3～59月齡兒童社交情緒發(fā)育狀況及其與早產(chǎn)的關(guān)聯(lián)

楊玲 周虹 王燕

社交情緒發(fā)育是兒童心理行為發(fā)育的重要一環(huán)，它表現(xiàn)在三方面：體驗(yàn)、處理和表達(dá)各種正、負(fù)面情緒；與其他兒童及成人發(fā)展親密和諧的關(guān)系；積極探索周圍環(huán)境并從中學(xué)習(xí)[1]。學(xué)前期是兒童社交情緒發(fā)育的關(guān)鍵時(shí)期之一，該階段的社交和情緒體驗(yàn)影響大腦相關(guān)神經(jīng)遞質(zhì)及突觸連接的發(fā)育，為其一生的情緒能力和社交能力奠定了基礎(chǔ)[2],而早產(chǎn)或可影響兒童早期社交情緒發(fā)育[3-4]。

早產(chǎn)兒是指出生胎齡小于37周者。2014年全球平均早產(chǎn)率為10.6%[5]；2016年一項(xiàng)基于15家城市醫(yī)療機(jī)構(gòu)的調(diào)查顯示中國(guó)早產(chǎn)的發(fā)生率為9.9%[6]。國(guó)外對(duì)早產(chǎn)兒的神經(jīng)病理、認(rèn)知發(fā)育、社交情緒發(fā)育等進(jìn)行了較為充分的探討[7-9]，澳大利亞一項(xiàng)研究顯示中晚期早產(chǎn)兒社交情緒發(fā)育風(fēng)險(xiǎn)更高(OR=3.9,95%CI:1.4～10.9)[9]。俄羅斯一項(xiàng)研究已針對(duì)2歲以下早產(chǎn)兒的社交情緒發(fā)育狀況開展早期干預(yù)并表現(xiàn)出積極作用[8]。但是，國(guó)內(nèi)現(xiàn)有相關(guān)研究多關(guān)注學(xué)齡兒童和青少年[10-11]，關(guān)注5歲以下小年齡兒童社交情緒發(fā)育狀況的研究證據(jù)相對(duì)不足，特別是在兒童早期發(fā)展階段關(guān)注早產(chǎn)兒社交情緒發(fā)育狀況的相關(guān)性研究更為匱乏。因此，本研究利用中國(guó)中西部8縣的調(diào)查資料，旨在了解被調(diào)查地區(qū)3～59月齡兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩狀況并探討其與早產(chǎn)的關(guān)聯(lián)，為相關(guān)干預(yù)策略提供科學(xué)依據(jù)。

對(duì)象和方法

一、對(duì)象

本研究資料來源于中國(guó)國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)與聯(lián)合國(guó)兒童基金會(huì)“母子健康發(fā)展綜合項(xiàng)目”。該項(xiàng)目于2016年10月—2017年1月在新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、青海省和江西省4省、8個(gè)項(xiàng)目縣(每省2個(gè)項(xiàng)目縣)進(jìn)行了現(xiàn)況調(diào)查。調(diào)查對(duì)象為5歲以下兒童及其看護(hù)人。

二、方法

1.抽樣方法：調(diào)查對(duì)象是通過三階段抽樣選擇的。第一階段，在每個(gè)縣通過人口容量比例概率抽樣法(probability proportional to size，PPS)隨機(jī)選擇 15個(gè)行政村；第二階段，在每個(gè)行政村通過 PPS抽樣隨機(jī)選擇 2個(gè)自然村；第三階段，在每個(gè)自然村，根據(jù)含有 5歲以下兒童的家庭名冊(cè)通過單純隨機(jī)抽樣的方法調(diào)查 8戶家庭。

2.一般情況調(diào)查及身高測(cè)量：使用在聯(lián)合國(guó)兒童基金會(huì)多指標(biāo)集群調(diào)查(multiple indicator cluster surveys,MICS)的基礎(chǔ)上編寫的問卷詢問兒童主要看護(hù)人，獲得兒童性別及月齡、看護(hù)人民族及文化程度、家庭人口數(shù)及年純收入、父母外出務(wù)工情況、家中孩子總數(shù)、孕周、分娩方式等一般情況。身高測(cè)量由培訓(xùn)合格的施測(cè)人員進(jìn)行，不足2歲的兒童使用量床測(cè)量身長(zhǎng)，測(cè)量設(shè)備為中國(guó)衡水蘇宏SH-8093型嬰幼兒身高測(cè)量器；2歲及以上者使用身高儀測(cè)量身高，測(cè)量設(shè)備為中國(guó)常州武進(jìn)衡器SZ-200/120型嬰幼兒身高坐高計(jì)。

