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關鍵詞：溝壑密度；溝壑特征；影響因素；延河流域
中圖分類號 P931.6 文獻標識碼 A 文章編號 1007-7731（2016）14-0108-04
Abstract：In order to study the statistical characteristics of gully density in the Yanhe river basin，this paper based on DEM of Yanhe river basin and ArcGIS software，using hydrological analysis method and mean value change-point method to extract the best gully system，and analyzed gully density in Excel software.The results show that：the total gully density in study area is 1.16km/km2，and the trend of gully density in partition areas is D1area>D2area>D3area>D4area；in different partitions，the average lengths of gullies and gully density with different classes have great differences；the gullies with same classes in different partition areas have different space distribution，and spatial heterogeneity of gully density also exists；these gully density characteristics are the results of landform factors and soil properties and so on.The study will help to reveal the spatial differences of soil erosion，and understand deeply the influence factors of gully density，then provide theoretical basis for coming up with integrated control measures of soil and water conservation pertinently.
Key words：Gully density；Gully characteristics；Influence factors；Yanhe river basin
土壤侵蝕使土地資源遭到破壞，土壤肥力和質量下降，已成為全球性的重大環境問題之一[1]。定量評價區域的土壤侵蝕量、土壤侵蝕強度及其空間分布特征，對于采取相應措施減少水土流失、保護和合理利用土地資源具有重要意義[2]。土壤侵蝕強度除了可用土壤侵蝕模數和土壤侵蝕厚度評價外，還可以采用溝壑密度來定量描述。溝壑密度可用于描述地面切割破碎程度，以單位面積上的溝谷總長度來度量[3]。溝壑密度越大，地面越破碎，土壤侵蝕程度越大[4]。目前，關于溝壑密度的提取方法，主要有外業調查法、遙感圖像處理法、數字高程模型（DEM）法、地形圖量算法等[5-6]。隨著數字高程模型被廣泛應用于地形特征提取、流域水系分析等數字地形分析領域[7-8]，溝壑密度、溝壑切割深度等溝壑特征參數以及坡度、坡向、流域邊界、溝谷網絡、溝谷節點等地形特征參數皆可通過DEM提取[9-10]，操作簡便且提取精度較高，不失為一種高效處理數據的方法。
黃土高原是我國土壤侵蝕最嚴重、生態環境最脆弱的地區[11]，地面溝壑縱橫，支離破碎，切割程度極大，因而該區城溝壑特征的研究一直是土壤侵蝕研究領域的重點。本文以延河流域為研究對象，按高程大小將研究區劃分為4個小區，對比分析不同小區溝壑密度的統計學特征。研究結果不僅助于揭示土壤侵蝕的空間差異性，而且可深入理解溝壑密度的影響因素，從而為有針對性地提出水土保持綜合防治措施提供理論依據。
1 研究區概況
延河，黃河一級支流，全長286.9km，源于白于山附近，由西北向東南注入黃河，流域面積7 725km2，位于36°21′～37°19′N，108°38′～110°29′E。流域年平均氣溫為8.8～10.2℃，年平均降雨量為520mm，且集中于6―9月。土壤類型以黃綿土為主，質地均一，土質疏松，抗侵蝕能力差；地勢西北高、東南低，形態表現為以下3種類型，即：上游為峁梁丘陵溝壑區，梁多而峁小，河床比降大，植被稀少，侵蝕強烈；中游為峁狀丘陵溝壑區，梁窄峁小，河谷寬闊，階地發育；下游為破碎塬區，塬面窄小，沖溝發育。總體上黃土丘陵溝壑區面積約占90%，水土流失嚴重。
2 數據與方法
2.1 數據獲取 本文以地理空間數據云網站的DEM數字高程模型數據為基礎數據源，以WGS_1984_UTM_Zone_49N為空間參考，空間分辨率為30m×30m。
2.2 數據處理
2.2.1 延河流域的生成 在ArcGIS10.2軟件中首先對DEM源數據進行拼接處理，利用水文分析功能生成矢量河網數據，分水嶺工具生成集水流域，選擇、導出并合并延河流域干流及其支流所流經區域，利用合并后的延河流域面文件裁剪DEM源數據，獲得延河流域DEM數據，如圖1所示。
2.2.2 溝壑密度計算方法 溝壑密度也稱溝谷密度或溝道密度，是指單位面積內溝壑的總長度，單位一般以km/km2表示，數學表達式為：
[D=LA]
式中：D指溝壑密度；∑L指研究區域內的溝壑總長度（單位：km）；A指特定研究區域的面積（單位：km2）[12]。
2.2.3 延河流域溝谷網絡提取 在延河流域溝谷網絡提取過程中，匯流閾值的大小直接決定了溝壑密度的大小，故數據處理的關鍵在于設置合理的閾值。為了確定延河流域溝谷網絡的最佳閾值，在ArcGIS10.2軟件中建立水文分析模型，分別選取100、200、300…2 300、2 400、2 500等一系列閾值，運用圖解建模的方法依次運行模型（具體模型見圖2），當閾值位2 500時流域溝壑總長度趨于穩定。由圖3可看出，隨著匯流閾值的增加，流域溝壑總長度隨閾值增加總體呈冪函數減小，相關系數R2為0.999 4，擬合度較高，通過統計學檢驗。
為了使提取的溝谷網絡更加接近真實溝谷形態，基于均值變點分析法，確定曲線由陡變緩的唯一點，即為最佳閾值點。由圖4可知，當匯流閾值為500時，所提取的溝谷網絡最接近真實溝谷形態，此時流域溝壑總長度為8 903.55km。
3.1 溝壑密度 研究區按高程大小可劃分為4個分區，即延河中游河谷平原區（HD2區>D3區>D4區的特點，而第2等級溝谷的溝壑密度為D2區>D1區>D3區>D4區。
[m]
圖5 延河流域溝壑密度分布
從不同分區不同等級的溝谷平均長度來看，在不同分區中，隨著溝谷等級的增大，不存在明顯的規律性。1區以第3級溝谷平均長度最長，為1.15km，第1級和第2級溝谷的平均長度相差不大，第7級的溝谷長度最長，為14.65km；2區除2、5、6級溝谷外，其余溝谷平均長度隨著溝谷等級的增大而減小，溝谷長度除6級溝谷外隨溝谷等級的增大也呈減小趨勢，2級溝谷的平均長度最大，為0.92km；3區溝谷長度及溝谷最大值均隨著溝谷等級的增大遞減，平均長度以1級溝谷最大，為0.81km，4級溝谷最小，為0.62km；4區1、2級溝谷的平均長度分別為0.71km和0.56km，1級溝谷長度為2級溝谷長度的10倍左右。
同一等級的溝谷，在4個分區中的空間分布也不相同（圖5）。7級溝谷即溝谷主干有且僅有1條，僅存在于1區和2區范圍內，主要分布于2區，在2區的溝谷長度為1區的10倍之多；6級溝谷即溝谷的一級支流，僅有2條且僅分布于2區，溝谷總長度為73.93km，兩條溝谷的長度分別為24.65km和49.28km；5級溝谷有7條，分布于2區和3區，其中有4條完全分布于2區，3條既分布于2區，又分布于3區，在2區的溝谷長度為168.95km，占5級溝谷總長度的84.09%；4級溝谷共38條，仍主要分布于2區，有20條完全分布于2區，其中分布于2區的溝谷長度為438.50km，3區的溝谷長度為103.06km，2區溝谷長度是3區的4.25倍；3級溝谷分布于1區、2區和3區，以2區分布最多，其溝谷總長度為1 168.26km，分布于2區的溝谷長度為826.94km，占該級沖溝總長度的70.78%；其余1、2級溝谷在4個分區中均有分布，為整個溝壑系統的主體部分，其中，1、2級溝谷在2區中的分布均大于3區，其溝谷長度分別為2 790.95km和1 451.34km，分別占該級溝谷總長度的61.79%和64.56%，二者在1區中的分布均最少。總體上看，研究區各級溝谷主要分布于2區和3區，且分布于2區的溝谷數量及溝谷長度均最大，其溝壑密度也較大，為1.66km/km2，表明研究區侵蝕最強烈的地區位于2區，是該流域的水土流失重點防治區域；雖1區溝壑密度最大，但由于其面積最小，且溝谷級別類型較少，且其屬于延河中游河谷平原區，呈條帶狀沿干流分布，主要地貌類型為河流階地且階地面寬坦[13]，故其地面破碎度較小，不作為水土保持防治的重點區域。
3.2 影響因素
