中国公共卫生杂志
Chinese Journal of Public Health 중국공공위생
- 主管单位： 中华人民共和国卫生和计划生育委员会
- 主办单位： 中华预防医学会
- 影响因子： 1.40
- 审稿时间： 1-3个月
- 国际刊号： 1001-0580
- 国内刊号： 21-1234/R
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
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眼暴露与环境紫外辐射光谱差异性研究
目的 探讨眼部暴露与环境紫外辐射光谱的差异性,为指导公众正确防护眼部紫外线损伤提供依据.方法 使用自制的安装有高紫外灵敏度光纤光谱仪的眼紫外线暴露模型在中国海南省三亚地区进行实地监测,获得大量眼部暴露和环境紫外辐射光谱数据.眼部紫外辐射光谱数据与角膜损伤、结膜损伤、晶体损伤作用光谱相加权,计算对应的生物有效强度,再与时间相加权计算紫外辐射剂量.结果 环境紫外辐射随日间时间推移呈单峰分布,峰值出现在13:00左右,而眼部暴露紫外辐射随日间时间推移呈双峰分布,峰值分别出现在10∶00和16∶00左右;不同波长光谱分布分析显示,随波长增加环境与眼暴露紫外辐射强度增加.环境400 nm正午峰值约为161.51 μw cm-2 nm-1,眼部400 nm上、下午峰值分别约为65.43和66.20 μw cm-2nm-1.而眼角膜、结膜和晶体损伤光谱强度分别在311、300和307 nm出现峰值,10:00辐射强度值高于其他时间点,峰值分别约为0.300 0、0.004 6和0.440 0 μw cm-2nm-1.结论 眼部暴露与环境紫外辐射光谱分布不同.
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西洋参冻干粉亚急性毒性研究
目的 探讨西洋参冻干粉对SD大鼠的亚急性毒性.方法 将80只SPF级大鼠随机分为高、中、低西洋参组(3.00、1.50和0.75 g/kg)和对照组,对照组喂养基础饲料,西洋参组喂饲参有相应比例西洋参的基础饲料,连续喂养30 d;观察大鼠摄食量、体重增重、主要脏器的脏体比、食物利用率变化,采用血细胞分析仪、生化分析仪检测大鼠血常规、血清生化学指标,主要脏器进行病理学观察.结果 对照组及各剂量西洋参组大鼠生长发育状况良好、无死亡,精神状态与活动状况未见异常;与对照组比较,各剂量西洋参组大鼠摄食量、体重增长、食物利用率、脏体比无明显变化,血常规、血液生化等指标无明显差异;对照组及高剂量西洋参组大鼠肝、肾、脾、睾丸、卵巢等主要脏器未见明显病理改变.结论 西洋参冻干粉对大鼠无明显亚急性毒性.
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香菇多糖对阿尔茨海默病大鼠学习记忆能力影响
目的 探讨香菇多糖(LNT)对阿尔茨海默病(AD)模型大鼠学习记忆行为能力影响及机制.方法 50只健康SD大鼠中随机抽取10只作为对照组(生理盐水),另40只大鼠用于制造AD模型,30只模型大鼠随机分为模型组(生理盐水)、香菇多糖高、低剂量组(50、10 mg/kg);采用Moms水迷宫检测大鼠学习记忆能力,试剂盒法测定大脑皮质超氧化物歧化酶(SOD)、过氧化氢酶(CAT)活性及单胺氧化酶(MAO)含量,荧光抗体法检测大鼠海马c-fos蛋白表达水平.结果 与对照组比较,模型组大鼠训练第5天逃避潜伏期[(63.67 ±5.19)s]明显延长、跨越平台次数[(2.09±1.22)次]明显减少(P≤0.01),大脑皮质CAT、SOD活力[分别为(4.98 ±1.32)、(9.39±2.52) U/mgpro]明显下降(P≤0.01),MAO含量[(68.62 ±9.67) nmol/100 mgpro]明显升高(P≤0.01),海马组织中c-fos表达量明显升高(P≤0.01);与模型组比较,香菇多糖高剂量组大鼠训练第5天逃避潜伏期[(35.67±4.68)s]明显缩短、跨越平台次数[(4.89±1.01)次]明显增加(P≤0.01),大脑皮质CAT和SOD活力[分别为(7.18±1.19)、(13.45 ±2.21) U/mgpro]明显升高(P≤0.01),MAO含量[(38.33±6.53)nmoV100 mgpro]明显降低(P≤0.01),海马组织中c-fos表达量明显减少(P≤0.01).结论 香菇多糖对AD大鼠学习记忆能力具有一定改善作用,其机制可能与增强大鼠大脑抗氧化能力和降低c-fos蛋白表达有关.
