秦林原 韋青妙 李 佳 于祥遠(yuǎn) 余紅平

桂林醫(yī)學(xué)院公共衛(wèi)生學(xué)院(541000)

超重和肥胖已成為21世紀(jì)全球公共衛(wèi)生的嚴(yán)重問題之一[1]。目前認(rèn)為，遺傳、生活方式、環(huán)境等因素影響成年超重或肥胖的發(fā)生[2]?！疤ピ醇僬f”認(rèn)為出生體重可以預(yù)測肥胖的發(fā)生[3]，有研究指出高出生體重的嬰兒成年后更易超重或肥胖[4]，而低出生體重的嬰兒成年后超重或肥胖的風(fēng)險關(guān)系存在不一致的結(jié)論[4-6]。在20歲時體重的改變將影響未來代謝綜合征的發(fā)生[7]，故明確出生體重與20歲左右青年體重的關(guān)聯(lián)，有助于盡早識別高危人群。目前，國內(nèi)文獻少見關(guān)于出生體重與18～24歲青年體質(zhì)量指數(shù)(BMI)關(guān)聯(lián)性的研究。本文旨在分析出生體重與18～24歲高校青年BMI的關(guān)系，為更好預(yù)防高校青年期偏瘦、超重或肥胖提供科學(xué)依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象

選擇2015年1月—2016年1月就讀于桂林市兩所高校大學(xué)生為調(diào)查對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：年齡18～24歲且自愿配合調(diào)查者。排除標(biāo)準(zhǔn)：患有重要臟器慢性疾病或代謝性疾病者，以及身高體重偏離均值3倍標(biāo)準(zhǔn)差者。

1.2 調(diào)查方法及內(nèi)容

對目標(biāo)人群以專業(yè)學(xué)科為單位進行整群抽樣，采用回顧性隊列研究的方法，利用自行編制的調(diào)查表對研究對象進行問卷調(diào)查,將低出生體重者或高出生體重者設(shè)定為“暴露”組，正常出生體重者作為“對照”組，以青年期BMI作為觀察結(jié)局變量。調(diào)查內(nèi)容包括研究對象一般人口學(xué)數(shù)據(jù)、出生體重、生活方式、家族有無糖尿病史等。體格檢查包括身高測量(精確至1cm)和體重的測量(精確到0.1kg)。研究人員對研究對象家長進行電話調(diào)查，進一步確定調(diào)查對象的出生體重及父母的身高體重信息，如果調(diào)查對象自報信息與父母報告信息不一致，采用父母報告信息[8]。由經(jīng)統(tǒng)一培訓(xùn)桂林醫(yī)學(xué)院本科大三學(xué)生作為調(diào)查員完成調(diào)查工作：現(xiàn)場對調(diào)查對象進行詢問調(diào)查，并當(dāng)場對調(diào)查問卷及時檢查與糾正，剔除不合格調(diào)查問卷。

1.3 診斷標(biāo)準(zhǔn)

出生體重<2500g 為低出生體重兒，2500～3999g為正常出生體重兒，≥4000g為高出生體重兒。為進一步探索不同出生體重與成年超重或肥胖的關(guān)系，本研究將出生體重進一步劃分為<2500g、2500～2999g、3000～3499g、3500～3999g和≥4000g組。根據(jù)《中國成人超重和肥胖癥預(yù)防和控制指南》按體質(zhì)指數(shù)(BMI)將成年體重劃分為偏瘦組(BMI<18.5kg/m2)、正常組(BMI 18.5～23.9kg/m2)，超重或肥胖組(BMI≥24kg/m2)[9]。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法

定量資料以中位數(shù)和四分位數(shù)間距描述，定性資料采用絕對數(shù)和相對數(shù)描述。因考慮青年期BMI分組為等級變量，故同一特征不同水平的BMI差別比較采用Kruskal-Wallis H檢驗。因無法判斷自變量對在模型中對因變量g-1個水平累計概率的優(yōu)勢比影響是否相同，故采用多因素?zé)o序多分類logistics回歸分析出生體重與青年期BMI的關(guān)系，定量自變量以協(xié)變量納入模型，定性自變量以啞變量納入模型。應(yīng)用SPSS18.0進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。檢驗水準(zhǔn)0.05(雙側(cè))。

