王宋揚(yáng)，羅冬梅，黃 逸，趙 萌，屈 莎*

身體成分是反映和衡量幼兒生長(zhǎng)發(fā)育狀況和水平的重要指標(biāo)，在體格發(fā)育與健康的關(guān)聯(lián)中處于關(guān)鍵的中介地位。生命早期的身體成分發(fā)育不僅影響當(dāng)下，還對(duì)終身健康發(fā)揮至關(guān)重要的作用（季成葉，2010a）。目前，我國(guó)居民膳食水平大幅提高，靜坐少動(dòng)的生活方式普遍存在，家長(zhǎng)對(duì)幼兒營(yíng)養(yǎng)健康的認(rèn)識(shí)不足，導(dǎo)致超重肥胖幼兒人數(shù)持續(xù)增長(zhǎng)。《中國(guó)兒童肥胖報(bào)告》指出，1985—2005年我國(guó)主要大城市7歲以下肥胖兒童總數(shù)已超過(guò)400萬(wàn)（馬冠生等，2017）。超重肥胖兒童在兒童期和成年期患心血管疾?。ˋris et al.、2019）和代謝綜合征（Liang et al.，2015；Yu et al.，2019）的概率是正常人群的數(shù)倍。此外，兒童超重肥胖也會(huì)造成運(yùn)動(dòng)、認(rèn)知（陳玉霞，2010）和心理（馬文娜，2018）障礙（原晨晨等，2020）。因此，了解幼兒身體成分發(fā)育特征，準(zhǔn)確評(píng)價(jià)其發(fā)育狀況以盡早避免身體成分問(wèn)題的發(fā)生至關(guān)重要。

隨著測(cè)量技術(shù)的不斷更新，身體成分的相關(guān)研究也逐步深入，國(guó)外研究人員已通過(guò)生物電阻抗法、雙能X線吸收法、空氣置換法和同位素吸收法等對(duì)幼兒身體成分進(jìn)行更加精確的測(cè)量，并以此逐步完善相關(guān)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)（Crook et al.，2012；Kanako et al.，2017；Kelso et al.，2020；Pongcharoen et al.，2017）。但是，由于遺傳、飲食習(xí)慣和環(huán)境氣候不同，身體成分存在種族和地區(qū)差異（De Wilde et al.，2018；Toftemo et al.，2018），導(dǎo)致國(guó)外研究結(jié)果無(wú)法直接用于我國(guó)幼兒相關(guān)研究。現(xiàn)階段，我國(guó)學(xué)者多采用身體質(zhì)量指數(shù)（body mass index，BMI）、身高別體質(zhì)量、年齡別體質(zhì)量法判定幼兒超重或肥胖（陳敏等，2019；戴軍等，2019；郭璇 等，2019；羅碧蓮 等，2019；呂文娣 等，2020），不足以精確反應(yīng)幼兒身體成分組成情況。雖已有研究采用生物電阻抗法獲取3～6歲幼兒身體成分相關(guān)數(shù)據(jù)并對(duì)其發(fā)育特征進(jìn)行分析（及春蘭，2015；許立軍等，2017；張慧云等，2019），但因其研究數(shù)量較少且均為橫斷面研究，無(wú)法確切反映其身體成分發(fā)育變化過(guò)程，故難以建立相應(yīng)幼兒身體成分評(píng)價(jià)體系。

