多水平發(fā)展模型在學(xué)齡前兒童被動吸煙干預(yù)研究中的應(yīng)用*

王 蕓 黃志強(qiáng) 田 朗 王輔之 陳 貴 肖水源△

多水平發(fā)展模型在學(xué)齡前兒童被動吸煙干預(yù)研究中的應(yīng)用*

王 蕓1,2黃志強(qiáng)3田 朗4王輔之1陳 貴1肖水源1△

目的 探討多水平發(fā)展模型在兒童被動吸煙干預(yù)性研究中的應(yīng)用。 方法 應(yīng)用多水平發(fā)展模型，以兒童尿樣可丁寧水平為分析指標(biāo)，評價被動吸煙干預(yù)效果。 結(jié)果 兩組間在基線時的可丁寧均不相同，隨時間變化趨勢也不同。照料者吸煙支數(shù)對可丁寧隨時間變化有影響。 結(jié)論 多水平發(fā)展模型可以有效處理干預(yù)研究的縱向數(shù)據(jù)資料。

多水平發(fā)展模型 學(xué)齡前兒童 被動吸煙 干預(yù) 可丁寧

醫(yī)學(xué)研究中常遇到重復(fù)測量數(shù)據(jù)，即縱向數(shù)據(jù)[1]，例如干預(yù)前后對同一觀察對象的多次測量。該類資料常用的統(tǒng)計分析方法是重復(fù)測量數(shù)據(jù)的方差分析，前提條件是滿足“球?qū)ΨQ”假設(shè)[2]，但多數(shù)縱向數(shù)據(jù)中都不滿足。多水平分析方法用于分析具有層次結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)[3]，近年來在縱向研究中應(yīng)用越來越多，本研究探討用離散時間變量評價干預(yù)效果。

研究數(shù)據(jù)為2013年7月～2014年8月間于長沙市5所幼兒園實施的兒童被動吸煙干預(yù)所得數(shù)據(jù)，運(yùn)用多水平發(fā)展模型分析兒童被動吸煙干預(yù)后，干預(yù)組和對照組兒童尿樣可丁寧水平的變化趨勢，以探討采用離散時間變量在干預(yù)性研究中的應(yīng)用，并評價干預(yù)效果。

對象與方法

1.研究對象

以長沙市5所幼兒園5～6歲兒童及其照料者為調(diào)查對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：(1)家庭成員目前吸煙；(2)家庭中有一個5～6歲兒童與吸煙者居住在一起；家中如有多個成員吸煙，納入主要照顧兒童者；(3)家庭成員自報當(dāng)著兒童的面每周吸煙至少5支；(4)在選定的長沙市幼兒園，兒童年齡5～6歲；(5)能用普通話或本地方言交流且家庭中有電話；(6)兒童照料者愿意配合并簽署知情同意書。排除標(biāo)準(zhǔn)：(1)報告家中燃煤并由調(diào)查員證實；(2)吸煙的家庭成員沒有和研究兒童居住在一起；(3)兒童有心臟病、精神障礙或哮喘等嚴(yán)重疾?。?/p>

2.方法

采用計算機(jī)隨機(jī)數(shù)字進(jìn)行隨機(jī)和分組。隨機(jī)化信息直至基線評估完成。咨詢者和實驗檢測人員均不知分組情況，直到干預(yù)結(jié)束。由研究生在第四次時間點問卷完成后收集資料。干預(yù)組兒童、照料者實施被動吸煙健康教育，按照WHO推薦簡要動機(jī)訪談的方法對干預(yù)組的研究對象實施干預(yù)[4]，對照組兒童、照料者無干預(yù)措施。12個月隨訪后，干預(yù)組 194人，對照組 191人。研究假設(shè)：通過干預(yù)后，干預(yù)組兒童尿樣可丁寧水平低于對照組兒童。

3.數(shù)據(jù)整理與統(tǒng)計分析

采用Epidata 3.0軟件錄入數(shù)據(jù)，使用Mplus 7.0、SPSS 19.0統(tǒng)計軟件分析數(shù)據(jù)。每個兒童都重復(fù)觀測若干次， 因此各個觀測不是獨立的，至少每一個兒童自身的尿樣是相關(guān)的，故采用多水平發(fā)展模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。本研究以可丁寧為結(jié)局變量進(jìn)行分析，評價干預(yù)對兒童尿樣可丁寧變化的影響。分析前已對可丁寧和兒童暴露支數(shù)進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換。水平 1解釋變量為時點(time),分別為基線、3個月、6個月、12個月，共四個時點，采用 0、1、2、4編碼；水平 2解釋變量為分組(group，0 為對照組,1 為干預(yù)組)、兒童被動吸煙支數(shù)(連續(xù)性變量)。分析步驟如下：