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pLXSN-Tum-5致人脐静脉内皮细胞凋亡作用及机制
目的 探讨pLXSN-Tum-5病毒颗粒对人脐静脉内皮细胞(HUVEC)的生长抑制和诱导凋亡作用及机制.方法 采用不同浓度的pLXSN-Tum-5病毒颗粒作用HUVEC,利用噻唑蓝法和Hoechst-33342染色法检测细胞生长及其形态变化;RT-PCR和Western blotting方法检测细胞中Bax、Bcl-2、caspase-3 mRNA和蛋白表达变化.结果 与对照组(pLXSN)比较,pLXSN-Tum-5病毒颗粒转染组HUVEC的存活率明显降低,呈剂量效应关系;细胞内可见凋亡小体;对照组HUVEC内Bcl-2和caspase-3 mRNA和蛋白表达分别为(0.721 ±0.041)、(0.654±0.034)和(0.956±0.032)、(0.356±0.054);与对照组比较,20 μmol/L pLXSN-Tum-5病毒颗粒转染组HUVEC内Bcl-2和caspase-3 mRNA和蛋白水平[分别为(1.134±0.0524)、(1.012±0.0641)和(1.612 ±0.067)、(0.712±0.0647)]明显上调(P≤0.05).结论 Tum-5可抑制HUVEC增殖,诱导HUVEC凋亡,其机制可能与上调Bax/Bcl-2和caspase-3表达有关.
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不同剂量紫苏油对大鼠血脂水平影响
目的 探讨不同剂量紫苏油对大鼠血脂水平和内脏脂肪含量影响.方法 40只Wistar雄性大鼠随机分为5组:对照组、高脂组及紫苏油低、中、高剂量组(6％、10％、15％),饲以相应的配方饲料8周;以酶比色法测定大鼠血清总胆固醇(TC)和甘油三酯(TG)水平,聚乙烯硫酸沉淀法测定低密度脂蛋白胆固醇(LDL-C)水平,磷钨酸-镁沉淀法测定高密度脂蛋白胆固醇(HDL-C)水平;取肝脏,分离双侧肾脏周围、附睾周围脂肪垫,分别称重.结果 与对照组比较,高脂组大鼠血清TC水平[(1.90±0.37) mmol/L]升高(P≤0.05);与高脂组比较,紫苏油低、中、高剂量组大鼠血清TC水平[分别为(1.54±0.36)、(1.22±0.14)、(1.34±0.22) mmol/L]均降低(P≤0.05);与高脂组大鼠血清TG和HDL-C水平[分别为(0.65±0.11)、(0.77 ±0.12) mmol/L]比较,高剂量紫苏油组大鼠TG和HDL-C水平[分别为(0.44±0.11)、(0.56 ±0.14) mmol/L]均降低(P≤0.05);与对照组比较,高脂组及紫苏油低、中、高剂量组大鼠肝系数均升高(P≤0.05).结论 紫苏油可降低高脂大鼠血清TC水平,但当饲料中紫苏油含量过高时(15％)也会降低大鼠血清HDL-C水平.
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饮用水中亚硝胺类物质气相色谱质谱法检测应用
目的 建立优化固相萃取-气相色谱质谱(SPE-GC-MS)同时检测饮用水中9种亚硝胺类物质方法条件.方法 通过固相萃取前处理以及优化后的气相色谱质谱法对样品净化浓缩,同时通过样品回收率、精密度、方法检出限(MDL)、测定下限、标准曲线对建立的方法进行验证.结果 9种亚硝胺的保留时间在9.819～20.541 min,在10～1 000 μg/L均线性范围良好(R2 ＞0.999),MDL在2.27～6.20 ng/L,低浓度(50 ng/L)加标回收率为62.32％～89.71％,中(100 ng/L)、高浓度(200 ng/L)加标回收率为73.43％～109.66％,相对标准偏差(RS)均≤10,自来水加标回收率为74.62％～ 102.74％.结论 建立的SPE-GC-MS法满足检测饮用水中9种亚硝胺类物质的要求.
