杨婷，熊康，吴奇飞△
(1.华中科技大学同济医学院医药卫生管理学院，湖北 武汉 430030；
2.中山大学附属第八医院(深圳福田)人力资源部)
健康代际传递是指亲代的健康对于子代健康的影响，既包括身高、体重等客观健康状况，又包括吸烟、饮酒等健康行为。这种代际传递是“先天-后天”因素相互作用发生的[1]，一方面受生物和遗传因素等先天因素的影响；
另一方面则受生活方式、物理环境、社会环境等后天因素的影响(见图1)。目前国外对健康代际传递的研究较多[2-4]，但国内较少关注[5-6]。我国城镇化高速发展，势必会通过改变社会、经济、文化等环境(后天因素)影响居民的健康状况，当前，关于城镇化对我国居民健康状况影响的研究较多[7-10]，然而对健康代际传递影响的研究暂未见涉及。因此本研究基于“先天-后天”的视角，探究我国居民健康代际传递的现状并比较不同城镇化水平下的健康代际传递效果，为促进健康的良性代际传递提供一定参考依据。
图1 健康代际传递的机制
1.1 资料来源
本研究使用的是中国健康与营养调查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)2015年的资料数据。CHNS是由北卡罗来纳大学人口中心和中国疾病预防控制中心联合开展的追踪调查，其在地理、经济及卫生资源等差异较大的15个省市收集关于健康、医疗、营养、家庭和社会经济特征等详细信息。基于本研究目的，探究城镇化进程中的健康代际传递问题，考虑到年龄较小的子代个体受后天因素的影响较小，年龄较大的子代又会因求学、工作等原因外出离家，不再需要亲代照料，因而本研究最终选取2～18岁且居家生活的子代样本，并在数据库中匹配亲代样本。剔除关键变量缺失的样本后，最终得到有效父子样本1122对，有效母子样本1327对。
1.2 变量处理
基于文献以及数据的可获得性，控制变量则纳入了子代和亲代的个体特征以及家庭特征变量，其中子代个体特征包括子代性别和年龄；
亲代个体特征包括年龄、受教育程度和工作情况；
家庭特征变量包括家庭人均年收入、居住地和地理区域，以上变量均处理为分类变量。
1.3 统计分析
运用Stata 14.0对数据进行统计分析，以频数和百分比描述分类变量特征，用Pearson卡方检验分析亲代与子代间的健康代际传递，二分类Logistic回归分析不同城镇化水平下亲代和子代的健康代际传递效果，以P<0.05为差异有统计学意义。
2.1 研究对象基本情况
子代样本中，男孩778人(52.53%)，女孩703人(47.47%)；
年龄在2～6岁的521人(35.18%)，7～12岁的619人(41.80%)，13～18岁的341人(23.02%)。匹配的父亲样本中，年龄在40岁以下的581人(51.74%)，40岁及以上542人(48.26%)；
受教育程度为中学最多(779人，69.43%)，大专及以上次之(197人，17.54%)；
有、无工作的例数分别为913(81.37%)和209(18.61%)。匹配的母亲样本中，年龄在40岁以下的859人(64.68%)；
受教育程度同样为中学最多(887人，66.84%)；
859人有工作(64.73%)。研究对象的家庭人均年收入在10000元以下的占比最高(617例，41.66%)，在10000～20000元之间和20000元以上的分别为418例(28.22%)和446例(30.11%)；
地理区域位于东、中、西和东北部的样本分别有376例(25.39%)、404例(27.28%)、527例(35.58%)和174例(11.75%)；
居住地为农村的958例(64.69%)，城镇523例(35.31%)。
2.2 亲代与子代间健康关联性分析
子代的BMI z分为(0.519±2.778)，父亲的BMI z分为(-0.031±0.966)，母亲的BMI z分为(0.0421±0.016)；
将BMI z分转换后，子代、父亲和母亲的健康状况良好者，分别为791人(53.37%)、864人(77.01%)和1049人(79.05%)。将亲代和子代的健康状况进行卡方检验以分析其关联性。母亲健康状况不同的子代健康状况有显著性差异(χ2=6.909，P=0.009)，即母亲的健康状况会影响子代的健康状况；
而父亲健康状况不同的子代健康状况差异无统计学意义(χ2=0.250，P=0.617)，详见表1。
表1 亲代与子代间的健康关联性
