王倩倩 彭 鈊 張 敏 唐 嫻 梁小華

1 方法

1.1 研究設計 回顧性隊列研究。利用本課題組2014至2016年在重慶市建立的兒童隊列(簡稱隊列)研究人群[5]，在隊列人群中進行問卷調查，根據問卷調查結果，將母親孕期有妊娠高血壓的兒童定義為暴露組，匹配母親孕期無妊娠高血壓的兒童為非暴露組，比較兩組兒童的血壓水平和高血壓患病率，分析妊娠期高血壓對子代兒童期血壓的影響。

1.2 倫理學和知情同意 隊列研究獲得重慶醫(yī)科大學附屬兒童醫(yī)院(我院)倫理評審委員會的審批(審批號：066/2012)。隊列中的兒童及其監(jiān)護人均簽署了書面知情同意書。

1.3 調查問卷 在基線調查時，對隊列人群先后做了3份調查問卷，①健康信息調查表(家長和參與研究的工作人員共同完成)，②兒童體格檢查信息登記表(體檢由護士完成)，③兒童膳食睡眠與運動及行為健康評價量表(家長和醫(yī)生共同完成)。本文截取數據來源于上述3個調查表，包括兒童年齡、性別、出生體重，父親受教育程度，父母職業(yè)，家庭收入，城鄉(xiāng)地區(qū)，是否母乳喂養(yǎng)，母親是否曾患有妊娠高血壓，父母身高、體重，兒童身高、體重、腰圍、心率和血壓測量結果。

1.4 母親妊娠高血壓判斷 首先基于兒童膳食睡眠與運動及行為健康評價量表中懷孕期間母親是否患有高血壓“是”的選項，再與母親電話確認，不能確認者在當地婦幼保健院的孕產婦健康管理系統的電子病歷系統中查詢確定。

1.5 暴露組兒童納入和排除標準 ①母親懷孕期間患有高血壓的6～12歲兒童；②現居住地居住時間>6個月；③未服降壓藥 ；④排除患有嚴重腎臟疾病、糖尿病、先天性心臟病、內分泌疾病或繼發(fā)性高血壓。

1.6 非暴露組匹配原則 在統計軟件中設定匹配的條件(性別比例相差±2.5%、年齡±0.5歲、BMI±0.5 kg·m-2)按照1∶4比例于非暴露兒童中隨機抽取。

1.7 樣本量計算 采用以下公式進行計算： N=2×[(Zα+Zβ)σ/δ]2，其中Ⅰ類錯誤的概率α=0.05，檢驗效能1-β=0.8， 容許誤差δ= 1.5 mmHg, 標準差σ=10 mmHg。計算暴露組需樣本量302例，非暴露組為1 208例。

1.8 體格檢查 由我院經過統一培訓的的護士完成，檢查時間為上午9:00～11:00，采用統一標準測量，即受試者空腹、脫鞋、脫帽，穿貼身衣物。①身高和體重：采用超聲波(型號：WS-H300D)身高體重測量儀連續(xù)測量2次(測量值數據精確至1位小數)，如果身高的2次測量結果相差>0.1 cm ，檢查測量誤差原因，行校正后再測量1次，并取最相近2次的均值。以同一次測得的身高和體重數據計算BMI，取2次BMI的均值。②測量腰圍時兒童直立，雙腳并攏，放松腹部，皮尺置于腋中線最低肋骨下緣與髂棘連線中點的水平面，于呼氣末、未吸氣狀態(tài)時測量[6]，同種方法測量3次(測量值數據精確至1位小數)，取其平均值。

1.9 血壓和心率測量 血壓測量均由測量人員穿便裝在學校完成。測量工具為歐姆龍(HEM7051)上臂式電子血壓計，該款血壓計可同時測量并顯示脈率，操作遵循中國高血壓防治指南(2010)的要求。血壓同日重復測量3次，取平均值，如3次血壓波動>5 mmHg，行第4或5次測量(去除變異最大的1次或2次測量值)，保留3次測量波動<5 mmHg的值，取平均值；若血壓超出正常范圍，在2～4周后重新進行測量，測量方法同前所述。非同日2次血壓值均符合高血壓診斷標準，判斷為高血壓[7～8]。脈率取3次均值。

