西安交通大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)系(710061)

王紅麗 趙 娜 劉 蓉 郭樂(lè)倩 趙豆豆 黨少農(nóng)△ 顏 虹

【提 要】 目的 探討膳食模式與新生兒低出生體重(LBW)發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系。方法 利用2013年“陜西省出生缺陷現(xiàn)狀及其危險(xiǎn)因素調(diào)查”的橫斷面調(diào)查資料，選取陜西省20個(gè)縣和10個(gè)區(qū)年齡為0～1歲的嬰幼兒及其母親作為調(diào)查對(duì)象。采用因子分析和結(jié)構(gòu)方程模型相結(jié)合的方法研究膳食模式與新生兒低出生體重的關(guān)系。結(jié)果 新生兒LBW發(fā)生率3.1%，小于胎齡兒(SGA)發(fā)生率12.6%。因子分析得出3種膳食模式，結(jié)構(gòu)方程模型顯示，均衡模式可降低新生兒LBW和SGA的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)(其對(duì)體重受限的作用為-0.24)，零食模式的膳食是新生兒發(fā)生LBW和SGA的危險(xiǎn)因素(其對(duì)體重受限的作用為0.18)，而素食模式與新生兒出生體重的關(guān)系不顯著。logistic回歸模型顯示，均衡模式可以降低新生兒LBW(OR=0.75,95%CI:0.59～0.95)和SGA(OR=0.84,95%CI:0.77～0.94)的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，零食模式T3水平可增加LBW(OR=1.61,95%CI：1.06～2.45)的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。結(jié)論 均衡模式和零食模式與新生兒出生體重有密切關(guān)系，膳食種類多樣化、營(yíng)養(yǎng)均衡化、減少加工食物的攝入，對(duì)降低新生兒低出生體重的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)具有重要意義。

胎兒生長(zhǎng)受限(fetal growth restriction，F(xiàn)GR)是產(chǎn)科重要并發(fā)癥之一，也是造成圍產(chǎn)兒死亡的重要原因，胎兒在宮內(nèi)的生長(zhǎng)發(fā)育受到多種因素的影響，任何因素影響了胎兒與胎盤之間的母兒血循環(huán)及物質(zhì)交換，均可導(dǎo)致發(fā)生胎兒生長(zhǎng)受限[1]。胎兒出生體重是反映胎兒在宮內(nèi)發(fā)育程度的重要指標(biāo)之一[2]，也反映了新生兒成熟程度和營(yíng)養(yǎng)狀況，并對(duì)兒童生長(zhǎng)發(fā)育的影響延續(xù)到學(xué)齡前，甚至更長(zhǎng)[3]。在我國(guó)臨床工作中，當(dāng)估測(cè)胎兒體重(estimated fetal weight，EFW)小于相應(yīng)胎齡標(biāo)準(zhǔn)的第10百分位時(shí)，即診斷為FGR，小于胎齡兒(small for gestational age，SGA)用于出生后的診斷[4]。母親在孕期的營(yíng)養(yǎng)補(bǔ)充是影響新生兒出生體重的重要因素，有研究表明，在孕期如果出現(xiàn)營(yíng)養(yǎng)不良不僅會(huì)影響孕婦自身，還會(huì)對(duì)新生兒產(chǎn)生影響，胎兒早期在營(yíng)養(yǎng)狀況不佳的母體環(huán)境內(nèi)生長(zhǎng)發(fā)育，會(huì)導(dǎo)致包括宮內(nèi)發(fā)育遲緩、胚胎發(fā)育停滯等以及早產(chǎn)、小于胎齡兒和低出生體重等不良妊娠結(jié)局后果的出現(xiàn)[5-6]。近幾年，膳食模式的研究已經(jīng)逐漸成為探討膳食與慢性疾病關(guān)系的一個(gè)重要方法。因子分析劃分的膳食模式根據(jù)因子得分評(píng)價(jià)其作用，但只是在同一個(gè)膳食模式內(nèi)部比較，而未能分析各膳食模式間的關(guān)系，及對(duì)疾病直接和間接的影響。Joreskog等人提出的結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)合了通徑分析和因子分析，通過(guò)研究觀測(cè)變量分析潛在變量間直接和間接的關(guān)系，同時(shí)還考慮了誤差和個(gè)體差異[7]。本研究采用因子分析和結(jié)構(gòu)方程模型相結(jié)合的方法對(duì)大規(guī)模人群調(diào)查研究中采用半定量食物頻率問(wèn)卷收集婦女孕期膳食攝入情況和出生結(jié)局的關(guān)系進(jìn)行分析，旨在探究孕期不同膳食模式對(duì)新生兒出生體重的影響。