(1)建立無協(xié)變量模型M1

目的是評價數(shù)據(jù)是否真正存在層次結(jié)構(gòu)，模型公式的表達(dá)：

COTti=β00+(γ0i+εti)

其中COTti表示第i個兒童第t次測量的可丁寧的值，模型假設(shè)兒童可丁寧隨時間有線性變化的趨勢。無協(xié)變量模型作為基準(zhǔn)模型，將結(jié)果變量總方差拆分為個體內(nèi)方差(σ2)和個體間方差(T00)。

(2)建立無條件發(fā)展模型M2

每個個體基線可丁寧水平不同，而且隨時間變化的斜率也不同。模型公式的表達(dá)：

COTti=β00+β10Timeti+(γ0i+γliTimeti+εti)

(3)建立加入非時變協(xié)變量模型M3

為了評價干預(yù)對兒童尿樣可丁寧水平的影響，在水平2中加入分組因素，模型公式的表達(dá)：

COTti=β00+β01Groupi+β10Timeti+β11Groupi×Timeti+γ0i+γliTime+εti

(4)建立加入時變協(xié)變量模型M4

在實際研究中，由于照料者吸煙對兒童尿樣可丁寧水平影響較大，從而需要將兒童被動吸煙支數(shù)作為協(xié)變量納入模型。模型公式的表達(dá)：

COTti=β00+β01Groupi+β10Timeti+β20SHSeti+β11Groupi×Timeti+β21Groupi×SHSeti+γ0i+γ1iTimeti+γ2iSHSeti+εti

(5)建立加入交互項時變協(xié)變量模型M5

評估影響干預(yù)效果因素，假設(shè)所有兒童被動吸煙支數(shù)隨干預(yù)隨訪時間發(fā)生變化，即兒童被動吸煙支數(shù)與時間存在交互作用。模型公式的表達(dá)：

COTti=β00+β01Groupi+β10Timeti+β20SHSeti+β11Groupi×Timeti+β21Groupi×SHSeti+β30Timeti×SHSeti+γ0i+γ1iTimeti+γ2iSHSeti+γ3i+εti

結(jié) 果

1.研究對象的一般情況

基線400名受試對象中，以男性吸煙照料者居多，共377人(94.3%)，女性23人(5.7%)；年齡以30～39歲為主，共331人(82.8%)，其次是50歲及以上者，共31人(7.8%)；高中、中專及以下學(xué)歷168人(42.0%)，大專及以上232人(58.0%)；婚姻狀況以穩(wěn)定婚姻者居多，共398人(99.5%)；職業(yè)以在職和自由職業(yè)為主，分別是288人(72.0%)和82人(20.5%)；家庭月收入小于4500元的有122人(30.5%)，4500～5999元的有145人(36.2%)，大于等于6000元的有133人(33.3%)；家庭居住面積平均(114.98±52.61)m2。兒童平均年齡(5.5±0.6)歲，男童居多，共234人(58.5%)?；€時，干預(yù)組兒童可丁寧為3.39ng/mL，對照組為3.97ng/mL，兩組比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義(Z=-1.338，P=0.181)。

