王鑫峰 欧阳伟 王延赏
（1. 中国人民大学 公共管理学院，北京 100872 2. 北京大学 中国卫生发展研究中心，北京 100083）
“健康中国2030”指出，要立足全人群全周期保障人民健康，坚持“预防为主、关口前移”，对生命早期的健康危险因素加以积极干预[1]。生命历程理论（Life Course Theory）已经证实个体健康是整个生命过程累积的结果，儿童时期的生活经历与健康状况会很大程度上影响个体生命后期的身心健康[2]。已有研究表明，家庭是个体生存和发展的重要场所[3]，家庭成员间的情感关系对个人的身心健康发展非常关键。其中，亲子关系是家庭内部最主要的关系之一，它是父母以血缘和遗传为纽带与其子女互动所建立的一种人际关系，作为个体生命历程中最先接触的社会关系，亲子关系对个人的健康成长具有至关重要的作用[4]。
现有研究大多关注童年逆境包括较低的社会经济地位、躯体或情感暴力、父母离异等负性事件对人的儿童时期乃至中老年阶段健康状况的危害。然而，不和谐的亲子关系不但会打破家庭系
①[基金项目]中国人民大学公共健康与疾病预防控制交叉学科重大创新平台建设成果（2022PDPC）。统的内部平衡，成为个体童年逆境的重要来源，还可能会对儿童的健康状况产生潜移默化且深远持久的影响。2021年7月，《中共中央、国务院关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》提出要提倡适龄婚育、优生优育，一对夫妻可以生育三个子女，这标志着我国正式进入全面三孩时代。生育政策的改变，重塑了家庭结构，也对计划生育时期以核心家庭为主的亲子关系模式形成冲击。随着多子女家庭数量渐趋增多，经济社会发展促使家庭关系网日益复杂，认识亲子关系对促进全生命周期健康的重要性，对于现阶段探寻个体健康影响因素，提高国民健康素养，指导儿童及老龄健康领域的政策制定，以及推进我国卫生健康事业高质量发展具有深远意义。
2.1 童年亲子关系对个体生理健康的影响
压力—健康模型（Stress-Health Model，SHM）指出，外部压力源会引发个体情绪反应，造成心理压力与精神心理类疾病，进而对人体的生理健康产生不利影响[5]。以亲子互动为例，当儿童与父母关系淡漠或频繁发生冲突时，儿童会感知敌意与不安，出现消极情绪或健康危害行为，从而对儿童的生理健康产生损害[6]。生命历程理论和劣势累积理论（Disadvantage Accumulation Theory）则表明，这种不良的亲子互动模式会长期影响子女日后的认知行为与健康水平，甚至持续到中老年时期[7]。研究证实，个体童年期间的不良经历与其成年后罹患心血管疾病、自身免疫性疾病、呼吸系统疾病，以及某些恶性肿瘤显著相关[8]。Shaw等通过回顾性研究指出，童年时期父母对孩子的情感支持水平越高，个体成年后罹患慢性病的概率就越低[9]。Singer等通过对个体关系史的研究发现，童年时期积极的家庭亲子关系会降低老年时高血压和免疫功能等疾病的患病率[10]。哈佛大学一项长达35年的中年人情绪健康随访研究发现，童年时与母亲关系较差的被调查者中有91%的人患有冠状动脉粥样硬化、十二指肠溃疡等身体疾病，而认为童年时与母亲关系较好的中年人，其患病率仅约为45%[11]。以上研究均一定程度上证实了童年不良的亲子关系对个体生理健康的长期不利影响。
2.2 童年亲子关系对个体心理健康的影响