對(duì)象與方法

1.數(shù)據(jù)來(lái)源和研究對(duì)象

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于“陜西省出生缺陷現(xiàn)狀及其危險(xiǎn)因素調(diào)查”的橫斷面調(diào)查[8]。該調(diào)查于2013年7～11月在陜西省開(kāi)展，采用分層多階段隨機(jī)抽樣方法，根據(jù)城鄉(xiāng)比例，并考慮人口密集度和生育水平，隨機(jī)抽取10個(gè)城區(qū)和20個(gè)縣。每個(gè)城區(qū)隨機(jī)抽取3 個(gè)街道辦事處(縣為6個(gè)鄉(xiāng))，每個(gè)街道辦事處隨機(jī)抽取6 個(gè)社區(qū)(鄉(xiāng)為6個(gè)村)，每個(gè)社區(qū)隨機(jī)調(diào)查60 名(村為30名)2010年1月-2013年12月期間的孕婦。納入標(biāo)準(zhǔn)為在2010-2013年曾懷孕，無(wú)重大疾病，愿意參加本項(xiàng)研究，在調(diào)查員的指導(dǎo)下能夠獨(dú)立完成問(wèn)卷填寫。其中排除末次妊娠為雙胎或多胎妊娠者，對(duì)孕期膳食攝入情況存在嚴(yán)重回憶障礙者。為了減小回憶偏倚，本研究選擇年齡為0～1歲的嬰幼兒及其母親作為研究對(duì)象，經(jīng)分析納入研究者與未納入者在基本特征上差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。本研究經(jīng)西安交通大學(xué)醫(yī)學(xué)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)(批號(hào)：2012008)，所有調(diào)查對(duì)象均簽署了知情同意書。30027名被調(diào)查者中無(wú)膳食調(diào)查者21820名、末次懷孕雙胎及胎數(shù)缺失者167名、嬰幼兒年齡大于1歲者2192名均被剔除。

2.出生體重及相關(guān)信息

數(shù)據(jù)收集采用“陜西省出生缺陷現(xiàn)狀及其危險(xiǎn)因素調(diào)查”問(wèn)卷。內(nèi)容包括母親基本情況(年齡、孕周、職業(yè)、文化程度、戶口、家庭月收入支出、既往生育史、家族史及配偶的一般情況等)，出生缺陷調(diào)查表、食物頻率問(wèn)卷(母親最近一次懷孕時(shí)各食物食用頻率和量)。新生兒出生體重主要通過(guò)出生證明采集，并記錄出生日期、性別、有無(wú)出生缺陷等信息。

3.孕期膳食調(diào)查

整個(gè)孕期食物攝入情況采用九分類食物頻率問(wèn)卷(FFQ)的方法收集[9]，由經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的調(diào)查員進(jìn)行調(diào)查?？紤]到各種食物在調(diào)查人群中的食用量和食用頻率兩個(gè)因素，本次膳食頻率問(wèn)卷共包括102種食物。對(duì)攝入頻次較少的同類食物進(jìn)行合并，最后得到28類食物的周攝入頻率。數(shù)據(jù)處理時(shí)對(duì)食物攝入頻率進(jìn)行轉(zhuǎn)換，將“幾乎不吃”、“<1次/月”定為0次/周，“1～3次/月”定義為0.5/周，“2～4次/月”定義為3次/周，“5～6次/月”定義為5.5次/周，“1次/日”定義為7次/周，“≥2次/日”定義為14次/周。