3.2.1 地貌形態 地貌是組成自然環境的基本要素，一個地區的土壤侵蝕差異受到不同地貌形態的制約。一般來說，平原地區以堆積為主，山區和丘陵地區則以侵蝕為主[12]。溝壑密度的大小主要取決于溝谷的發育程度，在研究面積一定的條件下，其與溝谷總長度成正比。黃土高原的地貌類型主要有塬、梁、峁及各類溝谷，黃土塬部分地形較平坦，侵蝕較弱；梁峁區主要發育細溝、淺溝、切溝等多種形態的溝谷，且具有坡度大、坡度長、臨空面大的特點，有利于水流侵蝕和重力侵蝕的發展，故為黃土高原侵蝕最強烈、地形最破碎的地區[12]；山地區則多發育深切沖溝，切割深度較大，且大多已達侵蝕基準面，下切侵蝕與溯源侵蝕過程受到抑制，即溝谷發育過程受到限制，故雖土壤侵蝕強度較大，但地形破碎度較小，溝壑密度較小。研究區4個小區可進一步劃分為平原區（1區）、梁峁區（2、3區）和山地區（4區）。梁峁區的溝壑密度為2.43km/km2，較山地區（0.18km/km2）大，且山地區僅發育1、2級溝谷，溝谷類型較單一，梁峁區發育1～7級溝谷，溝谷類型復雜多樣，溝谷發育程度大，地形破碎，是水土保持綜合防治的重點區域。
3.2.2 土壤性質 土壤性質是影響溝谷發育的主要因素之一，在其他條件一定的情況下，地表組成物質越疏松，溝谷越發育。延河流域主要的土壤類型為黃綿土，土體結構疏松，有機質含量低，易受侵蝕，巖性主要為中生代的砂巖、砂頁巖。黃土的這些性質表現為其機械組成由西北向東南逐漸變細，物質越細、抗蝕能力越（下轉116頁）（上接110頁）強，故地表組成物質由西北向東南抗蝕能力增強[14]，從而影響了溝壑密度的空間分異。
4 結論與討論
通過以上分析可知，研究區各分區溝壑密度呈現出D1區>D2區>D3區>D4區的特點，3區和4區隨溝谷等級的增大，溝壑密度呈減小趨勢。1區7級溝谷的溝壑密度最大，為2.02km/km2，2區1級溝谷溝壑密度最大，為0.79km/km2。研究區總溝壑密度為1.16km/km2，景可[14]的研究結果表明，不同比例尺地形圖上，以不同起算點研究同一流域的河網密度，大小往往可相差5倍左右，其中延河流域溝壑密度大小介于0.41～1.45km/km2，與本文的研究結論一致。
本文通過對延河流域按高程進行分區，并且對不同分區的溝壑密度統計學特征進行分析，有助于認識不同地貌類型下溝壑密度的空間分異特征，從而進一步地反映了地表破碎度即土壤侵蝕強度的差異性，為提出有針對性的水土保持綜合防治對策提供理論依據。前人對黃土高原地區溝壑密度的研究多集中于其宏觀上的空間規律性以及不同流域、不同尺度地域之間溝壑密度特征的對比分析，而對同一流域按不同標準劃分分區，對比不同分區溝壑密度特征及空間分異性，揭示其影響因素的研究則較少，因此本研究具有一定的理論意義。
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【關鍵詞】 行為，成癮；精神衛生；因素分析，統計學；兒童；農村人口
【中圖分類號】 R 179 R 395.6 R 749.92 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1000－9817(2007)05－0427－02
Behavior Problems and the Influencing Factors Among Rural Schoolaged Children/ TAO Xingyong, LI Yingchun, RUAN Liang, et al. School of Public Health, Anhui Medical University, Hefei(230032), China
【Abstract】 Objective To study the situation and the influencing factor of behavior problems among schoolaged children in rural area, and to provide evidence for the early intervention. Methods A cluster sample of 809 rural schoolaged children were investigated by Conners Parent Symptom Questionnaire(PSQ). Results The total incidence rate of behavior problem was 16.6%. Mean scores were significantly higher in male than those in female for the factors of conduct disorder, learning disorder, impulsivehyperactive disorder and hyperactive index. Significant differences were also found in mean scores of learning disorder, impulsivehyperactive disorder and hyperactive index among children of different grades. The mean scores of leftbehind children were significantly higher than those of nonleftbehind children both in psychosomatic disorder and anxiety. Multivariate logistic regression analysis indicated that fewer fostered children in family, poor health of children, negative appraisal for children and scolding/humiliating children by parents/guardians frequently were the independent risk factors for behavior problems. Conclusion Some behavior problems exist among rural schoolaged children especially for leftbehind children. It is important to take relevant psychosocial measures to improve rural schoolaged children’s health.
【Key words】 Behavior,addictive;Mental health;Factor analysis,statistical;Child;Rural population
隨著我國工業化社會的發展和農村剩余勞動力的輸出，農村兒童的家庭成長環境也在發生著重大改變，“留守兒童”群體不斷增加。這種變化可能引起農村兒童心理行為特征的變化。本研究通過對農村學齡兒童行為問題及相關因素進行分析，以便為農村兒童心理衛生問題的早期發現與干預提供基礎資料。
1 對象與方法
1.1 對象 采用整群抽樣的方法，選取皖南地區某縣3所農村小學所有在校學生為研究對象，對其監護人進行問卷調查，獲得有效問卷809份。其中男生492名，平均年齡(9.98±1.57)歲；女生317名，平均年齡(10.20±1.54)歲。
1.2 方法 采用橫斷面問卷調查的方法，調查員由安徽醫科大學公共衛生學院本科學生經過統一培訓后擔任。問卷內容包括兒童基本信息、監護人及家庭基本狀況、教育方式、Conners兒童行為量表（父母用癥狀問卷）等。問卷的調查對象為兒童的父母，“留守兒童”信息由目前的監護人提供。
Conners量表父母問卷(PSQ)[1]是兒童行為問題篩查中應用很廣泛的量表。父母問卷有48個條目，采用0～3四級評分法。可歸納為6個因子即品行問題、學習問題、心身障礙、沖動-多動、焦慮、多動指數。本次研究以被調查兒童行為量表有1個或1個以上因子分超過常模2個標準差即評價為異常[2]。
1.3 資料處理 采用Epi Data 3.0錄入數據，SPSS 10.0軟件完成數據t檢驗、方差分析和非條件Logistic回歸分析。
2 結果
2.1 兒童行為問題檢出情況 與常模[2]比較顯示，有行為異常者134例，異常檢出率為16.6％，其中男生80例，女生54例，行為異常檢出率性別之間差異無統計學意義（χ2=0.084，P=0.772）。各種行為問題按檢出率從高到低排序依次為
焦慮57例（7.0％）、沖動-多動48例（5.9％）、多動指數43例（5.3％）、學習問題36例（4.4％）、心身障礙32例（4.0％）、品行問題26例（3.2％）。
2.2 不同性別學齡期兒童行為因子得分比較 見表1。
對不同性別兒童各個行為因子得分進行比較，結果顯示，在品行問題、學習問題、沖動-多動和多動指數等4個因子的得分上男生均高于女生，差異均有統計學意義。
2.3 不同年級學齡兒童行為因子得分比較 將不同年級學生各行為因子得分進行方差分析，結果顯示，在學習問題、沖動-多動和多動指數3個因子上年級之間差異均有統計學意義，見表2。
2.4 “留守兒童”與非“留守兒童”行為問題比較 本次調查中“留守兒童”有162人，占總調查兒童的20.02％。“留守兒童”有行為異常者34人，檢出率為20.99％，與非“留守兒童”比較，差異無統計學意義（χ2=2.869，P=0.090）。進一步對2類兒童行為各因子得分比較，結果顯示在心身障礙和焦慮因子上“留守兒童”得分高于非“留守兒童”，差異有統計學意義，見表3。