在兒童生長(zhǎng)發(fā)育規(guī)律的相關(guān)研究中，常見研究方法包括橫斷面設(shè)計(jì)（cross-sectional design，CSD）和追蹤設(shè)計(jì)（true longitudinal design，TLD）。CSD同時(shí)對(duì)各年齡段人群進(jìn)行一次性測(cè)試，從而得到某項(xiàng)指標(biāo)隨年齡的變化規(guī)律，其無(wú)法排除組間的群組效應(yīng)，不能真正反映年齡對(duì)該指標(biāo)發(fā)展的影響；TLD對(duì)同一群組進(jìn)行反復(fù)測(cè)量以獲得各年齡段的數(shù)據(jù)，可以較為準(zhǔn)確地研究觀測(cè)結(jié)果隨時(shí)間獨(dú)立變化的過(guò)程，但同時(shí)也面臨測(cè)量時(shí)期和出生隊(duì)列的干擾，即時(shí)期效應(yīng)和隊(duì)列效應(yīng)。多隊(duì)列縱向設(shè)計(jì)被認(rèn)為是最適合研究個(gè)體生長(zhǎng)或退化過(guò)程的方法，即對(duì)多個(gè)隊(duì)列進(jìn)行多次重復(fù)測(cè)量。通過(guò)這種設(shè)計(jì)，可將年齡主效應(yīng)從隊(duì)列效應(yīng)和時(shí)期效應(yīng)中分離出來(lái)（Twisk，2016），繼而在較短研究時(shí)間窗內(nèi)近似觀察更長(zhǎng)生命歷程中的數(shù)據(jù)信息（薛付忠，2017；Estrada et al.，2020），在較短時(shí)間內(nèi)完成時(shí)間跨度更大的追蹤，所以稱之為加速追蹤設(shè)計(jì)（acceler‐ated longitudinal design，ALD）（唐文清 等，2014；張金榮，2011）。該方法源自發(fā)展心理學(xué)，常用于生長(zhǎng)發(fā)育或退行性變化的相關(guān)研究（Archambault et al.，2010；Tang et al.，2009），也有學(xué)者將其用于分析學(xué)齡前兒童的動(dòng)作發(fā)展和形態(tài)發(fā)育特征（范雪，2018）。

因此，本研究基于加速追蹤設(shè)計(jì)，運(yùn)用生物電阻抗法（bio-impedance analysis，BIA），以3.5～5.5歲幼兒為研究對(duì)象，以6個(gè)月為間隔，對(duì)其身體成分進(jìn)行3次追蹤測(cè)試，分析該年齡段幼兒身體成分縱向發(fā)育特征，得出各年齡段應(yīng)達(dá)到的發(fā)育水平及發(fā)展速率。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

采用整群隨機(jī)抽樣方法，于2018年5月從北京市某兩所幼兒園招募3.5～5.5歲健康幼兒346名。所有參與者均自愿參加，其監(jiān)護(hù)人均簽署知情同意書。采用ALD，將幼兒分為 3.5（群組 1）、4.0（群組 2）、4.5（群組 3）和 5.0（群組4）歲4個(gè)年齡群組，以6個(gè)月為間隔進(jìn)行3次追蹤測(cè)試，將3次測(cè)試數(shù)據(jù)擬合，即可得到全樣本的測(cè)試數(shù)據(jù)（表1）。

表1 各年齡群組樣本分布Table 1 Sample Distribution in Each Age Group

1.2 測(cè)試方法

采用InBody J20型人身體成分測(cè)試儀（韓國(guó)Biospace公司生產(chǎn)）對(duì)幼兒進(jìn)行身體成分測(cè)試，該儀器包括4極8點(diǎn)接觸電極，并自帶身高計(jì)。為保證測(cè)試準(zhǔn)確性，所有測(cè)試均在午睡后進(jìn)行，測(cè)試前不進(jìn)行任何劇烈運(yùn)動(dòng)，測(cè)試前2 h內(nèi)禁食禁水，排空大小便，去除手表、飾物和眼鏡等物品，只穿貼身衣物，測(cè)試時(shí)室內(nèi)溫度保持在20℃～25℃，以最大限度減少誤差。測(cè)量過(guò)程中保證幼兒處于靜止?fàn)顟B(tài)，盡量減少說(shuō)話，測(cè)試人員均經(jīng)過(guò)嚴(yán)格培訓(xùn)。測(cè)量結(jié)束后，對(duì)異常的身體成分報(bào)告進(jìn)行篩選并組織重測(cè)。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

采用SPSS 23.0統(tǒng)計(jì)軟件和HLM軟件包進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果以平均值±標(biāo)準(zhǔn)差表示，樣本間均數(shù)比較采用單因素方差分析和χ2檢驗(yàn)。