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河南≥15岁居民心脑血管疾病患病率及影响因素分析
目的 了解河南省居民心脑血管疾病患病率及影响因素,为心脑血管疾病的防治工作提供建议.方法 2013年采用多阶段分层整群随机抽样方法,抽取河南省18个县的27 140名≥15岁居民进行调查,了解居民的家庭和个人情况以及慢性病情况.结果 调查人群的心脑血管疾病患病率为16.85％,年龄标准化率为17.36％.随着年龄增大,患病率呈上升趋势(趋势x2=4 091.391,P≤0.001);城市(19.72％)高于农村(13.91％)(x2=163.410,P≤0.001);女性(18.14％)高于男性(15.49％)(x2=33.857,P≤0.001).多因素logistic回归分析显示,年龄(OR=2.290)、城市居住(OR =1.366)、丧偶(OR=1.462)、超重(OR=1.686)或肥胖(OR=3.163)、每周锻炼不到1次(OR=1.477)或1～2次(OR=1.182)、≥6次(OR=1.210)和糖尿病(OR=3.705)均为心脑血管病的危险因素(均P ≤0.05);同时随着可改变危险因素数目的增加,心脑血管病的患病风险也会增高(OR=1.856,95％ CI=1.798 ～1.916).结论 河南省居民以高血压为代表的心脑血管病患病率较高,且呈增加趋势.不良生活行为方式依旧是心脑血管病的主要危险因素.
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北京市房山区35～59岁居民缺血性心血管病风险评估
目的 了解北京市房山区35～59岁居民缺血性心血管病(ICVD)危险因素暴露及分层情况,评估未来10年该人群ICVD事件的发病风险,为ICVD的防治工作提供科学依据.方法 于2012年4-5月采用分层等比例抽样方法在北京市房山区抽取2 357名35～ 59岁居民进行问卷调查、体格检查和实验室检测,采用“国人缺血性心血管病10年发病危险度评估方法”简易模型评估该人群未来10年发生ICVD的绝对危险度及平均危险度.结果 北京市房山区35～59岁居民高血压、糖尿病、血脂异常、超重或肥胖、吸烟等危险因素的暴露率分别为41.3％、14.7％、52.0％、69.6％、29.5％;居民未来10年ICVD发病绝对危险分级中极低危、低危、中危、高危的检出率分别为84.8％、11.2％、3.4％、0.6％,不同性别、年龄居民未来10年ICVD发病绝对危险度分级差异均有统计学意义(均P ≤0.001);房山区35 ～59岁居民未来10年ICVD发病平均危险度均高于评估方法的参考值,其中男性居民未来10年ICVD的发病平均危险度为(3.02±2.88),高于女性居民的(2.44±3.59),差异有统计学意义(t=4.31,P≤0.001).结论 北京市房山区35 ～59岁居民ICVD发病的危险因素暴露水平较高,未来10年ICVD发生风险较大,应积极控制吸烟、体重、高血脂异常、高血压、糖尿病等危险因素,做好ICVD的预防工作.
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中国城市学龄儿童超重肥胖流行现状及危险因素分析
目的 了解中国城市学龄儿童超重肥胖流行现状并分析其危险因素.方法 于2013年12月-2014年6月,选取石家庄、上海、深圳、兰州、武汉5个城市共3 896名小学生进行问卷调查.结果 超重肥胖检出率为19.8％,其中超重率为10.6％,肥胖率为9.2％;超重肥胖分布存在年龄、性别、地区差异,男童超重肥胖率(22.8％)高于女童(16.5％)(P≤0.01).校正地域和年龄后,多因素分析结果显示,儿童超重肥胖危险因素:体力活动不足(OR =4.179,95％ CI=3.492 ～5.002)、男童(OR=1.218,95％CI=1.019 ～ 1.456)、不爱吃零食(OR=1.346,95％CI=1.047～1.731);而进食速度一般(OR=0.532,95％ CI=0.335 ～0.845)或进食速度慢(OR=0.352,95％CI=0.211 ～ 0.586)、不爱吃肉类食物(OR=0.723,95％CI=0.549 ～ 0.952)、饮食结构为荤素搭配(OR =0.556,95％CI=0.324 ～0.965)有助于降低城市儿童超重肥胖发生率.结论 以促进儿童体力活动水平、促进健康饮食习惯为目标的干预策略是预防和干预超重肥胖的重点和关键.
