較少限定條件下得到一致且漸進正態(tài)的估計結(jié)果。本文分別選取K=2（有序Probit），3，4，5進行半?yún)?shù)估計，結(jié)果如表7所示。在選擇不同階數(shù)的情況下，系數(shù)方向、大小以及顯著性均有較高的相似性，表明前文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 半?yún)?shù)有序Probit系數(shù)估計結(jié)果

（三）早年不幸經(jīng)歷種類

對單一經(jīng)歷的程度分析雖然有助于深刻認識該事件的長期影響，但是容易忽略不同經(jīng)歷的多重或共同影響，從而影響某一經(jīng)歷的效應(yīng)測度。因此，本文在穩(wěn)健性檢驗部分將三類六種不幸經(jīng)歷進行累加，考察不幸經(jīng)歷種類（No.Ex）對健康的即期沖擊與長臂效應(yīng)，變量No.Ex取值范圍為0—6，取值越大，表明不幸經(jīng)歷越多。同樣地，穩(wěn)健性檢驗控制了原生家庭特征、初始健康稟賦以及年齡、性別等要素，詳見表8。

從估計結(jié)果來看，早年不幸經(jīng)歷種類對當期和后續(xù)健康有著顯著的負向影響，即早年不幸經(jīng)歷種類數(shù)越多，童年時期以及成年后的健康狀況越差，再次驗證假設(shè)1和假設(shè)2。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，中介變量均對中老年時期健康具有顯著影響，同時，早年不幸經(jīng)歷種類越多，給個體的身體功能、精神狀態(tài)、早期健康的表現(xiàn)帶來了顯著負向效應(yīng)，并存在中介效應(yīng)。從各類效應(yīng)占比來看，在早年不幸經(jīng)歷種類對中老年時期健康的影響中，41.16%的效應(yīng)直接作用于長遠健康，58.84%的效應(yīng)則通過中介傳遞，不良精神狀態(tài)在其中發(fā)揮了主要作用，占比達到52.65%，早期健康與身體機能僅分別分擔了3.10%?？梢园l(fā)現(xiàn)，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與前文結(jié)論未有本質(zhì)差異，假設(shè)3及其平行假設(shè)3.1至假設(shè)3.3依舊成立。

表8 早年不幸經(jīng)歷次數(shù)與個體健康的穩(wěn)健性檢驗

六、研究結(jié)論與啟示

一人之健康是立身之本，人民之健康是立國之基。本文基于生命歷程分析框架并結(jié)合健康相關(guān)理論，采集CHARLS追溯性調(diào)查與追蹤性調(diào)查數(shù)據(jù)，在匹配死亡樣本的基礎(chǔ)上通過二值Probit、有序Probit、兩階段Heckman選擇模型綜合考察了挨餓受困、問題家庭與暴力環(huán)境三類共六種早年不幸經(jīng)歷對個體健康的即期沖擊和長臂效應(yīng)，并從工具變量回歸、半?yún)?shù)有序Probit模型以及不幸經(jīng)歷種類數(shù)量考察等多個角度開展穩(wěn)健性檢驗。總體而言，早年不幸經(jīng)歷會直接導(dǎo)致個體童年健康損失，造成負面的即期沖擊，也會對個人健康發(fā)展帶來持續(xù)的不利影響，造成負面的長臂效應(yīng)。

首先，個體在童年時期遭受饑餓、家庭貧困、親子關(guān)系疏遠、遭受與目睹暴力等不幸經(jīng)歷，均會直接損害其健康成長，且隨著遭受饑餓階段的增加，健康受到損害的概率也相應(yīng)提升。值得注意的是，遭受饑餓、親子關(guān)系疏遠以及遭受暴力這三種不幸經(jīng)歷更具有致命性的負面影響，而不僅僅局限于健康程度的影響。

其次，父輩挫折雖沒有顯著的即期沖擊，但卻具有長臂效應(yīng)，個人在成年后的健康發(fā)展將會受到童年時期父母關(guān)系不佳、早逝或離婚的原生家庭環(huán)境潛移默化的影響；挨餓受困和暴力環(huán)境兩類不幸經(jīng)歷同時對健康造成負面即期沖擊與長臂效應(yīng)。

最后，在中介分析中，早年不幸經(jīng)歷的長臂效應(yīng)在很大程度上通過不良精神狀態(tài)進行傳導(dǎo)，而在童年目睹暴力的健康影響中，高達70.53%的效應(yīng)附著于精神壓力轉(zhuǎn)嫁至晚年健康；遭受饑餓與親子關(guān)系疏遠的長臂效應(yīng)中也有超過50%通過損害精神狀態(tài)對晚年健康形成威脅。此外，家庭貧困、遭受暴力以及父輩挫折三種不幸經(jīng)歷對晚年健康的直接長臂效應(yīng)超過了50%。

