早年不幸经历与个体健康：即期冲击与长臂效应

祝瑜晗，吕光明

（1.浙江工商大学统计与数学学院，浙江杭州310018；2.浙江工商大学统计数据工程技术与应用协同创新中心，浙江杭州310018；3.北京师范大学 统计学院，北京100875）

一、研究背景

党的十九大报告提出“实施健康中国战略”，强调“人民健康是民族昌盛和国家富强的重要标志”。党中央、国务院印发的《“健康中国2030”规划纲要》更是以“全民健康”为根本目的，立足于全人群和全生命周期，实现从胎儿到生命终点的全程健康服务和保障。“健康”不单是一个医学问题，更是一个社会问题且具有时间意义（朱慧劼和风笑天，2018）[1]。

个体的健康状况随生命轨迹不断变化，由童年境况和成年后因素共同决定。越来越多的研究基于生命历程（Life Course）与关键时期（Critical Period）分析框架，沿着生命演化的时间轴逆向追溯个体的自传性经历或事件，探求这些经历或事件与某些关键阶段的健康状态之间的相互关联（Elder et al.，2003）[2]，以更好地了解成人患病或死亡的基本社会原因（Hayward和Gorman，2004）[3]。童年作为奠定身体机能、情感基础以及认知水平的敏感时期（Pakpahan et al.，2017）[4]，这一 阶段的逆境 嵌入（embedding of adversities）将会在很大程度上损害正常发育路径，从而进一步形塑晚年不良健康特征（Pakpahan et al.，2017）[5]。也就是说，个体在童年所经历的不幸事件不仅会对早期健康形成冲击，更加具有“童年长臂效应”（Long Arm of Childhood），①长期且渐近地影响后续生命过程中的人力资本积累、社会经济条件以及健康水平（Bauldry et al.，2012）[6]。虽然对于早年不幸经历的概念范畴一直存在争议，但它可能来自于宏观外部环境、微观原生家庭或社区，一般具有被迫接受、类型多样、影响广泛且深远等特点，对个体的健康轨迹和偏好往往会带来强烈而持久的压力（Miller et al.，2011）[7]。

诸如干旱、洪涝等自然灾害带来的饥荒是最为典型的宏观外部不幸经历。若个体在童年某个时期处于饥饿状态，那么可以断定这个阶段甚至更长时期内其生活处于贫困状态（Sen，1983）[8]，基本生存资料的匮乏将直接破坏童年健康成长，且与成年后发病、残疾以及死亡发生率具有正向关联（Shen和Zeng，2014）[9]。2012年联合国儿童基金会报告显示，未能保护儿童免受贫困是社会犯下最昂贵的错误之一，最沉重的代价将由孩子们承担，且会伴随他们的一生。②在我国较为典型的是1959—1961年大饥荒的冲击。大饥荒冲击致使上世纪五六十年代出生的群体身高与受教育水平显著偏低，劳动力供给也显著偏少（马光荣，2011）[10]。此外，大饥荒冲击也会给个人成长带来极大的心理创伤与缺失，难以在短期内修复。

不同于大饥荒冲击发生环境的系统性，来自于原生家庭或社区的不幸经历则更具多样性。无论是父母疏于照料、偏心其他子女等导致的亲子关系疏远，还是双亲身体不佳、早逝、离婚等形成的父辈挫折，都会造成个体成长环境中的父母角色缺失亦或是家庭解体，损害子代存活权益与健康资源获得。问题家庭会滋生潜在的健康损失隐患，大量文献论述了儿童家庭功能障碍（household disfunction）与成年后的身心健康之间的密切关联（Norman和Byambaa，2012）[11]，这些不幸成长境遇不仅会在无形之中增加个体在童年时期和成年后罹患疾病尤其是精神类疾病的风险，而且还有可能使得他们在成年之后无法承担父母责任或否认自己的存在价值（Kelly-Irving et al.，2012；Minkovitz et al.，2005）[12,13]。与之形成鲜明对比的，可见的肉体摧残的暴力环境亦是儿童成长的另一个关键障碍。③由于在国家和社会阶层中均具有普遍性，家暴欺凌的负面影响是一个历史性的困扰和世界性的难题。暴力行为直接伤害受虐孩童的身体，更甚者导致终身残疾或残废。无论是遭受还是目击暴力，家暴欺凌不仅极易导致儿童出现情绪调节障碍，增加成年后焦虑和抑郁的可能，继而引发关联性生理疾病，如免疫失调、心血管疾病等，而且还使得个体在成年后难以适应社会，缺乏社会基本支持，导致老年期自评健康下降和死亡率升高（Wright，2006）[14]。