采用多層線性模型（hierarchical liner modeling，HLM）（張雷等，2005），將3次縱向測(cè)試數(shù)據(jù)擬合成一條3.5～6.0歲的發(fā)展曲線。1）構(gòu)建完整模型和簡(jiǎn)單模型的似然比檢驗(yàn)（Miyazaki et al.，2000），判斷群組變量對(duì)模型擬合度的影響，檢驗(yàn)各群組是否收斂。2）依次構(gòu)建無(wú)條件均值模型（模型1）、無(wú)條件線性發(fā)展模型（模型2）和含有第二水平預(yù)測(cè)變量的模型，以分析幼兒身體成分各維度發(fā)育的年齡趨勢(shì)和性別差異。為使各模型中截距有明確含義，將幼兒年齡轉(zhuǎn)換為每次測(cè)量的實(shí)際年齡-3.5；群組1賦值為0，其他群組賦值為1；男孩編碼0，女孩編碼為1。3）將年齡、群組和性別編碼代入相應(yīng)模型計(jì)算估計(jì)值以得到完整發(fā)育曲線。P＜0.05表示有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 受試對(duì)象基本特征

346名幼兒中，有219名幼兒家長(zhǎng)完成了幼兒背景信息問(wèn)卷的填寫，且各群組參與問(wèn)卷調(diào)查的人數(shù)比例與身體成分測(cè)試人數(shù)比例基本一致。結(jié)果顯示，不同群組間的幼兒僅在出生胎齡及母親受教育程度上存在顯著差異（P＜0.05）。

身體成分測(cè)量原始值顯示，各群組內(nèi)，體質(zhì)量、瘦體質(zhì)量、蛋白質(zhì)、體內(nèi)水含量和骨礦物質(zhì)均隨年齡增長(zhǎng)而增長(zhǎng)（P＜0.05），BMI、脂肪、體脂率在絕大多數(shù)年齡段中均無(wú)差異，僅4.5歲組幼兒脂肪高于3.5歲組（P＜0.05，表2）。

表2 各組幼兒3次測(cè)試的身體成分Table 2 Children’s Body Composition of 3 Tests in Each Group

2.2 幼兒身體成分各指標(biāo)線性發(fā)展模型的建立

本研究樣本由4個(gè)相鄰年齡群組構(gòu)成，每組幼兒僅包含3個(gè)年齡段，但各組間均有一部分年齡重疊，如果能夠證明各群組幼兒的發(fā)育規(guī)律一致，且不受群組效應(yīng)影響，可以將4組幼兒的數(shù)據(jù)擬合為一條發(fā)展曲線以得到完整年齡段的發(fā)育規(guī)律。為解決這一問(wèn)題，HLM收斂性檢驗(yàn)顯示，除體脂率（D1=4 618.095，D2=4 639.041，df=6，S=D1-D2=20.946＞12.592）、蛋白質(zhì)（D1=-196.204，D2=-218.669，df=6，S=22.465＞12.592）和骨礦物質(zhì)（D1=-1 740.861，D2=-1 779.035，df=6，S=38.174＞12.592）外，其他指標(biāo)各群組發(fā)展趨勢(shì)基本一致，可以用一條共同的發(fā)展曲線描述。

2.2.1 無(wú)條件均值模型

無(wú)條件均值模型結(jié)果顯示，該模型不含任何預(yù)測(cè)變量，只是將因變量總體變異分解為組間和個(gè)體間兩個(gè)部分，主要作用是檢驗(yàn)個(gè)體之間是否存在變異（表3）。

各指標(biāo)的跨級(jí)相關(guān)（intra-class correlation，ICC）顯示，體質(zhì)量、BMI、脂肪、瘦質(zhì)量、體內(nèi)水含量的總體變異中分別有89%、92%、89%、77%、77%的變異由幼兒個(gè)體差異造成。因此，可以對(duì)以上5個(gè)指標(biāo)的模型2進(jìn)行下一步分析，繼而探討幼兒身體成分各指標(biāo)的年齡發(fā)展趨勢(shì)和性別差異。