2.5 農村學齡期兒童行為問題多因素非條件Logistic回歸分析以行為異常與否為因變量，將兒童與監護人性別、年齡、健康狀況、家庭經濟條件、教育方式等作為自變量，進行單因素Logistic分析，再將P＜0.05的變量作為自變量，進行多因素非條件回歸分析，采用逐步向前引入法，納入回歸方程水準為0.05，剔除水準為0.10。最終進入方程的變量有家庭撫養兒童數、被調查兒童健康狀況、在別人面前負面評價孩子和經常責罵或羞辱孩子4個變量，見表4。
3 討論
行為問題是兒童期常見的心理衛生問題，并可延續和發展為成年期心身障礙或疾病。兒童行為檢出率為5％～30％[3-4]。本次利用Conners量表父母問卷對農村學齡期兒童行為進行調查，結果顯示，該地區農村兒童行為異常檢出率為16.6％，高于國內陳虹等[5]以同一量表在大連市的調查結果（11.27％），符合農村兒童行為問題患病率高于城市兒童的規律。本次調查結果還顯示，男生在品行問題、學習問題、沖動-多動和多動指數因子得分上均高于女生，與蘇林雁等[6]和范娟等[2]的報道基本一致。學習問題、沖動－多動和多動指數因子得分在不同年級之間也存在差異，高年級學生行為問題更為突出。
本次調查發現農村學齡兒童中“留守兒童”占20.02％，比例較高。對“留守兒童”與非“留守兒童”行為因子進行比較，顯示“留守兒童”更容易產生心身障礙和焦慮問題。提示缺乏正常親子的監護可能導致該群體的心理負荷增加。王東宇等[7]通過對中學生調查也發現，“留守兒童”存在各種明顯的焦慮、學習壓力、人際關系緊張與敏感、抑郁、情緒不穩定等心理問題。因此，“留守兒童”由于正常監護的缺失需要學校和社會的更多關注。
有關行為問題的多因素分析結果顯示，家庭撫養兒童數少、兒童健康狀況差、監護人經常在別人面前負面評價孩子和經常責罵或羞辱孩子等是農村學齡期兒童行為問題的獨立危險因素。可能由于撫養兒童較多的家庭能為兒童提供更多的情感溝通和交流機會，從而減少兒童心理行為上的壓力和困惑；健康狀況差的兒童可能受到身體因素影響而導致心理行為變化；監護人經常在別人面前負面評價孩子和經常責罵或羞辱孩子等懲罰式的教育方式，容易使兒童產生叛逆心理。父母過分斥責、打罵兒童可導致兒童行為問題發生，且明顯增加兒童日后行為[8]。兒童心理行為發展涉及多種因素，本調查農村地區學齡兒童行為異常率較高，家庭、學校和社會等應相互配合，采取綜合的干預措施，以提高兒童心理健康水平。
關鍵詞：學齡前兒童；心理狀況；影響因素；分析研究
當前在我國兒童的心理問題成為了影響兒童正常發育和成長的重要問題[1]，在兒童時期的心理問題會一直延續，在調查研究中發現有超過50%以上的心理問題是來源于學齡前期，其中兒童在成長過程中遇到的心理問題會對兒童以后的成長和發育帶來非常不良的影響，因此需要對學齡前兒童的心理問題給予重視，及時的對存在的心理問題進行健康教育指導和行為干預，從而保證我國兒童的健康成長和發育。下面本文選取抽取的1000例學齡前兒童進行問卷調查，對其心理健康的影響因素進行分析探究，現資料統計如下。
1資料與方法
1.1一般資料 本文選取于2013年08月～2014年08月抽取的1000例學齡前兒童進行問卷調查，年齡3～6歲，平均年齡（4.23±0.28）歲。分別從我市10所幼兒園抽取兒童進行心理健康調查。
1.2研究方法 在調查之前，先對兒童家長以及兒童說明調查的目的以及整個調查過程，希望能夠獲取最真實的調查結果，同時得到兒童的積極配合，保證整個調查過程的順利開展，在調查過程中需要將一些注意事項及時的告知兒童及其家長[2]。然后根據兒童的真實情況，由兒童家長來進行問卷填寫。
1.3調查內容 在調查過程中，主要是對兒童的年齡、性別、出生日期、年級、飲食營養狀況、是否是獨生子女、撫養人、受教育方式、家庭基本情況比如家庭生活環境、家庭經濟狀況、父母親職業、文化程度等基本情況進行調查和記錄填寫[3]。
在上述基本資料調查的基礎上，進一步展開兒童心理健康問卷調查，主要針對兒童的社會方面、情感和意志方面、生活方式、認知能力等幾個方面展開詳細的問卷調查過程[4]。
1.4統計學處理 本次采用SPSS18.0統計學軟件進行處理分析，計量資料采用t檢驗，組間對比采用χ2檢驗，P
2結果
2.1基本情況結果分析 本次問卷調查全部回收，且回收問卷全部有效，都能夠納入到調查統計過程中。一共抽取了1000例學齡前兒童進行問卷調查，其中男性兒童540例，女性兒童460例，男女比例為1：0.85。
2.2 1000名學齡前兒童心理問題的檢出率結果分析 在1000例學齡前兒童中，其中存在一方面或者是多方面心理評分不及格的兒童都視為是心理不健康兒童。經過調查后發現有在抽取的1000例學齡前兒童中有超過27.00%的學齡前兒童存在心理健康問題，其中社會方面的心理健康問題檢出率結果是24.00%，情感和意志方面的心理健康問題檢出率結果是12.00%，生活方式方面的心理健康問題檢出率結果是17.00%，認知能力方面的心理健康問題檢出率結果是15.00%。
其中男性兒童的心理健康問題檢出率結果是27.78%（150/540），女性兒童的的心理健康問題檢出率結果是26.09%（120/460），兩組結果對比不存在顯著性差異（P>0.05），不具有統計學意義。
3歲兒童一共是250例，檢出率是34.00（85/250）；4歲兒童一共是250例，檢出率是24.00（60/250）；5歲兒童一共是250例，檢出率是20.00（50/250）；6歲兒童一共是250例，檢出率是26.00（65/250）。3歲兒童的心理健康問題檢出率結果最高，明顯高于其他3個年齡段兒童的心理健康問題檢出率結果，結果對比存在顯著性差異（P
3討論
我們應該重視學齡前兒童的心理健康問題，對其影響因素進行單因素分析和多因素回歸分析后，得出正確的結論，從而針對其影響因素提出有效的預防對策來改善學齡前兒童的心理健康狀況，促進兒童健康成長[5]。本文選取抽取的1000例學齡前兒童進行問卷調查，對其心理健康的影響因素進行分析探究，結果發現抽取的1000例學齡前兒童中有超過27.00%的學齡前兒童存在心理健康問題，其中3歲兒童一共是250例，檢出率是34.00（85/250）；4歲兒童一共是250例，檢出率是24.00（60/250）；5歲兒童一共是250例，檢出率是20.00（50/250）；6歲兒童一共是250例，檢出率是26.00（65/250）。3歲兒童的心理健康問題檢出率結果最高，明顯高于其他三個年齡段兒童的心理健康問題檢出率結果，結果對比存在顯著性差異（P
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【關鍵詞】 接種；認知；因素分析，統計學；兒童，學齡前
【中圖分類號】 R 186 R 179 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1000-9817(2008)05-0427-02
為了解濟寧市學齡前兒童計劃免疫的實施情況，探討影響該人群免疫接種及時性的主要因素，為今后疾病控制措施的制定提供相應的依據，筆者于2007年1-6月對濟寧市6所托幼機構兒童的疫苗及時接種率及其影響因素進行了調查。現將結果報道如下。
1 對象與方法
1.1 對象 采取整群抽樣方法，對濟寧市6所托幼機構2 076名學齡前兒童進行調查。其中男童1 104名（53.2%），女童972名（46.8%）；常住兒童1 903名（91.7%），流動兒童173名（8.3%）。
1.2 方法 采用問卷式調查，收集調查對象疫苗的免疫接種情況、家庭基本狀況、家長對計劃免疫接種的認識情況、影響兒童及時接種的原因和獲取免疫接種相關知識的途徑等5個方面的資料。
1.3 及時接種率的判定 按山東省規定的免疫起始月齡和接種時間間隔實施接種為及時，即卡介苗（BCG）在出生后1個月內完成，乙型肝炎疫苗3劑（HepB）在6個月內完成，脊髓灰質炎糖丸3劑（OPV）在出生后5個月內完成，百白破三聯制劑3劑（DPT）在出生后6個月內完成，麻疹疫苗（MV）在出生后9個月內完成；乙腦、流腦、流腮、風疹、甲肝、水痘在出生后24個月內完成為及時。
1.4 統計學分析 所有數據應用Excel輸入整理，應用SPSS 11.0 軟件進行統計分析。采用χ2檢驗和Logistic回歸分析。
2 結果
2.1 疫苗及時接種情況 濟寧市常住兒童除卡介苗外，其他基礎疫苗、季節性疫苗和自費疫苗及時接種率均高于流動兒童，差異均有統計學意義（P值均＜0.01），見表1。
2.2 兒童家長預防免疫相關知識獲得途徑及知曉率 在獲得預防免疫知識的途徑中，72.8%的家長是通過接種場所張貼的宣傳資料獲取，13.2%的是通過親朋好友及鄰居同事等介紹獲取，4.5%的是通過報紙雜志獲取，3.3%的是通過廣播、電視獲取。家長對兒童預防免疫知識的平均知曉率為46.1%，其中對疫苗可以預防疾病的知曉率為92.2%，1歲內必須接種的5種疫苗的知曉率為43.6%，知道“脊髓灰質炎強化接種日”的占26.7%，知道何為計劃免疫的為50.6%。
2.3 影響及時接種率的因素 以5種基礎疫苗的及時接種為應變量（及時=0，不及時=1），將兒童性別、父親和母親的文化程度、職業、家庭平均月收入、居住地、對接種疫苗的態度和相關知識的知曉率等納入方程，進行Logistic回歸分析，結果發現，居住地更換（χ2=8.036，P=0.005，OR=9.061）、接種次數多（χ2=31.972，P
