童年時期親子關(guān)系對中老年人健康的影響
——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實證分析①

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，堅持“預(yù)防為主、關(guān)口前移”，對生命早期的健康危險因素加以積極干預(yù)[1]。生命歷程理論（Life Course Theory）已經(jīng)證實個體健康是整個生命過程累積的結(jié)果，兒童時期的生活經(jīng)歷與健康狀況會很大程度上影響個體生命后期的身心健康[2]。已有研究表明，家庭是個體生存和發(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所建立的一種人際關(guān)系，作為個體生命歷程中最先接觸的社會關(guān)系，親子關(guān)系對個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經(jīng)濟地位、軀體或情感暴力、父母離異等負性事件對人的兒童時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)系不但會打破家庭系

①[基金項目]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)新平臺建設(shè)成果（2022PDPC）。統(tǒng)的內(nèi)部平衡，成為個體童年逆境的重要來源，還可能會對兒童的健康狀況產(chǎn)生潛移默化且深遠持久的影響。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子女，這標志著我國正式進入全面三孩時代。生育政策的改變，重塑了家庭結(jié)構(gòu)，也對計劃生育時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)濟社會發(fā)展促使家庭關(guān)系網(wǎng)日益復(fù)雜，認識親子關(guān)系對促進全生命周期健康的重要性，對于現(xiàn)階段探尋個體健康影響因素，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，以及推進我國衛(wèi)生健康事業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有深遠意義。

2 文獻回顧與理論分析

2.1 童年親子關(guān)系對個體生理健康的影響

壓力—健康模型（Stress-Health Model，SHM）指出，外部壓力源會引發(fā)個體情緒反應(yīng)，造成心理壓力與精神心理類疾病，進而對人體的生理健康產(chǎn)生不利影響[5]。以親子互動為例，當兒童與父母關(guān)系淡漠或頻繁發(fā)生沖突時，兒童會感知敵意與不安，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模式會長期影響子女日后的認知行為與健康水平，甚至持續(xù)到中老年時期[7]。研究證實，個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，童年時期父母對孩子的情感支持水平越高，個體成年后罹患慢性病的概率就越低[9]。Singer等通過對個體關(guān)系史的研究發(fā)現(xiàn)，童年時期積極的家庭親子關(guān)系會降低老年時高血壓和免疫功能等疾病的患病率[10]。哈佛大學(xué)一項長達35年的中年人情緒健康隨訪研究發(fā)現(xiàn)，童年時與母親關(guān)系較差的被調(diào)查者中有91%的人患有冠狀動脈粥樣硬化、十二指腸潰瘍等身體疾病，而認為童年時與母親關(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了童年不良的親子關(guān)系對個體生理健康的長期不利影響。

2.2 童年親子關(guān)系對個體心理健康的影響

依戀理論認為，童年的親子關(guān)系質(zhì)量與個體成年后是否會出現(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)情感需求及時回應(yīng)時，兒童會感知需求的滿足，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)系可能會導(dǎo)致父母對孩子缺乏足夠的關(guān)心愛護，兒童會為親子間的矛盾沖突所困擾，并對他人產(chǎn)生不信任感，進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，他們會認為他人是安全可靠的，在與他人的交往中有更積極的認知、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)系對個體身心健康的影響路徑

2.3.1 童年時期父母軀體虐待行為

有文獻指出，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，同時這種行為又會加劇親子間關(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)，個體童年時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嚴重損害親子關(guān)系質(zhì)量，激化父母與子女之間的矛盾，這不僅會增加日后父母對兒童施加暴力的風險，也會造成兒童成年后的心理脆弱性[17]。此外，個體童年時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出現(xiàn)骨折、淤傷等身體損害[18]。同時，父母暴力行為也可能會對子女的生理健康狀況產(chǎn)生累積效應(yīng)。比如，相比童年時期沒有或較少挨打的個體，童年時經(jīng)常遭受父母軀體虐待行為的個體在步入中年時期之后患有糖尿病、心血管疾病、哮喘等慢性病的幾率也會明顯提高[19]。