童年是奠定身体机能、情感基础以及认知水平的关键时期（Pakpahan et al.，2017）[5]。早年的不幸经历可以为理解成年后社会经济地位（Social Economic Status，SES）不平等及异质健康轨迹提供线索（Corna，2013；解垩，2011）[15,16]。生命历程理论与关键时期理论已然成为研究健康、健康行为以及疾病风险的重要分析框架，但国内研究关于早年不幸经历对童年健康的即期影响以及对未来健康持续效应的研究仍有较大欠缺（孙祁祥和彭晓博，2014）[17]。近年来该类研究的一个代表性的突破是石智雷和吴志明（2018）[18]考察了生命历程早期不幸事件的种类数和持续时间累积对成年后健康状况的影响效应。遗憾的是这一研究并未细分具体不幸事件，难以深刻认识不同事件或经历对健康的影响机制差异。为此，本文综合利用CHARLS 2014年追溯性调查和2015年追踪性调查数据，将早年不幸经历划分为挨饿受困、问题家庭以及暴力家庭三类，并进一步细分为遭受饥饿、家庭贫困、亲子疏远、父辈挫折、遭受暴力、目睹暴力六种事件，系统考察这些不幸经历对童年时期健康造成的即期冲击，以及对成年后健康的长远影响。本文研究旨在回答三个问题：早年不幸经历对个体童年健康状况的即期冲击影响如何；早年不幸经历对成年健康的影响是否具有长臂效应；若两类不同影响存在，其作用机制如何。

二、理论分析与假设

本文立足生命历程分析框架并结合关键时期理论，从早年不幸经历的即期冲击、长臂效应及其传递路径等方面导出假设。

（一）早年不幸经历对个体童年健康的即期冲击

由于系统性地面临更大的健康风险，经历更多的疾病状况，社会弱势群体一般会拥有更差的健康。在关于个体童年健康的众多研究中，父母的收入、教育或职业等典型社会经济状况（Social economic state，SES）指标与一系列儿童健康问题或健康偏好高度相关（Reiss，2013）[19]，据此形成社会因果假说（Social Causation Hypothesis），即SES决定了社会资源的可及性，从而影响个体健康（Link和Phelan，2000）[20]。实际上，家庭物质条件、父母职业发展也可能因儿童健康状况不佳而受到影响，如母亲放弃工作照料生病孩童，形成恶性循环，因此，很难证明童年SES与健康之间的单向因果关系（Currie，2009；肖权等，2020）[21,22]。相较于童年SES与健康之间某种程度的动态互动，早年不幸经历对个体童年健康更多的是单向冲击作用。饥荒、贫穷、亲子疏远、暴力等事件使得儿童首先暴露于难以自我控制的环境中，然后转变形成一种持久的经验和记忆，而童年健康几乎无法改变这些不幸事件。进一步地，不幸经历的属性差异对个体童年健康形成的冲击会有所不同。

首先，挨饿受困。遭受饥饿与家庭贫困，本质上均是经济剥夺（吴华安等，2019）[23]。前者是外界环境（如自然灾害导致粮食减产）冲击所形成的远不及温饱的状态，有很强的致死风险；后者是家庭物质条件低下难以满足一般健康需求，虽有致死风险但不及前者。一个家庭首先会通过减少粮食消费来应付饥荒，同1957年比较，1959—1961年大饥荒使得1960年农民消费水平下降22.8%，非农民消费水平下降26.1%（李子超，1990）[24]。一方面，大饥荒时期孕育的胎儿由于宫内发育营养未得到充足供给，可致胎儿生理成熟度不够，造成成长过程中健康受损危险增高；另一方面，膳食摄入的严重不足带来儿童营养不良，消瘦、身高较低等不良状态均会增加身体机能发育不健全的风险。

其次，问题家庭。亲子疏远与父辈挫折，对孩子健康成长、健全人格形成以及认知发展都有着重要的影响。亲子关系疏远通常是父母的主观选择，由于重男轻女、责任意识不强等原因导致儿童在成长过程中缺乏必要的照料与关爱；父辈挫折则是父母由于身体不佳无法照料、早逝或离婚解体等原因间接导致了父母难以给孩子提供完整有爱的家庭，对孩子的健康和心理带来不利的影响，长大后更容易形成内向、孤僻的性格。父母作为子女的第一任老师，角色缺失将对孩子的成长与性格形成产生负面影响。

最后，暴力环境。无论是遭受暴力还是目睹暴力，本质上是一种施暴者的自我行为或情绪管理失控，不仅侵害了受害者的人格尊严和身心健康，甚至威胁生命。遭受暴力的儿童不仅极易从生理上造成发育不良、软组织损伤、知觉障碍等伤害，而且会在精神上形成紧张压力并破坏心理的平衡发展（谢玲和李玫瑾，2018）[25]。除了在精神上遭受巨大压力外，目睹家庭暴力的儿童也可能通过耳濡目染、潜移默化，使得暴力行为代际传递。

