張振霞（內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué)，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070）

兒童食品營(yíng)養(yǎng)缺乏一直是全世界頗為關(guān)心的問(wèn)題，小到影響個(gè)體的發(fā)展，大到關(guān)乎國(guó)計(jì)民生，這一問(wèn)題在發(fā)展中國(guó)家尤為普遍?！吨袊?guó)食物與營(yíng)養(yǎng)發(fā)展綱要（2001～2010年）》［1］表明：兒童食品營(yíng)養(yǎng)缺乏會(huì)產(chǎn)生極其不利的后果，如組織性損傷、影響神經(jīng)系統(tǒng)正常反應(yīng)以及造成免疫性缺陷等。這些不利的后果直接導(dǎo)致了兒童患病率的增加和死亡率的驟增。因此，兒童的食品營(yíng)養(yǎng)狀況及食品營(yíng)養(yǎng)缺乏問(wèn)題受到了高度重視，對(duì)兒童的食品營(yíng)養(yǎng)干預(yù)措施也在不斷向前發(fā)展。

中國(guó)農(nóng)村留守兒童數(shù)量逐步攀升，段成榮等［2］調(diào)查表明：根據(jù)2000年第五次人口普查的數(shù)據(jù)估算，當(dāng)時(shí)全國(guó)農(nóng)村留守兒童數(shù)量為2 443萬(wàn)人。2005年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查的抽樣數(shù)據(jù)，可以得出0～17周歲留守兒童在全體兒童中所占比例為21.72%，據(jù)此推算，2005年全國(guó)留守兒童規(guī)模達(dá)到7 326萬(wàn)人。處在生長(zhǎng)關(guān)鍵時(shí)期的他們，大多生活在生活資源匱乏的農(nóng)村家庭，而且與父母兩方或其中之一無(wú)法生活在一起，勢(shì)必會(huì)造成健康狀況、生理、心理及行為的影響。國(guó)外學(xué)者在兒童親屬撫養(yǎng)問(wèn)題上看法各異。其中Bert等［3］認(rèn)為，在親生父母不能親自照料時(shí)，祖父母能夠提供兒童所需的生活保障，這種全心全意的愛(ài)反倒更有利于兒童的身心成長(zhǎng)；Solomon等［4］通過(guò)分析美國(guó)具有代表性的數(shù)據(jù)后得出，兒童被親屬撫養(yǎng)與被親生父母撫養(yǎng)，其健康水平差異并不明顯。而Gaudin等［5，6］認(rèn)為，由于大多祖父母年齡大、教育水平低，同時(shí)受到自身身體健康狀況的影響，無(wú)法達(dá)到年輕親生父母的照顧水平，從而對(duì)兒童的身體健康造成一定程度的影響。Bramlett等［7］通過(guò)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，排除掉社會(huì)個(gè)人的經(jīng)濟(jì)差異，兒童在與親生父母共同生活的情況下健康狀況會(huì)更好。

中國(guó)學(xué)者對(duì)定量分析兒童健康影響的研究較少。劉靖［8］通過(guò)研究中國(guó)家庭食品營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，母親照料可能更加有利于兒童的生長(zhǎng)發(fā)育，但是這項(xiàng)研究沒(méi)有細(xì)分到對(duì)學(xué)齡前和學(xué)齡后兒童的影響。陳麗等［9］發(fā)現(xiàn)，家庭結(jié)構(gòu)的不同對(duì)兒童的影響不同，而中國(guó)貧困地區(qū)不但農(nóng)民收入低，醫(yī)療保障也相對(duì)缺乏，因此家庭結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村留守兒童的健康狀況的影響更大。對(duì)于沒(méi)有和父母生活在一起的兒童來(lái)說(shuō)，普遍存在以下健康和行為問(wèn)題：① 更容易生活貧困，是正常兒童的2倍；②更容易出現(xiàn)情感和心理問(wèn)題。排除其他人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素，親屬撫養(yǎng)兒童不快樂(lè)的概率是正常兒童的2.5倍，自我感覺(jué)差的概率是3.3倍；③ 更容易在學(xué)校學(xué)習(xí)中出現(xiàn)麻煩；④ 更容易在與他人相處中出現(xiàn)問(wèn)題。有學(xué)者［10］認(rèn)為，親屬撫養(yǎng)存在以下優(yōu)點(diǎn)：① 保留著與家庭、社區(qū)以及文化的聯(lián)系；② 避免了由于與外界接觸帶來(lái)的傷害；③降低了更換撫養(yǎng)環(huán)境的可能性。本研究擬運(yùn)用段成榮等［2］關(guān)于2004、2006和2010年中國(guó)家庭食品營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查數(shù)據(jù)中的農(nóng)村兒童（0～18歲）數(shù)據(jù)，以及通過(guò)實(shí)地走訪(fǎng)調(diào)查，研究探討潛在類(lèi)別分析方法在留守兒童食品營(yíng)養(yǎng)狀況模式研究中的應(yīng)用，進(jìn)一步分析農(nóng)民外出務(wù)工對(duì)留守兒童食品營(yíng)養(yǎng)與健康狀況的影響，找出對(duì)留守兒童進(jìn)行營(yíng)養(yǎng)干預(yù)的重點(diǎn)方向，旨為制定食品營(yíng)養(yǎng)干預(yù)措施提供針對(duì)性的理論依據(jù)。