根據(jù)上述結(jié)論，本文概括了三點政策性啟示。

第一，重視健康風險的源頭防治。中老年時期的健康梯度差異在童年時期就已經(jīng)打下基礎(chǔ)，且個體早期的不幸經(jīng)歷對成人健康具有普遍的負面影響，該影響很難通過后續(xù)的醫(yī)療保健予以完全消除。因此，需要對個體童年健康進行干預(yù)與預(yù)防，盡可能地降低未來的健康風險。

第二，重視健康成長的環(huán)境打造。原生家庭是兒童成長過程中不可或缺的一部分，孩子健康與發(fā)展的分異在很大程度上源于父母角色的缺失。因此，相關(guān)政策的制定需要重視兒童良好成長環(huán)境的建設(shè)，幫助改善家庭關(guān)系，讓父母形成正確的育兒觀念，杜絕暴力，提升家庭功能。

第三，重視心理層面的健康疏導(dǎo)。精神狀態(tài)是最主要的傳遞介質(zhì)之一，早年不幸經(jīng)歷帶來的心理創(chuàng)傷具有強傷害性與持久性，對個人的能動性以及生理健康均產(chǎn)生了不良沖擊。因此，需要借助于外界的心理干預(yù)與疏導(dǎo)，將不幸經(jīng)歷所帶來的心理創(chuàng)傷降至最低，防止劣勢的進一步累積。

注釋：

①童年長臂效應(yīng)一詞翻譯自英文“l(fā)ong arm of childhood”，意指童年的某類事件或經(jīng)歷對個體具有長遠或重要影響，且多有負面含義，學者們采用“l(fā)ong arm of childhood”以表達童年不幸經(jīng)歷對個體長遠健康的負面效應(yīng)，即當前的健康狀態(tài)具有可追溯性，健康隱患可能于童年時候便已經(jīng)埋下。

②https://www.unicef-irc.org/publications/660-measuring-child-poverty-new-league-tables-of-child-poverty-in-the-worldsrich-countries.html

③聯(lián)合國2013年發(fā)布的《2013暴力侵害兒童全球調(diào)查報告》表明，每年約有1.33—2.75億的兒童親眼目睹發(fā)生在其父母之間的某些形式的暴力行為；據(jù)世界衛(wèi)生組織估算，全球約有4 000萬15歲以下的兒童遭到虐待和忽視，亟需保健服務(wù)和社會關(guān)愛。

④本文所考察的早年不幸經(jīng)歷于家庭內(nèi)部成員而言具有極高的相似性，因此，用存活下來的受訪者經(jīng)歷背景匹配死亡個體，死亡個體的性別與年齡已知。此外，剔除掉因為遭受事故（如車禍、火災(zāi)、意外中毒等）而死亡的樣本。

⑤實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)Probit模型回歸結(jié)果與OLS回歸結(jié)果具有較高的一致性，因此為了簡化模型，中介分析基于OLS模型開展。

⑥CHARLS旨在收集一套代表我國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，全國基線調(diào)查于2011年開展，覆蓋150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的1.7萬人，每兩年追蹤一次。

⑦CHARLS 2015年調(diào)查問卷“健康狀況”模塊中設(shè)置了A、B兩套健康水平調(diào)查問題，隨機分配給受訪者。每套題中包含兩道題，分別置于“健康狀況”模塊的首尾部分，每位受訪者接受兩次自評健康調(diào)查。其中，A套題在“健康模塊”首部的問題為“您的健康狀況是極好，很好，好，一般還是不好”，尾部的問題為“您的健康狀況是很好，好，一般，不好還是很不好”；B套題在“健康模塊”首部的問題為“您的健康狀況是很好，好，一般，不好還是很不好”，尾部的問題為“您的健康狀況是極好，很好，好，一般還是不好”。

⑧數(shù)據(jù)來源：《中國災(zāi)情報告》。需要說明的是，各省受災(zāi)面積的公布起始年份為1950年，若出生早于1953年的受訪者，出生前三年的受災(zāi)面積數(shù)據(jù)均以1950年替代。此外，該數(shù)據(jù)70年代僅公布了1978年的情況，若出生晚于1967年的受訪者，出生后三年的受災(zāi)面積數(shù)據(jù)均以1978年替代，1973年后出生的受訪者，則直接選擇1978年數(shù)據(jù)替代。