巨大兒與正常出生體重兒0～24月齡BMI軌跡模式比較的縱向研究*

熊 超， 陳 凱， 章一鳴， 劉建軍， 周愛芬

華中科技大學同濟醫(yī)學院附屬武漢兒童醫(yī)院(武漢市婦幼保健院)，武漢 430014

巨大兒是指出生體重≥4000 g的新生兒，在我國發(fā)生率約為7%[1]。巨大兒不僅對產(chǎn)婦健康造成不良影響(如產(chǎn)后出血、會陰裂傷、難產(chǎn)等)，也可導致胎兒出生后多種近期和遠期不良健康結局(如新生兒呼吸窘迫、兒童期肥胖、成年期代謝性疾病及心血管疾病等)。近年來巨大兒出生率呈現(xiàn)上升趨勢，已成為影響婦兒健康的重大公共衛(wèi)生問題。國內外研究顯示，巨大兒的發(fā)生可顯著增加兒童期超重/肥胖的風險[2-5]，但目前尚缺少基于人群的大樣本前瞻性研究，對巨大兒嬰幼兒期體格發(fā)育的縱向軌跡分析研究尤為缺乏。因此，本研究基于前瞻性人群隊列數(shù)據(jù)比較巨大兒與正常出生體重兒在0～24月齡內的體格發(fā)育狀況，通過潛類別增長分析模型擬合研究對象的體質量指數(shù)(body mass index，BMI)軌跡模式，并探討巨大兒與不同BMI軌跡模式間的關聯(lián)。

1 資料與方法

1.1 研究對象

本次研究對象來源于武漢市婦幼保健信息管理系統(tǒng)，該系統(tǒng)是基于人群健康檔案的區(qū)域化衛(wèi)生信息平臺，包含母親產(chǎn)前保健信息、分娩記錄以及兒童健康體檢等信息。選取2011年6月～2013年6月在武漢市中心城區(qū)分娩的足月、無出生缺陷的單胎活產(chǎn)兒，在排除了早產(chǎn)(出生胎齡<37周)、過期產(chǎn)(出生胎齡≥42周)、低出生體重(出生體重<2500 g)以及在0～24月齡內體格發(fā)育隨訪不足5次的對象后，共計65063例嬰幼兒納入本次研究。

1.2 體格測量

新生兒出生時的體格測量在分娩醫(yī)院進行，出生后分別于1、3、6、8、12、18、24月齡隨訪時點在常住地所屬轄區(qū)的婦幼保健機構或社區(qū)衛(wèi)生服務中心完成體格測量。所有測量均由專業(yè)的醫(yī)護人員采用全市統(tǒng)一配備的嬰幼兒體檢儀(型號：WS-RT-1)，按照規(guī)范統(tǒng)一的標準完成[6]。

一是檢測+宣傳：營造良好氛圍。一要堅持強化謀劃布局，提升食品安全宣傳資源整合能力、創(chuàng)新線上線下宣傳模式，形成以上帶下、以下促上，上下共同發(fā)力，整體推進。二要打破部門間信息壁壘，發(fā)揮各部門便民信息引流作用，將檢測宣傳內容與便民信息打造升級為涵蓋全方位監(jiān)管工作的綜合性信息平臺。

1.3 生長軌跡擬合

本研究采用基于群組的軌跡模型(group-based trajectory model，GBTM)[7-8]擬合研究對象0～24月齡的BMI軌跡模式。GBTM是潛類別增長分析(latent class growth analysis)方法的一種，即該模型在擬合群體縱向生長軌跡時，亞組數(shù)量并不是確定的而是被視為一個潛在的類別變量。GBTM能夠充分考慮總體中存在的異質性并將具有相同生長趨勢的個體聚合至同一亞組中，常被應用于需要識別具有相同生長軌跡亞群體的流行病學研究中。

本研究中巨大兒在1、3、6、8、12、18和24月齡的超重檢出率分別為26.7%、18.5%、19.1%、20.5%、21.8%、25.1%、和21.7%，肥胖檢出率分別為36.8%、28.6%、26.1%、25.4%、25.1%、20.4%、和17.1%。Mann-Whitney檢驗顯示，正常出生體重兒和巨大兒在各隨訪時點上的體格發(fā)育狀況的差異存在統(tǒng)計學意義(均P<0.01)。見表2。

1.4 變量定義

根據(jù)出生體重將研究對象分為正常出生體重兒(2500 g≤出生體重<4000 g)和巨大兒(出生體重≥4000 g)兩組。參照WHO兒童年齡別BMI百分位數(shù)標準評價嬰幼兒體格發(fā)育狀況，即消瘦(BMI≤P5)、正常(P5