可以发现，社会因果假说对早年不幸经历与童年健康的关联提供了主要解释：遭受不幸经历的儿童更有可能处于社会分层中的劣势地位，限制了他们进一步获得健康资源，从而引致童年健康损失。鉴于这种情况，提出本文的假设1。

假设1：早年不幸经历会直接导致个体童年健康损失，造成负面的即期冲击。

（二）早年不幸经历对个体成年健康的长臂效应

生命历程理论与关键时期理论从不同角度对“童年长臂效应”进行了阐述与解释。（1）生命历程理论表明，个人特征及其转变不是一蹴而就的，而是在一生中不断积累与演化，早年的不幸经历通常会使得个体在今后暴露于健康压力的风险更大（Kuh和Ben-shlomo，1997）[26]。（2）关键时期理论表明，个体在发育期间所发生的负面事件很有可能会永久性地改变生命历程中的健康轨迹（Hertaman，1999）[27]。如果儿童的早期生存环境不利于健康发展，在很大程度上会导致发育迟缓、心理调节不良，以及更加严重的终生压力与健康损失（Hass，2008）[28]，无论后来的成人社会经济状况、生活环境如何改善，不幸经历导致的健康损失具有不可逆性质（Jones et al.，2019）[29]。可以发现，生命历程理论突出了健康劣势风险的“长期持久”作用机制，当前的健康状态具有逆向可追溯性；关键时期理论则将逆向追溯期定位于“童年”这一特殊的生命阶段，从而基于童年长臂效应解释生命轨迹中的健康分化。

Lindeboom等（2010）[30]研究发现，1846—1847年荷兰马铃薯饥荒时期出生的婴儿不仅更易营养不良，而且较早死亡。此外，在饥荒中度过童年的幸存人群容易形成节俭的消费习惯，储蓄意识更加强烈（程令国和张晔，2011）[31]，倾向于减少对自己的健康投资。由于家庭父母角色缺失，将使得孩子长期暴露于劣势环境之中，通常成年后的教育成就、生活表现不及正常家庭中的孩子，且有更大概率抑郁与精神紧张。同样地，O'Leary和Gould（2008）[32]研究发现，有早年被虐经历的个体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。虐待行为还具有可代际复制性质，受虐者很可能在成年后发展成为施暴者，形成暴力循环。由此，本文基于关键时期理论与生命历程理论提出假设2。

假设2：早年不幸经历会对个体成年健康发展带来持续影响，具有负面的长臂效应。

（三）长臂效应的传递路径

童年不幸经历对个体成年健康的长臂效应，不仅是一个漫长的、渐进的过程，而且具有介导性质（Pakpahan et al.，2017）[4]，早年不幸经历直接或间接地对个体健康轨迹产生影响。由此，提出本文的假设3。

假设3：早年不幸经历对个体成年健康的长臂效应可以通过中介进行传导。

在整个生命过程中，早年不幸经历的长臂效应可能会通过以下路径传递：（1）个体童年直接健康损失，为成年后患病与身体素质下降埋下隐患；（2）个体身体机能易损，不幸事件可能使得个体成年后身体机能更易受损或提前受损，增加后续健康风险（Ferraro和Kelley-Moore，2003）[33]；（3）个体不良精神状态，长期暴露于不幸环境中的个体容易陷入消极情绪之中，会使得老年人健康趋向于不稳定（Carstensen et al.，2000）[34]。据此，本文进一步提出三个平行假设。

假设3.1：早年不幸经历直接造成个体童年健康损失，且该效应会持续影响中老年时期的健康状况。

假设3.2：早年不幸经历增加个体成年后身体机能受损的可能，且该效应会持续影响中老年时期的健康状况。

假设3.3：早年不幸经历增加个体成年后产生不良精神状态的可能，且该效应会持续影响中老年时期的健康状况。

三、研究设计

（一）基础模型设定

1.二值与有序Probit模型。基于理论分析框架，本文拟采用二值Probit模型考察早年不幸经历对个体童年存活与否的影响，模型表达式为：

其中，live表示个体童年时期是否存活，取值1或0表示存活或死亡；x表示个体童年时期存活或死亡的影响因素向量，既包括核心变量——遭受饥饿、家庭贫困、亲子疏远、父辈挫折、遭受暴力以及目睹暴力，也包括系列控制变量，如初始健康禀赋、原生家庭特征等；β为待估参数向量；F（x，β）是连接函数，将解释变量x与被解释变量live连接起来；函数Φ（x，β）表示标准正态分布。

本文进一步考察早年不幸经历对个体健康水平的影响，由于个体健康水平的测度指标为自我评价健康（Self-assessed Health，SAH），其形式为定序变量，因此，采用有序Probit模型进行估计，其估计模型形式为：

其中，童年时期自评健康C_health为五分类变量（很差、不好、一般、好、很好）；r0＜r1＜…＜r4为待估参数切点排序关系；C_health*为C_health所对应的不可观测潜变量，表达式为：

