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短期、中期、长期健康状况代际传递及其城乡异质性研究

来源：泰然健康网时间：2024年12月05日 22:58

家庭作为健康生产的重要主体，逐渐受到关注。《健康中国行动(2019―2030年)》强调了家庭在健康促进中的作用，如在健康知识普及方面要营造健康家庭环境；在合理膳食方面要科学购买食材、烹饪食物；在心理健康方面，家庭成员间应平等沟通交流、及时疏导不良情绪；在妇幼健康方面更应关注家庭的作用等。

亲代与子代共同构成家庭单元，父母作为子代的生育及养育者，对子代健康的影响极为重要。一方面，基因遗传致使代际间健康状况存在继承性[1]；另一方面，父母作为子代的监护人，负责其营养与健康保障，很有可能将健康知识、态度与行为等传递给子代，进而导致代际间健康的相似性[2-3]；此外，共享家庭环境与资源也为健康代际传递提供了物质基础[4]。

儿童时期健康状况影响其成年期的健康与收入[5-7]，关注生命起点健康尤为重要。前人研究多从自然科学角度探究代际间基因遗传[8]，或将健康作为贫困代际传递的中介因素[9]。少数研究[10]基于人群调查数据探究了身高、体重的代际传递，但所用健康指标单一，并未关注居民整体健康状况，如短期健康或长期自评健康的代际相关性。再者，前人[11-12]多关注母亲-子代间的健康代际传递，尤其集中于母婴健康，而忽视了父亲-子代间的健康代际传递。因此，本文拟基于全国大型调查数据，探讨短期、中期及长期健康在母亲-子代、父亲-子代间的代际传递。此外，考虑到健康状况易受外部环境影响，如城市地区具有较好的公共服务资源，可能会遏制不良健康的代际传递，故本文也探讨了城乡差异在健康代际传递中的调节作用。

1. 对象与方法

1.1 研究对象

本文采用中国健康与营养调查(China Health and Nutrition Survey, CHNS)数据开展分析。抽取中国地理、经济发展、公共资源差异较大的东、中、西部及东北部，共计9个(后增加为12个)省(市)开展调查，约7 200个家庭样本，合计约3万多人，具有一定的代表性。调查内容涵盖居民的营养、健康及医疗服务利用等，能用以较好地分析中国居民的营养与健康状况。CHNS详细信息及公开数据可从其官网(https://www.cpc.unc.edu/projects/china)获取。在CHNS较新几轮的调查中，2004年、2006年及2015年对未成年人的自评健康进行了测量，故本文采用2004、2006及2015年数据，选取年龄≤18岁子代，匹配其母亲与父亲后，进行数据清理，并剔除重复数据，得到3 591个有效样本。CHNS不同年份的调查略有差异，在2004与2006年调查中，≥12岁被访者进行了自评健康测量，2015年对≥6岁被访者进行了自评健康测量。为避免样本大量损失，本文并未直接删除健康指标缺失样本，而是选取各自有效样本进行分析，故各模型有效样本量有差异。

1.2 指标与定义

(1) 因变量：子代短期健康以过去4周有无患病衡量。中期健康以年龄别身高Z评分(Height-for-age z score, HAZ)衡量，HAZ是衡量儿童生长的常用客观指标，在具体操作中将所研究的儿童与同年龄、同性别的"参照儿童组"进行比较，即$H A Z=frac{ { height }_{i}- { height }_{ {medium }}}{ { height }_{S D}}$，其中heighti为个体i的实测身高，heightmedium为标准人群分年龄、分性别身高中位数，heightSD为标准人群分年龄、分性别身高的标准差。HAZ评分表示所研究儿童偏离同年龄、同性别标准人群身高的程度。参照前人[13]研究，以19岁人群的分性别标准身高中位数及标准差，定义母亲与父亲的HAZ。长期健康以自评健康衡量。对问卷重新编码，短期健康(过去4周无患病=0，过去4周有患病=1)与长期健康(自评健康不佳=0，自评健康良好=1)均为二分项；中期健康状况HAZ为连续变量，取值范围为-6~6。(2)核心自变量：以与子代相同的方式定义亲代短期、中期及长期健康，作为核心自变量。(3)调节变量：考虑到健康代际相关性可能存在城乡异质性，故将家庭居住地(农村vs.城市)作为调节变量纳入模型中。(4)控制变量：包括子代与亲代的基本特征(性别、年龄、受教育程度及职业)与家庭特征(地理区域、城乡、家庭人均年收入及家庭卫生状况)。此外，也对调查年份进行了控制。