4.相關(guān)研究指標(biāo)：①結(jié)局指標(biāo)：低出生體重(low birth weight，LBW)和SGA在結(jié)構(gòu)方程模型分析中作為內(nèi)因潛變量胎兒體重受限的兩個(gè)測(cè)量指標(biāo)，低出生體重嬰兒指出生測(cè)量體重不足2 500g者[10]。小于胎齡兒(SGA)定義為出生體重小于同孕齡體重第10百分位數(shù)[11]。②膳食因素：通過(guò)食物頻率問(wèn)卷調(diào)查方法收集的102種食物分類合并為28大類食物的周攝入頻率，通過(guò)因子分析構(gòu)建膳食模式并獲得各因子得分，膳食模式進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，因子得分三分位法后進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸分析。③影響因素：主要是其他調(diào)整因素，包括母親職業(yè)、文化程度、居住地、綜合家庭財(cái)富指數(shù)及新生兒性別；其中母親職業(yè)分為無(wú)工作(家庭主婦或農(nóng)民)、非固定工作(工人、商業(yè)或服務(wù)業(yè)人員等)、固定工作(教師、干部、公務(wù)員、專業(yè)技術(shù)人員等)。根據(jù)調(diào)查人群家庭經(jīng)濟(jì)狀況由收入、支出、住房、用車等指標(biāo)通過(guò)主成分分析擬合綜合財(cái)富指數(shù)，并將其按照三等分法分為貧困、中等、富裕3個(gè)等級(jí)。

5.統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

采用Epidata 3.1軟件雙錄入調(diào)查表數(shù)據(jù)。采用SPSS 8.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述，然后進(jìn)行因子分析構(gòu)建膳食模式，將102類食物攝入頻次較少的同類食物進(jìn)行合并得到的28類食物的周攝入頻率進(jìn)行因子分析，依據(jù)食物因子荷載量和組合的特點(diǎn)劃分和命名膳食模式。然后是結(jié)構(gòu)方程模型：運(yùn)用AMOS 21.0軟件構(gòu)建膳食模式與低出生體重的結(jié)構(gòu)方程模型，將因子分析得出的各膳食模式及母親特征作為結(jié)構(gòu)方程的外因潛在變量(ε)，膳食模式中各種食物作為外觀察變量(x)；低出生體重是反映胎兒宮內(nèi)發(fā)育程度的重要指標(biāo)之一，但其受孕周影響較大，故將低出生體重和SGA作為內(nèi)因觀察變量(y)，胎兒體重受限為內(nèi)因潛在變量(η)，新生兒性別、母親職業(yè)、文化程度、居住地、綜合家庭財(cái)富指數(shù)作為調(diào)整變量。初步假定各外因潛變量對(duì)內(nèi)因潛變量均有直接影響，不同的膳食模式之間兩兩相關(guān)。結(jié)構(gòu)方程模型中的路徑系數(shù)以標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)表示，反映各個(gè)外因變量對(duì)內(nèi)因變量的作用大小。同時(shí)將各膳食模式進(jìn)行三分位數(shù)分組，分別記為T1(低分組)、T2(中分組)、T3(高分組)，得分越高越傾向于該模式，運(yùn)用logistic 回歸模型在調(diào)整其他相關(guān)因素后分析了各膳食模式不同水平與LBW和SGA的關(guān)系，此外將因子得分作為連續(xù)變量分析了與LBW和SGA的趨勢(shì)關(guān)系，對(duì)logistic回歸分析的結(jié)果與結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

結(jié) 果

1.研究對(duì)象基本情況

符合本研究條件的育齡婦女5850人，農(nóng)村居民4929人(84.8%)，城鎮(zhèn)居民883人(15.2%)；文化程度為小學(xué)及以下486人(8.3%)，初中3070人(52.7%)，高中及以上2274(39.0)；無(wú)工作4123人(70.9%)，非固定工作257人(24.4%)，固定工作273人(4.7%)。男嬰3142人(53.7%)，女嬰2705人(46.3%)；低出生體重兒181人(3.1%)，SGA732人(12.6%)。見(jiàn)表1。