2.3.2 童年時期的健康狀況

相關(guān)研究指出，良好的親子關(guān)系會促使父母多花時間陪伴子女，幫助其樹立正確的健康觀念，并在健康行為引導(dǎo)等方面對子女進行角色示范[20]。也有研究認為，親子關(guān)系和諧表明父母與子女關(guān)系親密，子女會得到較多的照料、呵護，從而在家庭內(nèi)部獲得更多的健康資源，健康狀況也會相對較好[12]。不少研究指出，童年階段的健康狀況與個體成年后的健康密切相關(guān)[21]，童年時期身體狀況不佳可能會對整個生命周期的身心健康產(chǎn)生不良影響。Vanhoorne 等驗證了童年時期的健康與個體成年后患冠心病、中風和糖尿病等慢性病之間的相關(guān)性，兒童時期容易生病且發(fā)育不良的個體，其中老年時期的慢性病患病率是童年健康狀況較好個體的3.82倍[22]。同時，童年時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)童年時期存在超重、肥胖的個體，其中老年時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)，童年患有哮喘的個體在成長過程中會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 童年時期的社會交往

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等認為，兒童與父母相處過程中形成的尊重、友好等認知態(tài)度是人際交往的重要特質(zhì)[25]。也有研究認為，親子關(guān)系不睦會促使兒童花更多時間與同伴交往，以彌補其對父母情感需求的缺失，但不和諧的親子關(guān)系仍會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]。 有文獻指出，強烈的社會孤獨感會對人體身心健康產(chǎn)生危害。例如：青少年時期的社會孤立可能會損害個體的神經(jīng)可塑性，對人的腦功能產(chǎn)生危害[27]。一項對匹茲堡公立學(xué)校學(xué)生的追蹤研究顯示，童年時期與同伴相處時間更長的個體，成年后心血管病的患病風險與BMI指數(shù)通常也會越低[28]。Calhoun等認為童年缺少同伴陪伴會增加下丘腦-垂體-腎上腺軸（Hypothalamic-Pituitary-Adrenal axis，HPA）的活動，促使HPA軸異常活動產(chǎn)生抑郁情緒，這種情緒甚至會對晚年時期的抑郁傾向具有負向預(yù)測作用[29]。有學(xué)者指出，童年時個體積極的社會交往會促使個體盡早融入社會，塑造良好的社會性格、價值觀和行為模式，建立高質(zhì)量的婚姻、親子與朋友關(guān)系，這些均會對中老年時期的心理健康產(chǎn)生影響[30]。

2.4 對已有文獻的評述

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，甚至會貫穿個體的整個生命歷程，因此童年時期親子關(guān)系的影響很可能會持續(xù)到中老年階段，損害個體的健康狀況，增加慢性病或抑郁癥等患病風險，但當前學(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)系對個體健康的影響機制分析，對于早期親子關(guān)系是怎樣長期作用于個體身心健康的，現(xiàn)有研究大都沒有明確的回答。另外，當前有關(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椤⑸鐣幕确矫娴牟町?，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，兒童的照料責任主要由母親承擔，父親在兒童照料方面承擔了較少的責任[31]。因此，童年與母親的關(guān)系可能對個體的身體健康產(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)系進行實證研究。

3 研究設(shè)計

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?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的150個縣、450個社區(qū)（村）的全國性大型調(diào)查項目。其中，被訪者童年時期的變量數(shù)據(jù)主要來自2014年CHARLS中國中老年生命歷程專項調(diào)查。同時，本文將2014年生命歷程專項調(diào)查與2015年CHARLS第三次追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進行匹配，以獲得被訪者中老年時期的家庭特征、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體以及關(guān)鍵變量存在缺失的樣本后，最終獲得5419個有效樣本。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指標，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?。心理健康狀況采用了抑郁傾向指標，該指標主要由由問卷提供的CES-D量表計算獲得。

