332 论著 家庭经济收入在孕产妇受教育程度与产前检查关系中的中介效应 卢锦华, 何健荣, 杨丽, 刘慧燕, 邱 摘要 目的探讨家庭经济收入在孕产妇受教育程度与产前检查关系中的中介作用 方法 2011 年 1 月随机选取广州市 15 家计划免疫接种单位, 在每家单位随机选择产后 1 年内并在本市产检分娩的妇女进行面对面问卷调查, 调查内容包括人口学特征 产次 产前检查次数等 对调查结果进行描述性分析, 对家庭经济收入在受教育程度和产前检查的中介效应进行检验 结果本次共调查 749 名孕产妇, 平均年龄为 (27.5±4.5) 岁, 受教育程度平均为 (11.6±3.4) 年, 家庭月均收入以 3000~7999 元为主, 占 49.1%, 产检次数 4 次的占 88.9% 控制调查对象的年龄 产次以及配偶有固定工作 ( 半年及以上 ) 后, 标化后的受教育年限与家庭月均收入 ( 偏回归系数 a= 1 105) 产前检查次数达标 ( 偏回归系数 c=1.405) 均有关联,OR 值分别为 3.02(95%CI:2.57~ 3 55) 和 4.07(95%CI:2.57~6.45) 控制家庭月均收入后( 偏回归系数 b=0.419), 受教育年限对产前检查次数达标的直接效应变小 ( 偏回归系数 c =1.223,P<0.01), 家庭月均收入在对受教育程度与产前检查次数达标关系中的部分中介效应比例为 27.5% 结论家庭经济收入在孕产妇受教育程度与产前检查次数达标关系中起部分中介作用, 揭示改善产前检查服务利用, 应同时考虑受教育程度的直接和间接效应 关键词 产前保健 ; 教育程度 ; 社会经济因素中图分类号 :R174 文献标识码 :A 文章编号 :1671-5039(2015)04-0332-05 Mediationefectoffamilyincomeontheasociationbetweenmaternaleducationlevelandantenatal care LUJin hua,hejian rong,yangli,liuhui yan,qiuxiu.guangzhouwomenandchildren's MedicalCenter,GuangzhouMedicalColege,Guangzhou510623,China Abstract Objective Toinvestigatethemediationefectoffamilyincomeontherelationshipbe tweenmaternaleducationandfrequencyofantenatalcarevisits.methods Womenwhohadtakenantenatal carevisitsandgivenbirthinthepastyearinguangzhouwereselectedrandomlyfrom15vaccinationclinics injanuary2011forface-to-facequestionnairesurvey.thesurveycontentsincludeddemographicchar acteristics,timesofgivingbirth,andfrequencyofantenatalcarevisits.results Atotalof749women wererecruited.theaverageagewas(27.5±4.5)years.averageeducationlevelwas(11.6±3.4) years.therewas49.1% respondentshadfamilyincomeof3000-7999yuanand88 9% hadmorethan fourtimesofantenatalcarevisits.multivariateanalysisshowedthatthestandardizedyearsofeducationwas significantlyasociatedwithfamilyincome(a=1.105)andantenatalcare(c=1.405);theadjustedor were3.02(95%ci:2.57-3.55)and4.07(95% CI:2.57-6.45),respectively.Aftercontrolingthe efectoffamilyincome(b=0.419),theefectofstandardizedyearsofeducationonantenatalcarewasat tenuated(c =1.223,P<0 