2.2.2 幼兒身體成分發(fā)育的年齡趨勢(shì)

在模型1的基礎(chǔ)上，將4個(gè)年齡群組幼兒3次縱向測(cè)試的身體成分各維度數(shù)據(jù)作為模型第一層的因變量，幼兒年齡作為自變量，構(gòu)建無(wú)條件線性發(fā)展模型以描述幼兒身體成分各維度隨年齡的變化趨勢(shì)。固定部分的截距和斜率分別代表3.5歲時(shí)該指標(biāo)的平均值和每年的增長(zhǎng)速度，各指標(biāo)固定部分的截距和斜率均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），說(shuō)明各項(xiàng)指標(biāo)均隨年齡呈線性變化（表4）。將參數(shù)回代至模型中得到幼兒身體成分發(fā)育的年齡特征曲線（圖1）。

表3 各指標(biāo)無(wú)條件均值模型Table 3 Null Model of Each Indicators

表4 幼兒身體成分各指標(biāo)的線性發(fā)展模型Table 4 Linear Development Model of Preschooler’s Body Composition

圖1 幼兒身體成分發(fā)育的年齡特征曲線Figure 1.Age Characteristic Curve of Preschooler Body Composition Development

各指標(biāo)線性發(fā)展模型的隨機(jī)部分中，截距和斜率在兒童個(gè)體之間的變異均非常顯著，說(shuō)明這些指標(biāo)在幼兒生長(zhǎng)軌跡中的變異均比較明顯，可以將性別引入第二層模型來(lái)解釋幼兒之間的這種變異（表4）。

2.2.3 幼兒身體成分發(fā)育的性別差異

基于模型2，在第二層方程加入“性別”來(lái)預(yù)測(cè)幼兒身體成分各維度發(fā)育的個(gè)體差異。結(jié)果顯示，3.5歲時(shí)，男、女童體質(zhì)量和BMI未見差異（P＞0.05），但男童發(fā)展速率均高于女童（P＜0.05）；脂肪、瘦體質(zhì)量和體內(nèi)水含量的發(fā)展速率無(wú)性別差異（P＞0.05），但在截距上均存在差異，3.5歲時(shí)女童脂肪含量高于男童，瘦體質(zhì)量和體內(nèi)水含量則低于男童（P＜0.05，表5）。將參數(shù)回代至模型中以得到幼兒身體成分發(fā)育的性別差異曲線（圖2）。

表5 幼兒身體成分各指標(biāo)的性別差異Table 5 Gender Difference of Preschooler’s Body Composition

圖2 幼兒身體成分發(fā)育的性別差異曲線Figure 2.Gender Difference Curve of Preschooler Body Composition Development

2.3 體脂率群組發(fā)育特征

由于體脂率的群組效應(yīng)對(duì)模型擬合影響較大，不能簡(jiǎn)單將其擬合為一條曲線。因此，根據(jù)原始數(shù)據(jù)得到各群組發(fā)展趨勢(shì)，分群組對(duì)各年齡段發(fā)育特征進(jìn)行分析。結(jié)果顯示，群組1體脂率顯著高于群組2（P＜0.05），群組2、3、4間無(wú)顯著差異（P＞0.05）；除群組2的5.0歲組外，各群組各年齡段體脂率均為男童低于女童，但差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05，圖3，圖4）。