3 討論
學齡前兒童正處于生長發育和各器官系統逐步完善的階段，抵抗疾病的能力較弱，容易感染各種疾病。托幼機構是幼兒相對集中的場所，幼兒群體如缺乏有效的免疫應答能力，一旦有傳染源進入，就很容易引起傳染性疾病的爆發流行。計劃免疫是控制和消滅相應疾病的最有效、最方便、最經濟的手段。對疫苗接種效果的評價可從接種率、接種覆蓋率、抗體滴度等方面進行。抗體滴度可以準確反映機體接種疫苗后的效果，但在人群中開展檢測工作需要強大的資金作為保證，而且要采集血樣，兒童和兒童監護人都難以接受，配合程度較差。疫苗的全程、及時接種是保證機體產生高抗體滴度的前提，接種及時率的提高可使接種對象在短期內產生更持久的免疫能力，使易感人群獲得高滴度的抗體保護率，避免因接種失敗進行重復和強化接種所造成的人力、物力及財力上的巨大浪費，而且能更好地應對傳染性疾病的爆發流行。因此，從成本-效益比值和人群的配合程度上來看，疫苗的及時接種率是評價疫苗接種效果最經濟、最直接的指標之一。
2000-2006年歲兒童BCG，DPT，OPV，MV“四苗”接種報告率均保持在97.4%以上［1］。筆者調查顯示，濟寧市學齡前兒童疫苗及時接種率均明顯低于我國疫苗免疫報告接種率，尤其是卡介苗，及時接種率只有9.7%。目前，計劃免疫提供的卡介苗為多人份裝，在兒童出生密度不高的地區，24 h內接種會導致疫苗的大量浪費，接種門診則普遍采取集中接種的方式，以降低耗損；另外，當地的風俗習慣(兒童滿月前不易出門)也可能是導致卡介苗的及時接種率明顯低于其他疫苗的主要原因。因此，計免接種門診應主動開展工作，加強與醫院婦產科的聯系，加大宣教工作的力度，提高兒童家長對健康行為的認識。
調查顯示，基礎疫苗及時接種率高于季節性疫苗，季節性疫苗高于自費疫苗，單劑疫苗高于多劑疫苗。提示接種門診應結合所轄地區兒童接種的實際情況，增加疫苗常規運轉頻率。另外，相關部門要加強聯合疫苗的研發工作，減少接種次數，以提高及時接種率。
流動兒童的計劃免疫管理越來越受到普遍關注［2］。調查結果顯示，流動兒童疫苗及時接種率均低于常住兒童，與國內相關報道［3］一致，這可能與流動兒童來源廣泛、構成復雜、流動快、家長文化水平低、缺乏計劃免疫知識，以及缺少完整、確切的流動人口的管理機制和計劃免疫辦法有關。流動兒童作為潛在傳染源，疫苗接種不及時或漏種都可能會造成疾病的傳播，應引起相關部門的重視。
本次研究將可能影響兒童免疫接種及時性的17項因素納入Logistic回歸分析，結果顯示，兒童性別、家庭月收入、父親職業、家庭子女數等因素對接種及時率無影響，與相關研究［4］有所不同。母親作為家庭照顧兒童的主要成員，其文化層次決定了其掌握計劃免疫相關知識的知曉程度，決定了整個家庭對兒童免疫接種的關注程度；知識掌握的程度可以促進行為的改變，父母掌握計劃免疫相關知識的水平越高，兒童及時接種率也就越高。本次調查顯示，濟寧市兒童家長對計劃免疫相關知識的平均知曉率只有46.1%，因此，多渠道、多途徑、多方位開展宣傳教育，調動家長的積極性和主動性，也是提高兒童及時接種率的有效措施。
4 參考文獻
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關鍵詞： Excel 生物統計學 方差分析 雙因素 重復觀測值
《生物統計學》是對數據資料進行收集、整理、分析、解釋的科學[1]，在《生物統計學》教材中不僅提供了如何通過合理的試驗設計獲得理想的數據資料，還提供了各種數據資料分析方法，是所有高等學校本科生的必修課。《生物統計學》是畜牧、獸醫、農學、林學、微生物、醫學等生命科學領域不可缺少的統計工具，越來越多的數據分析離不開生物統計學原理與方法，隨著計算機技術的發展，已有更多軟件被應用于《生物統計學》，如SPSS[2-4]，Excel[5]，SAS[6]等，但是不同統計軟件具有不同的統計特點，如Excel統計功能雖然簡單，但是操作方便，分析出來的結果更為直觀，更適合《生物統計學》初學者。《生物統計學》由于公式比較多，理論相對深奧，因此高等學校本科生對這門課程的學習興趣相對不高。本文主要介紹如何利用Excel對雙因素有重復觀測值方差分析，以案例的形式詳細闡述其分析過程，希望通過本文的應用與探討提高學生學習《生物統計學》的興趣，并增強學生分析數據能力。
1.分析工具庫的安裝
Excel一般并不直接帶著“分析工具庫”這一模塊，需要在Excel的基礎上自己安裝，安裝步驟：Excel的工具加載宏分析工具庫確定。
2.雙因素有重復的方差分析
雙因素有重復觀測值方差分析，一般適用于雙因素試驗設計的數據分析，而且是不同因素水平組合（處理）的觀測值需要2個或2個以上才可以運用此分析模塊。
2.1數據資料的建立
例1：為了從3種不同原料（A）和2種不同溫度（B）中選擇使酒精產量最高的水平組合，每一水平組合重復4次，試進行方差分析[1]。數據資料建立如圖1，可以將原料（A）放在行上，溫度放在列上。
2.2單因素方差分析過程
在Excel中：工具數據分析方差分析：可重復雙因素分析，點擊確定進行分析，輸入區域：選擇原始數據（包含行和列的標志在內）；每一樣本的行數：4，也就是填寫重復觀測值的個數；a（顯著水準）：0.05（或者0.01），輸出選項：輸出區域處選一空白處，單擊確定按鈕，具體選項見圖2。
2.3 結果分析
結果部分見圖3，圖3只是對數據進行了描述統計量分析，只是簡單地列出了不同水平組合的樣本大小、平均數、方差、總和等信息，從此結果可以初步看出，每個組合的樣本大小均為4，A2B2組的酒精產量均值（15.5）是最小的，而A2B1的酒精產量均值（49）是最大的。
方差分析的最終結果見圖4，針對所有數據資料的變異來源分為樣本行（在此例中為不同原料）、列（本例中為不同溫度）、交互（原料與溫度的互作）、內部（隨機誤差），分別列出了平方和（SS），自由度（df），均方（MS），F值（F），相伴概率（顯著性概率P-value），F的臨界值（分位數，F crit）。根據圖4的結果可以有2種方法判斷結果，其一是直接根據顯著性概率判斷，也可以根據F值判斷。由圖4可以看出，利用相伴概率判定結果如下，不同原料（樣本）：P=0.039486
如果根據F值判定，不同原料（樣本）：F=3.888219>F臨界值=3.554561，因此不同原料的酒精產量差異顯著。不同溫度（列）：F=44.66207>F臨界值=4.413863，因此不同溫度的酒精產量差異顯著，如想看是否會差異極顯著需要返回到圖2，在a處輸入0.01，然后重新判定結果。交互：F=1.582673
3. 討論
在雙因素方差分析中Excel數據資料的建立是十分方便的，基本按照將一個因素放在行上，另一因素放在列上建立數據資料就可以，而SPSS統計軟件的數據建立[7]需要將同一因素的所有水平建立在同一列里。Excel在結果輸出時候則給出了相伴概率P和F值這兩種結果，可以以兩種方式對結果進行分析，而SPSS只是以相伴概率P為依據判定結果相對單一[7]。可以看出，利用Excel進行雙因素有重復觀測值方差分析雖然從數據的建立、分析過程、結果分析等方面來看，操作相對比較方便適合初學者，但是也有不足之處，當方差分析結果是差異顯著（或極顯著）時，不能對數據資料進行進一步多重比較。
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【關鍵詞】 視覺,雙眼;視力,低;因素分析,統計學;學生
【中圖分類號】 R 770.421 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1000-9817(2010)06-0697-03
Students' Vision Across Different Majors and Its Influencing Factors in Weifang Medical College/LV Lei, ZHANG Zheng-hou, JIANG Guang-dong, et al. Department of Medical Physics, Weifang Medical College,Weifang(261053),Shangdong Province,China
【Abstract】 Objective To follow up changes in students' vision and the influencing factors. Methods The data were collected mainly by vision determination and questionnaire. Results Students with normal vision accounted for 5.87% and those with low vision accounted for 94.13%. The factors affecting students' vision included light intensity, wearing glasses or not, eye massage, food preference, time length of using computers. Conclusion The quality of lighting in classrooms is the main factor affecting vision, followed by wearing glasses, eye massage, food preference and time of using computers.