表1 研究對(duì)象的基本特征

2.膳食模式

因子分析KMO檢驗(yàn)為0.876，Bartlett球形檢驗(yàn)P<0.001，表明膳食數(shù)據(jù)適合做因子分析。取特征值大于1.6的3個(gè)因子，分別是5.633、2.020、1.657，3個(gè)因子方差貢獻(xiàn)率為33.25%，分別是13.91%、10.49%、8.85%。因子1命名為均衡模式，主要以各種肉類、蔬菜類、蛋類、米飯等荷載較高；因子2命名為素食模式，以各類蔬菜、水果、豆類及豆制品、菌藻類、薯類、堅(jiān)果、面食等的荷載較高；因子3命名為零食模式，主要以零食小吃、飲料、糕點(diǎn)等的荷載較高，見(jiàn)表2。

表2 3種膳食模式的因子負(fù)荷

*：表中僅顯示>0.3的因子荷載。

3.結(jié)構(gòu)方程模型分析

經(jīng)膳食模式的因子分析，三類膳食模式可作為3個(gè)潛變量，與其所含的攝入食物情況可作為3個(gè)測(cè)量模型。原假設(shè)模型經(jīng)過(guò)初步擬合，潛變量素食模式與胎兒生長(zhǎng)受限之間的路徑無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。刪除這條路徑后再擬合模型，最終模型見(jiàn)圖1。

(1)模型適配度：根據(jù)理論框架構(gòu)建了圍孕期不同膳食模式對(duì)胎兒生長(zhǎng)的影響模型，經(jīng)過(guò)修正后的膳食模式與胎兒生長(zhǎng)受限關(guān)系的理論模型與實(shí)際數(shù)據(jù)一致性較高，擬合度較好，各配適度指數(shù)較優(yōu)，見(jiàn)表3。

表3 整體模型適配度檢驗(yàn)摘要表

(2)膳食模式與胎兒生長(zhǎng)受限的關(guān)系：母親特征潛變量和新生兒性別作為調(diào)整因素放入模型中，修正后的結(jié)構(gòu)方程模型顯示，均衡膳食模式對(duì)胎兒生長(zhǎng)受限具有保護(hù)作用，其總效應(yīng)大小是0.24，即均衡模式也可以降低SGA和低出生體重的發(fā)生率，其總效應(yīng)大小分別是0.06和0.04；零食膳食模式是胎兒生長(zhǎng)受限的危險(xiǎn)因素，其總效應(yīng)大小是0.18，即可增大SGA和低出生體重的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，其總效應(yīng)大小分別是0.04和0.03，三種膳食模式之間均相關(guān)，且素食模式和均衡模式之間相關(guān)性最高，見(jiàn)圖1。

4.多因素logistic回歸分析

調(diào)整母親文化程度、城鄉(xiāng)居住、職業(yè)穩(wěn)定性和家庭綜合財(cái)富指數(shù)以及新生兒性別的logistic回歸模型顯示，高分組零食模式可增加低出生體重發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)(OR=1.61,95%CI：1.06～2.45)，低分組均衡模式也可增加新生兒發(fā)生SGA(OR=1.30,95%CI：1.05～1.61)的風(fēng)險(xiǎn)，素食模式對(duì)SGA和低出生體重的影響無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見(jiàn)表4。

討 論

新生兒出生體重能夠直接反映胎兒生長(zhǎng)發(fā)育狀況，而胎兒的生長(zhǎng)發(fā)育主要是通過(guò)母體營(yíng)養(yǎng)供給來(lái)實(shí)現(xiàn)[9]。因此，有研究分析認(rèn)為妊娠期、嬰幼兒期也屬于母嬰營(yíng)養(yǎng)干預(yù)的主要階段。本研究發(fā)現(xiàn)該人群主要有均衡模式、素食模式、零食模式三種膳食模式，研究顯示該人群的膳食模式以均衡模式為主導(dǎo)，該膳食模式的食物種類多樣，能量和營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入量較高。結(jié)構(gòu)方程模型分析發(fā)現(xiàn)均衡模式可以降低胎兒體重受限的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，而零食模式可以增加胎兒體重受限的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)；多因素logistic回歸分析發(fā)現(xiàn)，均衡模式得分較高對(duì)LBW和SGA都是保護(hù)作用，而零食模式得分較高會(huì)增加LBW的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。

