Abstract
目的
青春期启动及其提前与儿童肥胖的关联一直存在争议，本研究通过将大样本横断面调查数据与长期纵向队列数据相结合，探索并分析青春期启动提前与儿童不同肥胖类型的关联，为进一步明确青春期启动提前的健康危害和肥胖防控提供线索。
方法
研究资料来源于中国7个省(自治区、直辖市)横断面调查数据和厦门市青少年青春期发育队列数据，先通过对横断面数据进行Logistic回归分析发现青春期启动与肥胖的关联，然后使用泊松回归(Poisson regression)分析青春期启动提前与各类型肥胖风险之间的关联。
结果
横断面调查和队列调查研究分别纳入儿童43 137人和1 266人，横断面研究发现，女生青春期启动提前与单纯性肥胖、中心性肥胖和复合型肥胖均呈正相关关系，OR值(95%CI)分别为1.86(1.42~2.44)、1.95(1.65~2.32)和1.86(1.41~2.45)，男生未发现显著关联。通过研究队列数据发现，在女生中，与青春期启动未提前组相比，提前组发生单纯性肥胖的风险为6.00倍[RR (95%CI)：6.00 (1.07~33.60)]，发生中心性肥胖的风险为3.30倍[RR (95%CI)：3.30 (1.22~8.92)]，发生复合型肥胖的风险为5.76倍[RR (95%CI)：5.76 (1.03~32.30)]，而在男生中未发现青春期启动提前与肥胖存在关联。
结论
同时基于横断面调查和纵向队列调查证实，女生青春期启动提前可能增加单纯性肥胖、中心性肥胖和复合型肥胖的发生风险，而在男生中未发现青春期启动提前与肥胖存在显著关联。
Keywords: 儿童肥胖, 青春期, , 横断面研究, 队列研究
Abstract
Objective
To explore and analyze the relationship between early onset of puberty and different types of obesity in children, by combining large sample cross-sectional survey data with long-term longitudinal cohort data, so as to provide clues for further clarifying the health hazards of early onset of puberty and obesity prevention and control.
Methods
The research data were from the cross-sectional survey data of seven provinces(autonomous regions, municipalities) in China and the cohort data of adolescent development in Xiamen. The study first found the association between early onset of puberty and obesity by Logistic regression on the cross-sectional data, and then used Poisson regression to analyze the association between early puberty initiation and various types of obesity risk.
Results
In the study, 43 137 and 1 266 children were included in the cross-sectional survey and cohort survey respectively. The cross-sectional study found that among the girls aged 10-13 years, compared with the girls of the same age who did not start puberty, the body mass index (BMI)-Z score of the girls in the puberty start group was 0.5-0.8 higher, and the waist circumference Z score was 0.4-0.7 higher, and the risk of various types of obesity was higher. At the same time, the early onset of puberty was positively correlated with simple obesity, central obesity and compound obesity, the OR (95%CI) were 1.86 (1.42-2.44), 1.95 (1.65-2.32) and 1.86 (1.41-2.45), respectively. No significant association was found in boys. According to the cohort data, in girls, the risk of simple obesity was 6.00 times [RR (95%CI): 6.00 (1.07-33.60)], the risk of central obesity was 3.30 times [RR (95%CI): 3.30 (1.22-8.92)], and the risk of compound obesity was 5.76 times [RR (95%CI): 5.76 (1.03-32.30)], compared with the group without early puberty initiation, while no association between early puberty initiation and obesity was found in boys.
Conclusion
Based on the cross-sectional survey and longitudinal cohort survey, it is confirmed that the early onset of puberty in girls may increase the risk of simple obesity, central obesity and compound obesity, while there is no significant correlation between puberty onset and obesity in boys.
Keywords: Pediatric obesity, Puberty, Children, Cross-sectional studies, Cohort studies
青春期是指儿童青少年从第二性征出现至性成熟及体格发育完善的一段时期，表现为身高突增、出现第二性征、体成分改变和激素水平变化等[1-2]。近年来，国内外调查均发现儿童青春期启动有提前趋势，特别是女童，这种提前可能与成年后的多种不良健康结局有关，如抑郁、伤害和物质滥用等不良心理行为问题，以及癌症、糖尿病、心血管疾病、消化道疾病、骨骼肌肉疾病和认知功能障碍等慢性疾病[1, 3-5]。因此，有关青春期启动提前及其相关影响因素的研究，一直是生命科学研究的重要课题，被Science杂志列为125个最具前沿性的科学难题之一[6]。
近年来，多数横断面研究均显示，青春期启动提前与肥胖之间存在密切关联。来自美国、丹麦等多个国家的研究显示，女童青春期乳房发育较早和进入青春期时间较早均与体重指数(body mass index，BMI)呈正相关[6-10]。但是，男童青春期启动与肥胖的关系并不明确，来自美国和中国的研究发现男童青春期启动时间与BMI呈正相关[11-13]，而来自葡萄牙、保加利亚和丹麦的研究却得出相反的结论[14-16]。因此，男女生青春期启动提前与肥胖的关系存在一定差异。由于横断面设计等原因，既往研究对于青春期启动提前与儿童不同类型肥胖的关联无法做到明确的分析和推断。目前，在流行病学研究中普遍以BMI为标准判断超重与肥胖[17]，但BMI无法很好地体现体脂率与去脂体质量之间的关系[18]，而腰围作为一项可以体现腹部脂肪堆积的指标，对心血管系统疾病的风险也有较好的预测功能[19-20]，因此，有研究提出以同性别、年龄腰围的第90百分位数为截断值判别儿童青少年中心性肥胖[21]，并在研究中发现，中心性肥胖(腹型肥胖)及由腰围和BMI指标共同判定的混合型肥胖确实与儿童青少年颈动脉内中膜厚度存在更强关联[22]。
目前尚缺乏儿童青春期启动提前是否会影响肥胖发生的证据，本研究通过将大样本横断面调查数据与长期纵向队列数据相结合，探索并分析青春期启动提前与儿童不同肥胖类型的关联，为进一步明确青春期启动提前的健康危害提供线索。
1. 资料与方法
1.1. 资料来源
本研究同时基于中国7个省(自治区、直辖市)大样本横断面数据和厦门市4年队列随访数据开展，研究包含的两次调查数据的流程图见图 1。
图 1.