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CYP450基因多态性及环境危险因素暴露与先天性心脏病关系病例对照研究
目的 探讨子代CYP450基因多态性及母亲孕期环境危险因素暴露与先天性心脏病(CHD)发病的关系以及二者在CHD发生中是否存在交互作用.方法 采用病例对照研究方法,将2011年10月-2013年1月在山东省济宁医学院第一附属医院确诊的160例0～7周岁单纯性CHD患儿和同期在该院进行体检或就诊的160例非心脏病幼儿分别作为病例组和对照组,采用访谈方式进行问卷调查,获得研究对象母亲孕期环境危险因素暴露信息,采集研究对象空腹静脉,血应用聚合酶链反应-限制性片段长度多态性分析法(PCR-RFLP)检测CYP450基因多态性;应用单因素和多因素条件logistic回归模型分析子代CYP450基因多态性和母亲孕期环境危险因素暴露与CHD发病的关联强度,并采用相加模型交互作用指标评价二者的交互作用.结果 多因素条件logistic回归分析结果显示,子代CYP1A1基因rs1048943位点纯合子突变型是CHD发病的保护因素(OR=0.369,95％CI=0.138 ～0.986);母亲孕前3个月使用染发剂(OR =5.621,95％ CI=1.401～22.541)、孕前3个月被动吸烟(OR=2.511,95％CI=1.342 ～4.699)、孕早期被动吸烟(OR=2.441,95％CI=1.306～4.561)、孕早期居住在3年内装修过的居室(OR=4.159,95％ CI=1.698 ～ 10.182)和孕早期服用解热镇痛药(OR=3.901,95％ CI=1.271～11.971)是CHD发病的危险因素.交互作用分析结果显示,子代携带CYP1A1 rs1048943位点纯合子突变型有减弱环境因素致病风险的趋势,但交互作用指标无统计学意义.结论 子代携带CYP1 A1纯合子突变型对CHD发病有保护作用,母亲孕前及孕早期应尽量避免或减少环境危险因素的暴露,以预防子代CHD的发生.
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居住环境及室内空气污染与肺癌发病关系病例对照研究
目的 了解居住环境及室内空气污染与肺癌发病的关系.方法 采用病例对照研究方法对2006年1月-2014年12月在福建医科大学附属第一医院、附属协和医院、南京军区福州总医院经病理确诊的1 374例新发肺癌患者和同期到医院非肿瘤科室访视的按性别、年龄(±2岁)频数匹配的1 374名健康对照人群进行问卷调查.结果 病例组肺癌患者居住地附近企业污染类型为废气污染、废水污染、粉尘污染、多种污染、其他污染、家庭被动吸烟、10年前烹调燃料为煤烟型、近10年烹调燃料为煤烟型、室内烹调油烟量很少、有些、很多、厨房与卧室不分开、居室通风情况一般、差的比例分别为10.2％、3.2％、2.2％、2.6％、1.5％、46.5％、40.2％、11.6％、54.7％、23.8％、4.5％、2.9％、18.5％、3.3％,均高于对照组健康人群的4.2％、0.9％、0.5％、0.7％、0.6％、25.7％、22.9％、5.2％、48.3％、18.7％、1.7％、1.5％、9.0％、1.2％(均P≤0.05);病例组肺癌患者使用排风扇或抽油烟机、炒菜时油温中等热、住宅类型为楼房的比例分别为58.8％、63.3％、67.6％,均低于对照组健康人群的75.3％、70.2％、86.8％(均P≤0.05);在调整性别、年龄、民族、文化程度、婚姻状况、体质指数、吸烟情况、职业危险因素暴露史、肿瘤家族史、肺部疾病史等混杂因素后,多因素非条件logistic回归分析结果显示,居住地附近企业污染类型为废气、废水、粉尘和多种污染、家庭被动吸烟、10年前烹调燃料为煤烟型、室内烹调有油烟和居室通风不良是肺癌发病的危险因素,炒菜时油温中等热和住宅类型为楼房是肺癌发病的保护因素.结论 居住环境及室内空气污染可增加肺癌的发病风险.