3.2.2 核心解釋變量

童年時期的親子關(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)系定義為童年時期與母親的關(guān)系以及童年時期與父親的關(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，分數(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)文獻綜述，本文還選取了可能通過早年親子關(guān)系長期影響個體身心健康發(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，其童年時期的健康狀況也就越好）、童年時期社會交往（該變量的具體測量方式為詢問被訪者小時候是否有一群好朋友一起玩，回答從“從沒有”到“經(jīng)常”，分別賦值1～4分，得分越高，表明童年時期的社會交往情況越好）。

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）、社會醫(yī)療保險（二分類變量，無=0，有=1）和不良生活習慣（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）和子女數(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，主要采用的指標為“小時候您的父母是否經(jīng)常吵架？”，從“經(jīng)常”到“從來都沒有”分別賦值1～4分，分數(shù)越高表明父母在被訪者小時候吵架的頻率越高）、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

表1對研究涉及的主要變量進行了描述性統(tǒng)計分析。可以看出，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，有社會醫(yī)療保險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

3.4 統(tǒng)計方法

為分析童年時期的親子關(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，εi為殘差項。

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)容進行穩(wěn)健性檢驗。傾向得分匹配法的基本原理是先對可能的混淆變量估計出一個一維的傾向值，然后將其控制，再對處理組個體模擬若干個與之各類特征相似的對照組個體，以此實現(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)系對個體中老年時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“標尺改變效應(yīng)”（KHB）法進行中介效應(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，式（3）為對中介變量Z進行控制的模型，而式（4）內(nèi)則將中介變量Z排除。

對于此時的中介變量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準差決定。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Healthi與r并不完相關(guān)。最終在基準模型中將中介變量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 實證分析

4.1 基準回歸結(jié)果分析

本文在進行基準回歸分析之前，先對文中模型進行了多重共線性分析檢驗，結(jié)果顯示方差膨脹因子均在1～2之間，遠小于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，個體中老年時期的自評健康水平越高，精神抑郁程度也會有所降低。同時，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)量會降低0.031個單位。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 基準回歸結(jié)果

4.2 異質(zhì)性分析

為進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)生組織的標準，將45～59歲的個體劃為中年組，將60歲及以上的個體劃為老年組。被訪者的家庭結(jié)構(gòu)按兄弟姐妹數(shù)量劃分為獨生子女家庭（沒有兄弟姐妹）與多子女家庭（有一個及以上兄弟姐妹）。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越高，精神抑郁程度也會隨之降低。而從Panel B來看，童年與母親的關(guān)系會影響男性、60歲及以上人群、農(nóng)村和多子女家庭個體的慢性病患病數(shù)量，而對女性、中年人群、城市和獨生子女家庭個體的慢性病患病數(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，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)已婚女性主要承擔照料子女的責任有關(guān)。同時，伴隨個體進入老年時期，身體機能日益退化、慢性病患病風險大幅提高，童年與母親的關(guān)系對個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為，同胞數(shù)量的增加往往會稀釋家庭資源，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養(yǎng)育兒女的職責，因而相較于獨生子女家庭，多子女家庭中母子（女）關(guān)系的不同可能會使兒童獲得的關(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)人口的代際流動性不強[36]，居住于農(nóng)村地區(qū)的中老年人童年時也大都生長在農(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，聯(lián)合家庭較多，父母與子女的相處時間較長，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

為避免因樣本選擇偏差等問題對估計系數(shù)造成偏誤，本文還利用傾向得分匹配法繼續(xù)檢驗已有研究結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性。在將樣本進行分組并完成混雜因素的匹配后，平衡性檢驗結(jié)果顯示，大多混雜變量在匹配后的標準化偏誤小于0.5%，通過了平衡性檢驗，即樣本匹配過后的選擇性偏差在很程度上得以改善。同時，在共同支持域檢驗中，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個與957個，落在共同支持域之外的樣本量僅為7個與1個，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 影響機制分析