2 結(jié)果

2.1 基本特征

共調(diào)查11 766人，按納入及排除標(biāo)準(zhǔn)，剔除年齡不在本研究范圍以及錄入問卷時發(fā)現(xiàn)部分邏輯錯誤問卷后，納入分析8578人，采用率72.9%。調(diào)查者中女性居多(68.1%)，偏瘦2574人(30.0%)，超重或肥胖者384人(4.5%)。低出生體重者占12.6%，高出生體重者占5.9%。不同出生體重分組中均有偏瘦、正常和超重或肥胖者，不同出生體重、男女之間及不同BMI分組青年期BMI水平均有差異(P<0.001)。是否挑食、進食速度、1周體育鍛煉頻率、1周熬夜頻率不同青年期BMI差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)，而1周吃宵夜頻率與是否壓力大不同水平的青年期BMI差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)。見表1。

表1 不同特征對象BMI水平比較[例(%)]

特 征 偏瘦(BMI<18.5kg/m2)正常(BMI 18.5～23.9kg/m2)超重或肥胖(BMI≥24kg/m2)合計HP性別359.4<0.001 男483(17.6)2033(74.3)222(8.1)2738(31.9) 女2091(35.8)3587(61.4)162(2.8)5840(68.1)是否挑食157.1<0.001 不挑食1615(26.1)4280(69.1)302(4.9)6197(72.3) 挑食954(40.2)1335(56.3)82(3.5)2371(27.7)進食速度128.6<0.001 很慢243(41.5)328(56.1)14(2.4)585(6.8) 一般1973(31.1)4134(65.2)232(3.7)6339(73.9) 很快357(21.6)1157(70.1)137(8.3)1651(19.3)1周吃水果頻率(d)12.00.008 < 1312(27.4)755(66.3)72(6.3)1139(13.3) 1～2454(28.1)1097(67.9)65(4.0)1616(18.9) 3～41197(30.5)2576(65.7)149(3.8)3922(45.8) 5～7604(32.0)1187(62.9)97(5.1)1888(22.0)1周吃宵夜頻率(d)2.30.517 <31475(29.3)3333(66.3)222(4.4)5030(58.8) 3～4530(31.1)1104(64.8)70(4.1)1704(19.9) 5～6331(31.5)659(62.8)60(5.7)1050(12.3) 7230(29.8)514(66.6)28(3.6)772(9.0)1周體育鍛煉頻率(d)62.6<0.001 < 1715(34.9)1262(61.5)74(3.6)2051(24.0) 1～2847(31.8)1712(64.2)109(4.1)2668(31.2) 3～4780(27.2)1939(67.6)149(5.2)2868(33.5) 5～7226(23.2)695(71.4)52(5.3)973(11.4)1周熬夜(d)頻率11.90.008 <1490(33.1)935(63.2)55(3.7)1480(17.3) 1～2393(29.9)871(66.3)50(3.8)1314(15.4) 3～41026(29.5)2303(66.2)150(4.3)3479(40.6) 5～7658(28.8)1503(65.7)127(5.6)2288(26.7)是否壓力大2.10.151 是1011(28.8)2351(67.0)146(4.2)3508(41.0) 否1558(30.8)3262(64.5)238(4.7)5058(59.1)年齡[歲,M(P25, P75)]19.0(19.0,20.0)19.0(19.0,20.0)20.0(19.0,20.0)19.0(19.0,20.0)54.4<0.001父親BMI[kg/m2,M(P25, P75)]22.0(20.3,23.5)22.6(21.1,24.4)23.9(22.1,26.1)22.5(20.8,24.2)272.2<0.001母親BMI[kg/m2,M(P25, P75)]20.8(19.1,22.8)21.5(19.8,23.4)22.5(20.6,23.9)21.3(19.5,23.3)155.8<0.001

2.2 出生體重與BMI的相關(guān)聯(lián)性

利用多分類logistic回歸分析結(jié)果顯示，以青年期BMI正常為參照水平，與出生體重3000～3499g組相比：在未進行混雜因素處理時，出生體重<2500g組及2500～2999g組更易發(fā)生青年期偏瘦情況(OR=1.464、1.251)，出生體重≥4000g組不易發(fā)生偏瘦(OR=0.667)。校正遺傳因素(模型2)以及遺傳和環(huán)境因素(模型3)后，仍為上述結(jié)論，發(fā)生偏瘦的OR點估計值隨出生體重增加而降低。見表2和圖1。

以青年期BMI正常為參照水平，與出生體重3000～3499g組相比：在未進行混雜因素處理時，出生體重2500～2999g組不易發(fā)生青年期超重或肥胖(OR=0.667)，出生體重3500～3999g以及出生體重≥4000g組更易發(fā)生超重或肥胖(OR=1.520和OR=2.116)。校正遺傳因素(模型2)后，出生體重2500～2999g組不易發(fā)生青年期超重或肥胖(OR=0.719)，而出生體重≥4000g組仍更易發(fā)生青年期超重或肥胖(OR=1.548)。校正遺傳和環(huán)境因素后(模型3)，出生體重≥4000g組仍更易發(fā)生超重或肥胖(OR=1.513)，發(fā)生超重或肥胖的OR點估計值隨出生體重增加而呈現(xiàn)“J”型線趨勢。見表2和圖1。