3.社交情緒發(fā)育評(píng)估：使用年齡與發(fā)育進(jìn)程問卷:社交情緒中文版(ages and stages questionnaires:social-emotional,Chinese,ASQ:SE-C)對(duì)樣本家庭中年齡最小兒童(3～59月齡)的社交情緒發(fā)育水平進(jìn)行篩查；對(duì)于早產(chǎn)兒，按如下方法計(jì)算矯正月齡并選擇相應(yīng)問卷：矯正后月齡=(實(shí)際出生后天數(shù)-早產(chǎn)天數(shù))/ 30.4375，其中早產(chǎn)天數(shù)=足月胎齡(40周×7天)-出生孕周天數(shù)。ASQ:SE-C可評(píng)估3～66月齡的兒童，包含自我調(diào)控、依從性、溝通、適應(yīng)功能、自主性、情感、人際互動(dòng)等7個(gè)能區(qū)，具有較好的信效度[12]。根據(jù)兒童年齡的不同，ASQ:SE-C共包含8套子問卷(分別為6、12、18、24、30、36、48、60月齡組)，每套子問卷含有19～33個(gè)問題，每題有3個(gè)選項(xiàng)(“多數(shù)時(shí)間是”、“有時(shí)是”、“很少或從不”)。根據(jù)ASQ:SE-C使用指南，每題按照看護(hù)人填寫情況分別記0分、5分、10分，最后加總得ASQ:SE-C原始總分，進(jìn)一步與相應(yīng)年齡段界值進(jìn)行比較。本研究使用中國(guó)兒童常模作為標(biāo)準(zhǔn)，問卷得分等于或超過相應(yīng)常模界值則判斷該兒童為社交情緒可疑發(fā)育遲緩，問卷得分低于相應(yīng)常模界值則判斷該兒童為社交情緒發(fā)育正常[13]。

4.資料收集及質(zhì)量控制：由培訓(xùn)合格的當(dāng)?shù)貗D幼保健工作人員在獲得看護(hù)人書面知情同意后使用已裝載好調(diào)查問卷的平板電腦對(duì)5歲以下兒童的看護(hù)人進(jìn)行一問一答(面對(duì)面)式調(diào)查。孕周信息從兒童出生證明上獲得；未攜帶出生證明者通過詢問看護(hù)人獲得。ASQ:SE-C評(píng)估工作由北京大學(xué)研究課題組師生完成。每個(gè)現(xiàn)場(chǎng)的工作都嚴(yán)格按照調(diào)查指南展開；除利用電子問卷邏輯檢錯(cuò)外，課題組還進(jìn)行了人工查驗(yàn)和審核。本次調(diào)查通過了北京大學(xué)生物醫(yī)學(xué)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)。

5.統(tǒng)計(jì)學(xué)方法：本研究使用MLWiN2.36軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行層次結(jié)構(gòu)分析；使用SPSS22.0 軟件進(jìn)行描述性分析、單因素分析及多因素分析，其中對(duì)分類變量資料進(jìn)行卡方檢驗(yàn)和多因素Logistic回歸分析。P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

結(jié) 果

一、基本情況

本研究共調(diào)查了1 927名5歲以下兒童及其主要看護(hù)人，由于ASQ:SE-C問卷只適用于3～66月齡的兒童，部分兒童孕周、社交情緒評(píng)估信息缺失，最終納入分析了1 745名3～59月齡的兒童，其中早產(chǎn)兒85人(占4.9%)。早產(chǎn)兒與非早產(chǎn)兒的社會(huì)人口學(xué)特征如表1所示。兩組兒童的性別、月齡段、民族、家庭人均純收入、主要看護(hù)人文化程度、是否為當(dāng)前唯一子女、留守狀態(tài)等特征的構(gòu)成差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。

表1 早產(chǎn)兒與非早產(chǎn)兒社會(huì)人口學(xué)特征[例(%)]Table 1 Social demographic characters of preterm and non-preterm children[n(%)]

二、社交情緒可疑發(fā)育遲緩情況

被調(diào)查兒童的社交情緒可疑發(fā)育遲緩率為24.9% (95%CI:22.9%～27.0%)，其中早產(chǎn)兒社交情緒可疑發(fā)育遲緩率為38.8% (95%CI:28.3%～49.4%)。不同特征兒童的社交情緒可疑發(fā)育遲緩情況如表2所示，其中不同民族、不同看護(hù)人文化程度、是否為唯一子女、不同留守狀態(tài)、不同生長(zhǎng)狀況的兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩的差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。男孩(P<0.001)、剖宮產(chǎn)兒童(P=0.032)該可疑遲緩率更高。不同月齡段兒童可疑遲緩率不同(P<0.001)。隨著家庭人均純收入的增加，兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩率逐漸降低(P<0.001)。早產(chǎn)兒社交情緒可疑發(fā)育遲緩率(38.8%)高于非早產(chǎn)兒(24.2%)(P=0.002)。