依恋理论认为，童年的亲子关系质量与个体成年后是否会出现抑郁、焦虑等症状有着密切联系。根据依恋理论，儿童会在日常生活中向其父母或其他家庭成员寻求物质情感需求的满足，而父母对其需求的反馈会影响儿童对自我（如：在养育者眼中是否值得被爱）与他人（如：依恋对象是否可获得或有反应）的理解。当父母与子女关系良好，并对其子女的物质情感需求及时回应时，儿童会感知需求的满足，对周围的人与事物产生信任感，并逐渐形成安全型依恋特质。相反，低质量的亲子关系可能会导致父母对孩子缺乏足够的关心爱护，儿童会为亲子间的矛盾冲突所困扰，并对他人产生不信任感，进而形成不安全型依恋[12]。一般而言，具备安全型依恋特质的儿童，往往抗压能力较强，他们会认为他人是安全可靠的，在与他人的交往中有更积极的认知、情感和行为。反之，则抵抗压力能力相对较弱，难以与他人建立友好关系，成年后多会出现抑郁、焦虑甚至自杀倾向[13]。Bradford等通过调查研究发现，童年与父母关系不佳，会降低子女对父母的情感依恋，并影响被访者在成长过程中的人际关系、以及成年之后的婚姻关系等，从而对个体成年后的心理健康状况产生间接影响[14]。
2.3 童年亲子关系对个体身心健康的影响路径
2.3.1 童年时期父母躯体虐待行为
有文献指出，亲子关系僵化是导致抚养者躯体及情感虐待行为的重要原因，同时这种行为又会加剧亲子间关系的恶化，对子女的身心健康成长产生持续负面影响[15]。Badr等对科威特大学1270名学生的调查研究发现，个体童年时期所遭受的父母躯体虐待行为是引发成年后抑郁和焦虑情绪的重要因素[16]。尽管我国的文化语境强调“打是亲，骂是爱”，一些带有暴力倾向的惩戒措施往往被视为中国父母管教子女、表达关爱的一种方式，但有学者对中国14岁以下儿童群体的调查研究发现，父母与子女相处过程中采取的躯体情感虐待行为会严重损害亲子关系质量，激化父母与子女之间的矛盾，这不仅会增加日后父母对儿童施加暴力的风险，也会造成儿童成年后的心理脆弱性[17]。此外，个体童年时的父母躯体虐待行为与其健康状况之间的联系可能是直接的也可能是间接的。例如：经常承受父母躯体暴力行为的儿童在其成长过程中多会出现骨折、淤伤等身体损害[18]。同时，父母暴力行为也可能会对子女的生理健康状况产生累积效应。比如，相比童年时期没有或较少挨打的个体，童年时经常遭受父母躯体虐待行为的个体在步入中年时期之后患有糖尿病、心血管疾病、哮喘等慢性病的几率也会明显提高[19]。
2.3.2 童年时期的健康状况
相关研究指出，良好的亲子关系会促使父母多花时间陪伴子女，帮助其树立正确的健康观念，并在健康行为引导等方面对子女进行角色示范[20]。也有研究认为，亲子关系和谐表明父母与子女关系亲密，子女会得到较多的照料、呵护，从而在家庭内部获得更多的健康资源，健康状况也会相对较好[12]。不少研究指出，童年阶段的健康状况与个体成年后的健康密切相关[21]，童年时期身体状况不佳可能会对整个生命周期的身心健康产生不良影响。Vanhoorne 等验证了童年时期的健康与个体成年后患冠心病、中风和糖尿病等慢性病之间的相关性，儿童时期容易生病且发育不良的个体，其中老年时期的慢性病患病率是童年健康状况较好个体的3.82倍[22]。同时，童年时期的健康状况与成年后的抑郁症状也可能存在一定关联。例如，Gibson等基于调查研究发现童年时期存在超重、肥胖的个体，其中老年时期的重度抑郁症终生患病率也相对更高[23]。Arif等对印度部分中低收入家庭的调查研究发现，童年患有哮喘的个体在成长过程中会频繁遭受疾病的困扰，因此晚年很容易出现心理问题[24]。
2.3.3 童年时期的社会交往
作为人际关系的重要组成，亲子关系对儿童与同龄人交往的作用引发学界的广泛关注。Mize等认为，儿童与父母相处过程中形成的尊重、友好等认知态度是人际交往的重要特质[25]。也有研究认为，亲子关系不睦会促使儿童花更多时间与同伴交往，以弥补其对父母情感需求的缺失，但不和谐的亲子关系仍会对青少年的交往能力与人际关系质量造成一定不良影响[26]。
有文献指出，强烈的社会孤独感会对人体身心健康产生危害。例如：青少年时期的社会孤立可能会损害个体的神经可塑性，对人的脑功能产生危害[27]。一项对匹兹堡公立学校学生的追踪研究显示，童年时期与同伴相处时间更长的个体，成年后心血管病的患病风险与BMI指数通常也会越低[28]。Calhoun等认为童年缺少同伴陪伴会增加下丘脑-垂体-肾上腺轴（Hypothalamic-Pituitary-Adrenal axis，HPA）的活动，促使HPA轴异常活动产生抑郁情绪，这种情绪甚至会对晚年时期的抑郁倾向具有负向预测作用[29]。有学者指出，童年时个体积极的社会交往会促使个体尽早融入社会，塑造良好的社会性格、价值观和行为模式，建立高质量的婚姻、亲子与朋友关系，这些均会对中老年时期的心理健康产生影响[30]。