表2 出生體重與18～24歲青年期BMI的關(guān)聯(lián)

*以青年期BMI分組為因變量的多分類logistic回歸模型，因變量參照水平為青年期BMI正常組，模型1不調(diào)整混雜因素，模型2調(diào)整性別、年齡、父親BMI和母親BMI，模型3調(diào)整性別、年齡、父母BMI、是否挑食、進食速度、1周吃水果頻率、1周體育鍛煉頻率和1周熬夜頻率

圖1 不同出生體重成人相比3000～3499g出生體重組發(fā)生偏瘦及超重或肥胖的風(fēng)險

3 討論

本次調(diào)查的桂林市2所高校18～24歲青年中，偏瘦率(30.0%)高于黃長勝報道的19.6%[10]，超重或肥胖率(4.5%)低于同研究報道的10.1%[10]；出生體重<2500g者(12.6%)高于2006年全國抽樣調(diào)查(5.2%)[11]；出生體重≥4000g者(5.9%)略高于2006年全國抽樣調(diào)查(5.8%)[12]。調(diào)查對象成年體重情況及出生體重情況與既往文獻存在差異，與研究對象不全相同有關(guān)。

性別、是否挑食、進食速度、吃水果頻率、體育鍛煉頻率、熬夜頻率、年齡、父親和母親的BMI等特征均與青年期BMI高低有關(guān)聯(lián)，而吃夜宵頻率和是否壓力大與青年期BMI未見關(guān)聯(lián)，這與既往研究結(jié)果[2]類似。

調(diào)整上述混雜因素后，出生體重仍與青年期BMI有關(guān)聯(lián)，隨著出生體重增高，發(fā)生超重與肥胖的風(fēng)險呈現(xiàn)“J”字型曲線，這與既往研究結(jié)果[4,13-16]類似。出生體重偏低提示宮內(nèi)發(fā)育不良，從而導(dǎo)致胎兒出生后出現(xiàn)“追趕生長”[17]，進而導(dǎo)致兒童期肥胖[18]，而兒童期肥胖往往延續(xù)至成年[19]。雖然本研究出生體重<2500g組與出生體重3000～3499g組相比，青年超重或肥胖風(fēng)險沒有統(tǒng)計學(xué)意義，但根據(jù)“追趕生長”理論及相應(yīng)研究，結(jié)合本研究結(jié)果，仍提示低出生體重可能會增加青年超重或肥胖的風(fēng)險，而未呈統(tǒng)計學(xué)差別可能與調(diào)查對象中超重肥胖的人數(shù)偏少有關(guān)。另外有研究發(fā)現(xiàn)極低出生體重男性嬰兒，成年期偏瘦的風(fēng)險較出生體重正常者大[20-21]，而本研究也顯示，在控制了一般的遺傳及環(huán)境因素后，隨著出生體重的增加，青年期偏瘦風(fēng)險降低，出生體重<2500g以及出生體重2500～2999g組人群相比于出生體重3000～3499g組，青年期偏瘦的風(fēng)險有差異，與之前研究結(jié)果類似，提示低出生體重是青年期偏瘦的獨立關(guān)聯(lián)因素。低出生體重者腸道發(fā)育不完全，消化吸收功能欠缺，如果營養(yǎng)不足，導(dǎo)致部分低出生體重者無法“追趕生長”[22]而使得成年體重偏低。

造成上述低出生體重者存在青年期較大偏瘦風(fēng)險及較大超重或肥胖風(fēng)險的原因，可能與基因背景、早期營養(yǎng)情況有關(guān)，限于本研究特點，未能全面分析，將在今后研究中予以完善。另外，本研究中有27.1%調(diào)查對象未納入分析，部分原因是不符納入條件，同時還提示自愿配合程度不夠高。將患有重要臟器慢性疾病或代謝性疾病者，以及身高體重偏離均值3倍標(biāo)準(zhǔn)差者，即青年期體重極度肥胖者和極度偏瘦者剔除，可能也導(dǎo)致了本研究低估出生體重與青年期BMI的關(guān)聯(lián)。

綜上，低出生體重組和高出生體重組超重或肥胖的風(fēng)險均較大，低出生體重者青年期偏瘦的風(fēng)險較大，高出生體重者青年期偏瘦的風(fēng)險較小。出生體重對18～24歲青年發(fā)生超重或肥胖的影響風(fēng)險表現(xiàn)為“J”字型關(guān)系，對偏瘦的影響風(fēng)險呈下降關(guān)系。