1.3 统计学方法

采用Stata 16.0软件进行数据分析，正态分布定量资料使用(x±s)描述，偏态分布定量资料采用M(P25, P75)描述，定性资料使用[n (%)]描述。短期与长期健康状况为二分类变量，采用二项分类Logistic回归分析模型分析；中期健康HAZ为连续变量，采用多元线性回归分析模型进行分析。对于城乡调节作用，以城乡与亲代健康状况的交互项偏回归系数衡量，使用Likelihood ratio test检验交互作用是否具有统计学意义。检验水准α=0.05。

1.4 质量控制

CHNS为中国最早的全国性、综合性、连续性调查项目之一，由北卡罗来纳大学与中国疾病预防与控制中心联合开展，其问卷经过严格设计，调查员均接受过系统培训，并由专业人士清理数据，建立数据库。对于某些题项，CHNS从多角度收集信息，以更精确地进行指标测量。上述措施均保证了该调查的科学性与调查质量。

2. 结果

2.1 研究对象基本特征

子代年龄为(9.02±5.26)岁，1 638例为女孩，占45.61 %；母亲年龄为(35.85±6.65)岁，2 546例为20~＜40岁，占70.90%，945例接受小学及以下教育，占26.32%，993例接受高中及以上教育，占27.65 %，2 439例母亲有职业，占67.92%；父亲年龄为(37.56±6.98)岁，1 305例完成高中及以上教育，占36.34%，3 028例父亲有职业，占84.32%。东、中、西部以及东北部样本分别有761例、1 156例、1 052例与622例，占比分别为21.19%、32.19%、29.30%与17.32%；2 494例样本居住于农村地区，占69.45%；被访家庭人均年收入P25与P75分别为3 189.39元与13 710.53元。1 874例被访家庭使用处理水，占52.19%，2 721例家庭卫生状况较好，占75.77%。见表 1。

表 1 研究对象一般人口学特征[n(%)]

Table 1. Characterstic of participants [n(%)]

变量例数[n(%)] 子代性别女 1 638(45.61) 男 1 953(54.39) 子代年龄[(x±s), 岁] 9.02±5.26 0~＜6 1 062(29.57) 6~＜12 1 240(34.53) 12~≤18 1 289(35.90) 母亲年龄[(x±s), 岁] 35.85±6.65 20~＜40 2 546(70.90) 40~≤60 1 045(29.10) 母亲受教育程度小学及以下 945(26.32) 初中 1 653(46.03) 高中及以上 993(27.65) 母亲职业无 1 152(32.08) 有 2 439(67.92) 父亲年龄[(x±s), 岁] 37.56±6.98 20~＜40 2 229(62.07) 40~≤60 1 362(37.93) 父亲受教育程度小学及以下 611(17.01) 初中 1 675(46.64) 高中及以上 1 305(36.34) 父亲职业无 563(15.68) 有 3 028(84.32) 地理区域东部 761(21.19) 中部 1 156(32.19) 西部 1 052(29.30) 东北部 622(17.32) 城乡农村 2 494(69.45) 城市 1 097(30.55) 家庭人均年收入(元) M(P25, P75) 6 652.06(3 189.39, 13 710.53) 低(0~＜4 000) 1 128(31.41) 中(4 000~＜10 000) 1 192(33.19) 高(≥10 000) 1 271(35.39) 家庭饮水非处理水 1 717(47.81) 处理水 1 874(52.19) 家庭卫生状况不卫生 870(24.23) 卫生 2 721(75.77)2.2 亲代与子代健康状况及城乡差异