其中，ε为误差项，假定其满足正态分布；其余符号含义与式（1）保持一致。

2.两阶段Heckman选择模型。由于童年时期存活或死亡个体之间可能存在系统性差异，本文利用两阶段Heckman选择模型（two-stage Heckman selection model）进行实证分析以克服潜在的样本选择性偏误。第一阶段为个体童年时期存活与否的二值Probit模型，其中死亡样本根据CHARLS 2014筛选出部分受访者，他们的兄弟姐妹在6岁前去世，用该受访者的经历背景和家庭特征去匹配去世的兄弟姐妹，④模型设置与式（1）一致，借助回归结果构造逆米尔斯比率（Inverse mill’s ratios，IMR），表达式为：

第二阶段选择有序Probit模型并将IMR作为控制变量引入。具体地，在式（3）的基础上引入IMR以及成年后的系列控制变量，如教育程度、个人收入、工作类型等，模型表达式为：

其中，成年后自评健康O_health为六分类变量（很差、不好、一般、好、很好、极好）；r0＜r1＜…＜r5为待估参数切点排序关系；O_health*为O_health所对应的不可观测潜变量；IMR为逆米尔斯比率；a为IMR的参数；p为成年后的系列控制变量向量；δ为控制变量的参数向量；其余符号含义与式（1）和式（3）保持一致。

3.中介效应检验。早年不幸经历除了持续累积直接对长期健康造成负面影响外，还会导致不同个体或群体之间健康状况的系统性差异，进而形成新劣势间接地影响后期健康。为此，这里借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）[35]、李莹和吕光明（2019）[36]总结的方法进行中介效应检验。中介效应检验的模型表达式⑤为：

式中，mhealth、mbody、mmental表示三个中介变量早期健康、身体机能、精神状态；λ1、λ2、λ3为中介变量的参数向量；γ1、γ2、γ3为三个中介变量的待估参数；e1、e2、e3和e为误差项；其余符号含义与式（1）、式（3）和式（6）保持一致。中介效应检验的基本原理是：当中介变量的参数向量λ1、λ2、λ3或待估参数γ1、γ2、γ3中至少一个不显著时，借助于Iacobucci法构造Sobel统计量，如果Z统计量大于临界值，则中介效应显著，反之，则中介效应不显著。

（二）数据来源与变量选择

本文的研究数据来源于中国健康与养老追踪调查（CHARLS）。⑥研究通过匹配2015年全国追踪调查数据（Follow Up Survey 2015）与2014年生命历程调查数据（Life History Survey 2014），进而实现对受访者童年和中老年时期健康水平的测度，以及早年不幸经历、成年后社会经济水平的测度。

1.健康测度。（1）存活/死亡：CHARLS调查仅针对生者进行调查，无法观测到童年时期死亡的个体，若仅基于存活个体进行分析得到的结果可能并不稳健。因此，本文根据CHARLS 2014筛选出部分受访者，他们的兄弟姐妹在6岁前去世，用该受访者的经历背景和家庭特征去匹配去世的兄弟姐妹，共模拟得到1 314个早年死亡样本。（2）健康水平：在众多健康测度指标中，SAH数据由于易于采集，使用最为广泛。受访者基于问卷汇报自己的健康状况，选项通常设置为“很差、不好、一般、好、很好”。相较于患病率、伤残率等指标，SAH能够全面反映个人的健康状况（齐良书和李子奈，2011；胡宏伟和李玉娇，2011）[37,38]。虽然存在主观判断误差，但SAH被认为是死亡率与身体患病的一个有效预测指标，可以跨越不同的种族群体，有效捕捉不同年龄人群的健康差异。基于此，本文采用“自评健康”测度受访者中老年时期（＞40岁）与儿童时期（≤15岁）的健康状况。其中，童年健康水平基于受访者对15岁之前（包括15岁）与大多数同龄孩子健康进行比较做出判断，包括差很多、差一点、差不多、好一些、好很多。本文将选项调整为“1.很差；2.不好；3.一般；4.好；5.很好”。中老年时期健康测度在“有效样本筛选”部分详述。

2.核心变量。（1）挨饿受困。①遭受饥饿：本文对受访者0—5岁、6—12岁、13—17岁三个阶段是否经历挨饿进行统计，汇总挨饿阶段数量（0～3），数量越多，表明受访者早年遭受经济剥夺的程度越严重；②家庭贫困（Family_poor）：考察童年时期家庭经济状况与周围家庭相比，是好很多、好一点、一样，还是差一点、差很多，分别赋予1—5的分值，得分越高，表明家庭经济状况越差。（2）问题家庭。①亲子疏远：考察小时候女性/男性抚养人与受访者关系是否不好、是否对其他兄弟姐妹更加偏心以及女性抚养人是否很少或完全没有花精力照顾受访者，若完全没有以上情况，赋值为0，否则赋值为1；②父辈挫折：考察受访者小时候女性/男性抚养人是否长期卧病在床、有严重的身体残疾以及精神失常，或父母离婚、早逝等导致的家庭解体，若完全没有，赋值为0，否则赋值为1。（3）暴力环境。①遭受暴力：考察受访者小时候是否经常遭受女性/男性抚养人暴力、兄弟姐妹和邻居孩子欺负，若完全没有，赋值为0，否则赋值为1；②目睹暴力：考察受访者的父亲是否经常打母亲，或母亲经常打父亲，若完全没有，赋值为0，否则赋值为1。