由于食物間的交互效應(yīng)，越來(lái)越多的研究者開(kāi)始研究食物組合而不是單一營(yíng)養(yǎng)素對(duì)出生結(jié)局的影響，本研究主要探索了不同膳食模式對(duì)新生兒體重受限的影響。結(jié)構(gòu)方程模型分析發(fā)現(xiàn)，均衡膳食模式對(duì)胎兒體重受限有顯著影響，兩者之間存在一定的負(fù)向關(guān)系，即均衡模式對(duì)胎兒生長(zhǎng)受限具有保護(hù)作用，孕婦的膳食模式越趨向于均衡模式，胎兒發(fā)生體重受限即LBW和SGA的風(fēng)險(xiǎn)就越低；而零食模式與胎兒體重受限之間存在正向關(guān)系，即婦女在懷孕期間的膳食模式越趨向于零食模式會(huì)增加LBW和SGA的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，這種膳食模式主要包括零食小吃、糕點(diǎn)、飲料、米線粉絲、涼皮等食物，在現(xiàn)如今社會(huì)快速發(fā)展的時(shí)代，這些食物受到年輕人的偏愛(ài)，特別是孕早期由于妊娠反應(yīng)也許致使孕婦一定時(shí)期傾向食用這些食物，可能會(huì)導(dǎo)致新生兒發(fā)生LBW或SGA。多因素logistic回歸分析結(jié)果也顯示，婦女的膳食模式越傾向于均衡模式新生兒發(fā)生LBW和SGA的風(fēng)險(xiǎn)越低。國(guó)內(nèi)外的一些研究也得到類似的結(jié)論，新西蘭的一項(xiàng)研究表明孕早期傳統(tǒng)型膳食模式(以水果、蔬菜、酸奶和瘦肉為主)得分越高，低出生體重兒的發(fā)生率越低[12]；Knudsen[13]等的研究也表明和西方膳食模式(高脂奶、精致谷物和加工肉等為主)相比，富含水果、蔬菜和肉的健康膳食模式可明顯降低小于胎齡兒的風(fēng)險(xiǎn)；國(guó)內(nèi)的研究發(fā)現(xiàn)孕婦在孕期采用較為均衡的膳食模式，可明顯曾加胎兒的出生體重且能減少孕期體重增長(zhǎng)[10]，多個(gè)研究中均發(fā)現(xiàn)有益于出生結(jié)局的膳食模式包含的食物種類都較為豐富而均衡[14-16]。因此，孕期婦女的飲食應(yīng)趨于均衡，多攝入加工程度低的食物，并且食物種類要多樣化，這對(duì)于降低新生兒發(fā)生LBW和SGA的風(fēng)險(xiǎn)具有重要意義。

圖1 修正后的理論模型圖

LBWModel 1OR(95%CI)PModel 2OR(95%CI)PSGAModel 1OR(95%CI)PModel 2OR(95%CI)P均衡模式 T11.60(1.07～2.38)0.0221.45(0.95～2.22)0.0891.23(1.01～1.49)0.0441.30(1.05～1.61)0.020 T21.001.001.001.00 T31.20(0.79～1.82)0.3981.05(0.66～1.68)0.8270.85(0.69～1.06)0.1430.93(0.74～1.18)0.561連續(xù)性變量分析0.82(0.68～0.99)0.0400.75(0.59～0.95)0.0190.83(0.76～0.91)<0.0010.84(0.77～0.94)0.002素食模式 T11.05(0.72～1.54)0.8011.05(0.69～1.60)0.8290.89(0.72～1.10)0.2980.88(0.70～1.11)0.286 T21.001.001.001.00 T30.79(0.52～1.18)0.2390.81(0.53～1.26)0.3531.19(0.98～1.45)0.0821.21(0.98～1.49)0.081連續(xù)性變量分析0.89(0.75～1.05)0.1710.89(0.73～1.07)0.2061.06(0.98～1.15)0.1591.08(0.99～1.18)0.099零食模式 T11.08(0.70～1.67)0.7191.18(0.74～1.89)0.4900.92(0.75～1.14)0.4421.02(0.82～1.28)0.851 T21.001.001.001.00 T31.59(1.08～2.33)0.0191.61(1.06～2.45)0.0271.03(0.84～1.26)0.7761.07(0.86～1.33)0.549連續(xù)性變量分析1.05(0.90～1.22)0.5421.02(0.85～1.22)0.8271.04(0.96～1.12)0.3911.03(0.95～1.13)0.462