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多水平统计模型分析方法及其应用
多水平统计模型结合方差分析和多元统计理论,作为统计分析新技术在处理具有层次结构的数据时表现出绝对优势.本文就其基本原理和形式、参数估计和检验、应用条件以及应用资料类型和领域作简单介绍.
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中国1980-2013年青少年首次遗精年龄系统评价
目的 系统分析中国青少年首次遗精年龄的基本状态、变化和特点.方法 应用荟萃分析(meta分析)方法,计算机和人工文献检索文献,根据纳入标准进行数据筛选、整理加工和质量评价,获得19802013年公开发表的学术文献报告74篇共192个数据,涉及近43.5万人.结果 1980-2013年来,我国青少年首次遗精年龄明显提前(y=-0.0424x +99.129,R2 =0.3268,P ≤0.01),首次遗精年龄平均为14.40岁,由1980年的15.18岁提前至2013年的13.78岁,34年间变化1.40岁;南方和北方地区均与年代呈明显负相关(P ≤0.000 1),34年间分别提前1.16岁和1.33岁;北方地区的首次遗精年龄明显晚于南方地区(P≤0.001),但随年代提前的速度比南方快;相同地区的城镇地区明显早于农村地区(P≤0.001),但农村地区提前(1.39岁)幅度高于城镇(0.91岁),城乡之间差异在减小;年代(19801995、1996-2005和2006-2013的3个年代段)和地区(南方与北方)、城镇与农村的各个因素间均具有明显的交互作用(P≤0.001).结论 1980-2013年我国青少年首次遗精年龄明显提前,年代、地区、城乡差异以及之间的交互作用均会对首次遗精年龄产生影响.
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国家基本公共卫生服务项目进展
本文系统梳理了2009-2016年国家基本公共卫生服务项目政策进展,从《促进公共卫生服务均等化实施意见》和《关于做好流动人口基本公共卫生计生服务的指导意见》2个文件展开,重点梳理了国家基本公共卫生服务规范、基本公共卫生服务项目补助资金管理办法、基本公共卫生服务项目绩效考核等三方面相关政策要点、进展及完善情况.利用2010-2017中国卫生和计划生育统计年鉴、2010-2016年全国卫生财务年报数据、2014-2016年国家卫生计生委和财政部基层卫生综合改革重点联系区县监测数据,以及结合本课题组及国内相关专家学者调研结果,展示中国基本公共卫生服务项目进展和成效,深入探讨我国基本公共卫生服务项目面临的问题及挑战,并在此基础上提出建议.
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四川省农村留守儿童健康危险行为潜类别分析
目的 探讨四川省农村留守儿童健康危险行为模式的潜类别,为制定有针对性的干预计划提供科学依据.方法 采用《青少年健康相关行为调查问卷》对四川省资中县2所乡镇中学2 805名学生进行自填式问卷调查,以其中1 596名留守儿童为研究对象,采用MPLUS 7.4软件运行潜在类别分析.结果 根据潜在类别模型将八类留守儿童健康危险行为分4个潜类:高危险行为组,即所有的健康危险行为条件概率相对均高,有69人,占总体4％;高自我伤害和自杀行为组有321人,占总体20％;中等危险行为组有479人,占总体30％;低危险行为组,即所有的健康危险行为条件概率均低,有727人,占总体46％.多类别logistic回归结果显示,相对于低危险行为组,父母关系越不好(OR =4.491,95％ CI =2.480 ～9.727)的留守男生(OR=2.221,95％ CI=1.319 ～3.740)更易进入高危险行为组;月生活费高(≥700元)(OR=2.032,95％ CI=1.175～3.514)、父母关系不好(OR=2.983,95％ CI=1.927 ～4.616)的留守儿童更易进入高自我伤害和自杀行为组;月生活费高(OR=2.448,95％ CI=1.497 ～4.004)、父母关系一般(OR=1.774,95％ CI=1.305 ～2.411)的高一(OR=2.016,95％ CI=1.409 ～2.883)留守男生(OR=2.109,95％ CI=1.654 ～2.689)更易进入中等危险行为组.结论 留守儿童的健康危险行为存在明显潜类别,行为成簇出现且比例不同,生活费越高且父母关系越差的男性留守儿童健康危险行为比例高.提示这类留守儿童是健康危险行为干预重点,并且应该制定成组干预方案.