1.5 統(tǒng)計學分析

本研究基于武漢市大樣本人群縱向研究數(shù)據(jù)，對足月出生的巨大兒和正常出生體重兒在0～24月齡內的超重/肥胖狀況以及BMI軌跡模式進行了比較。研究結果顯示，巨大兒在各隨訪時點的體格發(fā)育狀況與正常出生體重兒有顯著差異，其在24月齡內發(fā)生“增長較快”型BMI軌跡模式的風險也更高。

2 結果

2.1 一般情況

3.“驗責”促提升。為牽住落實黨建責任“牛鼻子”，寶勝黨委每月發(fā)布黨建工作提示，對基層黨建工作進行每月評分、書面通報；每季度召開黨建例會，開展流動紅旗評選活動；年底根據(jù)《基層黨組織星級管理考核辦法》、《基層黨組織書記述職評議考核辦法》對基層黨支部和支部書記進行考核，著力加強“驗責問效”目標，以飽滿的熱情、昂揚的斗志、扎實的作風、過硬的本領引領企業(yè)發(fā)展。

2.2 研究對象的超重/肥胖情況

在本研究中，首先根據(jù)各隨訪時點的嬰幼兒體重和身長進行BMI的計算，計算公式為“BMI=體重/身長2(kg/m2)”。然后參照WHO標準[9]，將BMI分別轉化為男女嬰年齡別BMI的Z評分(BMI Z-score，BMIZ)后，使用SAS軟件的PROC TRAJ程序實現(xiàn)GBTM對0～24月齡期間BMI軌跡的擬合[10]。軌跡擬合過程從最低數(shù)量的亞組數(shù)和最低階次的多項式函數(shù)開始，直至確定最優(yōu)的擬合模型。確定軌跡亞組數(shù)量和多項式函數(shù)階次(包括0階常數(shù)函數(shù)、1階線性函數(shù)、2階二次函數(shù)和3階三次函數(shù))的原則包括：①各軌跡亞組的平均后驗概率(average posterior probability，AvePP)≥0.70；②各軌跡亞組的個體數(shù)不少于總體的5%；③赤池信息準則(Akaike information criterion，AIC)、貝葉斯信息準則(Bayesian information criterion，BIC)、調整后的貝葉斯信息準則(adjusted Bayesian information criterion，aBIC)的絕對值較?。虎苣軌蜃龀龇蠈I(yè)的理論解釋。

表2 正常出生體重兒和巨大兒24月齡內體格發(fā)育狀況的比較[例(%)]Table 2 The comparison of physical development status between normal birth weight infants and macrosomia within 24 months of age[n(%)]

2.3 研究對象0～24月齡的BMI生長軌跡模式

本研究通過GBTM識別了研究對象在0～24月齡期間的3種BMI軌跡模式(增長較慢、增長適宜和增長較快)，發(fā)現(xiàn)巨大兒經(jīng)歷增長較快型BMI軌跡的風險更大(OR=2.10，95%CI：1.94～2.26)。目前國內相關研究僅對出生體重與兒童某些隨訪時點的體格狀況的關系進行了探討。例如，一項9萬余人的研究指出，巨大兒在5～8歲時發(fā)生超重(RR=1.73)或肥胖(RR=1.96)的風險更高。而在基于法國[19]和菲律賓[20]人群開展的相關研究中發(fā)現(xiàn)，較高的出生體重和高水平BMI軌跡模式存在正相關，本研究結果與之一致。由于巨大兒在宮內發(fā)育期已有相對較多的脂肪細胞生成，而脂肪細胞一旦形成后不會消失，因此可能更易導致出生后的超重/肥胖以及增長較快的BMI軌跡模式。同時，一些研究發(fā)現(xiàn)兒童期BMI軌跡模式受到出生胎齡[19，21]、喂養(yǎng)方式[20-21]等兒童因素和孕前BMI[17，20-21]、文化程度[21]、產(chǎn)次[17]等母親因素的影響，因此本研究調整了母親及兒童相關的潛在混雜因素，調整后的Logistic回歸模型結果仍顯示，巨大兒是增長較快型BMI軌跡的危險因素。

圖1 研究對象0～24月齡BMI生長軌跡模式分組及人數(shù)分布Fig.1 The BMI trajectory pattern distribution of study subjects aged 0-24 months