核心变量的数据均来自于CHARLS 2014年调查。

3.控制变量。（1）初始健康禀赋：为了防止一些难以观测因素造成干扰，如父母基因遗传、性格偏好等，需要控制受访者的初始健康禀赋。本文借鉴石智雷和吴志明（2018）[18]的处理方法，将女性抚养人的健康状况作为受访者初始健康禀赋的代理变量。（2）原生家庭特征：在糟糕的成长环境下，孩子更有可能经历健康不佳，生理以及心智的发育均会受到负面影响。本文控制的受访者原生家庭特征包括父亲教育程度、家庭经济状况（同“家庭贫困”）、兄弟姐妹数量以及户籍状况等。（3）社会经济地位：有学者提出社会经济地位是健康差异的根本性因素，诸多健康结果“是由知识、金钱、权利、声望以及社会资本等对不同人群的可及性差异，以及因社会分层导致的心理压力所形塑”，其影响不仅在某一个生命时点，更持续跨越历史时间和地理空间（Gathmann et al.，2015）[39]。因此，本文在考察中老年健康时加入受访者的教育程度、收入水平、工作类型以及资产水平作为社会经济地位的代理变量。

4.中介变量。（1）早期健康：选择“童年时期的健康水平”表示早期健康。（2）身体机能：考察中老年人的慢跑、走路、爬楼等九类日常活动开展情况是否有困难且需要帮助或者无法完成，若有，赋值为1，汇总得到0—9的得分，得分越高表示身体机能越差。（3）精神状态：从中老年人的情绪、孤独感、安全感等十个维度进行测度，情绪频率在一周中达到3天及以上，赋值为1，汇总得到0—10的得分，得分越高表示精神状态越差。

（三）有效样本筛选

由于自评健康以及其他信息的测度均取决于受访者的主观评价，其认知准确度将会极大地影响研究结果的可信度。因此，本文首先根据CHARLS 2015年调查问卷“健康状况”模块中首尾设置的健康水平调查，筛选出两次回答一致的样本，⑦详见表1。

表1 CHARLS 2015年调查样本筛选

本文进一步剔除回答无效或记录异常的样本，如拒绝回答、不知道、收入小于0等情况，最终，得到存活受访个体样本量为13 330个，死亡匹配个体样本量为1 314个。具体地，各类变量的描述性统计如表2所示。

表2 统计变量的描述性统计

四、实证分析

（一）早年不幸经历对个体童年健康的即期冲击

本文首先考察早年不幸经历对受访者童年时期的健康造成的即期冲击，分别采用二值Probit模型和有序Probit模型分析早年不幸经历对个体童年存活情况（存活=1；死亡=0）与存活个体的健康水平（1—5表示健康程度由坏到好）的影响，结果如表3所示。在控制了原生家庭特征和初始健康禀赋等因素后，个体在童年时存活与否（见前四个模型）以及其健康水平（见后四个模型）不同程度地受到三类不幸经历的影响。其中，“家庭贫困”（Family_poor）作为“家庭经济水平”的逆向指标，在其他模型中作为控制变量。

从挨饿受困方面看，遭受饥饿经历显著地增加了个体童年死亡的概率，且该影响随着遭受饥饿阶段数量的累积而增加；家庭经济水平并未产生显著作用，主要原因是上世纪五六十年代物质资源较为匮乏，自然灾害使得民众难以果腹，饥荒使得大家无法满足最为基本的生存需求，提升了死亡风险，而家庭经济水平影响较小。从问题家庭方面看，缺乏双亲的照料与关爱同样显著增加了个体死亡的风险，而父辈挫折因素，如父母关系不佳或解体对孩子死亡与否没有显著影响。从暴力环境方面看，遭受暴力与目睹暴力的系数均呈现负值，但仅有前者在1%的置信水平上显著，表明遭受暴力更具有致死性质，目睹暴力对死亡影响不大。