表2 3～59月齡兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩情況及其影響因素分析Table 2 Prevalence and related factors of suspected developmental delay in social-emotional development among children aged 3-59 months

三、早產(chǎn)與社交情緒可疑發(fā)育遲緩的多因素分析

本研究數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)具有一定的層次性。以縣水平為水平2、個(gè)體水平為水平1，采用二階MQL算法擬合兩水平不含任何解釋變量的零模型，固定尺度參數(shù)δ為1.00，分析得P=0.107，社交情緒可疑發(fā)育遲緩的各縣間差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。故可不考慮本研究數(shù)據(jù)抽樣的層次性，直接使用個(gè)體水平的數(shù)據(jù)進(jìn)行多因素統(tǒng)計(jì)分析。

以社交情緒是否可疑發(fā)育遲緩為因變量，以是否早產(chǎn)為自變量，將相關(guān)社會(huì)人口學(xué)因素及生理因素變量放入模型中。使用“進(jìn)入法”進(jìn)行多因素Logistic分析。其中模型I只包含“是否早產(chǎn)”一個(gè)解釋變量，模型II加入兒童性別、兒童月齡段、家庭人均純收入、民族等變量，模型III在模型I、II的基礎(chǔ)上加入是否生長(zhǎng)遲緩、分娩方式等變量，詳見表3?？刂屏似渌嚓P(guān)因素后，早產(chǎn)兒社交情緒可疑發(fā)育遲緩的風(fēng)險(xiǎn)更高(aOR=2.58，95%CI:1.44～ 4.60)。此外，男孩、大月齡兒童(36～月齡及48～59月齡)、家庭人均純收入較低者(低于3000元及3000～5999元)社交情緒可疑發(fā)育遲緩的風(fēng)險(xiǎn)更高(P均<0.05)。

表3 社交情緒可疑發(fā)育遲緩多因素Logistic分析Table 3 Multivariate Logistic regression analysis for suspected developmental delay in social-emotional development

討 論

一、兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩狀況

本研究發(fā)現(xiàn)被調(diào)查地區(qū)兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩率為24.9%，接近盧平等[16]在江蘇昆山市3歲以下兒童研究中報(bào)告的24.6%，與Briggs等[17]在美國(guó)初級(jí)保健中心對(duì)6～36月齡兒童篩查中報(bào)告的22.4%也較為接近?？紤]到本調(diào)查在中西部貧困農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行，84.9%(1 056/1 224)的被調(diào)查者2015年家庭人均純收入低于2015年全國(guó)農(nóng)民人均純收入(11 422元)，相近的、較高的可疑遲緩率一方面提示不同經(jīng)濟(jì)水平兒童間的社交情緒發(fā)育狀況暫未表現(xiàn)出明顯差異，另一方面則凸顯了這一問題：無論國(guó)內(nèi)國(guó)外、無論城市鄉(xiāng)村，5歲以下兒童的社交情緒發(fā)育水平都不容樂觀。這與長(zhǎng)期以來兒童的社交情緒發(fā)育備受忽視或有關(guān)聯(lián)。兒童父母大多關(guān)注其語言、動(dòng)作、認(rèn)知等方面的發(fā)育，醫(yī)院及保健部門也多進(jìn)行此類篩查；兒童的自我調(diào)控、適應(yīng)功能、自主性、人際互動(dòng)等社交情緒發(fā)育則少有問津。即使發(fā)現(xiàn)孩子出現(xiàn)情緒調(diào)控、人際互動(dòng)問題時(shí)，父母也未必能意識(shí)到而可能將其歸因于稟性人格，不作處理。這提示我們要通過多種形式提高兒童父母對(duì)社交情緒發(fā)育的認(rèn)知、促使其采取利于兒童社交情緒發(fā)育的養(yǎng)育行為。相關(guān)兒童保健部門也應(yīng)盡快建立完善兒童社交情緒發(fā)育篩查評(píng)估機(jī)制，引入相關(guān)篩查工具并配備相應(yīng)人員，定期監(jiān)測(cè)兒童的社交情緒發(fā)育，爭(zhēng)取做到早發(fā)現(xiàn)，早干預(yù)。