2.4 正常出生體重兒和巨大兒在BMI軌跡模式分布上的比較

以增長適宜組作為參照組進行無序多分類Logistic回歸分析。單因素模型顯示，相比于正常出生體重兒，巨大兒出現(xiàn)增長較慢型BMI軌跡的風險較低(OR=0.32，95%CI：0.28～0.36)，出現(xiàn)增長較快型BMI軌跡的風險較高(OR=2.34，95%CI：2.19～2.50)。在調整潛在混雜因素后，巨大兒出現(xiàn)增長較快型BMI軌跡的風險分別是正常出生體重兒的2.24倍(95%CI：2.09～2.40，調整嬰幼兒相關因素)和2.10倍(95%CI：1.94～2.26，調整嬰幼兒和母親相關因素)。見表3。

65063名研究對象中包括60548例正常出生體重兒(93.1%)和4515例巨大兒(6.9%)。本研究共隨訪468186人次，總隨訪率為89.9%。研究對象的平均出生胎齡為(39.5±1.0)周，母親分娩時的平均年齡為(28.5±4.0)歲，研究對象中男嬰(53.0%)、6月齡內純母乳喂養(yǎng)(52.5%)、母親孕前體重正常(76.3%)、初次懷孕(51.6%)、初次分娩(83.7%)占比居多。出生胎齡、性別、母親年齡、母親文化程度、母親孕前體重狀態(tài)、孕次和產(chǎn)次在正常出生體重兒和巨大兒間的分布差異有統(tǒng)計學意義(均P<0.05)。見表1。

2.5 巨大兒與0～24月齡BMI生長軌跡模式的關系

正常出生體重兒0～24月齡BMI生長軌跡模式分布為：增長較慢組13222例(21.8%)、增長適宜組37147例(61.4%)、增長較快組10179例(16.8%)，巨大兒則為增長較慢組291例(6.4%)、增長適宜組2575例(57.0%)和增長較快組1649例(36.5%)，兩類嬰幼兒在0～24月齡BMI生長軌跡模式分布上的差異有統(tǒng)計學意義(χ2=1390.125，P<0.01)。

表3 出生體重類別與0～24月齡BMI生長軌跡模式的Logistic回歸分析Table 3 The logistic regression analysis of birth weight category and BMI growth trajectory patterns from 0 to 24 months

3 討論

粗纖維按照GB/T 6434—2006/ISO 6865:2000《飼料中粗纖維的含量測定過濾法》；粗灰分按照GB/T 6438—2007/ISO 5984:2002《飼料中粗灰分的測定》；粗脂肪按照GB/T 6433—2006/ISO 6492:1999《飼料中粗脂肪的測定》；粗蛋白質按照GB/T 6432—94《飼料中粗蛋白測定方法》；還原糖采用DNS法（3,5-二硝基水楊酸比色法）[9]，繪制的葡萄糖標準曲線為y=1.267x+0.035 8，R2=0.999 1。

本研究顯示，巨大兒在1、3、6、8、12、18和24月齡的超重/肥胖檢出率均顯著高于正常出生體重兒。其中巨大兒24月齡時超重與肥胖發(fā)生率分別為21.7%和17.1%。以往研究中，一項來自湖南農村地區(qū)的研究報道顯示，巨大兒在6～23月齡時的超重/肥胖率為25.82%[11]；上海地區(qū)的一項多中心研究顯示，巨大兒在5～8歲時的超重、肥胖率分別為14.5%和7.9%，高于正常出生體重兒[3]。不同研究報道的巨大兒超重/肥胖檢出率存在一定差異，可能與地區(qū)、判定標準差異等有關。

兒童生長發(fā)育是機體各組織器官不斷發(fā)育、趨向成熟的動態(tài)變化過程。對兒童群體較長時期內的追蹤觀察，有利于找出生長發(fā)育規(guī)律并了解影響因素[12]。國內也有研究針對不同出生體重兒進行了生長發(fā)育隨訪[13-15]，但大多僅對單個時點的生長發(fā)育情況進行分析，縱向的生長軌跡分析較少。國外一些研究報道了嬰幼兒的BMI軌跡模式，如Liu等[16]發(fā)現(xiàn)0～12月齡嬰幼兒存在“l(fā)ow stable(低-穩(wěn)定)”“high stable(高-穩(wěn)定)”和“rising(上升)”3種BMI增長模式(美國)；Aris等[17]在0～24月齡嬰幼兒中擬合了“normal(正常)”“stable low(穩(wěn)定低水平)”“stable high(穩(wěn)定高水平)”和“rapid gain after 3 months(3月齡后迅速增長)”4種BMI增長模式(新加坡)；Kwon等[18]擬合的3種0～24月齡嬰幼兒BMI軌跡模式則為“consistently low(持續(xù)低水平)”“increase in the second year(2歲時增加)”“increase in the first year(1歲時增加)”和“consistently high(持續(xù)高水平)”(美國)。