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农村在校留守儿童心理健康及影响因素
目的 了解农村在校留守儿童心理健康状况及影响因素.方法 于2012年11月采用方便抽样方法,抽取麻城2个乡镇,每个乡镇随机抽取小学(只6年级)、初中(1～3年级)、高中(1～3年级)各1所学校共1 925名学生进行心理健康及其影响因素调查.结果 留守儿童725人(37.66％),心理健康得分为(128.58±39.25)分,非留守儿童1 200人(62.34％),心理健康得分为(127.76±37.29)分,差异无统计学意义(P=0.648);有心理问题留守儿童的心理弹性除社会能力、目标与志向因子外,其他因子及总分均明显低于无心理问题留守儿童(P≤0.05);不想念父母的留守儿童MMHI-60心理健康得分高(153.58±44.88)分,心理健康状况较差;对父母外出务工持支持态度的留守儿童MMHI-60心理健康得分低(121.18±38.04)分,心理健康状况较好;不同每月零用钱留守儿童心理健康得分差异有统计学意义(P≤0.05),其中每月零用钱≤50元的留守儿童MMHI-60心理健康得分低(125.53±41.19)分,心理健康状况较好;多元线性回归分析显示,年级、对父母外出务工的态度及心理弹性是心理健康的影响因素.结论 心理弹性是留守儿童心理健康的保护因素,高年级及对父母外出务工的态度淡漠是心理健康的危险因素.
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河北农村≤5岁留守儿童两周患病率及影响因素
目的 掌握河北省农村地区≤5岁留守儿童两周患病情况,分析其影响因素,为促进留守儿童健康成长提供依据.方法 2015年9月从全国第五次卫生服务调查家庭健康询问调查数据库提取河北省农村地区所有≤5岁儿童信息(1 022人),描述留守与非留守儿童两周患病率特征,采用1.2条件logistic回归分析其影响因素.结果 河北省农村地区≤5岁留守儿童270人(26.42％),两周患病率为15.19％(41/270),高于非留守儿童的10.51％(x2 =4.20,P=0.040).母亲单独外出务工(OR=1.87,P=0.034)、双亲外出务工(OR =2.74;P=0.041)、祖父母抚养(OR=1.31,P=0.043)、亲戚抚养(OR =3.96,P=0.017)、非安全卫生饮用水(OR=9.09,P=0.008)易致≤5岁农村留守儿童两周患病.家庭人口4～6人(OR=0.37,P=0.042)、7～9人(OR =0.15,P=0.027)可降低该人群两周患病.结论 父母长期外出务工、隔代或亲戚抚养与不安全的饮用水源易致农村地区≤5岁留守儿童两周患病,而家庭人口较多是其保护因素.
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贫困农村地区6～23月龄婴幼儿贫血现况及影响因素
目的 了解贫困农村地区6～23月龄婴幼儿贫血现状及其影响因素,为制定针对性的干预措施提供依据.方法 于2015年8月在湖南省武陵山区和罗霄山区25个贫困县采用乡级概率比例规模抽样方法,随机抽取7 221名农村6 ～ 23月龄婴幼儿作为研究对象,进行问卷调查并测定血红蛋白,采用多因素非条件logistic回归模型分析其贫血影响因素.结果 25.2％的婴幼儿贫血,其中95.9％为轻度贫血,4.0％为中度贫血,0.1％为重度贫血;多因素分析结果显示,12～17月龄(OR=0.812,95％ CI=0.709 ～0.931)、18～23月龄(OR=0.552,95％CI=0.475～0.640)、侗族(OR=0.717,95％CI=0.558 ～ 0.922)、父亲职业为商业服务人员(OR=0.864,95％ CI=0.756～0.986)、母乳喂养(OR=1.459,95％ CI=1.281～1.660)和有效服用营养包(OR =0.742,95％ CI=0.663～0.830)是贫困农村地区6～ 23月龄婴幼儿贫血的影响因素.结论 贫困农村地区6～23月龄婴幼儿贫血患病率仍处于较高水平,且受多种因素影响.