2.4 对已有文献的评述
现有研究对童年亲子关系和身心健康的关系已有一定讨论，但仍有诸多问题亟待解答。首先，当前国内外不少研究关注亲子关系对青少年身心健康的影响，然而，亲子关系的影响可能是长期的，甚至会贯穿个体的整个生命历程，因此童年时期亲子关系的影响很可能会持续到中老年阶段，损害个体的健康状况，增加慢性病或抑郁症等患病风险，但当前学界（尤其是国内）研究相对较少。其次，学界缺乏童年亲子关系对个体健康的影响机制分析，对于早期亲子关系是怎样长期作用于个体身心健康的，现有研究大都没有明确的回答。另外，当前有关亲子关系的生命历程研究大都基于欧洲或美国等国家的调查数据。基于国情、社会文化等方面的差异，国外的研究测量结果并不完全适用于我国。例如，在我国 “男主外，女主内”的分工模式依然比较普遍，儿童的照料责任主要由母亲承担，父亲在儿童照料方面承担了较少的责任[31]。因此，童年与母亲的关系可能对个体的身体健康产生更大影响。综上，有必要结合我国的具体国情，基于国内的数据样本对童年亲子关系和中老年人身心健康之间的关系进行实证研究。
3.1 数据来源
本研究基于中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS）。CHARLS是涵盖全国28个省（直辖市、自治区）的150个县、450个社区（村）的全国性大型调查项目。其中，被访者童年时期的变量数据主要来自2014年CHARLS中国中老年生命历程专项调查。同时，本文将2014年生命历程专项调查与2015年CHARLS第三次追踪调查数据进行匹配，以获得被访者中老年时期的家庭特征、身心健康状况等数据信息。本文在删除了年龄小于45岁、童年（14岁之前）单亲或失去双亲家庭的个体以及关键变量存在缺失的样本后，最终获得5419个有效样本。为确保研究结果的稳健性，本文采用了其他年份的调查数据进行了组合测试，发现使用不同调查年份数据得到的结论基本相同，验证了研究结论的可靠性。
3.2 变量选取
3.2.1 被解释变量
生理健康与心理健康。生理健康采用自评健康和慢性病患病情况两个指标，自评健康从“很不好”到“很好”分别赋值1～5分，得分越高表明被访者的自评健康状况越好。慢性病患病情况采用被访者的慢性病患病数量（包括高血压、糖尿病、恶性肿瘤、心脏病等14类疾病）来表示。心理健康状况采用了抑郁倾向指标，该指标主要由由问卷提供的CES-D量表计算获得。
3.2.2 核心解释变量
童年时期的亲子关系。为了分析亲子关系影响的异质性，本文将亲子关系定义为童年时期与母亲的关系以及童年时期与父亲的关系，在CHARLS的问卷中，调查者询问被访者小时候与父母的关系，问题的回答从“不好”到“特别好”分别赋值1～5分，分数越高，表明被访者与父母的关系越好。
3.2.3 中介变量
根据文献综述，本文还选取了可能通过早年亲子关系长期影响个体身心健康发展的中介变量，包括：童年父母躯体虐待倾向（在CHARLS问卷中询问被访者小时候是否有被父亲和母亲打过，被访者回答从“从来没有”到“经常打”分别赋值1～4分）、童年时期健康状况（该变量主要以自评健康的形式测量，即“与大多数同龄的孩子相比，您的健康状况怎样？”回答从“差很多”到“好很多”分别赋值1～5分。被访者得分越高，其童年时期的健康状况也就越好）、童年时期社会交往（该变量的具体测量方式为询问被访者小时候是否有一群好朋友一起玩，回答从“从没有”到“经常”，分别赋值1～4分，得分越高，表明童年时期的社会交往情况越好）。
3.2.4 控制变量
