劉 莉，陳菊紅，楊 柳，彭亞拉

(中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院，北京 100872)

有研究表明，身體質(zhì)量指數(shù)(BMI)低于或高于正常范圍可判定為兒童營養(yǎng)不良或單純性肥胖[1]，而偏胖和偏瘦的學生生長發(fā)育與心理健康水平比正常學生要差[2]。很多因素會導致BMI值出現(xiàn)不合格，例如陳鴻等[1]發(fā)現(xiàn)的飲食、運動時間及強度；唐雯等[3]發(fā)現(xiàn)的家庭收入及父母受教育程度。還有研究表明，幼年形成的飲食習慣也與之相關，它會影響成年時的食物偏好與飲食行為[4-5]，不良飲食習慣又會導致兒童營養(yǎng)不良或肥胖，肥胖又與心血管疾病、糖尿病、抑郁癥等相關[6-8]。因此，提高學生的健康和營養(yǎng)狀況，改善BMI值至關重要。

第六次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國14歲以下兒童為2.21億，其中農(nóng)村兒童1.4億，留守兒童約6 000萬，占農(nóng)村兒童的四成以上[9]。中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2009年度數(shù)據(jù)顯示，2008年農(nóng)村7歲以下兒童平均身高比城市低2.6cm，平均體重比城市兒童低1.6kg；7～18歲青少年平均身高比城市青少年低3.7cm，平均體重比城市對應青少年低1.5kg[10]。尤其是貧困地區(qū)學生營養(yǎng)不良問題更嚴重，REAP研究團隊2007—2012年對西北和西南5省5萬多名學生開展身體健康與膳食營養(yǎng)調(diào)查，結果顯示，貧困農(nóng)村學生的發(fā)育遲緩率高達18%[11]，我國農(nóng)村兒童的健康狀況始終令人堪憂。因此，了解農(nóng)村兒童的BMI值情況及其影響因素，不僅可以判斷該群體的健康狀況，還能有針對性的為政府的公共健康政策提供科學依據(jù)。

本文通過隨機抽取山西呂梁和湖南湘西兩地農(nóng)村貧困地區(qū)中4所學校的3～6年級小學生1 077人，收回的有效問卷人數(shù)為862人，計算并分析其BMI分布狀況，發(fā)現(xiàn)兩地學生的BMI總體合格率普遍較低，并且經(jīng)濟狀況較好的山西呂梁地區(qū)，學生的BMI總體合格率與經(jīng)濟發(fā)展較差的湖南湘西不存在顯著性差異，營養(yǎng)不良狀況有所改善，但其超重及肥胖率卻明顯高于湖南湘西，說明經(jīng)濟狀況的改善并不一定能改善農(nóng)村兒童的總體體質(zhì)狀況。因此，本文試圖探討影響兩地學生BMI合格狀況的因素，并針對性的提出建議，以期改善農(nóng)村小學生的身體健康狀況。

1 對象與方法

1.1 對象

隨機抽取兩省4所學校1 077名3～6年級小學生作為調(diào)查對象，最終持有效問卷的人數(shù)為862人，分別為湖南省吉首市較貧困山區(qū)小學生431人、山西省呂梁市相對富裕郊區(qū)小學生431人。

1.2 調(diào)研方法

通過《兒童膳食營養(yǎng)與食品安全調(diào)查》基本問卷及《食品安全與營養(yǎng)認知測評》標準測試卷進行調(diào)查，并且測量學生的身高、體重，計算學生的BMI值。

1.3 統(tǒng)計方法

利用公式BMI=個體的體重(kg)÷身高的平方(m2)，計算每個小學生的BMI值，統(tǒng)計兩省被調(diào)查地區(qū)小學生BMI值偏低、合格、超重及肥胖率，進行χ2檢驗，比較兩地BMI合格狀況差異的顯著性。再利用SPSS 23.0統(tǒng)計軟件進行多元線性回歸分析，探索影響兩地小學生BMI合格狀況的顯著性因素，以及農(nóng)村地區(qū)小學生BMI不合格最可能的原因。

2 結果與分析

2.1 樣本特征與描述性分析

2.1.1兩地小學生BMI特征 參考劉德云編制的《中國兒童超重、肥胖體重指數(shù)BMI分類標準(kg/m2)》表[12]，將計算所得被調(diào)查的每個小學生的BMI值與上述表格內(nèi)容進行比較分析，得出兩省被調(diào)查地區(qū)小學生BMI值偏低、合格、超重及肥胖率，并進行χ2檢驗。