Model 1:未調(diào)整其他因素；Model 2:調(diào)整母親文化程度、城鄉(xiāng)居住、職業(yè)穩(wěn)定性、家庭綜合財(cái)富指數(shù)、新生兒性別，其中在LBW的Model 2中還調(diào)節(jié)了孕周；連續(xù)性變量分析：是將膳食模式得分不做分類時(shí)按連續(xù)性變量納入模型進(jìn)行分析。T1為低分組，T2為中分組，T3為高分組。

本研究中結(jié)構(gòu)方程模型分析和多因素logistic回歸分析均是分析不同膳食模式對(duì)胎兒體重受限的影響，均未發(fā)現(xiàn)素食模式與胎兒體重受限的顯著關(guān)系，這可能是傾向于這種膳食模式的人較少，同時(shí)兩種分析均發(fā)現(xiàn)均衡模式是胎兒體重受限的保護(hù)因素。多因素logistic回歸分析也發(fā)現(xiàn)零食模式與LBW有顯著關(guān)系，與SGA無(wú)顯著關(guān)系，在結(jié)構(gòu)方程模型分析中發(fā)現(xiàn)零食模式是胎兒生長(zhǎng)受限的危險(xiǎn)因素，即零食模式均會(huì)增加LBW和SGA 的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，這可能是在結(jié)構(gòu)方程模型分析中零食模式僅包括零食小吃、糕點(diǎn)、飲料等幾類加工食物，而在多因素logistic回歸分析中零食模式是綜合考慮了這類膳食模式包含的所有食物。因此在結(jié)構(gòu)方程模型分析中各膳食模式均是包含此類膳食模式中荷載較大的食物，故這樣主要是反映這些荷載較大食物的影響，而在多因素logistic回歸分析則是綜合考慮了相應(yīng)膳食模式的全部食物，綜合反映這類膳食模式對(duì)低出生體重的影響，因此在分析時(shí)可將兩種方法結(jié)合起來(lái)，充分理解膳食模式對(duì)LBW和SGA的影響。盡管不同的研究中有利出生結(jié)局的膳食模式中所含的食物不盡相同，但也具有一致性，即孕期攝入加工程度低的食物如蔬菜、水果、低脂奶和瘦肉可能降低胎兒低出生體重的風(fēng)險(xiǎn)，而過(guò)多的攝入高加工的食物會(huì)減少新生兒的出生體重[17]。

本研究存在一定的局限性。本研究的數(shù)據(jù)只截取了“陜西省出生缺陷現(xiàn)狀及其危險(xiǎn)因素調(diào)查”的數(shù)據(jù)，屬于橫斷面調(diào)查，還需結(jié)合歷年隨訪數(shù)據(jù)做進(jìn)一步驗(yàn)證，再者膳食調(diào)查時(shí)可能會(huì)存在一定的調(diào)查對(duì)象的回憶偏倚以及調(diào)查員之間因標(biāo)準(zhǔn)不一而產(chǎn)生的偏倚，為了在一定程度上改善偏倚，故在選取研究對(duì)象時(shí)選擇年齡在1歲及以內(nèi)的孩子及母親作為研究對(duì)象。此外，本研究中的模型適配度未達(dá)到最優(yōu)，這可能與樣本觀察數(shù)有關(guān)[18]。