参考相关研究，并遵循尽可能考虑到外生性的准则[32]，在所有模型中主要纳入三类控制变量。第一类反映人口统计学特征，包括：年龄（连续变量）、性别（二分类变量，男性=0，女性=1）、居住地（二分类变量，农村=0，城市=1）、受教育年限（连续变量）、社会医疗保险（二分类变量，无=0，有=1）和不良生活习惯（二分类变量，无饮酒或吸烟史=0，有饮酒或吸烟史=1）。第二类为反映家庭特征变量，包括有无同居配偶（二分类变量，无=0，有=1）、家庭年收入的对数（连续变量）和子女数量（连续变量）。第三类为童年特征变量，包括兄弟姐妹数量（连续变量）、童年有无忍饥挨饿的经历（二分类变量，无=0，有=1）、家庭成长环境（四分类变量，主要采用的指标为“小时候您的父母是否经常吵架？”，从“经常”到“从来都没有”分别赋值1～4分，分数越高表明父母在被访者小时候吵架的频率越高）、父母的受教育年限（连续变量）。
3.3 主要变量的描述性统计
表1对研究涉及的主要变量进行了描述性统计分析。可以看出，样本的自评健康平均得分为2.53，慢性病患病的平均数为1.51，抑郁倾向平均值分别为18.22。童年与母亲关系的平均得分（3.82分）略高于与父亲关系的平均得分（3.72分）。样本平均年龄为60.95岁，其中女性占比50.63%，略高于男性。样本中有80.79%的中老年人居住于农村地区，有84.25%的中老年人有配偶，有社会医疗保险的中老年样本占比为91.33%。另外，样本中老年人的平均受教育年限为6.42年，家庭年收入对数的均值为7.98，其他特征信息详见表1。
表1 主要变量的描述性统计
3.4 统计方法
为分析童年时期的亲子关系对中老年人身心健康的影响，本文建立了如下基准模型：
如式（1）所示，Healthi是反映第i位被访的中老年人生理与心理健康状况的被解释变量，Ri表示童年时与父亲或母亲的关系好坏，α1为解释变量的系数，Ci代表人口统计学特征、家庭特征和童年特征等三类控制变量，γ为控制变量的系数矩阵，α0为模型的截距项，εi为残差项。
其次，鉴于模型可能存在样本自选择等内生性问题，本文还使用了倾向得分匹配法对研究内容进行稳健性检验。倾向得分匹配法的基本原理是先对可能的混淆变量估计出一个一维的倾向值，然后将其控制，再对处理组个体模拟若干个与之各类特征相似的对照组个体，以此实现研究对象的可比性。随后，比较处理组和对照组在被解释变量上的差异，得到平均处理效应（Average Treatment Effecton the Treated，ATT）。笔者将被访者认为童年与父母关系为“好”、“很好”与“特别好”的样本构建为处理组（童年时期与父母关系较好的中老年人），将回答“一般”与“不好”的样本归为对照组（童年与父母关系较差的中老年人），进而分析不同童年亲子关系状态下中老年人身心健康状况的平均差异。ATT的计算公式为：
其中T表示童年亲子关系，Y1i与Y0i为处理组及对照组对比后所得结果，p(C)表示倾向值得分，C为模型所纳入的控制变量。倾向得分匹配法的主要结果包括最近邻匹配、半径匹配和核匹配。
为了深入讨论童年亲子关系对个体中老年时期身心健康的作用路径，本文还采用了克里斯蒂安·卡尔森等开发的“混杂效应”与“标尺改变效应”（KHB）法进行中介效应分析，方法如下：
式（3）与式（4）中，C’为式（1）中从原有控制变量中的分解出中介变量后剩余的控制变量，分别纳入截距与误差项，式（3）为对中介变量Z进行控制的模型，而式（4）内则将中介变量Z排除。
对于此时的中介变量Z来说，其中介效应Δα=α’1-α1，而对于拟合后的基准模型系数（b1、b2）来说，b1=α1/σ1，b2=α1’/σ2。其中，σ1与σ2为刻度系数，二者均为模型残差的标准差决定。一般来说，不同模型所对应的刻度系数也有所差别，但b2-b1≈α1’-α1。总的来说，KHB的解决方法为，先拟合中介变量Z为被解释变量，Healthi为解释变量的自变量模型Z=c+dHealthi+r。其中，r为模型的残差，随后再将r作为解释变量对模型再次进行拟合，从而得到：