圖3 體脂率群組發(fā)育特征Figure 3. Cohort Development Characteristic of BFR

圖4 體脂率各群組內(nèi)性別差異Figure 4. Gender Difference of BFR in Each Group

3 討論

3.1 幼兒身體成分縱向發(fā)育特征

宏觀上，人的體質(zhì)量可由兩部分組成，即體脂和瘦體質(zhì)量。出于對(duì)身體成分量化分析的目的，可將身體成分組成不同模型。Behnke等提出以體脂含量為界、由體脂質(zhì)量和瘦體質(zhì)量共同組成體質(zhì)量的2-成分模型（季成葉，2010b）。隨后，在2-成分模型的基礎(chǔ)上，又相繼建立3-成分、4-成分模型，將瘦體質(zhì)量細(xì)分為蛋白質(zhì)含量、水含量和骨礦物質(zhì)含量，使身體成分測(cè)量精確度提高。目前，較為準(zhǔn)確的間接測(cè)量方法有水下稱重法、雙能X線吸收法、BIA法、CT法、MRI法和全鉀同位素法。其中，BIA法操作快速簡(jiǎn)便，測(cè)量成本相對(duì)較低，測(cè)試過(guò)程易控制、無(wú)創(chuàng)傷，適合大樣本調(diào)查，及幼兒身體成分評(píng)估，其準(zhǔn)確性也已得到一些研究支持（李珊 等，2019；馬軍 等，2007；Ward，2019）。本研究主要對(duì)幼兒體質(zhì)量、脂肪含量、體脂率、瘦體質(zhì)量和BMI的發(fā)育特征進(jìn)行分析。

3.1.1 體質(zhì)量、瘦體質(zhì)量及脂肪的發(fā)育

3.5歲時(shí)，幼兒體質(zhì)量為15.29 kg，每年以2.71 kg的速度增長(zhǎng)，直至6.0歲時(shí)增至23.42 kg，其各年齡水平及年增長(zhǎng)量與及春蘭（2015）、許立軍等（2017）的研究結(jié)果基本一致，但略高于2006年WHO給出的0～6歲兒童體質(zhì)量參考值（石淑華等，2014），但符合兒童體格生長(zhǎng)的長(zhǎng)期趨勢(shì)。該研究結(jié)果提示，目前兒童體質(zhì)量生長(zhǎng)速率較2006年有所提高，說(shuō)明目前兒童營(yíng)養(yǎng)水平有所提升，但同時(shí)也要注意隨之而來(lái)的兒童超重肥胖等公共健康問(wèn)題。

此外，本研究中幼兒各年齡體質(zhì)量均高于沙特同年齡幼兒體質(zhì)量均值（Shaik et al.，2016），也略高于Olcay（2015）等的研究結(jié)果。根據(jù)以往研究，在同一地區(qū)生活的不同人種（De Wilde et al.，2018；Toftemo et al.，2018），或是居住在不同地區(qū)的同一人種（李珊等，2021；張洪明等，2019），其身體成分會(huì)有顯著差異。說(shuō)明遺傳背景、氣候條件和生活習(xí)慣均會(huì)對(duì)身體成分產(chǎn)生影響，并且國(guó)外幼兒身體成分評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)于我國(guó)兒童可能并不適用，若要建立我國(guó)幼兒身體成分評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，一定要充分調(diào)查全國(guó)各地區(qū)的情況。

3.5～6.0歲中，男童體質(zhì)量增長(zhǎng)量是女童的1.12倍，增長(zhǎng)率分別是55.9%和49.9%。一般來(lái)講，各個(gè)年齡段男性瘦體質(zhì)量均高于女性，女性在整個(gè)生命周期內(nèi)有較多體脂含量。隨青春期臨近，男、女差異不斷增大（Gab‐bard，2012）。本研究同樣顯示，男童瘦體質(zhì)量持續(xù)高于女童，二者相差約0.45～0.74 kg。

脂肪方面，3.5歲時(shí)，幼兒脂肪含量為2.19 kg，每年增長(zhǎng)0.46 kg，與以往研究相比偏低，可能是因?yàn)闃颖舅谟變簣@比較重視對(duì)幼兒體質(zhì)量的管理，幼兒在園內(nèi)能夠得到充足的身體活動(dòng)。未來(lái)的研究應(yīng)注意抽樣的均衡性，排除與身體成分相關(guān)因素的影響。性別差異方面表現(xiàn)出3.5歲時(shí)男童低于女童，但其發(fā)育速率略快于女童，因此在5.5歲左右出現(xiàn)性別交叉。雖然在模型中男、女童發(fā)育速率差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但差異的存在可能與該指標(biāo)個(gè)體差異較大，導(dǎo)致標(biāo)準(zhǔn)差偏大有關(guān)。

