基于潛在類別模型的留守兒童食品營養(yǎng)研究

張振霞（內(nèi)蒙古財經(jīng)大學，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070）

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

中國農(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，當時全國農(nóng)村留守兒童數(shù)量為2 443萬人。2005年全國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年全國留守兒童規(guī)模達到7 326萬人。處在生長關(guān)鍵時期的他們，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法生活在一起，勢必會造成健康狀況、生理、心理及行為的影響。國外學者在兒童親屬撫養(yǎng)問題上看法各異。其中Bert等［3］認為，在親生父母不能親自照料時，祖父母能夠提供兒童所需的生活保障，這種全心全意的愛反倒更有利于兒童的身心成長；Solomon等［4］通過分析美國具有代表性的數(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］認為，由于大多祖父母年齡大、教育水平低，同時受到自身身體健康狀況的影響，無法達到年輕親生父母的照顧水平，從而對兒童的身體健康造成一定程度的影響。Bramlett等［7］通過數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，排除掉社會個人的經(jīng)濟差異，兒童在與親生父母共同生活的情況下健康狀況會更好。

中國學者對定量分析兒童健康影響的研究較少。劉靖［8］通過研究中國家庭食品營養(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發(fā)育，但是這項研究沒有細分到對學齡前和學齡后兒童的影響。陳麗等［9］發(fā)現(xiàn)，家庭結(jié)構(gòu)的不同對兒童的影響不同，而中國貧困地區(qū)不但農(nóng)民收入低，醫(yī)療保障也相對缺乏，因此家庭結(jié)構(gòu)對農(nóng)村留守兒童的健康狀況的影響更大。對于沒有和父母生活在一起的兒童來說，普遍存在以下健康和行為問題：① 更容易生活貧困，是正常兒童的2倍；②更容易出現(xiàn)情感和心理問題。排除其他人口統(tǒng)計學因素，親屬撫養(yǎng)兒童不快樂的概率是正常兒童的2.5倍，自我感覺差的概率是3.3倍；③ 更容易在學校學習中出現(xiàn)麻煩；④ 更容易在與他人相處中出現(xiàn)問題。有學者［10］認為，親屬撫養(yǎng)存在以下優(yōu)點：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的傷害；③降低了更換撫養(yǎng)環(huán)境的可能性。本研究擬運用段成榮等［2］關(guān)于2004、2006和2010年中國家庭食品營養(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)，以及通過實地走訪調(diào)查，研究探討潛在類別分析方法在留守兒童食品營養(yǎng)狀況模式研究中的應用，進一步分析農(nóng)民外出務工對留守兒童食品營養(yǎng)與健康狀況的影響，找出對留守兒童進行營養(yǎng)干預的重點方向，旨為制定食品營養(yǎng)干預措施提供針對性的理論依據(jù)。

1 模型方法與分析

宋月萍［11］研究發(fā)現(xiàn)，兒童的營養(yǎng)健康主要由母親的照料、后天的食品營養(yǎng)攝入、基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務及個人遺傳（有遺傳病或較弱體質(zhì)）決定。因此，在兒童食品營養(yǎng)健康模型中，本研究把因變量設(shè)置為兒童母親的照料、后天的食品營養(yǎng)攝入、基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務及個人遺傳等4個二分類的顯變量，把留守兒童的營養(yǎng)狀況作為潛在類別變量，其模型方法分析如下。

1.1 潛在類別模型原理

潛在類別分析模型能夠?qū)τ嬎阈汀⑦B續(xù)型、分類或二分類的顯變量因素進行處理。此研究中留守兒童營養(yǎng)影響因素變量都屬于二分類，在這里設(shè)A、B、C3個二分類的顯變量和一個潛在類別變量x，基本潛在類別模型構(gòu)建如式（1）：

模型中，表示在第t（t＝1，2，…，T）個潛在類別條件下的表現(xiàn)，可分解為3個條件概率參數(shù)和一個潛在類別概率的乘積，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。模型中為潛在類別概率，表示某類人群的構(gòu)成比例為條件概率，即變量A在第t潛在類別的條件觀測下所反映的第i水平反應的概率，則分別為變量B、C的條件概率，反應了各顯變量在潛在類別條件下的分布，以上部分需滿足式（2）：

以上的模型需要滿足兩個假設(shè)：① 需滿足局部獨立性假設(shè)，即先指定一個潛變量，然后進行獨立分析其對各個顯變量的反應；② 顯變量需要統(tǒng)計每個個體的反饋，從而形成一個反應模式，每個反應模式只能歸屬于其反饋潛在類別所表示的群體。

1.2 參數(shù)估計

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

1.3 模型擬合檢驗

模型擬合方法有相對模型擬合和絕對模型擬合。相對模型擬合要選取兩個或多個模型中的最簡最優(yōu)模型。常用的相對指標是赤池信息準則（AIC）和貝葉斯信息準則（BIC）。AIC和BIC統(tǒng)計值越小，說明模型擬合越佳。絕對模型擬合是研究特定模型對觀測數(shù)據(jù)擬合的滿足情況。通常用似然比檢驗統(tǒng)計量（L2）來對模型的絕對擬合做出評價，如果得到某個潛在類別模型的擬合程度P＞0.05，則可以判斷該模型的擬合檢驗滿足要求。