对于短期健康，子代、母亲与父亲过去4周曾患疾病占比分别为8.93%、9.11%与10.22%。子代HAZ评分为(0.151±1.559)，母亲与父亲HAZ评分分别为(-0.908±0.898)与(-1.184±0.881)。对于长期健康，子代、母亲与父亲自评健康良好占比分别为78.89%、64.54%与67.78%。母亲与子代间HAZ评分相关系数为0.300(P < 0.001)，父亲与子代间HAZ评分相关系数为0.361(P < 0.001)。城乡间子代的短期及中期健康状况差异有统计学意义，城市地区子代的HAZ为(0.25±1.55)，农村地区子代HAZ为(0.11±1.56)，城市地区子代的HAZ与农村地区子代的HAZ差异有统计学意义(F=5.66, P=0.017)，城市地区子代自述过去4周曾患疾病的比例高于农村地区子代(χ2 =40.542, P < 0.001)，城市与农村地区子代的自评健康差异无统计学意义(χ2 =0.466, P=0.495)。见表 2、表 3、表 4。

表 2 亲代与子代间短期健康状况关联性[n(%)]

Table 2. Relationship of parental and children's short term health status [n(%)]

变量子代短期健康(过去4周有无患病) 无有 χ2值 P值母亲过去4周有无患病 100.472 < 0.001 无 2 954(92.51) 239(7.49) 有 243(75.70) 78(24.30) 父亲过去4周有无患病 80.062 < 0.001 无 2 857(92.37) 236(7.63) 有 275(77.90) 78(22.10)

表 3 亲代与子代间长期健康状况关联性[n(%)]

Table 3. Relationship of parental and children's long term health status [n(%)]

变量子代长期健康(自评健康状况) 不佳良好 χ2值 P值母亲自评健康状况 115.559 < 0.001 不佳 242(33.70) 476(66.30) 良好 136(12.60) 943(87.40) 父亲自评健康状况 118.848 < 0.001 不佳 228(35.08) 422(64.92) 良好 151(13.21) 992(86.79)

表 4 城乡间子代短期健康、长期健康状况关联性[n(%)]

Table 4. Relationship of children's short term and long term health status between rural and urban area [n(%)]

变量城乡分组农村城市 χ2值 P值子代过去4周有无患病 40.542 < 0.001 无 2 314(93.08) 948(86.5) 有 172(6.92) 148(13.5) 子代自评健康状况 0.466 0.495 不佳 242(20.63) 138(22.01) 良好 931(79.37) 489(77.99)2.3 回归分析

短期、中期与长期健康均分别进行了母亲-子代、父亲-子代模型分析。在控制个体与家庭特征后，对于中期健康指标HAZ，亲代HAZ对子代HAZ有重要影响(βm=0.305, βf=0.388)；对于短期健康，若亲代过去4周曾患疾病，则子代过去4周患病的概率高(ORm=5.649, ORf=3.436)；对于长期健康，若亲代自评健康良好，则子代更高概率自评健康良好(ORm=3.719, ORf=3.483)。城乡在母亲-子代健康代际传递间的调节作用差异有统计学意义，对于中期健康，母亲HAZ与城乡的交互项偏回归系数为-0.127(P < 0.1)，Likelihood ratio test显示交互作用有统计学意义(P=0.038)；对于短期健康，母亲过去4周有无患病与城乡的交互项偏回归系数为0.502(P < 0.05)，Likelihood ratio test显示交互作用有统计学意义(P=0.023)；对于长期健康，母亲自评健康与城乡的交互项偏回归系数为0.631(P < 0.1)，Likelihood ratio test显示交互作用在0.10检验水准有统计学意义(P=0.072)。居住于城市地区弱化了母亲与子代间的健康代际传递。见表 5、表 6。

表 5 HAZ评分代际传递及城乡调节作用分析a

Table 5. Intergenerational transmission of HAZ and its urban-rural heterogeneity a

