何夢如，呂曉華，柳 強，朱勇飛，于海明

（1.湖南師范大學附屬第一醫(yī)院，湖南省人民醫(yī)院重癥醫(yī)學科，長沙 410005；2.四川大學華西公共衛(wèi)生學院，成都 610041；3.湖南師范大學醫(yī)學院，長沙 410013）

大學生是國家進步、科技創(chuàng)新的基石，其膳食是否科學合理對其心身健康具有重大影響。目前大學生的膳食結構和健康情況存在諸多問題［1-6］，如“外賣族”、“零食族”［7］等。2014 年郭時印［8］等分析了長沙某高校565 名學生的營養(yǎng)狀況和膳食結構，發(fā)現(xiàn)長沙市大學生的營養(yǎng)與食品安全知識、信念、行為不容樂觀，但該研究僅進行橫斷面研究，未進行干預。為進一步了解長沙市某高校大學生對營養(yǎng)與食品安全知、信、行（knowledge- attitude- practice，KAP）的情況，本課題組于2019 年2 月對長沙市某高校大學生進行營養(yǎng)與食品安全KAP 問卷調(diào)查，并開展健康相關干預，為以后在大學生中開展營養(yǎng)與食品安全的健康教育提供一定借鑒。

1 資料與方法

1.1 研究對象 2019 年2～5 月以湖南某綜合性高校部分大學生作為研究對象，采取整群抽樣在某高校中選三個年級，各年級隨機抽取2～4 個班（每班約30～50 人）共450 人逐班進行調(diào)查。調(diào)查前所有學生均未接受過營養(yǎng)與食品安全相關知識教育培訓。干預前、后各獲得有效問卷410、385 份。

1.2 研究方法 結合KAP 模型及當代大學生實際情況，自行設計兩套內(nèi)容相似而表述不同的調(diào)查問卷。第一次問卷題型為判斷題與選擇題，第二次問卷題型均為選擇題。調(diào)查問卷具體內(nèi)容包括：學生基本情況；營養(yǎng)與食品安全知識14 題；營養(yǎng)與食品安全態(tài)度5 題；營養(yǎng)與食品安全行為6 題。

調(diào)查時以班級為單位，調(diào)查對象在有限時間內(nèi)自填問卷并當場回收，回收后對調(diào)查問卷核查并剔除無效問卷。首次調(diào)查結束后兩周內(nèi)，對抽取調(diào)查的所有班級學生開展營養(yǎng)與食品安全KAP 干預，形式為營養(yǎng)與食品安全知識電子資料發(fā)放、自制營養(yǎng)與食品安全知識宣講視頻的播放、現(xiàn)場宣講，輔以微信、qq 交流。干預結束一個月后開展第二次調(diào)查，調(diào)查方式同第一次。

1.3 統(tǒng)計分析方法 有效問卷數(shù)據(jù)雙重錄入Excel 軟件，用SPSS 20.0 軟件進行統(tǒng)計學分析。在數(shù)據(jù)處理時分類計數(shù)資料比較采取卡方檢驗和logistic 回歸（向前wald），P<0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。結果分析側重于性別（χ1）、年級（χ2）、大學前是否為留守兒童（χ3）、醫(yī)學與非醫(yī)學專業(yè)（χ4）和原生家庭（χ5）對營養(yǎng)與食品安全KAP 干預效果的影響。

2 結果

2.1 學生基本情況 兩次調(diào)查均為450 人，干預前回收有效問卷410 份，有效回收率99.1%；干預后回收有效問卷385 份，有效回收率85.6%。由表1 可知干預前、后學生基本情況差異無統(tǒng)計學意義，說明干預前、后調(diào)查人群有可比性。

2.2 營養(yǎng)與食品安全知識 知識項目答錯記0 分，答對記1 分，總分14 分；<12 為知識中下，≥12 為知識良好。 干預前、后，“提供的能量營養(yǎng)素”（χ2=6.444，P=0.011）、“促進鈣吸收的維生素”（χ2=7.521，P=0.006）、“發(fā)芽馬鈴薯的處理”（χ2=70.775，P<0.001）、“食品添加劑使用 ”（χ2=65.184，P<0.001）和“夜晚加餐的好壞”（χ2=56.390，P<0.001），干預后知識得分顯著高于干預前；“高鹽飲食的危害”（χ2=15.101，P<0.001）、“缺乏維生素A 的危害”（χ2=41.535，P<0.001）和“黃曲霉素的危害”（χ2=146.964，P<0.001），干預后知識得分低于干預前。按前述標準分等級后，干預前、后知識等級差異無統(tǒng)計學意義。