式（5）与式（4）的模型拟合度基本相同，即ε2i=ε2’i*，同时Healthi与r并不完相关。最终在基准模型中将中介变量Z的效应表示为b*2-b1=α’1/σ2*-α1/σ1，进而分解出解释变量Ri对被解释变量Healthi的总效应、直接效应与间接效应，其中间接效应除以总效应的数值就是中介变量Z在解释变量对被解释变量的作用比例[33]。
4.1 基准回归结果分析
本文在进行基准回归分析之前，先对文中模型进行了多重共线性分析检验，结果显示方差膨胀因子均在1～2之间，远小于10，表明所有模型不存在多重共线性问题。
在控制了人口统计学因素后，童年与父亲和母亲的关系均与中老年人身心健康密切相关，在逐步控制样本的家庭特征变量与童年特征变量之后，部分结果仍然高度显著。表2显示，童年与父母的关系均对中老年人的自评健康与精神抑郁有显著影响，即童年与父母关系越好，个体中老年时期的自评健康水平越高，精神抑郁程度也会有所降低。同时，童年与母亲的关系在5%的显著性水平上对中老年人慢性病患病具有负向影响。具体来说，童年与母亲的关系提到1单位，中老年人的慢性病患病数量会降低0.031个单位。而童年与父亲的关系对中老年人的慢性病患病数量无显著影响。
表2 基准回归结果
4.2 异质性分析
为进一步探讨童年亲子关系对不同群体影响的差异，本文根据样本的性别、年龄、居住地和童年家庭结构进行了分组回归。其中，对于年龄的划分，本文参照世界卫生组织的标准，将45～59岁的个体划为中年组，将60岁及以上的个体划为老年组。被访者的家庭结构按兄弟姐妹数量划分为独生子女家庭（没有兄弟姐妹）与多子女家庭（有一个及以上兄弟姐妹）。表3结果显示，童年与父母的关系对各分组人群的自评健康状况与抑郁倾向均存在显著影响。换言之，童年亲子关系越和谐，不同分组人群的自评健康水平也会越高，精神抑郁程度也会随之降低。而从Panel B来看，童年与母亲的关系会影响男性、60岁及以上人群、农村和多子女家庭个体的慢性病患病数量，而对女性、中年人群、城市和独生子女家庭个体的慢性病患病数量无影响。除农村地区中老年群体外，童年与父亲的关系对其他分组人群的慢性病患病数量均无影响。
表3 分组回归结果
慢性病患病数量是反映中老年人生理健康状况的客观指标，而综合以上结果可以得出，童年与父母关系的好坏对不同组别慢性病患病的影响存在一定差异。首先，童年与母亲的关系对全样本和部分分组样本慢性病患病数量的影响更为显著，这可能与前文所提到的中国固有“男外女内”家庭分工模式使得大多数已婚女性主要承担照料子女的责任有关。同时，伴随个体进入老年时期，身体机能日益退化、慢性病患病风险大幅提高，童年与母亲的关系对个体身体健康的影响也逐渐显现。其次，传统重男轻女观念使得父母（尤其是母亲）在子女的身体关照和健康投入方面存在性别差异，男性儿童更有可能获得母亲的偏爱和照料，家庭也会更为慎重的对待男孩的健康问题[34]，这也让男性中老年人在慢性病预防方面更容易受益于童年与母亲关系的影响。另外，亲子关系的维系需要父母为子女提供物质情感资源，给予相应的陪伴、关心和支持等。而家庭资源稀释理论认为，同胞数量的增加往往会稀释家庭资源，使家庭内部子女间的照料资源分配出现分化[35]，即中国俗语所讲“一碗水端不平”。再加上传统家庭中母亲主要承担养育儿女的职责，因而相较于独生子女家庭，多子女家庭中母子（女）关系的不同可能会使儿童获得的关怀照顾、饮食营养与医疗服务等存在一定差异，这也让童年与母亲的关系对多子女家庭中老年人的身体健康产生更加明显的影响。除此之外，受户籍制度的影响，农村地区人口的代际流动性不强[36]，居住于农村地区的中老年人童年时也大都生长在农村。而相比城市来说，农村家庭对子女的照料资源相对有限，父母对孩子也大多存在偏爱现象[37]。加之我国传统农村为近亲社会，联合家庭较多，父母与子女的相处时间较长，亲子关系的累积作用较大，所以农村中老年人的身体健康状况可能更容易受童年与父母关系的影响。
4.3 稳健性检验