由圖1可知，兩省被調(diào)查地區(qū)小學生的BMI值總體合格率均不高，只有60%左右，山西呂梁為61.02%、湖南湘西為58.24%，經(jīng)χ2檢驗，P=0.813，可見山西呂梁與湖南湘西學生BMI總體合格率不存在顯著性差異。而營養(yǎng)不良依舊是農(nóng)村貧困地區(qū)小學生的主要問題，山西呂梁小學生BMI值偏低的比例為27.84%，湖南湘西則達到37.82%，高出山西呂梁10%左右，經(jīng)檢驗P=0.722，二者無顯著差異。而針對超重及肥胖率，山西呂梁較湖南湘西增加顯著，山西為11.14%，湖南僅為3.94%，P=0.001。

圖1 山西、湖南被調(diào)查地區(qū)小學生BMI分布

因此，兩省被調(diào)查地區(qū)小學生的BMI總體合格率均不高，且不存在顯著性差異，而BMI整體組成結構有所不同，山西呂梁學生的BMI值偏低率較湖南湘西有所降低，但其超重及肥胖率顯著高于湖南湘西。

2.1.2兩地被調(diào)查農(nóng)村小學生家庭年經(jīng)濟收入相差較大 通過調(diào)查，山西省有效問卷為251份、湖南省為237份。將兩省被調(diào)查地區(qū)小學生家庭年經(jīng)濟收入用t檢驗分析得P=0.001，因此兩省被調(diào)查地區(qū)小學生家庭年經(jīng)濟收入存在顯著性差異。進一步統(tǒng)計數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)(圖2)，山西呂梁被調(diào)查地區(qū)小學生家庭年經(jīng)濟收入主要集中在10 000～50 000元之間，占66.94%，其中30 000～50 000元的家庭數(shù)量最為密集，達38.65%。而湖南湘西被調(diào)查小學生家庭年經(jīng)濟收入絕大部分處于30 000元以下，占77.64%。由此可見，兩省被調(diào)查地區(qū)小學生家庭年經(jīng)濟收入相差較大，山西呂梁經(jīng)濟狀況顯著優(yōu)于湖南湘西。

圖2 山西、湖南被調(diào)查地區(qū)家庭年經(jīng)濟收入分布

再分別將山西呂梁和湖南湘西兩地進行組內(nèi)家庭年經(jīng)濟收入與學生BMI合格狀況的相關性分析，發(fā)現(xiàn)Sig山西=0.056，Sig湖南=0.528，二者相關系數(shù)分別為0.121和-0.040?？梢?，湖南湘西學生的家庭年經(jīng)濟收入與BMI合格狀況不存在顯著的相關性，這可能是由于湖南湘西學生的家庭年經(jīng)濟收入之間相差不大造成的，有77.64%的家庭年經(jīng)濟收入處于30 000元以下。而在0.1水平上，山西呂梁學生的家庭年經(jīng)濟收入與其BMI合格狀況存在顯著性差異，且家庭年經(jīng)濟收入越高，學生BMI值越偏離合格范圍。

綜上，經(jīng)濟狀況較好的學生的BMI總體合格率并未顯著提高，而超重及肥胖兒童顯著地增加，可見經(jīng)濟條件的改善并不一定能改善農(nóng)村兒童的營養(yǎng)狀況。

2.1.3兩地被調(diào)查農(nóng)村小學生的留守率差異顯著 本文將留守兒童定義為父母雙方每年至少有一方外出務工，且時間為半年以上，該兒童被稱為留守兒童。山西呂梁被調(diào)查431名小學生中，有382名小學生為非留守兒童，只有49名小學生為留守兒童，留守率為11.37%；湖南湘西431名小學生中，留守人數(shù)達216人，留守率高達50.12%。將兩地的留守率進行χ2檢驗，得P=0.085<0.1，存在顯著性差異。由此可見，山西呂梁被調(diào)查地區(qū)留守兒童數(shù)量顯著低于湖南湘西。

2.1.4兩地被調(diào)查農(nóng)村小學生父母受教育程度相差較大 將兩省被調(diào)查地區(qū)小學生父母受教育程度分別進行t檢驗得P父親=0.006、P母親=0.000，可見兩省被調(diào)查地區(qū)小學生父母的受教育程度存在顯著性差異。進一步統(tǒng)計數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)(圖3)，山西呂梁被調(diào)查地區(qū)小學生父親及母親的受教育程度占比最大的均為初中學歷，而湖南湘西則都是小學學歷。山西呂梁被調(diào)查地區(qū)小學生父母雙方受教育程度都在高中以下的人數(shù)為237人，占54.99%，雙方都大學本科及以上的人數(shù)為5人，占1.16%；湖南湘西被調(diào)查地區(qū)小學生父母雙方受教育程度都在高中以下的人數(shù)為240人，占55.68%，而雙方都大學本科及以上的人數(shù)為0。因此，兩省被調(diào)查地區(qū)小學生父母受教育程度均較低，但存在顯著性差異，山西呂梁顯著高于湖南湘西。