进一步地，本文考察早年不幸经历对存活个体童年健康的影响。除却遭受饥饿显著对健康产生负面影响外，家庭经济状况也发挥了关键作用，较差的经济状况使得健康资源的可及性大大降低，将会显著损害童年时期的健康水平。相较于模型（1）至模型（4），挨饿受困经历的显著性差异表明遭受饥荒等自然灾害对健康具有致命性的影响，而家庭贫困更多的是程度性影响。从问题家庭方面看，同样仅有亲子关系这一变量显著，若童年时期无法得到父母亲充分的照料与关爱，将直接增加个人的健康受损风险。从暴力环境方面看，无论是遭受暴力抑或是目睹暴力，均会对个体童年的健康水平造成即期负面冲击。

对于各个控制变量而言，若母亲具有较为健康的体魄，那么会显著提升孩子的存活概率，但对健康水平影响则不明显；性别、兄弟姐妹数量以及出生世代均显著，而父亲的教育水平、户籍状况并不会对健康形成显著的即期冲击。

综上，假设1“早年不幸经历会直接导致个体童年健康损失，造成负面的即期冲击”成立。

表3 早年不幸经历对个体童年健康的即期冲击参数估计结果

（续表3）

（二）早年不幸经历对个体成年健康的长臂效应

本文将早年不幸经历对中老年时期健康的长臂效应分为直接传递与间接累积。

1.长臂效应的直接传递。考虑到该样本的中老年人年龄介于41—84岁，跨度达到40岁以上，因此替换掉前置模型中的“出生世代”加入“年龄”控制变量。此外，为了确定童年不幸经历与成年后健康是否有影响，还需控制成年SES，若不加以控制，儿童时期的不幸经历与健康的统计关联可能是个体成年后SES的作用，混淆分析结果。鉴于具有不幸经历的受访者均是存活下来的个体，若忽略死亡样本直接估计可能会导致估计结果有偏。因此，本文通过Heckman两阶段模型，第一阶段通过二值Probit模型测算得到IMR；第二阶段将IMR带入估计方程以纠正估计结果。其中，表4模型（1）在表3模型（4）的基础上剔除了Family_poor、Parents和Sufferer_V等不显著变量。从表4来看，IMR在表4模型（2）、模型（3）以及模型（5）中均通过了显著性检验，表明模型中存在一定程度的样本选择偏误问题，模型（6）为未纠正样本选择偏误的估计结果。

在控制各类因素后，受访者中老年时期健康水平均会受到挨饿受困、问题家庭以及暴力环境等不幸经历的负面影响。其中，随着挨饿阶段数量的累积，对个体中老年时期造成的健康损失越大；儿时家庭经济状况不佳所形成的健康风险亦会延续至中老年时期。问题家庭维度的作用机制与儿童时期不同，童年时期父母亲疏于照顾与关爱对其健康产生了即期的负面冲击，但它的长臂效应不再显著；以父母离婚、早逝或身体不佳为典型的父辈挫折对孩子健康具有潜移默化的影响，虽在短期内没有表现出来，但对他们的中老年时期的健康形成负面长臂冲击。此外，成长于暴力环境中的个体，无论是遭受还是目睹暴力，其身体和心理均承受了巨大的压力，且会延续至中老年时期。

因此，假设2“早年不幸经历会对健康发展带来持续影响，具有负面长臂效应”成立。

表4 早年不幸经历对个体童年健康的长臂效应参数估计结果

（续表4）

（续表4）

2.长臂效应的间接传递。本文通过中介效应检验来确定长臂效应的间接传递机制，具体做法是：首先，将童年健康、身体机能、精神状态等变量中心化处理后进行回归，三类早年不幸经历对中老年健康状况的回归系数符号显著性与上文结果较为一致，未有颠覆性结论。然后，依次检验不幸经历与各个中介变量回归系数的显著性，再结合Sobel检验判断中介变量是否在早年不幸经历与中老年健康之间起到中介作用。以上过程，均已对原生家庭特征、初始健康禀赋以及年龄进行控制，表5为中介效应检验的简要结果。基于中介变量的OLS回归结果表明，各类不幸经历对身体机能、精神状态、早期健康形成了不同显著性下的负面影响，例如，遭受饥饿会通过三类中介机制对个体健康形成长期影响；父辈挫折对健康的长期影响主要依赖于精神状态这一介质，而较少通过童年健康以及身体机能中介进行传递。

综上，假设3“早年不幸经历对个体健康的长臂效应可以通过中介进行传导”成立。

表5 中介效应检验结果

在此基础上，本文分别计算挨饿受困、问题家庭与暴力环境三类不幸经历对中老年健康的直接长臂效应与间接长臂效应，表6展示了各个中介变量通过1 000次Bootstrap抽样后的Sobel检验显著性结果。早年不幸经历的长臂效应在很大程度上是通过精神状态传导的，早年不幸经历不仅会对健康造成不可逆的伤害，同时也会引起个人心理恐慌，更加缺乏安全感（程令国和张晔，2011）[31]，负面情绪将进一步转嫁至晚年健康，比如童年目睹家庭暴力对中老年时期健康的影响有70.53%的效应附着于精神压力进行传递；遭受饥饿与亲子关系疏远的长臂效应中也有超过50%通过损害精神状态而对晚年健康形成威胁。许多研究表明，个体的精神疾病，如抑郁、焦虑、精神紧张等都与早年不幸经历存在不同程度的关联（Morton，2018）[40]，印证了此结论的合理性。此外，家庭贫困、遭受暴力以及父辈挫折三种不幸经历对晚年健康的直接长臂效应超过了50%。