为避免因样本选择偏差等问题对估计系数造成偏误，本文还利用倾向得分匹配法继续检验已有研究结论的稳健性和可靠性。在将样本进行分组并完成混杂因素的匹配后，平衡性检验结果显示，大多混杂变量在匹配后的标准化偏误小于0.5%，通过了平衡性检验，即样本匹配过后的选择性偏差在很程度上得以改善。同时，在共同支持域检验中，匹配后的倾向得分在处理组和对照组中具有足够大的支持域，以童年与母亲的关系对中老年人自评健康的影响为例，处理组和对照组样本量分别为4544个与957个，落在共同支持域之外的样本量仅为7个与1个，共同支持域外的样本相对较少。此外，由表4结果显示，近邻匹配、半径匹配和核匹配的结果与上文回归结果基本吻合，说明本文的研究结论具有较高的稳健性，即童年与父母关系较好可在不同程度上提高中老年人的自评健康，降低精神抑郁程度。此外，仅童年与母亲的关系对中老年人的慢性病患病数量存在显著影响。
表4 倾向得分匹配结果
4.4 影响机制分析
根据前文的文献回顾与理论分析，童年亲子关系对中老年人身心健康的影响机制内可能包括童年父母躯体虐待行为、童年时期健康状况与童年时期社会交往。为验证三者在童年亲子关系对中老年身心健康中所起到的作用，本文决定分两步对中介变量进行效应值检验。
本文首先分析了童年亲子关系这一核心解释变量对中介变量的影响。表5显示，童年与父母的关系对个体童年时父母的躯体虐待倾向均具有显著的负向影响，而对童年健康状况与社会交往均具有显著的正向影响。换言之，童年与父母的关系越好，个体童年时父母的躯体虐待倾向也会明显降低，而童年时期的健康状况与社会交往情况也会越好。
表5 中介变量基本回归结果
表6结果显示，从影响路径来看，童年时期的亲子关系会通过父母躯体虐待倾向负向影响中老年人的身心健康，通过童年健康状况与社会交往情况正向影响中老年人的身心健康。首先，童年与母亲的关系对个体自评健康、精神抑郁影响的总效应内，分别有5.75%与10.14%是通过父母躯体虐待倾向实现的。童年与父亲的关系对个体自评健康、抑郁倾向影响的总效应内，分别有6.19%与10.23%是通过父母躯体虐待倾向实现的。其次，在童年与母亲的关系对中老年人自评健康与抑郁倾向的影响路径中，童年时期健康状况的中介作用分别占14.57%与14.79%，在童年与父亲的关系对个体自评健康、抑郁倾向影响的路径中，童年时期健康状况的中介作用分别占11.58%与10.93%。另外，在童年与父母的关系对自评健康状况影响的路径中，童年时期社会交往的中介作用占比为3.13%与3.59%。而在降低中老年人抑郁倾向方面，童年社会交往的中介作用相对较强，占比达8.20%与10.29%。在预防和减少慢性病方面，童年父母躯体虐待、童年时期健康状况及童年时期社会交往在童年与母亲的关系对中老年人慢性病患病数量的影响中均具有一定中介作用，占比分别为19.70%、29.08%与5.72%。所有中介变量在童年与父亲的关系对改善中老年人慢性病患病方面作用的效应值均未通过显著性检验。
表6 中介效应分析结果
分析结果表明，亲子关系作为子女与家庭微观环境间相互作用的产物，往往会与多种因素交互作用，通过复杂机制共同影响个体的身心健康。一般来说，童年亲子关系差、沟通交流少，容易使父母和子女之间产生语言或肢体冲突，促使父母对儿童施加躯体暴力行为，这不仅会对个体的生理健康造成不良影响，更会让个体产生不自爱、不被接纳、攻击性等消极情感，从而增加日后抑郁等负性情绪的发生。同时，亲子关系差可能还意味着父母对子女关心照顾不足，在日常生活中不注重儿童的情绪心理变化以及帮助子女培养健康的生活习惯，忽视针对子女的健康教育与投资，进而对个体的身心健康产生长期负面影响。此外，家庭与社会是人际交往的两大系统，而家庭系统内部的亲子关系作为个体童年时期接触最多、也最为基础的人际关系，对于儿童的情感模式发展具有很大影响。童年期间不良的亲子关系所带来消极的自我和他人表征，会在个人情感观念形成过程中不断重复、强化，泛化为孤僻、不信任等悲观情绪，影响个体早年的社会人际交往状况，并对其生理及心理健康产生持续危害。