01).Therewas27.5% oftheefectofmaternaleducationonantenatalcare wasmedicatedbyfamilyincome.conclusion Theasociationbetweenmaternaleducationandantenatal DOI:10.13217/j.scjpm.2015.0332 基金项目 : 广州市控制和降低孕产妇 婴儿死亡率调研项目 [ 穗卫基 ([2010]16 号 )]; 广州市科技计划项目对外科技合作专项 (2012J5100038) 作者单位 : 广州市妇女儿童医疗中心广州医科大学, 广东广州 510623 作者简介 : 卢锦华 (1979 ), 女, 硕士研究生, 主治医师, 主要研究方向为妇幼流行病学通讯作者 : 邱,E mail:qxiu0161@163.com
华南预防医学 ２ ０ ５年 ８月第 ４ 卷第 ４期 ３３３ Ｓ ｈｃｈ ＪＰ ｖｍ Ａ ２ ０ ５ Ｖ ４ Ｎ ４ ｗ ｐ ｙｍ ｂ ｙｆ ｍ ｙ ｍ ｈ ｍｐ ｆ ｆ ｆ ｆｍ ｖ ｖ ｚ Ｋ ｙｗ Ｐ Ｅ Ｓ ｍ ｆ 适当正规的产前检查是降低孕产妇死亡率的重 用Ｓ ＰＳ Ｓ２０ ０软件进行数据分析 连续性变量采用 要保健措施 近些年对孕期保健服务利用影响因素 均数 ±标准差 或中位数 四分位间距 分类变量 的研究中 ３ 孕产妇受教育程度 家庭经济收入起 采用构成比或频数 双侧检验 α ０ ０５ 为消除变 着重要的决定作用 且多数研究将二者视为独立因 量间的量纲关系 使数据在各个方程中具有可比性 素 在现代社会中 受教育程度作为外在社会经济 在拟合回归方程之前 采用均值为 ０ 方差为 的 Ｚ 因素之一 在很大范围上决定了家庭经济收入 ４ 标准化法 对纳入方程的连续变量进行标化 即原始 因此 在孕产妇受教育程度与产前检查因果关系的 数据减去样本均数再除以标准差 对分类变量进行 通路上 家庭经济收入是否为中介因素 如果是 中 编码 设置哑变量 变量赋值见表 采用 Ｐ 年广州市调查 介作用有多大 为此本研究通过 ２０ 相关分析法对孕产妇与配偶的年龄 受教育程度间 的流行病学数据对这一假设进行检验 以期深入了 进行相关性分析 根据 Ｂ 等 ７ 和温忠麟等 ８ 提 解孕产妇受教育程度影响产前检查的内部机制 为 出的中介效应依次检验标准 如图 所示 建立 ３个 孕期保健服务利用的改善提供一条新思路 回归方程 第 步控制混杂因素 年龄 产次 配偶 是否有固定工作 半年及以上 拟合二分类变量 材料和方法 回归模型 方程 探讨孕产妇受教育年限 样本量确定和抽样方法 样本量计算过程 Ｘ 对产检次数达标 Ｙ 的总效应 偏回归系数 为 设定 Ｉ类错误 α ０ ０５ Ｉ Ｉ类错误 γ ０ ０ 根据 是否有统计学意义 当方程 中总效应有统计学意 预调查的结果 产前检查达标率 ｐ ８ ５ 主要因素 义后 可进行中介效应的检验 否则终止检验 第 ２ 受教育年限与中介变量家庭月均收入的相关系数 ρ ０ ５ 中介变量的估计回归系数 β２ Ｌ ０ ５ σ２ 步 以中介变量家庭月均收入 Ｍ 为因变量 以受教 育年限 Ｘ 为自变量 控制年龄和配偶是否有固定 ０ ５ 依据中介效应检验样本量的估计公式 Ｎ 回归模 工作 半年及以上 拟合有序多分类 ２ Ｚα Ｚγ ２ β２σ２ ２ ρ ｐ ｐ ５ 计算得 型 方程 ２ 获得受教育年限的偏回归系数 第 样本量为 ６６ ３ 考虑不应答等原因 增加约 ０ 的样 ３步 在方程 的基础上 引入自变量家庭月均收入 本量 初步确定样本量为 ７５ ０ Ｍ 拟合二分类 回归方程 方程 ３ 获得 ２０ 年 月随机抽取广州市计划免疫接种单 受教育年限的偏回归系数 本次研究中计算 ｂ 位 ５家 每所计划免疫接种单位分别随机调查 ５０ 时 家庭月均收入 ４个等级 以连续性变量纳入方 名带孩子前来接种疫苗的母亲 对其产前检查情况 进行面对面问卷调查 调查对象选择标准为本次调 ｂ 程 采用公式 计算中介效应占总效应的 ｂ 查孕产妇现居住在广州 且居住时间在 年及以上 比例 ９ 相关变量名称及赋值见表 纳入标准 产后 年内 ２ 近 次妊娠一直在 广州市产检和分娩 排除标准 患有重大精神疾病 或智力障碍 ２ 调查内容 采用项目组自行设计调查表 主 要内容包括人口学特征 年龄 职业 受教育程度 家庭平均月收入等 产次 产前检查次数等 由妇 图 中介效应模型图 幼卫生专业研究生担任调查员 经统一培训考核后 上岗调查 ３ 相关定义和标准 产前检查次数达标的定义 ２ 结果 根据 ＷＨＯ ２０ ０６年 推荐指南 ６ 孕期至少需要 ４ ２ 一般情况 次产前检 查 本 文 将 产 前 检 查 ４次 及 以 上 定 义 为 ２ 调查对象人口学特征 达标 ３份 回收问卷 ７５７份 剔除 ８份产前检查次数 卷 ７６ ４ 统计分析 采用 Ｅｐ Ｄ ３ 建立数据库 应 本次调查共发放问 缺失 有 效 问 卷 为 ７４９份 有 效 问 卷 率 为 ９８ ２