2.干預(yù)效果評價

采用離散時間變量評價干預(yù)對可丁寧變化趨勢的影響結(jié)果見表1。模型M1將總的變異分解為兒童個體內(nèi)和兒童個體之間兩個部分，計算兒童個體變異在總變異中的比例，是進(jìn)行后續(xù)分析的基礎(chǔ)。 本研究結(jié)果表明，兒童個體間變異占總變異的62.7%，說明該隊列個體各個時期可丁寧變化具有較高的組內(nèi)相關(guān)。 模型M2通過比較無條件均值模型和無條件增長模型，可以呈現(xiàn)加入時間變量后，個體內(nèi)部被時間因素解釋的變異比例。截距和斜率的協(xié)方差=0.008，說明截距和斜率之間存在正相關(guān)，即初始狀態(tài)下可丁寧低的兒童，T1到T4這一年的時間里，可丁寧下降的速度相對較慢。從結(jié)果來看，兒童初始可丁寧和可丁寧增長速率之間呈負(fù)向關(guān)系，且有統(tǒng)計學(xué)意義。模型M3加入分組因素后，主要評價干預(yù)效果。結(jié)果顯示：基線時個體間可丁寧差異有統(tǒng)計學(xué)意義，“平均”對照組估計的可丁寧增長速率為-0.059ng/mL，“平均”干預(yù)組和對照組估計的可丁寧的增長速率差異為-0.180ng/mL，兩組差異有統(tǒng)計學(xué)意義(t=-10.145，P<0.001)。隨時間變化，干預(yù)組可丁寧水平呈下降趨勢，說明干預(yù)有效。模型M4是評價兒童被動吸煙暴露支數(shù)對可丁寧水平的影響，固定部分參數(shù)估計結(jié)果表明，兒童可丁寧隨著被動吸煙支數(shù)下降有降低的趨勢，且差異有統(tǒng)計學(xué)意義(t=-2.488，P=0.014)；隨著時間的增加，可丁寧有下降趨勢(t=-4.601，P<0.001)。從隨機(jī)部分的估計結(jié)果可以看出，個體之間的變化趨勢差異有統(tǒng)計學(xué)意義。說明隨著干預(yù)時間延長，干預(yù)組可丁寧呈下降趨勢。模型M4整體擬合的效果指標(biāo)BIC和AIC顯著降低，說明兒童被動吸煙支數(shù)對可丁寧有顯著的預(yù)測作用。降低兒童被動吸煙支數(shù)，可丁寧水平隨之降低。模型M5是評估兒童被動吸煙支數(shù)與時間是否存在交互作用，隨時間變化的兒童被動吸煙支數(shù)對于可丁寧隨時間變化速率的影響，該交互項固定參數(shù)估計結(jié)果表明，兒童被動吸煙支數(shù)對于可丁寧的影響，也隨著時間的增加而降低。

表1 兒童尿樣可丁寧多水平擬合結(jié)果

*:P<0.001；**:P<0.1;AIC(Akaike information criterion)：赤池信息量準(zhǔn)則；BIC(Bayesian Information Criterions):貝葉斯信息準(zhǔn)則；AIC與BIC一樣，值越小，則模型對數(shù)據(jù)的擬合越好。-2LL為擬合優(yōu)度指標(biāo)，值越小，則模型擬合越好。

討 論

由于縱向數(shù)據(jù)不具有相互獨立性，干預(yù)研究期間還易出現(xiàn)觀測對象的失訪，導(dǎo)致觀測值的缺失或間隔時間不等的數(shù)據(jù)[5]；若用重復(fù)測量的方差分析方法，存在前提條件如數(shù)據(jù)資料難以滿足方差齊和隨機(jī)誤差獨立，以及觀測值的缺失。由于不要求每個對象都有相同的觀測數(shù)目，觀測的時間間隔也不那么嚴(yán)格，可以分析有缺失值的縱向數(shù)據(jù)，因此，多水平模型有一定的優(yōu)勢[6-10]。本研究結(jié)果把縱向數(shù)據(jù)中，重復(fù)測量時點作為第一層單位，觀察個體做為第二層單位，兒童尿樣可丁寧水平為分析的結(jié)局變量，對被動吸煙干預(yù)效果進(jìn)行評價。結(jié)果表明，基線時兩組可丁寧水平差異無統(tǒng)計學(xué)差異，隨著干預(yù)時間延長，干預(yù)組兒童尿樣可丁寧水平低于對照組兒童，且下降趨勢更明顯。具有層次結(jié)構(gòu)和非獨立性的數(shù)據(jù)大量存在于臨床試驗中的重復(fù)測量和兒童生長發(fā)育等研究中，多水平模型的應(yīng)用價值正被越來越多的應(yīng)用者所重視。

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(責(zé)任編輯：郭海強(qiáng))

國家自然科學(xué)基金(編號：81273089)

1.中南大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院社會醫(yī)學(xué)與衛(wèi)生事業(yè)管理系(410078)

2.新疆醫(yī)科大學(xué)護(hù)理學(xué)院

3.湖南省檢驗檢疫科學(xué)技術(shù)研究院

4.中南大學(xué)湘雅醫(yī)學(xué)院附屬第三醫(yī)院兒科

△通信作者:肖水源，E-mail：xiaosy@csu.edu.cn