【Key words】 Vision,binocular;Vision,low;Factor analysis,statistical;Students
近年來大學生視力減退率逐年上升,成為影響學生體質健康的突出問題[1]。為了解醫學院校大學生視力狀況,對濰坊醫學院2006級英語、管理、護理、醫學4個專業的部分本科學生進行2 a視力追蹤調查和問卷調查,并對視力檢測結果進行了縱向分析,旨在找出視力低下的主要影響因素,為進一步做好醫學生視力低下的防治工作提供科學依據[1-10]。
1 對象與方法
1.1 對象 選取濰坊醫學院2006級英語、管理、護理、醫學4個專業的本科學生共213人。其中英語專業55人,管理專業45人,護理專業48人,臨床醫學專業65人;男生67人,女生146人。年齡在19～23歲之間。學生來源于全國各地,以山東省為主(95%)[11]。
1.2 方法
1.2.1 視力檢測與判斷 入學時進行第一次視力檢測,入學1 a后進行第二次視力檢測和問卷調查,2 a后又進行了視力檢測和問卷調查。視力檢測均由濰坊醫學院校醫院的2名專業人員負責。遠視力和近視力檢查均采用標準對數視力表燈箱,表面照度500lx,以5分記錄視力。若裸眼遠視力低于5.0而近視力正常,則戴鏡測矯正視力;矯正視力不能達到5.0則查眼底,以排除眼底疾患。對近視力低下、遠視力正常者,或遠近視力都低下者采用全自動電腦驗光儀進一步確定視力低下的類型,并由專人逐一記錄視力值和近視者所配帶眼鏡的度數(此度數采用全自動電腦焦度儀檢測)。視力判斷均按照國家教委頒布的《大學生體育合格標準》的視力等級評定,凡裸眼近視力≥5.0、遠視力≥5.0為正常視力;凡裸眼遠、近視力任意1項-3.00D;(2)中度近視為-3.00 D～-6.00 D;(3)高度近視為
1.2.2 問卷調查 通過查閱文獻、專家咨詢、個別訪談等方法設計調查問卷,并進行了預試使其完善。問卷內容涉及個人基本信息和一些可能與視力相關的因素。對影響因素的回答采用Likert5點量表,分別為“很經常”、“經常”、“一般”、“不經常”、“很不經常”;“很強”、“強”、“適中”、“弱”、“很弱”等;正向題目計分方式為5分、4分、3分、2分、1分,反向題目正好相反[11]。本問卷內容與第2次問卷內容基本一致,只增加了1項做眼保健操,共19項。視力檢測完成后,由經過培訓的調查員統一組織調查對象匿名自行填寫問卷,當場收卷密封。
1.2.3 資料分析 數據錄入前對錄入人員進行統一培訓。視力檢測、問卷調查數據均采用SPSS 11.5進行分析,百分率的比較采用χ2檢驗[7],對教室采光照明質量進行描述性分析。
2 結果
2.1 學生視力情況 在第3次視力檢測中,視力正常者占5.87%,視力低下者占94.13%。 視力低下中,單純近視占75.2%,單純遠視占0.4%,近視散光占21.3% ,遠視散光占3.1%,有眼部疾病者2人,占1.0%。輕度低視力中,裸右占5.7%,裸左占5.8%;中度低視力中,裸右占19.1%,裸左占20.1%;重度低視力中,裸右占75.2%,裸左占74.1%。輕度近視中,右眼占29.2%,左眼占29.3%;中度近視中,右眼占59.4%,左眼占59.8%;高度近視中,右眼占11.4%,左眼占10.9%。
2.2 不同專業、性別、城鄉及各年齡組之間視力的關系 表1顯示,英語專業、醫學專業學生的左、右裸眼平均視力均高于管理專業(P值均
2.3 視力的影響因素 以右、左裸眼視力為因變量,問卷中19個影響因素為自變量,進行進行多變量回歸,采用逐步回歸方法進行回歸分析:y(右眼)= 0.349x9+0.269 x5+0.168x10-0.13518-0.125x1;y(左眼)= 0.346x9+0.264x5+0.166x10-0.136x18-0.129x1 。模型回歸顯示,右眼相關系數R為0.952,決定系數R2為0.906,校正決定系數為0.901,標準誤差為0.097;左眼相關系數R為0.961,決定系數R2為0.924,校正決定系數為0.916,標準誤差為0.098,表明求得的回歸方程擬合優度很好。見表3。
光線強弱、視力低下者佩戴眼鏡情況、做眼保健操、偏食、每天平均使用電腦時間對大學生裸眼視力均有顯著影響,但影響強度是不同的,依次為光線的強弱、佩戴眼鏡情況、做眼保健操、偏食、使用電腦時間。而平均玩游戲時間、平均看電視時間(在校)、平均睡眠時間、平均戶外活動時間(但不包括體育鍛煉)、平均體育鍛煉時間、課后平均看書、寫作業的時間、躺著看書、在太陽底下看書、吃飯時看書、走路時看書、乘車時看書、吃零食、個人體質、個人性格因素均未進入回歸方程。
2.4 新老校區教室照明質量及3次視力檢測結果比較 通過第2次問卷調查發現,光線強弱對視力健康影響最大,于是對研究對象學習的主要場所――教室的采光照明質量進行了測定。新老校區研究對象所在教室全部裝有人工照明,來補償天然光線的不足。新校區教室的照明光源采用的是細管徑的T5熒光燈,三管嵌入式格柵燈(3×28W,電子整流器);老校區教室的照明光源采用的是粗管徑的36W的T8直管熒光燈(電感鎮流器),三管筒式以橫向的形式懸掛在頂棚上。見表4。
表5顯示,左、右裸眼平均視力第2次(入學1 a后)、第3次(入學2 a后)調查明顯低于第1次(入學時)(P0.05);英語專業、醫學專業的學生左、右裸眼平均視力第2次低于第1次(P值均
3 討論
調查顯示,濰坊醫學院學生視力低下率隨學年增長而上升,這可能是由于研究對象第一學年全部在老校區,第二學年除管理專業外全部在新校區,而新校區教室各項采光照明技術指標都比老校區有很大程度的改善。視力低下中單純近視、遠視所占比例稍有降低,近視散光、遠視散光所占比例稍有升高;有眼部疾病者所占比例上升;輕度低視力、中度低視力所占比例稍有降低,重度低視力所占比例稍有升高;輕度近視、中度近視所占比例稍有降低,高度近視占比例稍有升高,但差異均無統計學意義。這可能與目前市場競爭越來越激烈、學生學習壓力加大而用眼過多有關。
研究表明,英語專業、醫學專業學生的左、右裸眼平均視力均高于管理專業,可能是由于英語專業和醫學專業的學生都在新校區,而管理專業的學生都在老校區,而新校區各項采光照明指標都優于老校區所致。男生的左、右裸眼平均視力高于女生,一方面可能與女生戶外活動及體育運動較男生少有關,戶外、操場廣闊的視野對視力有好處;另一方面是女生普遍比較喜歡看各種言情小說,甚至點蠟燭看書到深夜,長時間的用眼應該也是導致視力不良的原因之一。所以建議女生加強體育鍛煉,勞逸結合。城鄉和各年齡組之間視力無顯著性差異,說明視力低下的現象在城鄉和各年齡組都普遍存在。這可能是由于城鄉及各年齡組大學生無論是進入大學前還是大學期間學習負擔過重、時間過長、作業過多等因素造成的[11]。
本次研究視力主要影響因素與筆者第2次問卷調查結果以及許多學者的研究結果基本一致,只是增加了“做眼保健操”1項,這可能是由于通過眼保健操的穴位按摩,能有效消除眼睛疲勞,加強眼部營養,增進血液循環,能起到預防近視和防止近視程度加深的作用[8]。第2次的研究發現,父母年輕時的視力情況對子女視力無影響,本次研究得到同樣的結果。關于其他影響因素的解釋見參考文獻[11]。