干預前新生“知識良好”占37.5%、“知識中下”占62.5%；老生“知識良好”占26.2%、“知識中下”占73.8%，兩者知識等級差異有統(tǒng)計學意義（χ2=5.204，P=0.023），新生優(yōu)于老生。干預前醫(yī)學生與非醫(yī)學生知識等級差異有統(tǒng)計學意義（χ2=8.474，P=0.004），醫(yī)學生優(yōu)于非醫(yī)學生；干預前、后同非醫(yī)學專業(yè)學生知識得分差異有統(tǒng)計學意義（χ2=4.197，P=0.040），干預后優(yōu)于干預前，見表2。其他因素干預前后差異均無統(tǒng)計學意義。 對干預前、后知識等級（y1）進行Logistic 檢驗，干預前選入方程的自變量為是否為醫(yī)學專業(yè)（χ4），其OR值為0.526，說明醫(yī)學專業(yè)學生知識優(yōu)于非醫(yī)學專業(yè)學生。該方程為LogitP=0.060-0.642*χ4（專業(yè)）；干預后未發(fā)現(xiàn)影響因素。

表2 新、老生及不同專業(yè)學生營養(yǎng)與食品安全知識等級

2.3 營養(yǎng)與食品安全態(tài)度 態(tài)度項目越好得分越高，依次為4、3、2、1 分，最高總分20 分；<16 為態(tài)度中下，≥16 為態(tài)度積極。

干預前94.9%學生認為營養(yǎng)與食品安全知識有指導作用；對轉基因食品放心占58.0%；44.2%的學生表示非常愿意吃路邊攤食品；52.4% 學生擔憂我國食品安全現(xiàn)況。干預后學生對營養(yǎng)與食品安全知識有指導作用持積極態(tài)度的上升，僅有2.8%的學生持消極態(tài)度；對國家認證轉基因食品持積極態(tài)度的學生有72.7%；91.7%的學生認為路邊攤比較不衛(wèi)生；而仍有半數(shù)的同學擔憂我國的食品安全現(xiàn)狀，具體見表3。

干預前、后“知識指導作用”（χ2=2 1.2 4 7，P<0.001）、“轉基因食品態(tài)度”（χ2=25.775，P=0.000）、“對路邊攤的態(tài)度”（χ2=208.551，P<0.001）、“不口渴不用喝水”（χ2=8.433，P=0.035）的結果差異均有統(tǒng)計學意義，干預后態(tài)度更積極。按前述標準分等級后，由表4 可知干預前、后態(tài)度差異有統(tǒng)計學意義（χ2=82.388，P<0.001），干預后的態(tài)度比干預前積極。

干預前不同性別態(tài)度等級無統(tǒng)計學差異；而干預后不同性別態(tài)度等級差異有統(tǒng)計學意義（χ2=3.883，P=0.049），女生態(tài)度優(yōu)于男生，見表5。對干預前、后結果和影響因素進行Logistic 回歸分析，發(fā)現(xiàn)干預前無影響因素；干預后選入方程的自變量為性別（χ1），其OR 值為0.652，說明女生態(tài)度優(yōu)于男生。該方程為LogitP=0.604-0.427*χ1（性別）。

表3 兩次調(diào)查營養(yǎng)與食品安全態(tài)度得分

表4 干預前后營養(yǎng)與食品安全態(tài)度等級

2.4 營養(yǎng)與食品安全行為 行為項目越好得分越高，依次為4、3、2、1 分，最高總分24 分：<19 為行為中下，≥19 為行為良好。干預前、后營養(yǎng)與食品安全行為等級差異無統(tǒng)計學意義。干預前、后不同性別行為得分等級差異有統(tǒng)計學意義（前者：χ2=9.944，P=0.002，后者：χ2=8.582，P=0.003），女生行為優(yōu)于男生。干預后新老生行為等級分布差異有統(tǒng)計學意義（χ2=7.009，P=0.008），新生優(yōu)于老生。其他因素引起的行為等級差異均無統(tǒng)計學意義。

對干預前、后結果和影響因素進行Logistic 回歸分析，干預前選入方程的變量為性別（χ1），其OR 值為0.442，女生行為優(yōu)于男生，該方程為LogitP=1.906-0.816*χ1（性別）；干預后選入方程的自變量為性別（χ1）、年級（χ2），其OR 值分別為0.405、0.322，說明女生態(tài)度優(yōu)于男生，新生行為優(yōu)于老生，該方程為LogitP=4.062-0.903*χ1（性別）-1.132*χ2（年級）。