334 孕产妇平均年龄为 (27.5±4.5) 岁, 年龄范围为 17~43 岁, 以 25~29 岁为主, 受教育程度平均为 (11 6±3.4) 年, 其中最少 4 年, 最多 19 年, 以 9~ 12 年为主 ; 家庭平均月收入以 3000~7999 元为主, 详见表 2 3 表 1 相关变量及其赋值表 赋值情况 变量名称哑变量编码 1 2 3 4 5 6 7 分类自变量 调查对象怀孕前 1= 行政 / 管理人员 0 0 0 0 0 0 0 的职业 2= 专业技术人员 1 0 0 0 0 0 0 3= 办事人员 0 1 0 0 0 0 0 4= 商业 / 服务业人员 0 0 1 0 0 0 0 5= 农林牧渔劳动者 0 0 0 1 0 0 0 6= 生产 运输操作人员 0 0 0 0 1 0 0 7= 无职业 0 0 0 0 0 1 0 8= 其他 0 0 0 0 0 0 1 家庭平均 1=<3000 0 0 0 月收入 ( 元 ) 2=3000~4999 1 0 0 3=5000~7999 0 1 0 4= 8000 0 0 1 产次 ( 次 ) 1=1 0 2= 2 1 配偶是否有固定 0= 无 0 工作 ( 半年及以上 ) 1= 有 1 连续性自变量 年龄 受教育年限 最方便的方式到达产检医院需要时间 (min) 因变量 产检次数是否达标 0= 否 1= 是 2.1.2 产前检查情况调查对象平均产检次数为 (8±3) 次, 其中整个孕期未接受过产检的占 0.8% (6/749),1~3 次的占 10.3%(77/749), 4 次的为 88.9%(666/749) 单因素分析结果显示, 调查对象怀孕前职业 配偶的职业 配偶是否有固定工作 ( 半年及以上 ) 家庭月均收入 产次 调查对象受教育年限 配偶受教育年限等对调查对象产前检查达标情况的影响均有统计学意义, 详见表 2 3 考虑到孕产妇与配偶的年龄 受教育程度之间的强关联性 (Pearson 相关系数分别为 0.78 和 0.74, 均 P< 0 01), 为避免变量间的共线性, 回归分析中不纳入配偶的年龄和受教育程度 2.2 调查对象受教育程度与产前检查次数达标之间的关系控制了调查对象的年龄 产次以及配偶有固定工作 ( 半年及以上 ) 后, 标化后的受教育年限每增加 1 个标准差 ( 约 3.4 年 ), 产前检查达标增加 3.07 倍 (OR=4.07,95% CI:2.57~6.45) 详见表 4 2.3 家庭月均收入在受教育程度与产前检查次数达标关系中的中介效应方程 1 中受教育年限对产前检查次数达标的总效应 ( 偏回归系数 c= 1 405) 有统计学意义 控制相应的混杂因素后, 方程 2 中受教育年限与家庭月均收入的偏回归系数 a =1.105(P<0.01) 方程 3 中家庭月均收入与产前检查次数达标的偏回归系数 b=0.419(p< 0 01), 控制家庭月均收入后, 受教育年限对产前检查的直接效应变小 ( 偏回归系数 c =1 223,P< 0 01), 说明家庭月均收入在对受教育程度与产前检查次数达标关系中起部分中介效应, 其效应占总效应的比例为 27.5% 详见表 4 5 表 2 调查对象基本情况及产前检查次数达标情况影响因素单因素分析结果 ( 分类变量 ) 产前检查 基本情况 调查人数 构成比 (%) 达标人数 达标率 (%) 2 值 P 值 怀孕前职业 行政 / 管理人员 51 6.8 49 96.1 47.494 <0.01 专业技术人员 112 15.0 110 98.2 办事人员 72 9.6 70 97.2 商业 / 服务业人员 228 30.4 210 92.1 农林牧渔劳动者 6 0.8 5 83.3 生产 运输操作人员 127 17.0 98 77.2 无职业 143 19.1 116 81.1 其他 10 1.3 8 80.0 配偶的职业 行政 / 管理人员 61 8.1 59 96.7 24.339 <0.01 专业技术人员 181 24.2 166 91.7 办事人员 28 3.7 26 92.9