以上结论表明假设3.1至假设3.3“早年不幸经历造成的个体童年健康损失、成年后身体机能受损以及不良精神状态，且以上效应会持续影响中老年时期的健康状况”成立。

表6 早年不幸经历中介效应分解

五、稳健性检验

（一）工具变量回归

考虑到大部分受访者出生于上世纪五六十年代，生产生活对农业发展依赖比较大，而农业生产极大地受到自然气候的影响。本文选择“各省受灾面积占比”作为“遭受饥饿”不幸经历的工具变量，并选取受访者出生前和出生后各三年间的数据进行平均。⑧在两阶段最小二乘（2SLS）中，童年健康（C_health）第一阶段的最小特征值为74.47，中老年健康（O_health）第一阶段的最小特征值为66.41，二者均大于对应的临界值8.96，表明可以拒绝“弱工具变量”的原假设。

进一步考察“遭受饥饿”是否为内生解释变量。Hausman内生性检验结果为23.47（p=0.319 7），异方差稳健的DWH检验结果的p值均超过0.1，可认为“遭受饥饿”不是内生解释变量。在两阶段有序Probit中，童年健康中的“遭受饥饿”外生性原假设“H0：p=0”的Wald检验结果为0.042（p=0.099）；中老年健康中的“遭受饥饿”外生性原假设“H0：p=0”的Wald检验结果为-0.003 2（p=0.901），可认为“遭受饥饿”不是内生解释变量。也就是说，上文中不考虑工具变量的回归结果较为可靠。

（二）半参数有序Probit估计

表3和表4的有序Probit的参数是在扰动项服从正态分布的假定下通过最大似然函数估计得到的，但不符合该假定时的参数估计结果不一致（Gallant和Nychka，1987）[41]。基于此，本文采用半参数方法估算有序Probit，其本质是通过构建Hermit序列以逼近未知扰动项的密度函数，表达式为：

其中，θ是标准化因子以保证fk（ε）的积分为1；γk为待估参数；Φ（ε）为标准正态分布的密度函数；K是逼近多项式的阶数，且K=2对应的是正态分布密度函数，等价于一般有序Probit模型。Stewart（2009）[42]证明，该估计方法可以在较少限定条件下得到一致且渐进正态的估计结果。本文分别选取K=2（有序Probit），3，4，5进行半参数估计，结果如表7所示。在选择不同阶数的情况下，系数方向、大小以及显著性均有较高的相似性，表明前文结论具有稳健性。

表7 半参数有序Probit系数估计结果

（三）早年不幸经历种类

对单一经历的程度分析虽然有助于深刻认识该事件的长期影响，但是容易忽略不同经历的多重或共同影响，从而影响某一经历的效应测度。因此，本文在稳健性检验部分将三类六种不幸经历进行累加，考察不幸经历种类（No.Ex）对健康的即期冲击与长臂效应，变量No.Ex取值范围为0—6，取值越大，表明不幸经历越多。同样地，稳健性检验控制了原生家庭特征、初始健康禀赋以及年龄、性别等要素，详见表8。

从估计结果来看，早年不幸经历种类对当期和后续健康有着显著的负向影响，即早年不幸经历种类数越多，童年时期以及成年后的健康状况越差，再次验证假设1和假设2。根据中介效应检验结果，中介变量均对中老年时期健康具有显著影响，同时，早年不幸经历种类越多，给个体的身体功能、精神状态、早期健康的表现带来了显著负向效应，并存在中介效应。从各类效应占比来看，在早年不幸经历种类对中老年时期健康的影响中，41.16%的效应直接作用于长远健康，58.84%的效应则通过中介传递，不良精神状态在其中发挥了主要作用，占比达到52.65%，早期健康与身体机能仅分别分担了3.10%。可以发现，稳健性检验结果与前文结论未有本质差异，假设3及其平行假设3.1至假设3.3依旧成立。

表8 早年不幸经历次数与个体健康的稳健性检验

六、研究结论与启示

一人之健康是立身之本，人民之健康是立国之基。本文基于生命历程分析框架并结合健康相关理论，采集CHARLS追溯性调查与追踪性调查数据，在匹配死亡样本的基础上通过二值Probit、有序Probit、两阶段Heckman选择模型综合考察了挨饿受困、问题家庭与暴力环境三类共六种早年不幸经历对个体健康的即期冲击和长臂效应，并从工具变量回归、半参数有序Probit模型以及不幸经历种类数量考察等多个角度开展稳健性检验。总体而言，早年不幸经历会直接导致个体童年健康损失，造成负面的即期冲击，也会对个人健康发展带来持续的不利影响，造成负面的长臂效应。