參照WHO標準將嬰幼兒各隨訪時點的BMI值轉換得到BMIZ評分，使用GBTM擬合研究對象在0～24月齡的BMI生長軌跡。根據(jù)GBTM擬合軌跡的準則，最終確定3個亞組作為最優(yōu)擬合，即BMI增長較慢組(n=13513，占20.8%，AvePP=0.84)、BMI增長適宜組(n=39722，占61.0%，AvePP=0.87)和BMI增長較快組(n=11828，占18.2%，AvePP=0.88)，見圖1。增長較慢組BMIZ值在隨訪期間始終保持穩(wěn)定趨勢；增長適宜組BMIZ值在0～6月齡平穩(wěn)增長后保持較穩(wěn)定狀態(tài)；增長較快組BMIZ值則在出生后持續(xù)增長，在6～12月齡期間保持較高的增長狀態(tài)后逐漸下降。此時，整體模型的其他參數(shù)分別為BIC=-513721.6、aBIC=-513736.4、AIC=-513653.5，擬合3條亞組軌跡的多項式函數(shù)均為立方函數(shù)。

本文利用中國綜合社會調查2010年、2013年以及2015年的微觀數(shù)據(jù)，采用模糊斷點回歸方法，對我國城鄉(xiāng)居民教育收益率進行實證檢驗，分析高校擴招政策對城鄉(xiāng)居民教育收益率的影響以及對城鄉(xiāng)居民帶來的收入階層分化效應。模糊斷點回歸結果顯示：

此外，以往有研究報道了嬰幼兒時期增長較快型BMI軌跡與兒童期肥胖的關聯(lián)。Liu等[16]發(fā)現(xiàn)0～12月齡時“high stable(高-穩(wěn)定)”型BMI軌跡增加了6歲時肥胖的發(fā)生風險(OR=1.82，95%CI：1.14～2.89)；Aris等[17]發(fā)現(xiàn)0～24月齡時“stable high(穩(wěn)定高水平)”型BMI軌跡增加了5歲時肥胖的發(fā)生風險；Giles等[22]發(fā)現(xiàn)0～3.5歲時較快的BMI軌跡與兒童9歲時的超重/肥胖相關(OR=4.26，95%CI：2.50～7.26)。提示對嬰幼兒時期增長較快型BMI軌跡模式的控制可能有助于減少兒童未來超重/肥胖的發(fā)生風險。

為什么那么多初中物理學得很好的同學到高中后就掉隊了，怎樣才能改變這種現(xiàn)狀呢？通過本人在初、高中物理教學中的實踐和體會，如何降低高初中物理的學習臺階，如何使學生能盡快地適應高中物理教學和學習，從而渡過學習物理的難關進行了一點思考。

本研究的優(yōu)勢之一在于使用了基于人群的大樣本前瞻性數(shù)據(jù)，從各隨訪時點和縱向生長軌跡兩個維度上比較了巨大兒和正常出生體重兒的體格發(fā)育情況。此外，采用的GBTM擬合方法考慮了存在于總體中的亞組差異性，能夠擬合出存在于群體中不同類型的軌跡模式。本研究也存在一定的局限性。首先，本次研究對象僅納入了武漢市中心城區(qū)兒童，在代表性上可能存在一定局限性；其次，盡管在統(tǒng)計分析中對多種潛在的混雜因素進行了調整，但仍有一些可能影響早期體格發(fā)育的因素未能納入模型進行調整，如戶外活動時間、睡眠情況等，對于出生后的喂養(yǎng)情況僅調整了6月齡以內的喂養(yǎng)方式，未能獲取6月齡后的喂養(yǎng)情況，可能存在一定的殘余混雜。

本研究通過以人群為基礎的大樣本縱向數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)巨大兒在0～24月齡內多個隨訪時點超重/肥胖發(fā)生率均高于正常出生體重兒；通過GBTM擬合BMI軌跡，發(fā)現(xiàn)巨大兒與增長較快型BMI軌跡模式之間存在正向關聯(lián)。本研究提示，應加強對巨大兒的體格發(fā)育監(jiān)測，并采取適宜的預防保健措施以降低其在嬰幼兒期超重/肥胖的風險，避免增長較快型BMI軌跡的發(fā)生。