2.3 不同城镇化水平下健康代际传递分析
由卡方检验结果可知，相较于父亲，子代与母亲的健康状况存在关联的可能性更大。因此本部分仅选择“母亲-子代”样本进行不同城镇化水平下母亲与子代的健康代际传递分析。城镇化水平用CHNS提供的城镇化指数进行衡量，城镇化指数是一个基于社区层面，涵盖人口密度、通信、经济、社会服务等十二个方面信息，利用主成分分析法构建的综合性指标，相较于城乡二分法、地区人口密度等单一指标，更能全面地反映地区的城镇化水平[12]。参考既往研究经验，将城镇化指数三等分，将前三分之一定义为高城镇化水平，其他则归为低城镇水平。
回归结果显示，在低城镇水平地区，母亲的健康状况显著影响子代的健康状况，母亲的健康状况良好者，子代健康状况表现更好(OR=1.485，P<0.05)；
在高城镇化水平地区，母亲与子代间的健康代际传递无显著性(OR=1.374，P>0.05)。就其他控制变量而言，在低城镇化水平地区，子代的性别和年龄对子代健康状况具有显著影响，男性子代健康状况良好是女性子代的0.751倍(P<0.05)；
13～18岁的子代健康状况良好的是2～6岁的1.142倍(P<0.05)。在高城镇化水平地区，母亲的受教育程度和家庭人均年收入对子代健康状况影响显著，母亲受教育程度为中学、大专及以上的子代健康状况比小学及以下的更好，分别是小学及以下的3.044倍、2.091倍；
家庭人均年收入在20000元以上的子代健康状况比10000元以下的更好(OR=1.744，P<0.05)，详见表2。
表2 不同城镇化水平下亲代与子代健康传递作用分析
3.1 我国居民健康的代际传递主要路径为“母亲-子代”
本研究发现母亲与子代的健康状况具有较强的相关性，这与以往的研究结果相似[13-14]；
但本研究还发现父亲与子代健康状况的关联性不显著，该结果不同与以往的一些研究。如有研究指出父亲和母亲的BMI对孩子BMI的代际传递估计系数相似，均在0.2～0.3之间[15]，也有研究发现父亲与子代体重的相关性高于母亲与子代体重的相关性[16]。首先，从生物学角度分析，受精卵中的核遗传物质来自父母双方，而细胞质中的遗传物质主要来自母亲，因此子代从母亲那里获得了更多遗传物质(先天因素)；
其次，这可能与我国传统家庭多由母亲照料全家人的生活起居有关，母亲与子代的相处时间更多，其生活所属的自然和社会环境相似，所以对子代的健康状况影响较大(后天因素)。
3.2 城镇化发展通过提高社会经济地位削弱健康的代际传递
研究结果表明，低城镇化地区亲代与子代间存在健康代际传递，而在高城镇化地区则不存在代际传递，提示城镇化发展削弱了健康的代际传递。李长安、和红等人的研究发现亲代与子代间的健康代际传递在农村和城镇户籍间存在异质性[17-18]，本研究通过城镇化指数更客观、全面地衡量城镇化水平，直接证实了城镇化水平会影响健康的代际传递。在高城镇化水平地区，亲代的社会经济地位(受教育程度和家庭人均年收入)越高，子代健康状况越好，而在低城镇化地区，主要是子代的性别和年龄等先天因素在影响健康，且这种影响随着城镇化水平的提高而减弱。社会经济地位通过改善子代健康状况影响着健康的代际传递，而城镇化发展往往伴随着社会经济的提高[12]，因此可以认为城镇化发展是通过提高社会经济地位来削弱亲代与子代间的健康代际传递。这提示我国在推进城镇化建设过程中，可以通过加大教育投资、提高居民收入等措施提高居民的社会经济地位，强化后天因素对健康代际传递的作用，促进居民健康水平的提升。
3.3 提高低城镇化地区女性的社会经济地位更有利于提升我国居民健康
基于经济学视角，城镇化对健康代际传递的影响存在边际收益递减规律，即当城镇化处于较低水平时，其边际收益较高；
随着城镇化水平不断提高，健康的成本-效益比会下降；
社会经济地位对健康代际传递的影响亦然[19]。通常而言，低城镇化地区的居民社会经济地位也较低[20-21]，故提高农村、少数民族、西部地区等城镇化水平较低地区的居民社会经济地位更有利于我国居民健康发展。前文发现，我国健康代际传递的主要路径是“母亲-子代”，因此提高低城镇化地区女性的社会经济地位更可能获得更大的健康收益。可以将教育政策作为抓手，贯彻实施义务教育，提高低城镇化地区女性的入学率、毕业率；
制定教育优惠政策，鼓励低城镇化地区女性接受高等教育，提升其社会经济地位，不仅可以改善女性自身的健康状况，也能对子代健康产生积极作用，进而促进健康的良性代际传递。