华南预防医学 2015 年 8 月第 41 卷第 4 期 SouthChinaJPrevMed,August2015,Vol 41,No 4 335 ( 续表 2) 商业 / 服务业人员 251 33.5 228 90.8 农林牧渔劳动者 7 0.9 4 57.1 生产 运输操作人员 137 18.3 111 81.0 军人 / 警察 18 2.4 17 94.4 无职业 28 3.7 25 89.3 其他 17 2.3 14 82.4 不详 21 2.8 16 76.2 配偶是否有固定工作 无 95 12.7 74 77.9 13.443 <0.01 ( 半年及以上 ) 有 645 86.1 584 90.5 不详 9 1.2 8 88.9 家庭月均收入 ( 元 ) <3000 217 29.0 169 77.9 44.071 <0.01 3000~ 223 29.8 204 91.5 5000~ 145 19.4 134 92.4 8000 157 21.0 154 98.1 不详 7 0.1 5 71.4 产次 ( 次 ) 1 517 69.0 479 92.6 24.049 <0.01 2 230 30.7 185 80.4 不详 2 0.0 2 100.0 合计 749 100.0 666 88.9 表 3 调查对象基本情况及产前检查次数达标情况影响因素单因素分析结果 ( 连续性变量 ) 基本情况 产前检查达标组 (n=666) 产前检查未达标组 (n=83) 统计量 (t 或 Z 值 ) P 值 年龄 ( 岁 ) 27.6±4.4 26.7±5.3 1.546 >0.05 受教育年限 ( 年 ) 11.9±3.4 8.9±1.9 12.413 <0.01 配偶的年龄 ( 岁 ) 30.1±4.8 29.4±5.5 1.183 >0.05 配偶受教育年限 ( 年 ) 12.6±3.7 9.4±1.9 12.387 <0.01 最方便的方式到达产检医院需要时间 (min) a 10(5,15) 10(5,15) 1.044 >0.05 注 : a 采用中位数和四分位数进行描述 表 4 家庭月均收入在调查对象受教育程度与产前检查次数达标关系中的中介效应 变量 方程 1 方程 3 β 值 S.E 值 OR 值 OR95%CI P 值 β 值 S.E 值 OR 值 OR95%CI P 值 年龄标化 Z 分 0.418 0.145 1.52 1.14~2.02 <0.01 0.418 0.147 1.52 1.14~2.03 <0.01 配偶是否有固定工作 ( 半年及以上 ) 无 ( 参照 ) 有 0.623 0.306 1.87 2.57~6.45 0.04 0.441 0.312 1.56 0.84~2.87 0.16 产次 ( 次 ) 1( 参照 ) 2-1.01100 0.307 0.36 0.20~0.66 <0.01-1.05900 0.313 0.35 0.19~0.64 <0.01 受教育年限标化 Z 分 1.405 0.235 4.07 2.57~6.45 <0.01 1.223 0.244 3.39 2.11~5.48 <0.01 家庭月均收入 ( 元 ) 00.419 a 00.159 a 01.52 a 1.11~2.08 0.01 <3000( 参照 ) 003000~ 0.824 0.314 2.28 1.23~4.22 0.01 005000~ 0.655 0.386 1.93 0.90~4.10 0.09 8000 1.257 0.643 3.51 1.00~12.39 0.05 注 : a 在方程 3 中计算家庭月均收入偏回归系数时, 以连续性变量引入方程
336 表 5 调查对象受教育年限与家庭月均收入的关系 方程 2 变量 β 值 S.E 值 OR 值 OR95%CI P 值年龄标化 Z 分 0.086 0.070 1.09 0.95~1.25 0.22 配偶是否有固定工作 ( 半年及以上 ) 无 ( 参照 ) 有 0.963 0.221 2.62 1.70~4.04 <0.01 受教育年限标化 Z 分 3 讨论 1.105 0.082 3.02 2.57~3.55 <0.01 受教育程度是影响产前检查的重要因素, 吴清平等 [10] [11] 易念华等研究认为随着受教育水平的升高, 孕早期检查率和产前检查的次数均呈现出明显的上升趋势 本研究结果同样证实, 孕产妇受教育年限与产前检查次数呈现正相关 教育本身负有传播新观点和新技能的职责, 受教育者更好地认识外面的世界, 增强寻找服务的能力与意愿 受教育程度偏高的孕产妇, 知识水平高, 理解力好, 更愿意接受新事物, 以及寻找多种途径获得保健知识, 因此孕期自我保健意识强, 更重视产前检查, 获取到更高质量的保健服务 这些是受教育程度对产前检查的直接作用, 效应约为 72.5% 而另外 27.5% 的效应是通过中介变量 家庭经济收入来间接实现, 属于部分中介效应 