1 模型方法與分析

宋月萍［11］研究發(fā)現(xiàn)，兒童的營(yíng)養(yǎng)健康主要由母親的照料、后天的食品營(yíng)養(yǎng)攝入、基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)及個(gè)人遺傳（有遺傳病或較弱體質(zhì)）決定。因此，在兒童食品營(yíng)養(yǎng)健康模型中，本研究把因變量設(shè)置為兒童母親的照料、后天的食品營(yíng)養(yǎng)攝入、基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)及個(gè)人遺傳等4個(gè)二分類(lèi)的顯變量，把留守兒童的營(yíng)養(yǎng)狀況作為潛在類(lèi)別變量，其模型方法分析如下。

1.1 潛在類(lèi)別模型原理

潛在類(lèi)別分析模型能夠?qū)τ?jì)算型、連續(xù)型、分類(lèi)或二分類(lèi)的顯變量因素進(jìn)行處理。此研究中留守兒童營(yíng)養(yǎng)影響因素變量都屬于二分類(lèi)，在這里設(shè)A、B、C3個(gè)二分類(lèi)的顯變量和一個(gè)潛在類(lèi)別變量x，基本潛在類(lèi)別模型構(gòu)建如式（1）：

模型中，表示在第t（t＝1，2，…，T）個(gè)潛在類(lèi)別條件下的表現(xiàn)，可分解為3個(gè)條件概率參數(shù)和一個(gè)潛在類(lèi)別概率的乘積，并且可分別由變量A、B、C的第i（i＝1，2，…，I）、j（j＝1，2，…，J）和第k（k＝1，2，…，K）水平的概率決定。模型中為潛在類(lèi)別概率，表示某類(lèi)人群的構(gòu)成比例為條件概率，即變量A在第t潛在類(lèi)別的條件觀(guān)測(cè)下所反映的第i水平反應(yīng)的概率，則分別為變量B、C的條件概率，反應(yīng)了各顯變量在潛在類(lèi)別條件下的分布，以上部分需滿(mǎn)足式（2）：

以上的模型需要滿(mǎn)足兩個(gè)假設(shè)：① 需滿(mǎn)足局部獨(dú)立性假設(shè)，即先指定一個(gè)潛變量，然后進(jìn)行獨(dú)立分析其對(duì)各個(gè)顯變量的反應(yīng)；② 顯變量需要統(tǒng)計(jì)每個(gè)個(gè)體的反饋，從而形成一個(gè)反應(yīng)模式，每個(gè)反應(yīng)模式只能歸屬于其反饋潛在類(lèi)別所表示的群體。

1.2 參數(shù)估計(jì)

可采用最大似然法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，在參數(shù)估計(jì)過(guò)程需運(yùn)用到牛頓—拉普森法迭代公式和最大期望算法。

1.3 模型擬合檢驗(yàn)

模型擬合方法有相對(duì)模型擬合和絕對(duì)模型擬合。相對(duì)模型擬合要選取兩個(gè)或多個(gè)模型中的最簡(jiǎn)最優(yōu)模型。常用的相對(duì)指標(biāo)是赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC）。AIC和BIC統(tǒng)計(jì)值越小，說(shuō)明模型擬合越佳。絕對(duì)模型擬合是研究特定模型對(duì)觀(guān)測(cè)數(shù)據(jù)擬合的滿(mǎn)足情況。通常用似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（L2）來(lái)對(duì)模型的絕對(duì)擬合做出評(píng)價(jià)，如果得到某個(gè)潛在類(lèi)別模型的擬合程度P＞0.05，則可以判斷該模型的擬合檢驗(yàn)滿(mǎn)足要求。

1.4 觀(guān)測(cè)分類(lèi)

分析得到最佳模型后，要進(jìn)行的是后驗(yàn)概率計(jì)算，隨之著重分析最大后驗(yàn)概率所對(duì)應(yīng)的潛在類(lèi)別，其計(jì)算表達(dá)式見(jiàn)式（3）：