变量中期健康：HAZ评分母亲-子代(N=2 835) 父亲-子代(N=2 711) βm值 sx βf值 sx 亲代HAZ 0.305 f 0.040 0.388 f 0.044 城乡(Ref. 农村) 0.121 c 0.063 0.143 d 0.062 亲代HAZ ×城乡b -0.127 c 0.068 -0.034 0.067 子代性别(Ref. 女) 0.095 c 0.052 0.147 e 0.052 子代年龄(岁)(Ref. 0~＜6) 6~＜12 -0.309 f 0.078 -0.311 f 0.081 12~≤18 -0.799 f 0.085 -0.812 f 0.088 亲代年龄(岁)(Ref.20~＜40) -0.135 d 0.057 -0.039 0.061 亲代受教育程度(Ref. 小学及以下) 初中 0.162 d 0.066 0.116 0.071 高中及以上 0.359 f 0.084 0.335 f 0.079 亲代职业(Ref. 无) 0.048 0.060 0.144 c 0.085 地理区域(Ref. 东部) 中部 -0.263 e 0.082 -0.249 e 0.082 西部 -0.719 f 0.085 -0.630 f 0.088 东北部 0.154 c 0.084 0.158 c 0.084 家庭人均年收入(Ref. 低) 中 0.125 c 0.068 0.088 0.068 高 0.116 0.079 0.087 0.079 家庭饮水(Ref. 非处理水) 0.017 0.059 0.040 0.059 家庭卫生状况(Ref. 不卫生) 0.090 0.064 0.091 0.066 调查年份(年)(Ref. 2004) 2006 0.124 0.083 0.136 0.083 2015 0.555 f 0.070 0.528 f 0.074 adj. R2 0.231 0.249 注：a OLS模型汇报Coef.；b表示亲代HAZ与城乡的交互项；c P < 0.1；d P < 0.05；e P < 0.01；f P < 0.001。

表 6 短期与长期健康代际传递及城乡调节作用分析a

Table 6. Intergenerational transmission of short and long term health status and its urban-rural heterogeneity a

变量短期健康(过去4周有无患病) 长期健康(自评健康) 母亲-子代(N=3 514) 父亲-子代(N=3 446) 母亲-子代(N=1 797) 父亲-子代(N=1 793) ORm值 sx ORf值 sx ORm值 sx ORf值 sx 亲代过去4周有无患病(Ref. 无) 5.649 h 1.187 3.436 h 0.732 亲代自评健康(Ref. 不佳) 3.719 h 0.606 3.483 h 0.559 城乡(Ref. 农村) 2.438 h 0.358 2.206 h 0.333 1.035 0.198 0.958 0.184 亲代4周患病×城乡b 0.502 f 0.159 1.033 0.327 亲代自评健康×城乡c 0.631 e 0.170 0.887 0.241 子代性别(Ref. 女) 1.062 0.130 1.057 0.129 1.111 0.136 1.132 0.137 子代年龄(岁)(Ref. 0~＜6) d 6~＜12 0.530 h 0.079 0.600 h 0.090 12~≤18 0.344 h 0.066 0.442 h 0.083 0.814 0.160 0.802 0.163 亲代年龄(岁)(Ref. 20~＜40) 1.095 0.186 0.882 0.146 0.782 e 0.106 0.948 0.141 亲代受教育程度(Ref. 小学及以下) 初中 0.857 0.145 1.060 0.217 1.327 e 0.209 1.178 0.204 高中及以上 0.930 0.178 1.145 0.251 1.205 0.230 1.418 e 0.270 亲代职业(Ref. 无) 有 1.332 f 0.187 1.339 0.267 1.025 0.145 1.120 0.186 地理区域(Ref. 东部) 中部 1.074 0.193 1.008 0.187 0.654 f 0.129 0.722 e 0.139 西部 0.863 0.169 0.892 0.175 0.432 h 0.087 0.437 h 0.085 东北部 1.161 0.244 1.059 0.227 0.628 f 0.141 0.675 e 0.151 家庭人均年收入(Ref. 低) 中 0.968 0.158 0.960 0.154 0.957 0.160 0.836 0.138 高 0.964 0.191 0.924 0.184 1.141 0.221 0.940 0.176 家庭饮水(Ref. 非处理水) 处理水 1.104 0.153 1.071 0.144 1.145 0.164 1.203 0.173 家庭卫生状况(Ref. 不卫生) 卫生 0.914 0.145 0.884 0.141 0.988 0.167 0.982 0.163 调查年份(年)(Ref. 2004) 2006 1.044 0.193 1.046 0.189 0.944 0.217 0.999 0.230 2015 0.850 0.148 0.856 0.147 0.774 0.160 0.891 0.188 pseudo R2 0.075 0.065 0.084 0.083 注：a Logistic模型汇报Exponentiated coefficients；b表示亲代4周患病与城乡的交互项；c表示亲代自评健康与城乡的交互项；d CHNS只对≥6岁被访者测量自评健康，故各模型中样本量不同，在长期健康代际传递模型中子代年龄参照组为6~＜12岁；e P < 0.1；f P < 0.05；g P < 0.01；h P < 0.001。