二、早產(chǎn)是兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩的危險(xiǎn)因素之一

早產(chǎn)除了影響語言、認(rèn)知[18-19]等健康結(jié)局外，本研究發(fā)現(xiàn)早產(chǎn)還是中西部農(nóng)村地區(qū)兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩的危險(xiǎn)因素之一。這可能是由于與足月兒相比，早產(chǎn)兒雙側(cè)大腦白質(zhì)、顳中回、杏仁核、蒼白球和腦干等腦區(qū)的容量更小[20]，可能限制其在社交能力、情緒能力、個(gè)人適應(yīng)能力等方面的發(fā)育。早產(chǎn)兒在溝通、語言功能等方面的健康結(jié)局更差[18,21]，可能會(huì)影響其與他人建立親密和諧關(guān)系的能力。這提示父母在看護(hù)早產(chǎn)兒時(shí)還應(yīng)額外關(guān)注其社交情緒發(fā)育狀況；保健人員在隨訪、監(jiān)測(cè)早產(chǎn)兒健康結(jié)局時(shí)，也應(yīng)增加社交情緒發(fā)育水平的評(píng)估篩查，以期及早發(fā)現(xiàn)可疑發(fā)育遲緩者從而及早進(jìn)行干預(yù)。值得注意的是，不僅是備受關(guān)注的極早產(chǎn)兒，包含中晚期早產(chǎn)兒在內(nèi)的普通早產(chǎn)兒都有社交情緒可疑發(fā)育遲緩的風(fēng)險(xiǎn)，同樣不能掉以輕心。

此外，本研究發(fā)現(xiàn)大月齡兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩率較小月齡兒童高，國(guó)內(nèi)外類似研究中亦有提及[16,17]。這可能與兒童早期社交情緒發(fā)育遲緩的累積效應(yīng)有關(guān)[17]，突顯了對(duì)兒童早期進(jìn)行社交情緒發(fā)育篩查并及時(shí)干預(yù)的重要性。社交情緒發(fā)育存在性別差異、較高家庭人均純收入有一定保護(hù)作用，這提示在兒童社交情緒發(fā)育的保健實(shí)踐中除了關(guān)注早產(chǎn)兒這一重點(diǎn)人群外，還應(yīng)適當(dāng)關(guān)注男孩、低收入家庭等群體。本研究還發(fā)現(xiàn)剖宮產(chǎn)兒童的社交情緒發(fā)育較陰道分娩者差，這與國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究印證[22-23]，不僅提示了兒童發(fā)育監(jiān)測(cè)的新關(guān)注點(diǎn)，也可作為孕婦選擇分娩方式的考量之一。

三、優(yōu)勢(shì)與不足

本研究補(bǔ)充了中國(guó)中西部農(nóng)村地區(qū)、5歲以下小年齡兒童的社交情緒可疑發(fā)育遲緩率數(shù)據(jù)，將兒童社交情緒發(fā)育的評(píng)估時(shí)間前移，以便及早發(fā)現(xiàn)異常從而進(jìn)行早期干預(yù)。本研究還發(fā)現(xiàn)早產(chǎn)是兒童社交情緒可疑發(fā)育遲緩的危險(xiǎn)因素之一，為早產(chǎn)兒早期相關(guān)干預(yù)、評(píng)估工作提供了社交情緒發(fā)育這一新維度，從而有利于促進(jìn)早產(chǎn)兒的全面健康發(fā)展。

同時(shí)，本研究還存在如下不足：本研究中早產(chǎn)兒例數(shù)較少，未能進(jìn)一步對(duì)極早期早產(chǎn)兒、中晚期早產(chǎn)兒的社交情緒發(fā)育水平進(jìn)行亞組分析。未來國(guó)內(nèi)包含更多早產(chǎn)兒樣本的研究在關(guān)注社交情緒發(fā)育的同時(shí)可以繼續(xù)深入探討這兩組人群的發(fā)育差異。此外，本研究為橫斷面研究，盡管結(jié)果顯示48～59月齡兒童的社交情緒可疑發(fā)育遲緩率較3～11月齡組高，不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為早產(chǎn)兒的社交情緒發(fā)育劣勢(shì)持續(xù)至5歲；未來需要有隨訪研究詳細(xì)探討早產(chǎn)兒社交情緒發(fā)育水平的動(dòng)態(tài)變化，以提供早產(chǎn)兒遠(yuǎn)期社交情緒發(fā)育結(jié)局的更有力證據(jù)。再次，本研究調(diào)查地區(qū)僅8個(gè)縣且不是隨機(jī)選取，研究結(jié)果外推具有一定局限性。