1.5 統(tǒng)計(jì)軟件

本研究中潛在類(lèi)別模型的估算和選取采用 Mplus 5.1軟件進(jìn)行分析計(jì)算，其余采用SAS 9.2軟件完成。

2 結(jié)果

2.1 模型擬合結(jié)果

根據(jù)黎志華等［12］的相關(guān)調(diào)查顯示母親的照料、后天的食品營(yíng)養(yǎng)攝入、基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)及個(gè)人遺傳4種類(lèi)別影響因素的優(yōu)劣評(píng)價(jià)中，“差”的概率依次為82.05%，76.95%，67.88%和51.12%。表1展示了數(shù)據(jù)擬合由單類(lèi)別模型到4類(lèi)別模型的變化情況，基準(zhǔn)模型為單類(lèi)別模型，計(jì)算出似然比檢驗(yàn)P＜0.001，此結(jié)果說(shuō)明4種留守兒童在食品營(yíng)養(yǎng)影響因素方面存在關(guān)聯(lián)，單類(lèi)別模型不能很好地對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，改善方式為增加潛在類(lèi)別數(shù)。由表1可知，當(dāng)潛在類(lèi)別數(shù)變?yōu)?個(gè)時(shí)，L2＝24.446，P＝0.179，表明模型M1（2）對(duì)數(shù)據(jù)擬合較好，不存在顯著差異；盡管表中顯示潛在類(lèi)別數(shù)為3時(shí)的M2和4時(shí)的M3也能較好地?cái)M合數(shù)據(jù)（P＞0.05），但是M1的BIC和AIC值最低，類(lèi)別數(shù)更少，模型構(gòu)建起來(lái)更加簡(jiǎn)約，因此選出模型M1為最優(yōu)模型。

表1 潛在類(lèi)別模型擬合檢驗(yàn)結(jié)果Table 1 Latent class model fitting test results

2.2 條件概率及潛在類(lèi)別概率

各影響因素的條件概率和潛在類(lèi)別概率見(jiàn)表2，類(lèi)別1人群中反饋缺乏母親照料、后天營(yíng)養(yǎng)攝入不足、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)不到位、個(gè)人遺傳因素較差（有遺傳病或較弱體質(zhì)）的條件概率依次為0.947，0.812，0.789和0.567，都比類(lèi)別2中的概率高，其中除了個(gè)人遺傳因素，它們的條件概率都超過(guò)0.75。由此可以將留守兒童中的兩類(lèi)人群分為食品營(yíng)養(yǎng)不良和食品營(yíng)養(yǎng)狀況良好兩種潛在類(lèi)別；其中營(yíng)養(yǎng)不良留守兒童比例較高，占總?cè)巳旱?9.40%。

顯變量與潛變量間關(guān)系的確定不能單單看一個(gè)條件概率，要對(duì)顯變量中各個(gè)影響因素與其形成的潛在類(lèi)別產(chǎn)生的條件反應(yīng)模式進(jìn)行校驗(yàn)。類(lèi)別1中的留守兒童群體很可能缺乏母親照顧、后天營(yíng)養(yǎng)攝入不足、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)不到位、個(gè)人遺傳因素較差（有遺傳病或較弱體質(zhì)），因此反應(yīng)模式為（1，1，1，1）。而在類(lèi)別2人群中反饋缺少母親照料的比例為0.512，大致為半數(shù)，表明潛在類(lèi)別2可能由父母均不在身邊和只有父親在身邊的兩類(lèi)留守兒童構(gòu)成。因此潛在類(lèi)別2所代表的留守兒童的一般反應(yīng)模式為（0，1，0，0）或（1，1，0，0）。

表2 各影響因素的條件概率和潛在類(lèi)別概率Table 2 The conditional probability of each affecting factor and potential categories probability

2.3 留守兒童樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

由表3可知，中國(guó)家庭食品營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查中，0～5歲與6～18歲留守兒童在各自年齡段所占比例為18.2%與14.6%，略低于2007年全國(guó)1%抽樣數(shù)據(jù)中的相應(yīng)比例21.68%。在家庭結(jié)構(gòu)方面，0～5歲兒童中雙親均不在家和父親不在家的比例高于學(xué)齡兒童，而0～5歲兒童母親不在家的比例與6～18歲學(xué)齡兒童相比明顯要低（見(jiàn)表3）。

表4比較了不同家庭結(jié)構(gòu)農(nóng)村兒童營(yíng)養(yǎng)與健康狀況，通過(guò)對(duì)比可知，學(xué)齡前及學(xué)齡兒童的營(yíng)養(yǎng)健康狀況在不同的家庭結(jié)構(gòu)中是不一樣的，這其中，由于母親不在家而引起的兒童營(yíng)養(yǎng)健康狀況不佳現(xiàn)象很明顯，0～5歲兒童中，母親不在家的留守兒童年齡別身高評(píng)分遠(yuǎn)低于非留守兒童，僅為0.47，有24.0%年齡別身高評(píng)分均值小于－2的兒童（重度食品營(yíng)養(yǎng)不良）是由于母親不在家照料的緣故；就6～18歲兒童而言，母親不在家的影響也是最大的，不過(guò)此時(shí)差異相對(duì)變小。