2.5 全體受調(diào)查學生營養(yǎng)與食品安全問卷總得分情況 干預前KAP 總體“良好”占61.0%、“中下”占39.0%；干預后KAP 總體“良好”占74.3%、“中下”占25.7%，干預前、后問卷總得分等級分布差異有統(tǒng)計學意義（χ2=16.014，P<0.001），干預后優(yōu)于干預前，見表6。

表5 干預前、后不同性別學生營養(yǎng)與食品安全態(tài)度等級

表6 干預前、后問卷總得分

對干預前、后的結果和影響因素進行Logistic 回歸分析，干預前選入方程的變量為性別（χ1）、年級（χ2），其OR 值為0.652、0.566，說明女生優(yōu)于男生，新生優(yōu)于老生，該方程為LogitP=1.593-0.428*χ1（性別）-0.570*χ2（年級）。干預后選入方程的變量為性別（χ1），其OR 值為0.376，說明女生優(yōu)于男生，該方程為LogitP=1.458-0.979*χ1（性別）。

3 討論

經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，湖南某綜合性高校部分大學生營養(yǎng)與食品安全知識良好，態(tài)度和行為較欠缺，經(jīng)過短期培訓后能提高大學生對部分營養(yǎng)與食品安全知識的認知水平，且改善其營養(yǎng)與食品安全態(tài)度。說明短期培訓達到一定效果，在高校開展營養(yǎng)與食品安全知識教育有很大必要性［9，10］。

經(jīng)短期干預后，學生部分知識認知水平提高，但 “缺乏維生素A 的危害”、“高鹽飲食的危害”、“黃曲霉素的危害”、“發(fā)芽馬鈴薯的處理”等干預后知曉率反而比干預前低，可能因第二次題型為選擇題，知識細化后，學生知識系統(tǒng)不完善導致該現(xiàn)象出現(xiàn)。由此反映出大學生對中毒食物處理知識薄弱，可能與自身不關注相關知識及外界未提供可獲得相關知識的渠道有關。

干預后學生態(tài)度均優(yōu)于干預前，說明本次干預獲得一定預期效果。干預后女生態(tài)度優(yōu)于男生，可能與女生注重自己的生活品質、對待問題更積極有關［11］；因此說明性別是營養(yǎng)與食品安全態(tài)度的影響因素。但在干預前、后，均有半數(shù)以上的同學擔憂我國食品安全現(xiàn)狀，對食品環(huán)境不放心。由于各種食品事故的頻發(fā)［12、13］及新型食品的出現(xiàn)［14］，且因第三方網(wǎng)絡平臺［15-16］如“外賣”的快速發(fā)展，加劇消費者對我國食品的憂慮。雖然國家在宏觀基礎上正在做強力的調(diào)控，但消費者很難在深層體會到食品環(huán)境的改變。所以開展相關知識教育，從主觀上提升消費者的安全知識，減少盲目、提高理性是必要的。

干預后大部分學生的行為無明顯改變，還存在難以改變的“零食為主食”，“不吃早餐”等不良行為習慣，不能保證身體合理營養(yǎng)。推測其原因可能是干預前、后間隔時間較短，難以轉變習慣性行為，說明短期培訓對行為改變影響較小。但干預后學生態(tài)度更積極，有資料表明食品安全知識與行為之間的關系由態(tài)度調(diào)節(jié)［17］，所以學生行為改變是一個長期過程，主觀積極因素和外界正向因素都會促進健康行為的發(fā)生。干預前后女生行為均優(yōu)于男生，說明性別是行為的影響因素，可能與女生常參與烹飪，注重身材［18］及生活有關。干預后新生行為優(yōu)于老生，可能因為新生未受其他社會因素深刻影響，行為容易經(jīng)培訓改變。

通過本次干預可知，對大學生進行短期“授課式”營養(yǎng)與食品安全培訓的效果總體上可達到令人較滿意的效果。而對于中毒食物等方面知識大學生需要進行長期、多方位的知識宣教。要改變大學生不良行為習慣，則需要反復宣傳教育、相應督促，并對高校食堂進行合理的膳食管理，高校周邊餐館、小攤販等進行合理整頓［19-20］，營造一個被動影響主動的安全飲食環(huán)境，才會有顯著的成效。