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农村≤5岁留守儿童身长与体重质量影响因素
目的 分析农村地区≤5岁留守儿童生长发育影响因素,为促进留守儿童健康成长提供依据.方法 2016年从全国第五次卫生服务调查家庭健康询问调查河北省数据库提取≤5岁农村儿童信息,分析留守儿童(270人)与非留守儿童(752人)身高、体重发育情况;以库中留守儿童中发育异常者为病例组,正常者为对照组,采用病例对照研究分析留守儿童身高、体重发育影响因素.结果 河北省农村地区≤5岁留守儿童生长发育迟缓构成比为78.15％,高于非留守儿童的18.88％ (x2=374.90,P=0.000);营养不良构成比(53.33％)高于后者(9.07％)(x2 =262.01,P≤0.01).多因素有序多分类logistic回归分析显示,母亲外出务工(OR=26.05,P=0.006)、体重异常(OR =3.85,P≤0.01)是留守儿童身长发育的危险因素;留守儿童家庭年人均纯收入较高可以促进儿童体重的增长(OR=0.46,P=0.004),儿童身长异常是体重正常增长的危险因素(OR=2.60,P≤0.01).结论 农村地区≤5岁留守儿童中,母亲外出务工尤其不利于其身长发育,家庭经济状况较好有利于其体重增长,婴幼儿身高与体重质量互相影响.
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江苏省农村留守儿童自杀风险调查
目的 调查江苏农村留守儿童的自杀风险,分析其影响因素.方法 2016年6-7月,整群抽取南京与盐城部分农村中小学的五至八年级学生961人,其中留守儿童418人,使用青少年自杀意念量表(PANSI)和自杀态度问卷(QSA)进行调查.结果 留守儿童自杀意念为(23.24±7.38)分,明显高于非留守儿童的(21.18±5.85)分,差异有统计学意义(t=-4.83,P≤0.001);父母外出工作年数对留守儿童的自杀意念影响有明显统计学意义(P≤0.01);性别、年级、独生子女与否对非留守儿童的自杀意念影响有明显统计学意义;留守儿童与非留守儿童的自杀态度分别为(87.30 ±9.62)、(87.82±10.13)分,差异无统计学意义(t=0.82,P＞0.05);年级对留守与非留守儿童的自杀态度的影响均有统计学意义(P≤0.05);自杀态度与自杀意念之间呈明显负相关(r=-0.22,P≤0.001).结论 留守儿童自杀风险高于非留守儿童,政府和社会公益组织应当有针对性地关注农村留守儿童的心理健康状况,尽快制定应对不健康心理和行为的响应机制和策略.
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陕南贫困农村地区婴幼儿喂养行为及风险因素分析
目的 研究中国集中连片贫困农村地区婴幼儿喂养行为及其风险因素.方法 2013年在陕南秦巴山区开展贫困农村婴幼儿喂养行为调研,采用结构化问卷,选取1 765名6 ～12月龄婴幼儿及其主要监护人为调查对象,收集婴幼儿喂养行为、孕产妇和儿童早期健康管理服务参与情况、婴幼儿及其家庭基本情况等信息,使用logistic模型分析婴幼儿喂养行为的风险因素.结果 孕产妇和儿童早期营养教育能促进婴幼儿微量营养素补充(OR=1.413,P ≤0.01),但与婴幼儿母乳喂养及辅食添加行为是否符合世界卫生组织标准间没有显著关系;低出生体重、第一胎和母亲不是第一监护人是科学母乳喂养婴幼儿的风险因素(均P≤0.01);年龄小、第一胎和妈妈教育年限≤9年是给婴幼儿科学添加辅食的风险因素(均P≤0.01).结论 陕南贫困农村地区婴幼儿母乳喂养和辅食添加不科学问题仍较普遍,孕产妇和儿童早期营养教育效果有限.
| 年 | 期数 |
| 2019 | 01 02 |
| 2018 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2017 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2016 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2015 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2014 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2013 | 01 02 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2012 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2011 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2010 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2009 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2008 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2007 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2006 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2005 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2004 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2003 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2002 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2001 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2000 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