近年来，经济学、社会学等诸多领域开始关注幼儿或青少年的经历对劳动力状况、教育与中老年健康等所产生的长期影响[38]，这意味着学界逐渐开始从整个生命历程的视角来认识及研究个体健康影响因素。党的十九届五中全会《建议》提出，要全面推进健康中国建设，为人民提供全方位、全周期健康服务，从提高全生命周期健康水平出发，对健康影响因素进行系统干预，促进实现全民健康。基于此背景，研究亲子关系对人群全生命周期健康影响的意义，理应成为当今社会的重要命题。
本研究的主要结论为：童年与父母关系良好均会显著提高中老年人的自评健康水平，降低中老年人的精神抑郁程度。并且，童年与母亲关系越好，中老年时期的慢性病患病数量也会显著降低。童年与母亲的关系对个体慢性病患病的缓解效应显著体现在男性、60岁及以上老年人、农村地区和多子女家庭的人群，对女性、60岁以下中年人、城市地区和独生子女家庭的群体影响不显著。童年与父亲的关系仅对农村中老年人的慢性病患病数量产生了显著影响，对全样本和其他分组人群的影响不显著。另外，童年时期亲子关系较差可能会引发父母对儿童的躯体虐待行为，危害个体童年时期的健康状况，并不利于个体早年与其同伴建立良好的社会关系，这些均可能会对个体的身心健康产生长期不利影响。本文研究结果对我国公共政策制定具有一定现实意义，当前我国人口老龄化形势日趋严峻，促进中老年人的身心健康是实现健康老龄化的关键所在，为此需要深化对于早年亲子关系对个体健康影响的认识，多措并举夯实人群健康水平提升的重要基础：
（1）从生命历程理论的角度来看，个体健康是整个生命周期的累积结果，童年时期亲子关系很大程度上会对中老年时期的身心健康状况产生影响。因而，一方面，要重点关注童年亲子关系不良的中老年人身心健康，加强心理咨询指导等健康干预，倡导通过伴侣或子女陪伴等方式弥补童年期亲子情感的缺失，减少其对当前生活带来的不良影响。另一方面，政策制定者应尊重生命周期规律，重视人口健康的长期效益，进一步出台和完善相关政策与法律法规，禁止对儿童殴打、体罚等各种形式的虐待行为，加强对家庭落实儿童健康照护等监护责任的支持、监督和干预，为困境儿童家庭提供分类保障和支持。
（2）与此同时，政府和全社会应意识到随着社会时代的发展变迁，家庭亲子关系建设所衍生出来的一系列新问题、新挑战（例如：人口大规模流动导致农村留守儿童增多，而亲子分离往往会造成教养功能弱化、子女对父母情感结构性缺失等问题），协同推进覆盖城乡的家庭教育指导服务体系建设，着力增强对农村及多子女家庭父母等重点人群亲职教育的重视程度。通过建立家庭教育信息共享平台、开设家庭教育指导课程、组织社工志愿服务活动以及借助互联网平台宣传等途径，为实现高质量的亲子互动提供指导和支持。
（3）此外，传统社会性别话语下的家庭分工模式可能会使男性在照顾子女身体健康等方面投入和参与不足。为此，要逐渐将亲子情感支持纳入家庭支持系统，促使父母双方共同认识到高质量亲子关系的重要性。通过父母同休育儿假等举措，鼓励父亲承担起陪伴与照顾子女的责任。要大力倡导公益性设施场所和社区儿童之家等为开展家庭亲子互动活动提供必要条件，积极创造父母与儿童沟通交流的机会，引导父母帮助其子女发展同伴友谊，让孩子在温暖和谐的亲子关系中健康成长。
不过，本研究也存在一定不足：首先，研究所用生命历程数据为回溯性数据，由于被访者距离其童年时期时间相对较长，因此可能存在回忆偏差等问题，这对本文的因果关系探究会产生影响，不过现有理论基础和国外同类研究均证实了类似结果，一定程度上验证了研究结论的可靠性。其次，研究中老年人样本结构与我国中老年人实际的数量结构可能存在差异（比如，本文中老年人的城乡比为1:4，而2020年《中国统计年鉴》显示我国中老年人城乡比约为4:3），这表明样本可能存在一定偏倚。最后，关于亲子关系对中老年人身心健康影响的路径还有待深化研究，例如，本文所采用的中介变量是如何相互作用共同影响亲子关系的；
亲子关系对中老年人健康的影响是否还存在其他中介因素，这些问题还需要研究者的进一步探讨。