表3 樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)Table 3 The descriptive statistics of the sample key variables %

表4 不同家庭結(jié)構(gòu)農(nóng)村兒童營(yíng)養(yǎng)與健康狀況Table 4 Different family structure in rural children's nutrition and health

運(yùn)用潛在類(lèi)別分析探討母親的照料、基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)、后天的食品營(yíng)養(yǎng)攝入及個(gè)人遺傳4種因素對(duì)0～18歲農(nóng)村留守兒童食品營(yíng)養(yǎng)健康狀況的影響，識(shí)別出食品營(yíng)養(yǎng)不良和食品營(yíng)養(yǎng)狀況良好兩類(lèi)留守兒童，其中食品營(yíng)養(yǎng)不良兒童比例較高，達(dá)到69.4%。兩類(lèi)留守兒童最大的差別在于是否有母親照顧、后天的食品營(yíng)養(yǎng)攝入情況和基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)情況，而非個(gè)人遺傳因素。

根據(jù)留守兒童食品營(yíng)養(yǎng)狀況影響因素對(duì)人群分類(lèi)后，本研究進(jìn)一步比較了兩類(lèi)人群主要變量的描述性數(shù)據(jù)，具體情況見(jiàn)表3、4，結(jié)果表明：對(duì)學(xué)齡前及學(xué)齡留守兒童而言，家庭結(jié)構(gòu)對(duì)他們的食品營(yíng)養(yǎng)影響是不盡相同的，具體表現(xiàn)為：

（1）0～5歲的學(xué)齡前留守兒童，父母外出都不在家的情況最常見(jiàn)，但是對(duì)留守兒童健康并無(wú)顯著影響，這種情況有可能是祖父母比較年輕，照料兒童的效果與父母相差不大。

（2）6～18歲的學(xué)齡留守兒童，父母均不在和單親外出的情況所占比例相差不大，但是留守兒童的健康狀況受父母外出的影響很大，其中母親不在家的情況影響最為顯著。

（3）母親不在家，不僅對(duì)學(xué)齡兒童的營(yíng)養(yǎng)健康狀況有較大影響，而且對(duì)于不同收入水平的家庭而言，其負(fù)面影響并無(wú)顯著差別。因此，對(duì)于在6～18歲正處在生長(zhǎng)發(fā)育黃金期的留守兒童而言，不論家庭收入水平的高低，母親對(duì)子女的照料情況對(duì)兒童營(yíng)養(yǎng)情況影響均很大。

分析還發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是學(xué)齡前還是學(xué)齡留守兒童，家庭收入高的家庭兒童身體狀況普遍較好，有著顯著的正向影響。對(duì)比世界衛(wèi)生組織的The WHO Child Growth Standard［13］的國(guó)際參考標(biāo)準(zhǔn)，學(xué)齡前留守兒童年齡別身高評(píng)分隨年齡增長(zhǎng)而遞減，而是否接種疫苗及擁有醫(yī)療保險(xiǎn)等醫(yī)療資源可及性變量，對(duì)學(xué)齡前留守兒童的營(yíng)養(yǎng)狀況有顯著正影響；對(duì)學(xué)齡留守兒童來(lái)說(shuō)，身體質(zhì)量指數(shù)隨著年齡增長(zhǎng)而遞增，由此可知，醫(yī)療資源可及性的變量對(duì)學(xué)齡留守兒童健康的影響不太明顯。

3 結(jié)語(yǔ)

就學(xué)齡前留守兒童而言，營(yíng)養(yǎng)狀況主要由家庭收入和醫(yī)療資源的可及性來(lái)決定；對(duì)于學(xué)齡留守兒童，主要是由家庭收入水平和是否有母親照料來(lái)決定其營(yíng)養(yǎng)健康狀況。本研究達(dá)到了客觀(guān)評(píng)價(jià)留守兒童食品營(yíng)養(yǎng)狀況，以及為提高留守兒童食品營(yíng)養(yǎng)措施的決策提供可靠理論依據(jù)的目的。

當(dāng)然，本次研究還存在一定不足。中國(guó)的留守兒童在廣東、四川、河南、安徽、江西和湖南等省份較為集中，而本研究統(tǒng)計(jì)采用的數(shù)據(jù)包括的9省份中分別是：遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州，其中只有湖南與河南是留守兒童的集中地區(qū)，因此留守兒童樣本可能不夠充足。因此，在今后的研究中，應(yīng)盡量保證樣本數(shù)據(jù)充足，以免造成較大誤差。

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