左、右裸眼平均視力第2次(入學1 a后)、第3次調查(入學2 a后)明顯低于第1次(入學時)(P值均0.05)的原因可能是由于研究對象第一學年全部在老校區,第二學年除管理專業外全部在新校區。老校區學生處在較差的閱讀光源下(熒光燈具、電感鎮流器、 燈光頻閃、照度低、均勻度低、存在眩光),使被照物體的對比度下降,人眼的分辨能力降低,并且墻壁反射系數、采光系數、玻地面積比等技術指標也低于規定標準,屏幕反射系數大于規定標準。長時間在這種燈光和環境下閱讀較易造成視疲勞, 眼睛疲勞持續一定的時期將造成近視的發生與發展[13]。新校區教室采用了熒光燈具(電子鎮流器),并且以格柵燈形式,教室照度高、無頻閃、照度均勻、無眩光、顯色性好,給學生提供了一個較好的閱讀環境,減輕了視疲勞,降低近視的發生和發展。
據以上分析,筆者提出如下建議:提高、改善教室照明質量[13],視力低下者要經常佩戴眼鏡,在每天上、下午的2節課后播放眼保健操音樂,統一規定或勸告學生堅持做眼保健操;確保每天1 h戶外體育活動時間;注意平衡膳食,多吃新鮮蔬菜和明目的食物,采取科學的烹調方式,保證學生的營養供給;盡量減少每天不必要的使用計算機時間,使用計算機時宜多眨眼,并每經1 h工作后讓眼休息1次,注意不要在黑暗中操作計算機,以達到預防近視和防止視力低下程度加深的目的[8]。
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[關鍵詞] 25-羥維生素D3；兒童；舟山；維生素D缺乏；佝僂病
[中圖分類號] R195 [文獻標識碼] B [文章編號] 1673-9701（2013）21-0006-03
維生素D是人體發育過程中必需的維生素，具有多種生物活性，并且參與對激素合成及活性的調節，對于甲狀腺的功能以及鈣、磷等礦物質的代謝具有重要調節作用。尤其對于嬰幼兒，維生素D是維持正常生長發育的必需物質[1]。維生素D缺乏能引起發育遲緩以及佝僂病等疾病，影響兒童的正常生長發育甚至引起骨質畸形。維生素D是在體內經轉化合成的維生素類，因此在嬰幼兒時期發生維生素D缺乏的病例較為常見[2]，維生素D在發揮生物活性前需要轉化為25-羥維生素D3或1，25-二羥維生素D3[25-（OH）D3和1，25-（OH）2D3]，因此對其轉化活性成分的檢測是判斷嬰幼兒體內維生素D水平的理想指標。為了評估舟山地區嬰幼兒維生素D缺乏的現狀，本文對舟山地區1～5歲兒童血清25-羥維生素D3水平及維生素D缺乏的現狀進行調查，并分析其影響因素，為兒童保健及疾病預防提供參考依據。
1 資料與方法
1.1 調查對象
本文1 420例嬰幼兒為2011年1月～2012年1月在本院進行健康檢查的兒童，其中男796例，女624例，年齡1～5歲，平均（3.2±1.6）歲，并排除伴有先天性疾病患兒、腎病患兒以及應用激素可能影響維生素D代謝患兒。接受調查兒童家長對研究內容均知情，并簽署知情同意書。
1.2 檢測方法
受檢兒童清晨禁食水4 h，抽取靜脈血1 mL，低溫離心血清，保存于深低溫冰箱，分批檢測，采用酶聯免疫法檢測靜脈血血清25-羥維生素D3水平，試劑購自美國Sigma公司，原裝進口，檢測過程嚴格按照儀器使用說明書及試劑使用說明書進行。
1.3 判斷標準
受檢者25-羥維生素D3水平及診斷標準依據參考文獻制定[3]，其中低于50 nmol/L為Vit D缺乏，（50～75） nmol/L為Vit D相對缺乏，（75～375） nmol/L為Vit D正常。在相關因素及影響因素分析中維生素缺乏及相對缺乏判定為維生素D缺乏。
1.4 相關因素調查
由經過培訓的醫護人員對研究對象進行問卷調查，問卷調查內容包括研究對象年齡、性別、既往健康狀況及疾病史、既往應用藥物情況、兒童喂養方式、食欲狀況、健康狀況、戶外活動時間、魚肝油服用情況及患病情況、家庭經濟收入和父母文化程度等情況，研究對象經濟條件按受調查者自述，能夠滿足基本生活需要者判定為較好，不能滿足基本生活需要者判斷為較差。
1.5 相關因素賦值
相關因素調查結束后進行賦值，年齡：1～3歲=0，4～5歲=1；性別：男=0，女=1；季節：夏秋季=0，冬春季=1；喂養方式：母乳喂養=0，混合喂養及人工喂養=1；戶外活動：時間≥2 h=0，
1.6 統計學方法
數據采用SPSS 17.0統計學軟件包進行分析，相關因素分析采用χ2檢驗，獨立影響因素分析采用單因素Logistic回歸分析，P < 0.05為差異有統計學意義。
2 結果
2.1 舟山地區1～5歲兒童維生素D缺乏相關因素
舟山地區1～5歲兒童血清25-羥維生素D3水平為（124±39.6） nmol/L，在建議參考值范圍內，其中維生素D缺乏發病率為7.3%（104/1 420），維生素D相對缺乏發病率為14.9%（212/1 420）。
2.2 舟山地區1～5歲兒童血清25-羥維生素D3水平相關因素
單因素Logistic分析結果顯示，年齡、季節、戶外活動時間、厭食、經常腹瀉及是否規律服用魚肝油與兒童維生素D缺乏相關。性別、喂養方式、經濟條件及父母文化程度與維生素D缺乏無關。見表1。
表1 舟山地區1～5歲兒童維生素D3缺乏相關因素分析
2.3 舟山地區1～5歲兒童維生素D缺乏影響因素分析
多因素Logistic回歸分析結果顯示，厭食及經常腹瀉是舟山地區兒童維生素D缺乏的獨立危險因素，戶外活動及規律服用魚肝油是舟山地區兒童保持維生素D正常水平的保護性因素。見表2。
表2 舟山地區1～5歲兒童血維生素D缺乏的獨立影響因素分析
3 討論
維生素D是人體必需的營養物質，維生素D包括D3及D2兩種形式，其中維生素D3是機體代謝需要的營養成分，維生素D3通過其代謝活性產物25-羥維生素D3和1，25-二羥維生素D3發揮生理作用，25-羥維生素D3的半衰期較短，能夠穩定地反映體內維生素D的水平。維生素D對于人體鈣鹽的代謝具有重要的意義，維生素D為固醇類衍生物，具有激素樣作用，也是多種激素的前體物質，能夠通過與維生素D受體結合發揮作用，維生素D與受體的作用通過代謝產物25-羥維生素D3實現，與受體結合后能夠調節細胞核內受維生素D反應原件調控基因的表達活性，從而在分子生物學水平上發揮作用。維生素D能夠維持正常的鈣磷水平，并且能夠對甲狀旁腺的功能進行調節[4，5]，維持腎小管對鈣磷的正常排泄水平，在維生素D缺乏時，鈣鹽代謝障礙，能夠引起兒童的骨質發育障礙，導致佝僂病的發生[6]，甚至能夠引起神經系統的發育異常。除了對鈣磷代謝的調節作用，維生素D尚且能夠通過對腎素、血管緊張素系統的影響調節心血管系統的功能。此外臨床研究結果表明，維生素D缺乏與腫瘤以及免疫系統的疾病發病具有相關性，說明正常的維生素D水平對于維持生長發育及機體的正常功能具有重要的意義。