首先，个体在童年时期遭受饥饿、家庭贫困、亲子关系疏远、遭受与目睹暴力等不幸经历，均会直接损害其健康成长，且随着遭受饥饿阶段的增加，健康受到损害的概率也相应提升。值得注意的是，遭受饥饿、亲子关系疏远以及遭受暴力这三种不幸经历更具有致命性的负面影响，而不仅仅局限于健康程度的影响。

其次，父辈挫折虽没有显著的即期冲击，但却具有长臂效应，个人在成年后的健康发展将会受到童年时期父母关系不佳、早逝或离婚的原生家庭环境潜移默化的影响；挨饿受困和暴力环境两类不幸经历同时对健康造成负面即期冲击与长臂效应。

最后，在中介分析中，早年不幸经历的长臂效应在很大程度上通过不良精神状态进行传导，而在童年目睹暴力的健康影响中，高达70.53%的效应附着于精神压力转嫁至晚年健康；遭受饥饿与亲子关系疏远的长臂效应中也有超过50%通过损害精神状态对晚年健康形成威胁。此外，家庭贫困、遭受暴力以及父辈挫折三种不幸经历对晚年健康的直接长臂效应超过了50%。

根据上述结论，本文概括了三点政策性启示。

第一，重视健康风险的源头防治。中老年时期的健康梯度差异在童年时期就已经打下基础，且个体早期的不幸经历对成人健康具有普遍的负面影响，该影响很难通过后续的医疗保健予以完全消除。因此，需要对个体童年健康进行干预与预防，尽可能地降低未来的健康风险。

第二，重视健康成长的环境打造。原生家庭是儿童成长过程中不可或缺的一部分，孩子健康与发展的分异在很大程度上源于父母角色的缺失。因此，相关政策的制定需要重视儿童良好成长环境的建设，帮助改善家庭关系，让父母形成正确的育儿观念，杜绝暴力，提升家庭功能。

第三，重视心理层面的健康疏导。精神状态是最主要的传递介质之一，早年不幸经历带来的心理创伤具有强伤害性与持久性，对个人的能动性以及生理健康均产生了不良冲击。因此，需要借助于外界的心理干预与疏导，将不幸经历所带来的心理创伤降至最低，防止劣势的进一步累积。

注释：

①童年长臂效应一词翻译自英文“long arm of childhood”，意指童年的某类事件或经历对个体具有长远或重要影响，且多有负面含义，学者们采用“long arm of childhood”以表达童年不幸经历对个体长远健康的负面效应，即当前的健康状态具有可追溯性，健康隐患可能于童年时候便已经埋下。

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

③联合国2013年发布的《2013暴力侵害儿童全球调查报告》表明，每年约有1.33—2.75亿的儿童亲眼目睹发生在其父母之间的某些形式的暴力行为；据世界卫生组织估算，全球约有4 000万15岁以下的儿童遭到虐待和忽视，亟需保健服务和社会关爱。

④本文所考察的早年不幸经历于家庭内部成员而言具有极高的相似性，因此，用存活下来的受访者经历背景匹配死亡个体，死亡个体的性别与年龄已知。此外，剔除掉因为遭受事故（如车祸、火灾、意外中毒等）而死亡的样本。

⑤实证结果发现Probit模型回归结果与OLS回归结果具有较高的一致性，因此为了简化模型，中介分析基于OLS模型开展。

⑥CHARLS旨在收集一套代表我国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据，全国基线调查于2011年开展，覆盖150个县级单位，450个村级单位，约1万户家庭中的1.7万人，每两年追踪一次。

⑦CHARLS 2015年调查问卷“健康状况”模块中设置了A、B两套健康水平调查问题，随机分配给受访者。每套题中包含两道题，分别置于“健康状况”模块的首尾部分，每位受访者接受两次自评健康调查。其中，A套题在“健康模块”首部的问题为“您的健康状况是极好，很好，好，一般还是不好”，尾部的问题为“您的健康状况是很好，好，一般，不好还是很不好”；B套题在“健康模块”首部的问题为“您的健康状况是很好，好，一般，不好还是很不好”，尾部的问题为“您的健康状况是极好，很好，好，一般还是不好”。

⑧数据来源：《中国灾情报告》。需要说明的是，各省受灾面积的公布起始年份为1950年，若出生早于1953年的受访者，出生前三年的受灾面积数据均以1950年替代。此外，该数据70年代仅公布了1978年的情况，若出生晚于1967年的受访者，出生后三年的受灾面积数据均以1978年替代，1973年后出生的受访者，则直接选择1978年数据替代。