一般而言受教育程度是影响一个人收入水平的重要变量 [4] 孕产妇自身受教育水平越高, 越易与受教育水平相当的男性成立家庭 [12-13], 因此整个家庭的经济也越有优势 家庭收入越高者, 不必忙于生计, 有时间和能力享受到更多更优质的孕期保健服务 由家庭收入介导的间接效应, 从某种程度上来说, 可以解释为保健服务支付能力 本文的研究提示改善产前检查服务利用, 应同时考虑受教育程度的直接和间接效应 以往对孕产妇受教育程度与孕期保健服务利用的研究 [1-2], 多是将受教育程度作为人口学特征的一个等级变量, 描述不同受教育程度对服务利用的差异或孕产妇受教育程度与服务利用的直接相关性, 而没有深入探讨两者可能的内在机制, 更可能低估了孕产妇受教育程度在孕期保健的影响因素中的地位 本文首次研究了孕产妇受教育程度与产前检查之间的直接效应和通过家庭收入实现的中介效应 当在方程 3 中仅仅把受教育程度和家庭收入视为独立因素时, 将低估受教育程度对产前检查的重要性, 而高估了家庭收入的作用 中介变量的引入, 可以深入研究孕 产妇受教育程度与产前检查关系的内部机制, 为卫生政策的制定提供与时俱进的依据 从长远来看, 应重视女性正规教育, 增加人力资本投资 ; 从近期来看, 大力开展孕产期保健教育, 通过各种途径 各种方式增强保健意识, 提高群众对孕期检查的重要性和必要性, 降低孕产妇死亡率 由于本次调查为横断面回顾性研究, 对信息的收集可能存在回忆偏倚, 此外调查对象限定为在广州产检和分娩的孕产妇, 受教育程度对产检的直接效应和中介效应可能在不同的地区有不同的效应值 尽管如此, 本文的研究结果仍有一定的理论和实践意义, 扩展了以往的研究, 在一定程度上展现了受教育程度 家庭经济收入与产前检查之间的复杂关系 参考文献 : [1] 刘丹, 静进. 我国妇女产前保健服务现状及影响因素 [J]. 中国妇幼保健,2007,22(20):2868-2870. [2] 路平, 郑全庆, 田玉, 等. 西部 5 省孕产妇保健服务状况的调查研究 [J]. 中国妇幼保健,2000,15(10):55-57,65. [3] 胡俊, 李玉平, 朱欢迎. 孕产妇孕前 孕期保健情况及影响因素分析 [J]. 中国妇幼保健,2014,29(22):3544-3546. [4] 陈宗胜, 周云波. 文化程度等人口特征对城镇居民收入及收入差别的影响 三论经济发展对收入分配的影响 [J]. 南开经济研究,2001,23(4):38-42. [5] VitinghofE,SenS,McCulochCE.Samplesizecalculationsfor evaluatingmediation[j].statmed,2009,28(4):541-557. [6] WoldHealthOrganization.Pregnancy,children,postpartum and newborncare:aguideforesentialpractice[m].2nd,geneva: WHO,2006:44-63. [7] BaronRM,KennyDA.Themoderator-mediatorvariabledistinc tioninsocialpsychologicalresearch:conceptual,strategic,and statisticalconsiderations[j].jperssocpsychol,1986,51(6): 1173-1182. [8] 温忠麟, 叶宝娟. 中介效应分析 : 方法和模型发展 [J]. 心理科学进展,2014,22(5):731-745. [9] MacKinnon,DP,FairchildAJ,FritzMS.Mediationanalysis[J]. AnnuRevPsychol,2007,58:593-614. [10] 吴清平, 陈静, 胡学铭, 等. 湖北省 971 例产妇孕期保健与生育观分析 [J]. 中国妇幼保健,1994,9(2):40-42,67. [11] 易念华, 张艳, 方为民, 等. 湖北省部分农村孕妇产前检查现况及与妊娠并发症的关系分析 [J]. 中国妇幼保健,2012,27 (9):1376-1377. [12] 许小玲. 从择偶观的变迁看择偶标准的时代性 论中国女性建国至今 50 多年的配偶选择 [J]. 武汉理工大学学报 ( 社会科学版 ),2004,12(5):631-635. [13] 张海钟, 刘慧珍. 女性择偶标准的社会历史变迁及当代走向 [J]. 邯郸学院学报,2010,20(4):90-95. ( 收稿日期 :2015-03-03) ( 本文编辑 : 袁华晖, 江金女 )