維生素D通過外源性直接攝入的很少，大部分維生素D是通過從食物中攝入維生素D原或麥角固醇，皮膚經過紫外線照射后轉化成維生素D，因此維生素D缺乏較為常見，尤其是嬰幼兒，發生維生素D缺乏的病例發病率較高，引起骨質的發育障礙，甚至導致佝僂病的發生，影響兒童的生長發育，因此對于維生素D缺乏及佝僂病的預防，是兒童保健的重點內容之一[7]。雖然近年來伴隨生活水平及兒童保健意識的提高，佝僂病的發病率逐年降低，但是維生素D缺乏的病例并不少見，維生素D缺乏后并不會馬上表現出臨床癥狀，需要經過半年至1年的持續維生素D低水平才會引發較為明顯的骨質改變等，因此維生素D的檢測對于相關疾病的預防與控制具有積極的意義[8]。維生素的直接檢測較為困難，目前多將其代謝活性產物25-羥維生素D3作為間接檢測指標，在對舟山地區的1～5歲兒童檢測發現，1～5歲兒童的血清25-羥維生素D3平均水平為（124±39.6）nmol/L，基本維持在正常水平，但是維生素D缺乏及相對缺乏的比例為7.3%及14.9%，仍然值得注意。
兒童是維生素D缺乏的主要發病人群，維生素D能夠直接從食物中獲取的非常少，而且外源性的維生素D及維生素D原的吸收需要脂肪的參與，而且需要良好的腸道功能及肝臟功能，伴有腸道吸收功能不良者能夠影響維生素D原的吸收，維生素D原吸收后要經過紫外線照射才會轉化為維生素D，維生素D經血液轉運到肝臟，在羥化酶的作用下轉化為具有生物活性的25-羥維生素D3，因此在攝入、吸收及轉化等過程的異常均可能引起維生素D的缺乏。研究結果顯示，在本地區接收調查的1 420名兒童的分析結果發現，年齡、季節、戶外活性時間、厭食、經常腹瀉、是否規律服用魚肝油、父母的文化程度均與兒童的25-羥維生素D3水平具有相關性，嬰幼兒是維生素D3缺乏的主體人群[9]，0～3歲的嬰幼兒維生素D缺乏比例較高，其可能與嬰幼兒的生長發育較快以及補充外源性維生素D不足有關。戶外活動時間及季節是與維生素D缺乏密切相關的因素，維生素D原需要接收紫外線照射后才能合成維生素D，進行戶外活動接收足夠的日光照射是保證維生素D能夠合成和滿足需要的保證，每天進行戶外活動或日光照射少于2 h的兒童發生維生素D缺乏的風險大大增加，單因素分析的結果也顯示，戶外活動是維生素D維持生長水平的保護性因素，說明嬰幼兒進行戶外活動的必要性[10]。而在對季節因素的分析中發現，季節因素與維生素D缺乏具有相關性，冬春季節維生素D缺乏的比例高于夏秋季節，本地區屬亞熱帶季風氣候，全年光照充足，但是本地區地處東南沿海，冬、春季節時冷空氣仍較為明顯，導致戶外活動時間較短，而且日照時間及日照強度均有不同程度的下降，因此在冬春季節需要適當進行足夠時間的戶外活動，或者選擇戶內陽光充足的地方進行足夠時間的日光浴，保證維生素D的體內合成過程，降低維生素D缺乏的危險，但是目前對于室內日光照射是否能夠改善維生素D的合成尚存在爭議[11]，有研究認為普通玻璃中含有的金屬氧化物能夠吸收紫外線，降低紫外線的強度，因此要適當延長光照的時間。患兒的飲食情況、腸道功能以及外源性維生素D的補充情況與兒童維生素D的水平密切相關，而且在進一步分析中也發現，厭食及經常腹瀉是兒童維生素D降低的危險因素，而規律服用魚肝油是維持正常維生素D水平的保護性因素，動物性的維生素D原是維生素D合成的原料，在肝臟、深海魚類等食物中含量較為豐富，厭食、偏食的兒童難以從食物中獲得足夠的維生素D原，發生維生素D缺乏的幾率增加。維生素D主要在空腸及回腸吸收，而且在吸收過程中需要脂肪的參與，經常腹瀉的患兒食物在腸道中停留的時間過短，維生素D原不易充分吸收[12]，而且腹瀉患兒多具有脂肪吸收障礙，也不利于維生素D原的吸收，從而造成維生素D的缺乏。父母的文化程度同維生素D缺乏具有相關關系，與文化水平相對較高的家長對維生素D科普教育內容認知及了解程度較高有關[13]，因此在科普教育過程中，針對不同的人群還要區別對待，保證科普教育的效果。
經濟條件以及喂養方式與維生素D缺乏無明顯相關性，既往的研究結果顯示，在父母文化程度偏低及經濟條件較差家庭的兒童維生素D缺乏的風險加大[14]，其與兒童的輔食習慣、喂養條件不同有關[15]。舟山屬我國經濟文化相對發達地區，而且居民的平均生活水平相對較高，兒童的營養要求基本能夠得到滿足，其可能是差別不明顯原因，但是值得注意的是，母乳中含有合適的鈣磷比例有利于吸收，但是仍然要適量補充維生素D[16]，而輔食中的鈣磷比例及利用度多難以達到母乳的條件，雖然人工喂養及混合喂養的兒童維生素D缺乏的幾率無明顯提高，但是仍然可能存在缺鈣等營養障礙，要更加注意對鈣的補充。
調查研究的結果顯示，舟山地區1～5歲兒童維生素D缺乏及相對缺乏的發病率約為22.2%，略低于其他地區大規模的調查結果[17，18]，但是仍不容忽視，在對相關的影響因素分析發現，維生素D缺乏的原因大多數與兒童的喂養及生活方式有關，如戶外活動不足、偏食以及魚肝油補充不充分等，因此在兒童預防保健工作中，仍然要加強宣傳力度，注意對兒童保健知識的普及工作，改善本地區兒童保健預防工作的水平及質量。
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關鍵詞：初中；耐久跑教學；影響因素
中圖分類號：G807.3 文獻標識碼：A DOI：10.3969/j.issn.1006-1487.2013.02.010
根據《廣東省教育廳關于做好2013年全省初中畢業生升學體育考試工作的通知》（粵教體函〔2012〕89號）要求，廣州市教育局印發了《二0一三年廣州市初中畢業生學業考試體育考試實施意見》，明確2013年初中畢業生體育必考項目由200米跑步（男、女）改為耐久跑：男子1000米、女子800米跑步。男子1000米、女子800米跑步首次成為我市初中體育中考的必考項目，足以可見，耐久跑這個項目的重要性。本校屬于初級中學，24個教學班，學生來源基本上都是電腦派位生，他們基本上都是獨生子女，從小生長在倍受呵護的家庭，自立性較弱，個性較強，學生的學習、表現、身體素質差異較大，缺乏吃苦耐勞的精神。下面，我就根據自身教學經驗，并通過發放問卷調查形式（隨機抽取4個班，共180名學生），分析目前存在的幾點影響因素，從而尋求提高初中耐久跑教學效果的對策。
1 初中學生認識耐力訓練對促進身體健康的調查
從調查發現，大多數初中生覺得能力、腦力和智力是走上社會所必須的，而對于自身的健康重視程度較低。從表1可以看出，認為耐力訓練對促進身體健康非常重要和重要的學生只有45人，僅有四分之一，而選擇一般和不重要的比率較高。學生的思想認識不足造成對耐久跑練習不重視，練習時都很被動，這樣要提高學生耐力素質是相當困難的。
2 家庭環境的因素
學生基本上都是電腦派位生，大多是獨生子女，他們在家從小嬌生慣養，特別是男生表現的非常的嬌。怕苦、怕累、怕臟是現在學生存在的最大問題，加上耐久跑練習過程中“極點”現象引起的呼吸困難，節奏紊亂等癥狀使學生害怕跑步，一說跑步很多學生就當逃兵，學生總體缺乏克服困難的精神。此外，學校教育體制過分強調文化類學習，忽視體育鍛煉的作用，造成學生身體素質下降，稍微一出汗后，就有可能造成感冒，稍微運動量大一些，就有可能造成身體的不適，從而學生過于保護自己。
3學生喜歡耐力練習的情況調查