值得注意的是，雖然5.5歲后男童體脂含量反超女童，但結(jié)果顯示其體脂率持續(xù)低于女童，與以往研究一致（張慧云等，2019），說(shuō)明男童脂肪增長(zhǎng)的同時(shí)也伴隨較多瘦體質(zhì)量的增長(zhǎng)。Fomon等（1982）研究發(fā)現(xiàn)，幼兒身體成分的性別差異甚至從出生時(shí)就已經(jīng)表現(xiàn)出來(lái)。在此基礎(chǔ)上，INTERGROWTH-21st項(xiàng)目（Villar et al.，2017）提出，妊娠期34周以后男孩有更多的瘦體質(zhì)量，而女孩體脂率更高。最近研究發(fā)現(xiàn)，男性足月兒臍帶血中瘦素水平低于女性（Santana et al.，2018），因此女性足月兒有更多脂肪組織，該結(jié)果進(jìn)一步印證了之前的研究。有研究者認(rèn)為，兒童青少年身體成分發(fā)育表現(xiàn)出的性別差異，究其機(jī)制主要與激素調(diào)節(jié)密不可分（黃蕾等，2009；Soriano-Guillén et al.，2016），進(jìn)入青春期這種差異會(huì)更為明顯。

3.1.2 身體質(zhì)量指數(shù)發(fā)育特征及幼兒超重風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)

一般來(lái)說(shuō)，兒童在3～8歲BMI最低，隨后出現(xiàn)脂肪重聚（adiposity rebound，AR）（闕敏 等，2006）。本研究中，幼兒BMI隨年齡平穩(wěn)緩慢增長(zhǎng)，3.5歲時(shí)BMI為14.59 kg/m2，每年約增長(zhǎng)0.25 kg/m2。性別差異也隨年齡增長(zhǎng)逐漸增大，4.5歲前女童領(lǐng)先于男童，隨后出現(xiàn)反超，該交叉發(fā)生時(shí)間點(diǎn)領(lǐng)先于脂肪，因?yàn)槟型蒹w質(zhì)量的發(fā)育也領(lǐng)先于女童，所以用BMI評(píng)價(jià)幼兒超重肥胖相對(duì)片面，并不能真正反映幼兒的身體組成情況。

此外，本研究中BMI并未體現(xiàn)出AR現(xiàn)象，而是呈現(xiàn)出從3.5歲起開始緩慢上升的趨勢(shì)。由于本研究所涉及年齡范圍較窄，因此無(wú)法明確判斷其BMI最低點(diǎn)，也不能斷定該人群在3.5歲前是否發(fā)生了AR。研究通常認(rèn)為，AR發(fā)生時(shí)間對(duì)成人期肥胖有很強(qiáng)的預(yù)測(cè)性，但也有學(xué)者認(rèn)為，AR出現(xiàn)的早晚與成年后的脂肪過(guò)度蓄積不存在必然關(guān)系，只有重聚時(shí)既有BMI顯著增長(zhǎng)又有體脂堆積現(xiàn)象的個(gè)體兒童才有發(fā)展為成年肥胖的風(fēng)險(xiǎn)（季成葉，2010b）。本研究結(jié)果顯示，相較于BMI緩慢上升，體脂率并未呈現(xiàn)相同上升趨勢(shì)，甚至個(gè)別群組有一定程度下降，故體脂率較BMI可能更為準(zhǔn)確地反映出幼兒AR現(xiàn)象。因此，精確的幼兒身體成分測(cè)試對(duì)于準(zhǔn)確評(píng)價(jià)幼兒身體發(fā)育狀況具有重要意義。

3.2 群組效應(yīng)對(duì)體脂率的影響

在各群組內(nèi)不同年齡幼兒的體脂率無(wú)顯著差異，但群組1的體脂率顯著大于群組2同年齡段幼兒，由此導(dǎo)致數(shù)據(jù)不收斂，從而無(wú)法進(jìn)行擬合。