根據(jù)前文的文獻回顧與理論分析，童年親子關(guān)系對中老年人身心健康的影響機制內(nèi)可能包括童年父母軀體虐待行為、童年時期健康狀況與童年時期社會交往。為驗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行效應(yīng)值檢驗。

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)系對個體童年時父母的軀體虐待傾向均具有顯著的負向影響，而對童年健康狀況與社會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，個體童年時父母的軀體虐待傾向也會明顯降低，而童年時期的健康狀況與社會交往情況也會越好。

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，童年時期的親子關(guān)系會通過父母軀體虐待傾向負向影響中老年人的身心健康，通過童年健康狀況與社會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)系對個體自評健康、抑郁傾向影響的路徑中，童年時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，童年時期社會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，童年社會交往的中介作用相對較強，占比達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、童年時期健康狀況及童年時期社會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。

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，往往會與多種因素交互作用，通過復(fù)雜機制共同影響個體的身心健康。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，這不僅會對個體的生理健康造成不良影響，更會讓個體產(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性情緒的發(fā)生。同時，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)健康的生活習慣，忽視針對子女的健康教育與投資，進而對個體的身心健康產(chǎn)生長期負面影響。此外，家庭與社會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)系作為個體童年時期接觸最多、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，會在個人情感觀念形成過程中不斷重復(fù)、強化，泛化為孤僻、不信任等悲觀情緒，影響個體早年的社會人際交往狀況，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)濟學(xué)、社會學(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)界逐漸開始從整個生命歷程的視角來認識及研究個體健康影響因素。黨的十九屆五中全會《建議》提出，要全面推進健康中國建設(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)，對健康影響因素進行系統(tǒng)干預(yù)，促進實現(xiàn)全民健康?；诖吮尘?，研究親子關(guān)系對人群全生命周期健康影響的意義，理應(yīng)成為當今社會的重要命題。

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，中老年時期的慢性病患病數(shù)量也會顯著降低。童年與母親的關(guān)系對個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，童年時期親子關(guān)系較差可能會引發(fā)父母對兒童的軀體虐待行為，危害個體童年時期的健康狀況，并不利于個體早年與其同伴建立良好的社會關(guān)系，這些均可能會對個體的身心健康產(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)實意義，當前我國人口老齡化形勢日趨嚴峻，促進中老年人的身心健康是實現(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)系對個體健康影響的認識，多措并舉夯實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，個體健康是整個生命周期的累積結(jié)果，童年時期親子關(guān)系很大程度上會對中老年時期的身心健康狀況產(chǎn)生影響。因而，一方面，要重點關(guān)注童年親子關(guān)系不良的中老年人身心健康，加強心理咨詢指導(dǎo)等健康干預(yù)，倡導(dǎo)通過伴侶或子女陪伴等方式彌補童年期親子情感的缺失，減少其對當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，進一步出臺和完善相關(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，加強對家庭落實兒童健康照護等監(jiān)護責任的支持、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，政府和全社會應(yīng)意識到隨著社會時代的發(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)模流動導(dǎo)致農(nóng)村留守兒童增多，而親子分離往往會造成教養(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)，著力增強對農(nóng)村及多子女家庭父母等重點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、開設(shè)家庭教育指導(dǎo)課程、組織社工志愿服務(wù)活動以及借助互聯(lián)網(wǎng)平臺宣傳等途徑，為實現(xiàn)高質(zhì)量的親子互動提供指導(dǎo)和支持。

（3）此外，傳統(tǒng)社會性別話語下的家庭分工模式可能會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識到高質(zhì)量親子關(guān)系的重要性。通過父母同休育兒假等舉措，鼓勵父親承擔起陪伴與照顧子女的責任。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活動提供必要條件，積極創(chuàng)造父母與兒童溝通交流的機會，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期時間相對較長，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了類似結(jié)果，一定程度上驗證了研究結(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一步探討。