1.10 兒童高血壓的診斷標準 根據文獻[9]的血壓診斷標準，分年齡別、性別別與身高別的收縮壓與舒張壓分別取P90～

1.11 統計學方法 數據錄入采取雙人雙機錄入模式，采用Microsoft Access數據庫進行錄入，并對錄入的數據進行一致性核對。數據統計分析使用SAS 9.4軟件。采用Z評分法計算年齡別BMI-Z值[10]。正態(tài)分布的定量資料以mean±SD進行統計描述，組間比較采用t檢驗。偏態(tài)分布的定量資料以(M，IQR)描述，組間比較采用秩和檢驗。計數資料以n(%)表示，組間比較采用χ2檢驗或Fisher精確檢驗。采用協方差分析比較兩組間血壓指標的差異。采用Logistic回歸模型分析妊娠高血壓是否增加兒童期高血壓的患病風險。以P<0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 一般情況 隊列人群18 054例，進入本研究暴露組兒童326例，匹配非暴露組1 304例；男童820例，女童810例，年齡6.0～12.8(9.1±1.7)歲。表1顯示，暴露組母親肥胖、家庭收入、母乳喂養(yǎng)、兒童年齡、兒童身高與非暴露組差異有統計學意義。

2.2 妊娠高血壓對子代血壓水平的影響 表2顯示，校正了年齡、性別、家庭收入、母親肥胖、母乳喂養(yǎng)、出生體重、現體重、心率和肥胖因素，暴露組兒童的收縮壓[(105.1±10.0)vs(103.4±9.7)mmHg]、舒張壓[(64.2±7.6)vs(63.2±7.9) mmHg]、平均動脈壓[(77.8±7.7)vs(76.6±7.8) mmHg]均高于非暴露組，差異均有統計學意義。

表3顯示，暴露組高血壓前期和高血壓患病率高于非暴露組，差異有統計學意義(收縮期：22.4%vs15.0%，P=0.001；舒張期：19.0%vs14.6%，P=0.04；收縮期或舒張期：28.5%vs21.9%，P=0.012)。暴露組高血壓患病率均高于非暴露組，但差異無統計學意義(收縮期：11.0%vs8.4%，P=0.140；舒張期：11.7%vs8.2%，P=0.050；收縮期或舒張期：16.9%vs12.9%，P=0.061)。

將基線變量(包括兒童年齡、性別、家庭收入、母親肥胖、母乳喂養(yǎng)、出生體重、現體重、心率和是否肥胖)納入Logistic回歸模型校正后，模型1納入年齡和性別；模型2在模型1基礎上增加了單因素分析，顯示與兒童高血壓有顯著相關的變量，包括母親肥胖、家庭收入和母乳喂養(yǎng)；模型3在模型2基礎上增加了研究對象本身健康和體檢相關變量(排除了共線性變量后，包括出生體重、現體重、心率和肥胖)。表4顯示，收縮期高血壓前期和高血壓在模型3中OR=2.0、收縮期高血壓和和舒張期高血壓前期在模型3中OR分別1.66和1.56、收縮期或舒張期高血壓前期和高血壓OR=1.68、收縮期或舒張期高血壓僅在模型3中OR=1.66，差異均有統計學意義。暴露組收縮期高血壓風險和收縮期或舒張期高血壓風險，均是非暴露組的1.66倍(95%CI：1.06～2.62，P=0.028；95%CI：1.13～2.43，P=0.009)。

表1 暴露組與非暴露組兒童人口統計學、父母信息以及體格檢查情況

表2 暴露組和非暴露組兒童校正前后的血壓情況(mean±SD，mmHg)

表3 暴露組與非暴露組子代高血壓的發(fā)生情況比較(n，%)

表4 妊娠高血壓對子代高血壓風險的Logistic回歸分析

3 討論

本研究發(fā)現，暴露組與非暴露組兒童家庭收入差異有統計學意義。也有研究發(fā)現，家庭收入低與兒童高血壓風險增加有關[13]。家庭收入是社會經濟地位和生活質量的體現，高收入家庭可能受到更良好的教育或有更健康的生活方式。經過Logistic回歸分析校正家庭收入后，妊娠高血壓仍然是子代高血壓的獨立危險因素。有研究表明，肥胖的家族相關性可能在一定程度上解釋了妊娠高血壓與子代高血壓的關系[2]。然而，在本研究中調整子代是否肥胖后，陽性關聯仍然存在。因此，妊娠高血壓為兒童期血壓水平升高的獨立危險因素。

本研究數據資料來自6～12歲兒童隊列研究的隨訪過程，體格及血壓資料均來自現場測量，測量值為經過培訓合格后的護士，數據真實可靠。

本研究局限性：①樣本抽樣均來自重慶市社區(qū)，結論不一定適用于其他地區(qū)人群；②回顧性隊列設計，母親妊娠高血壓是在兒童隊列研究調查時通過問卷獲得，調查時距離妊娠期時間較長，調查對象對妊娠高血壓可能有回憶偏倚；③受調查問卷設計的限制，本研究母親妊娠高血壓與子代血壓的影響因素不夠全面；④本研究中兒童血壓為非同日2個時點確定，很可能會有一些假陽性病例。