根據(jù)以往研究結(jié)果，出生情況、母乳喂養(yǎng)情況、父母體質(zhì)量和受教育水平等都是幼兒超重肥胖的影響因素。其中，出生體質(zhì)量和學(xué)齡期、青春期及成年肥胖的發(fā)生率呈“倒U”型關(guān)系，即過(guò)高或過(guò)低的出生體質(zhì)量都會(huì)使發(fā)生肥胖的危險(xiǎn)率增加（季成葉，2010b）。常銳霞等（2018）在出生體質(zhì)量與兒童期肥胖的關(guān)聯(lián)性系統(tǒng)評(píng)價(jià)中發(fā)現(xiàn)，高出生體質(zhì)量的兒童肥胖發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)是正常兒童的1.77倍。對(duì)于低出生體質(zhì)量的兒童，由于其在胎兒期長(zhǎng)期暴露在熱量缺乏的不良環(huán)境中，機(jī)體為了適應(yīng)不良環(huán)境自動(dòng)將自身新陳代謝調(diào)整至較低水平，即使日后營(yíng)養(yǎng)狀況得到改善，其身體代謝水平也難以提高，因此只能將多余熱量以脂肪的形式儲(chǔ)存起來(lái)，此類兒童易發(fā)生向心性肥胖。母乳喂養(yǎng)方面，徐冬梅等（2017）通過(guò)Meta分析發(fā)現(xiàn)，與人工喂養(yǎng)相比，母乳喂養(yǎng)可降低0～6歲兒童肥胖的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)，且母乳喂養(yǎng)超過(guò)6個(gè)月效果更為顯著。同時(shí)，國(guó)內(nèi)相關(guān)調(diào)查研究表明，母親受教育程度低是學(xué)齡前兒童超重肥胖的主要危險(xiǎn)因素（李曉慧等，2011；薛紹兵等，2015）。本研究背景信息調(diào)查結(jié)果顯示，各群組幼兒出生體質(zhì)量、BMI及母乳喂養(yǎng)情況均無(wú)顯著差異。只有母親受教育程度存在組間差異，群組1中幼兒母親受教育程度在高中、?？萍耙韵碌恼急雀哂谌航M2、3、4，且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。因此，這可能是本研究造成群組1幼兒體脂率高于其他群組的原因。

正是因?yàn)槿航M效應(yīng)的存在，當(dāng)樣本量不夠大時(shí)，如果只進(jìn)行簡(jiǎn)單的橫斷面調(diào)查，很可能將此類群組效應(yīng)混淆于年齡效應(yīng)，最終得到錯(cuò)誤的發(fā)育特征。因此，今后研究應(yīng)當(dāng)擴(kuò)大樣本量，同時(shí)注意各群組樣本的基線信息是否匹配。

3.3 研究局限與展望

本研究采用加速追蹤設(shè)計(jì)得到幼兒身體成分的縱向發(fā)育規(guī)律，雖然可以通過(guò)模型的擬合得出各年齡段發(fā)育水平及速度，但是無(wú)法具體描繪出幼兒生長(zhǎng)發(fā)育過(guò)程中的一些起伏和波動(dòng)。同時(shí)，由于對(duì)幼兒進(jìn)行身體成分測(cè)試難度較大，本研究的樣本量較小，導(dǎo)致脂肪、體脂率等個(gè)體差異較大的指標(biāo)離散程度偏大，也會(huì)對(duì)模型擬合的準(zhǔn)確度產(chǎn)生一定的影響。

未來(lái)可以開展縱向追蹤研究，對(duì)某一人群的身體成分進(jìn)行持續(xù)追蹤，由此獲得真實(shí)的發(fā)育規(guī)律以彌補(bǔ)模型擬合的不足。

4 結(jié)論

幼兒體質(zhì)量、BMI、脂肪、瘦體質(zhì)量和體內(nèi)水含量均隨年齡呈線性增長(zhǎng)；男、女童身體成分發(fā)育在此年齡段表現(xiàn)出性別差異；男、女童體質(zhì)量和BMI的差異隨年齡逐漸增大，男童發(fā)育速率大于女童，其瘦體質(zhì)量和體內(nèi)水含量高于女童，而女童體脂率更高。