1.4 觀測分類

分析得到最佳模型后，要進行的是后驗概率計算，隨之著重分析最大后驗概率所對應的潛在類別，其計算表達式見式（3）：

1.5 統(tǒng)計軟件

本研究中潛在類別模型的估算和選取采用 Mplus 5.1軟件進行分析計算，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、后天的食品營養(yǎng)攝入、基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務及個人遺傳4種類別影響因素的優(yōu)劣評價中，“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)擬合由單類別模型到4類別模型的變化情況，基準模型為單類別模型，計算出似然比檢驗P＜0.001，此結(jié)果說明4種留守兒童在食品營養(yǎng)影響因素方面存在關(guān)聯(lián)，單類別模型不能很好地對數(shù)據(jù)進行擬合，改善方式為增加潛在類別數(shù)。由表1可知，當潛在類別數(shù)變?yōu)?個時，L2＝24.446，P＝0.179，表明模型M1（2）對數(shù)據(jù)擬合較好，不存在顯著差異；盡管表中顯示潛在類別數(shù)為3時的M2和4時的M3也能較好地擬合數(shù)據(jù)（P＞0.05），但是M1的BIC和AIC值最低，類別數(shù)更少，模型構(gòu)建起來更加簡約，因此選出模型M1為最優(yōu)模型。

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

2.2 條件概率及潛在類別概率

各影響因素的條件概率和潛在類別概率見表2，類別1人群中反饋缺乏母親照料、后天營養(yǎng)攝入不足、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務不到位、個人遺傳因素較差（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，都比類別2中的概率高，其中除了個人遺傳因素，它們的條件概率都超過0.75。由此可以將留守兒童中的兩類人群分為食品營養(yǎng)不良和食品營養(yǎng)狀況良好兩種潛在類別；其中營養(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條件概率，要對顯變量中各個影響因素與其形成的潛在類別產(chǎn)生的條件反應模式進行校驗。類別1中的留守兒童群體很可能缺乏母親照顧、后天營養(yǎng)攝入不足、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務不到位、個人遺傳因素較差（有遺傳病或較弱體質(zhì)），因此反應模式為（1，1，1，1）。而在類別2人群中反饋缺少母親照料的比例為0.512，大致為半數(shù)，表明潛在類別2可能由父母均不在身邊和只有父親在身邊的兩類留守兒童構(gòu)成。因此潛在類別2所代表的留守兒童的一般反應模式為（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

由表3可知，中國家庭食品營養(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1%抽樣數(shù)據(jù)中的相應比例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齡兒童，而0～5歲兒童母親不在家的比例與6～18歲學齡兒童相比明顯要低（見表3）。

表4比較了不同家庭結(jié)構(gòu)農(nóng)村兒童營養(yǎng)與健康狀況，通過對比可知，學齡前及學齡兒童的營養(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分遠低于非留守兒童，僅為0.47，有24.0%年齡別身高評分均值小于－2的兒童（重度食品營養(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，不過此時差異相對變小。

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

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

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

根據(jù)留守兒童食品營養(yǎng)狀況影響因素對人群分類后，本研究進一步比較了兩類人群主要變量的描述性數(shù)據(jù)，具體情況見表3、4，結(jié)果表明：對學齡前及學齡留守兒童而言，家庭結(jié)構(gòu)對他們的食品營養(yǎng)影響是不盡相同的，具體表現(xiàn)為：

（1）0～5歲的學齡前留守兒童，父母外出都不在家的情況最常見，但是對留守兒童健康并無顯著影響，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，不僅對學齡兒童的營養(yǎng)健康狀況有較大影響，而且對于不同收入水平的家庭而言，其負面影響并無顯著差別。因此，對于在6～18歲正處在生長發(fā)育黃金期的留守兒童而言，不論家庭收入水平的高低，母親對子女的照料情況對兒童營養(yǎng)情況影響均很大。

分析還發(fā)現(xiàn)，無論是學齡前還是學齡留守兒童，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。對比世界衛(wèi)生組織的The WHO Child Growth Standard［13］的國際參考標準，學齡前留守兒童年齡別身高評分隨年齡增長而遞減，而是否接種疫苗及擁有醫(yī)療保險等醫(yī)療資源可及性變量，對學齡前留守兒童的營養(yǎng)狀況有顯著正影響；對學齡留守兒童來說，身體質(zhì)量指數(shù)隨著年齡增長而遞增，由此可知，醫(yī)療資源可及性的變量對學齡留守兒童健康的影響不太明顯。

3 結(jié)語

就學齡前留守兒童而言，營養(yǎng)狀況主要由家庭收入和醫(yī)療資源的可及性來決定；對于學齡留守兒童，主要是由家庭收入水平和是否有母親照料來決定其營養(yǎng)健康狀況。本研究達到了客觀評價留守兒童食品營養(yǎng)狀況，以及為提高留守兒童食品營養(yǎng)措施的決策提供可靠理論依據(jù)的目的。

當然，本次研究還存在一定不足。中國的留守兒童在廣東、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，應盡量保證樣本數(shù)據(jù)充足，以免造成較大誤差。

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