表2顯示，在學生喜歡耐力練習的興趣調查數據：不喜歡耐力訓練的學生多達到75%，而選擇非常喜歡和喜歡耐力訓練的學生只有5.6%。從與學生交談中發現學生對于不喜歡耐力訓練的原因90%以上學生認為訓練方法單一無趣，而且訓練過程比較累。有一半以上學生（66.7%）不喜歡體育課上耐力訓練，在上體育課時經常不希望進行耐力訓練。此外，在課外時間，62.8%沒有進行有關耐力素質的練習活動，僅有8.4%的學生有進行并喜歡做一些耐力素質的鍛煉活動，以上幾個問題說明學生對耐力練習的興趣極低。
4 運動中“極點”因素
在耐久跑練習過程中，一些學生由于缺乏鍛煉，準備活動也不認真做，會出現“極點”現象而難以堅持練習，特別是在考試或比賽中，由于緊張，呼吸跟不上，腹部血液不流暢，導致腹部貧血的現象，尤其夏季和冬季更為明顯。有些學生跑一圈就不想繼續跑，其他同學看到有不跑的同學也跟風，而一些女生跑的比較快的卻遭到非議，嚴重打擊了其練習的自信心。
5教師自身因素
教師自身的教學方法好壞會直接影響學生學習效果。從表3可知，學生認為教師教學方法與訓練手段對學生進行耐力訓練積極性有影響的占了83.3%。然而，體育課上一些老師教學方法單調，一節課給學生布置2至3個800米或1至2個1500米，跑完就行，造成學生為應付老師任務而去練習。教師自身的教學方法與訓練手段較單一會嚴重影響學生的積極性，也提不起學生練習的興趣，這樣就讓部分學生出現逃避心理，影響了教學效果。
6場地器材的因素
從表4可以看出，有41.7%的學生認為學校不能滿足耐久課練習。由于學校場地比較小，只有一個180米的田徑場，而同時上課的班數較多，學生進行耐力跑訓練的時候，由于反復繞圈跑，幾堂課下來感到甚為枯燥，練習積極性容易喪失，影響教學效果。場地器材受限，學生上課要排隊輪流才能進行練習，這樣就造成間歇的時間過長，學生的運動量無法達到一定水平，從而不能發揮出耐久跑對人體的功效。
7學校重視程度和監督機制的因素
作為普通類初級中學，學生身體基礎差異性較大，起伏也較大，只要學校能重視起來，從初一就開始抓起，重視教學方法，必有好的效果。此外，學校有一個嚴格的監督機制更利于工作的開展。
小結
本文認為要想提高耐久跑水平是需要一個過程的，從初一的時候就必須使學生認識到練習耐久跑重要性，做好與學生家長之間的溝通，讓家長與學生知道耐久跑練習重要性，提高學生練習的興趣，并能克服在練習中極點出現時的困難；而作為一線的體育老師則需要不斷學習，提升自身的教學方法與手段，練習過程中注意增加一些趣味性教學內容，培養學生練習耐久跑的興趣。另外，學校應重視指導學生在課外體育鍛煉方法以及運動后如何放松的方法，完善場地、器材等監督管理，注重安全教育，加強學校與家長的溝通，并能及時地進行反饋。
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【關鍵詞】 2型糖尿病腎病；分期；血清脂聯素；影響因素
DOI：10.14163/ki.11-5547/r.2015.25.024
近年來， 糖尿病發病率呈逐年升高。DN為其微血管并發癥， 也是該病主要致死原因。有臨床研究證實， ADPN參與機體糖、脂肪代謝， 可改善胰島素抵抗、提高胰島素敏感性并抗炎、抗動脈硬化[1]。本文將不同分期2型糖尿病腎病患者與健康人群進行比較， 探析2型糖尿病腎病患者不同分期血清脂聯素水平及影響因素， 報告如下。
1 資料與方法
1. 1 一般資料 以本院內分泌科及腎臟內科2011年3月～ 2014年3月收治87例糖尿病腎病患者作為觀察組， 均符合WHO制定DN診斷及分型標準[2]， 排除合并肝功能損害、近期出現心肌梗死、心力衰竭事件者及應用噻唑烷二酮類藥物者。根據患者尿白蛋白排泄率進行分組， 24 h尿微量白蛋白300 mg， 納入大量組， 共20例， 男11例， 女9例。另以同期于本院接受健康檢查體檢者85例作為對照組， 男43例， 女42例。各組研究對象一般資料比較， 差異無統計學意義（P>0.05）， 具有可比性。
1. 2 方法 標本采集①血液標本：均于試驗日前禁食10 h， 次日清晨抽取同側肘靜脈血3份， 3ml/份， 一份置于抗凝試管中、兩份置于普通試管中。普通試管中血液在室溫下用3000 r/min離心10 min， 分離血清， 其中1份離心血清用來檢測TG、Cr、FPG， 具體應用化學試劑法。抗凝試管血液檢測HbA1c， 分光光度法。離心血清于-80℃下保存， 標本收集完畢后同批測定ADPN， 酶聯免疫吸附測定（ELISA）雙抗體夾心法原理定量測定， 按說明書進行。于當天研究對象進餐后2 h后再次于同側采取3 ml肘靜脈血， 測定2 h PG。②尿液標本采集：收集24 h尿液， 記錄尿液總量， 留取部分尿液測定UAER。③測定各組BMI指數。
1. 3 統計學方法 采用SPSS18.0統計學軟件對數據進行統計分析。計量資料以均數±標準差（ x-±s）表示， 采用t檢驗；計數資料以率（%）表示， 采用χ2檢驗；相關性采用Pearson法進行分析。P
2 結果
2. 1 各組臨床指標的比較 各組研究對象BMI兩兩比較差異無統計學意義（P>0.05）， FPG、2 h PG、ADPN兩兩比較差異均有統計學意義（P
2. 2 ADPN與相關指標的相關性分析 2型糖尿病腎病患者不同分期ADPN水平與年齡、病程、HbA1c、UAER、FPG、2 h PG等指標均有明顯相關性。見表2。
3 討論
脂聯素為脂肪細胞分泌蛋白質， 血液中正常濃度在5～30 μg/ml， 其水平變化與肥胖、2型糖尿病、胰島素抵抗等有密切關系。有動物實驗證實， 肥胖小鼠注射重組脂聯素后胰島素抵抗得到改善， 血糖水平降低， 提示減輕體重、增加循環脂聯素水平在提高胰島素敏感性方面具有一定效果。
本研究共設立4個組別， 結果顯示不同分期DN患者脂聯素水平明顯低于健康人群， 且不同分期患者脂聯素水平顯示， 隨糖尿病腎臟損害不斷加重， 患者脂聯素水平逐漸升高， 但依然低于健康人群， 與國外相關專家研究結論保持一致[2]。推測原因為腎臟損害機體發生負反饋調節導致其清除減少。這一過程對腎臟有一定保護作用， 可減輕DN患者血管病變程度。ADPN合成并釋放到血液循環中水平的增加為機體主動保護機制， 但受到腎臟高濾過性影響， 該保護機制存在一定局限性[3]， 因此隨糖尿病腎臟損害加重， 脂聯素水平有所升高， 但與健康人群的對比依然存在差異。本組研究還發現， 血清脂聯素水平在糖尿病腎病不同分期中變化還取決于其病程、體質量指數及糖代謝控制狀態。ADPN與FPG、2 h PG、HbA1c等指標呈負相關， 說明隨著DN患者糖代謝狀況惡化， ADPN水平也會隨之降低， 與年齡、病程、UAER等則呈現正相關。不少臨床研究均證實， 肥胖為T2DM和心血管疾病重要危險因子， 也是ADPN獨立影響因素[4]， 控制體重可明顯升高ADPN水平。本次各組研究對象BMI接近因此未體現出其對ADPN影響。
綜上所述， 糖尿病腎病不同分期患者血清ADPN水平存在較大差異， 且與患者病程、糖代謝控制狀態密切相關， 早治療、嚴格控制代謝指標利于延緩病變進展、改善預后。
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