圖3 山西、湖南被調(diào)查地區(qū)小學生父母受教育程度

2.1.5兩地被調(diào)查農(nóng)村小學生的膳食營養(yǎng)與食品安全認知得分相差較大

(1)兩地被調(diào)查農(nóng)村小學不同年級人數(shù)的一致性檢驗：對于試驗對象3～6年級的學生，本研究采取的是同一套《食品安全與營養(yǎng)認知測評》卷測試其膳食營養(yǎng)與食品安全認知得分(以下簡稱“認知得分”)。對于很多事物，六年級的學生一般要比三年級的學生有更高的認知水平。因此，若山西呂梁與湖南湘西被調(diào)查地區(qū)的學校各年級人數(shù)結構存在較大差異，會影響該地區(qū)整體學生的認知得分情況。為了避免上述情況的發(fā)生，本研究進行了不同年級人數(shù)的一致性檢驗，P=0.968，二者通過了一致性檢驗，即兩地學校3～6年級的人數(shù)結構不存在顯著性差異。

(2)兩地被調(diào)查農(nóng)村小學生的認知得分情況：小學生們通過閉卷答《食品安全與營養(yǎng)認知測評》，得到個人的認知得分，將兩省被調(diào)查地區(qū)小學生的認知得分進行t檢驗得P=0.000，二者存在顯著性差異。進一步統(tǒng)計數(shù)據(jù)，山西呂梁被調(diào)查地區(qū)小學生認知得分超過60分的占63.11%，超過80分的占17.17%。湖南湘西被調(diào)查地區(qū)小學生認知得分超過60分的，占48.49%，而超過80分的僅，占11.60%?？梢姡瑑墒”徽{(diào)查地區(qū)小學生的認知得分都不是太高，得分及格的小學生比例均低于70%，有待進一步提高。但是山西呂梁小學生的認知得分顯著高于湖南湘西，不僅及格率更高，高分率也高出很多。

2.2 多元線性回歸分析

為了分析影響兒童BMI合格的重要因素，本文利用多元線性回歸模型進行分析與歸因，試圖探討影響兩地學生BMI合格與否的顯著性因素。本文將探討的被解釋變量主要為家庭年經(jīng)濟收入、學生留守與否、父母受教育程度和學生的認知得分等，其余變量如地區(qū)、性別、年齡、家庭人口數(shù)、學習成績等作為控制變量加入模型中。

2.2.1模型設計與變量選擇 多元線性回歸模型如式(1)：Y=β0+β1X1+β2X2+…+βkXk+μ

(1)

式(1)中，Y為因變量，即BMI差值的絕對值(即學生BMI值低于合格范圍的，用BMI觀察值減去合格范圍的下限值，再取絕對值；高于合格范圍的，用BMI觀察值減去合格范圍的上限值，處于合格范圍的數(shù)值取0)；Xj(j=1，2，…，k)為k個自變量，本研究中指家庭年經(jīng)濟收入、留守與否、父母受教育程度、認知得分、地區(qū)、性別、年齡、家庭人口數(shù)、學習成績等9個變量；βj(j=0，1，2，…，k)為k+1個未知參數(shù)，μ為隨機誤差項。

對于n個學生的Yi，X1i，X2i，…，Xki(i=1，2，…，n)，其方程組形式為：Yi=β0+β1X1i+β2X2i+…+βkXki+μi(i=1，2，…，n)

(2)

模型中解釋變量的定義及描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

2.2.2計量模型估計結果 將變量“家庭年經(jīng)濟收入”放入SPSS 23.0統(tǒng)計軟件中進行回歸，得到表2中第(1)個模型數(shù)據(jù)結果，顯示家庭年經(jīng)濟收入對于學生BMI合格狀況不存在顯著性影響，進一步證實，經(jīng)濟條件的改善，并不一定能改善農(nóng)村兒童的營養(yǎng)和體質(zhì)狀況。

將最可能影響學生BMI合格狀況的4個變量：家庭年經(jīng)濟收入、學生留守與否、父母受教育程度和學生的認知得分同時放入SPSS 23.0統(tǒng)計軟件的多元線性回歸中，得到表2第(2)個模型數(shù)據(jù)結果。由結果可知，4個變量中“留守與否”和“認知得分”2個變量對于學生的BMI合格狀況存在顯著性影響，為了消除其他相關因素的干擾，本研究再進一步加入5個控制變量：地區(qū)、性別、年齡、家庭人口數(shù)、學習成績，得到表2第(3)個模型數(shù)據(jù)結果。