3. 讨论

本文发现母亲-子代、父亲-子代间在短期、中期及长期健康状况的相关性均具有统计学意义。本文结果与前人研究较为一致，如Evans等[14]研究显示父母罹患慢性疼痛是子代慢性疼痛的重要预测因素，较多研究[15-16]证实了身高、体重的代际传递。一项挪威的研究[17]显示，子代自评健康仅与父母自评健康存在微弱的相关性，这可能是由于国别、文化不同，导致自评健康代际相关性强弱在其研究与本文中有所差异。

其次，本文发现城乡在母亲-子代健康代际传递中起到一定的调节作用，居住于城市地区能一定程度上弱化代际健康相关性，显示出社会梯度对健康代际传递的调节。这与Bhalotra等[18]研究一致，其认为社会梯度能调节代际间的健康传递程度，若子代在不利的社会经济条件下被孕育，则其更有可能承担因母亲健康状况不佳而造成的影响。城市地区拥有更丰富的公共卫生资源，很可能遏制不良健康状况代际传递，子代健康状况的可变性也更高。

值得注意的是，本文显示城市地区子代自述过去4周患病比例高于农村地区子代，这与通常预期不相符，这可能由于过去4周患病情况由被访者自答，带有较强的主观性，城市地区居民更关注自身健康，对身体异常也更加敏感，有可能出现自述过去4周患病比例高的情况。事实上，也有前人研究[19]显示，城市儿童2周患病率高于农村儿童，且差异有统计学意义，可能源于城市地区环境污染相对严重以及城市儿童的抵抗力相对脆弱。此外，对于本文中所使用的相对客观健康指标HAZ，城市地区子代的HAZ高于农村地区子代HAZ，差异有统计学意义，这与预期相符合。由此可见，未来对于儿童健康状况的分析，应更加关注城乡因素，并尽量使用多维度健康指标衡量。

代际健康的相关性既源于基因遗传，也源于共享的家庭资源与环境，同时与亲代对子代的养育有关。母亲作为子代的生育者与主要监护者，对儿童健康的影响被广为重视，当前较多健康促进项目也致力于改善母婴健康状况，但也不可忽视父亲对子代健康的影响。近年来，更多父亲开始承担照顾子女的角色，父亲对子代的影响也需要引起重视，张亚钦等研究[20]以及本研究均显示父亲对子代健康也有重要的影响，故也应加强关注父亲对子代健康的影响。

家庭成员健康具有相似性，一些疾病也呈现出家族聚集性[21]，重视亲代健康状况，能给予子代更好的健康起点；重视家庭健康环境，以家庭为单位开展健康促进，能更有效地促进各家庭成员健康。当前健康促进项目多以个体为对象，如农村义务教育阶段学生营养改善计划等，并未同时干预亲代与子代，以双倍功效促进人口健康。本文建议以家庭为单位开展健康促进，营造健康的家庭环境，同时关注亲代与子代健康状况与健康行为，遏制不良健康代际传递，促进良好健康状况的继承与发展，以全面高效改善中国居民的个体健康、代际健康及家庭健康，助力健康中国。

本研究也存在一些不足。首先，本文仅探究亲代与子代健康状况的代际相关性，而非因果关系，未来研究可基于追踪数据，探讨短期、中期及长期健康代际传递的动态性。其次，本文无法剥离出遗传基因对子代健康的影响，也并未考虑其他家庭因素对健康代际传递的影响，如共同的饮食、运动、吸烟、饮酒及就医习惯等，这些均是影响健康的重要因素，未来研究应充分考虑上述因素，进一步理清亲代与子代健康状况的代际传递。最后，本文所使用的短期与长期健康指标均由被访者自答，较为主观，未来研究可考虑通过医学指标更客观描述被访者的健康状况。