表2第(3)個模型的計量統(tǒng)計結果顯示，加入控制變量后，4個待研究的變量中只有“認知得分”一項的結果存在顯著性。因此，影響山西呂梁、湖南湘西兩地被調(diào)查地區(qū)學生的BMI合格狀況的顯著性因素為“兒童的膳食營養(yǎng)與食品安全認知”狀況，并且回歸系數(shù)為-0.023，可見認知得分越高，BMI越接近合格。因此，要改善兒童的BMI狀況，提高其膳食營養(yǎng)與食品安全認知尤為關鍵。另外，“地區(qū)”和“年齡”變量也存在顯著性，“地區(qū)”可能是因為不同地區(qū)膳食結構的不同導致的，結果顯示，湖南湘西學生的BMI更接近合格值，可能是由于該地經(jīng)濟條件較差，學生的零花錢不如山西呂梁的學生多，因此只能靠一日三餐提供身體生長所需能量，而山西呂梁的學生因為有更多的零花錢，因此會自主選擇購買零食，而又由于缺乏相關的膳食營養(yǎng)與食品安全認知，不恰當?shù)牧闶迟徺I行為導致其BMI值遠離合格范圍。“年齡”的話，年齡越小的學生BMI值越接近合格，這可能是因為年齡小的學生，其三餐飲食由家長負責，飲食搭配更符合其生長發(fā)育需求，而年齡大的學生有更多的自主選擇權，同時又由于缺乏相關的膳食營養(yǎng)與食品安全認知，導致飲食搭配不合理，使其BMI值遠離合格范圍。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2 計量統(tǒng)計結果

注：*、**分別代表5%和1%顯著性水平

3 結論

通過描述性統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，兩省被調(diào)查地區(qū)農(nóng)村小學生的家庭年經(jīng)濟收入、留守率、父母受教育程度及認知得分都存在顯著性差異，山西呂梁地區(qū)顯著好于湖南湘西地區(qū)，但山西呂梁被調(diào)查地區(qū)小學生BMI總體合格率未顯著高于湖南湘西，而超重及肥胖率有明顯增加，可見經(jīng)濟狀況的改善并不一定能改善農(nóng)村兒童的營養(yǎng)和體質(zhì)狀況。

通過多元線性回歸分析發(fā)現(xiàn)，當沒加入地區(qū)等控制變量時，“留守與否”和“認知得分”2個變量都存在顯著性，當加入地區(qū)等控制變量后，只?！罢J知得分”存在顯著性，因此，即使地區(qū)膳食結構等因素對學生的BMI有影響，但“認知得分”依然是最主要的影響因素。由此可得，影響兩省被調(diào)查地區(qū)學生BMI合格狀況的顯著性因素為學生的“膳食營養(yǎng)與食品安全認知”狀況，學生的認知得分越高，其BMI越接近合格值，即營養(yǎng)狀況越佳。說明當學生對膳食營養(yǎng)與食品安全有認知時，便會轉(zhuǎn)化成相應的膳食行動，從而改善營養(yǎng)狀況，提高健康水平。

4 討論

要改善農(nóng)村兒童的營養(yǎng)狀況，不能只改善其家庭經(jīng)濟條件，而要從家庭和學校兩方面入手，加強對小學生進行膳食教育工作。

家庭是小學生生活的主要環(huán)境，它對小學生飲食行為的塑造有特殊意義[13]，家庭環(huán)境是影響兒童健康及營養(yǎng)狀況的重要因素[14-15]。因此，為了提高小學生的膳食營養(yǎng)與食品安全認知，家長的角色尤為重要。然而，我國農(nóng)村留守兒童較多，兒童的監(jiān)管責任會因父母外出務工而被轉(zhuǎn)移，接受監(jiān)管責任的一方，會顯著降低對兒童飲食照料所投入的時間與物質(zhì)，即監(jiān)護人或撫養(yǎng)人往往只解決了留守兒童的溫飽問題，而忽略其合理的飲食結構，從而使留守兒童的營養(yǎng)狀況失衡[16]。另外，農(nóng)村監(jiān)護人的受教育水平普遍較低，難以科學指導孩子的膳食營養(yǎng)。在家庭膳食教育缺失的情況下，學校的膳食教育工作就顯得尤為重要。

Lister-Sharp等[17]與Stewart-Brown[18]認為國家應該建立更加全面的營養(yǎng)教育，進而對學生的身體健康起到更大的促進作用。美國、日本等國家已經(jīng)將膳食教育納入學校課程，而我國目前的義務教育階段并沒有，尤其在農(nóng)村更是罕見。我國著名教育學家葉圣陶先生說過：“教育就是培養(yǎng)習慣”。以良好的教育促成學生養(yǎng)成良好的習慣，是兒童教育的核心任務。兒童時期是習慣養(yǎng)成的關鍵時期，應該在此期間開設相關膳食教育課程，給小學生授予更多的膳食營養(yǎng)與食品安全方面的知識，促使學生從小養(yǎng)成良好的飲食習慣，從而健康成長、受益終身?！?/p>

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