本研究技术路线图
Technical roadmap of this study
第一部分资料来源于2013年中国7个省(自治区、直辖市)大样本横断面数据，该调查采用多中心分层整群随机抽样，首先，在全国抽取7个省(自治区、直辖市)，包括天津、重庆、宁夏回族自治区、上海、湖南、辽宁、广东，这7个省(自治区、直辖市)覆盖了我国华北、西南、西北、华东、华中、东北和华南7个地理划分区域；然后，在各个省(自治区、直辖市)内通过随机抽样，选取12~16所中小学校的中小学生开展调查，样本涵盖小学一至五年级，初一、初二、高一、高二年级的学生，年龄范围为6~18岁；最终，剔除身高、体质量、腰围和青春期发育等资料缺失或逻辑错误的数据后，共纳入中小学生43 137人。本研究已获得北京大学生物医学伦理委员会批准(批号: IRB00001052-13034)，所有受试对象均签署知情同意书。
第二部分资料来源于2017—2020年厦门儿童青春期发育队列数据，该队列于2017年起在厦门随机抽取4所九年一贯制学校开展长期随访调查。由于男女生青春期启动存在年龄差异，因此，调查选取各学校内未进入青春期启动的二、三年级女生和三、四年级的男生及其家长作为目标研究人群开展随访，于2017年5月开展预调查，自2017年10月起，每隔6个月进行一次随访调查，至2020年10月共完成6次正式随访调查(2020年5月由于新型冠状病毒肺炎疫情未进行随访)。该队列的纳入标准为：(1)学生和家长对研究项目充分了解，并签署书面知情同意书；(2)在基线调查时未进入青春发育期，其中男生以睾丸未进入Tanner Ⅱ期、女生以乳房发育未进入Tanner Ⅱ期为标准；(3)全程参与所有的随访调查，完成所有体格检查和问卷信息收集项目。该队列的排除标准为：(1)在任意一次调查中，内外科检查发现有严重的重要脏器功能异常、脊柱发育异常、四肢发育不完整、生长发育异常(如侏儒症、巨人症等)、心理障碍(如严重的孤独症、自闭症等)、智力障碍、残疾；(2)学生或家长在了解研究后，不同意参与研究，并拒绝签署知情同意书。研究共纳入基线及末次随访时身高、体质量、腰围和Tanner分期等资料完整的样本1 266人。本研究已获得北京大学生物医学伦理委员会批准(批号: IRB00001052-17026)，所有受试对象均签署知情同意书。
1.2. 青春期启动的调查方法及青春期启动提前的判定标准
在第一部分研究中，研究对象被要求填写是否有遗精/月经，如有，填写首次遗精/月经初潮的具体年、月，以出现首次遗精或月经初潮作为青春期启动的标志性事件，以首次遗精/月经初潮年龄作为研究对象青春期启动年龄。在第二部分研究中，调查员对研究对象的第二性征发育情况进行检查，并结合Tanner分期图谱判定研究对象的Tanner分期，以进入Tanner Ⅱ期为青春期启动的判断标准，将青春期启动年龄定义为研究对象首次被判定为Tanner Ⅱ期的年龄。
在第一部分研究中，使用所有被填写的首次遗精/月经初潮日期计算青春期启动年龄，取其第25百分位数(P25)为界值点，定义青春期启动提前组与未提前组。在第二部分研究中，由于选取的研究对象均在基线时未出现青春期启动，且年龄相近，因此在末次随访时仍未出现青春期启动者可视为青春期启动延迟，而本研究中判断青春期启动提前与否采用百分位数为截断值，青春期启动延迟者的年龄并不会影响青春期启动提前的判别，因此在判断青春期启动提前时亦将这一部分研究对象纳入。
1.3. 体格检查方法及不同肥胖类型的判定标准
体格检查由经过培训的调查员严格按照“中国学生体质与健康调研”的操作规范[23]进行，获得学生身高、体质量、腰围等指标，计算BMI、分月龄分性别的BMI-Z评分和分年龄分性别的腰围(waist circumference, WC)Z评分(WC-Z)。BMI=体质量(kg)/[身高(m)]2，BMI-Z评分采用WHO标准进行计算，WC-Z评分基于第一部分研究的整体样本人群腰围数据进行计算。肥胖类型结合国家卫生行业标准《学龄儿童青少年超重与肥胖筛查》(WS/T 586—2018)和《7岁~18岁儿童青少年高腰围筛查界值》(WS/T 611—2018)进行判定，将BMI ≥同性别、年龄别“肥胖”界值点者定义为单纯性肥胖，腰围≥同性别、年龄别第90百分位数者定义为中心性肥胖[21]，同时被判定为单纯性肥胖和中心性肥胖者为复合型肥胖[22]。
1.4. 协变量的调查方法及分组标准
采用基于“中国学生体质与健康调研”及学生常见病调查设计的学生调查问卷，对研究对象的基本情况、生活方式和生命早期因素进行调查。基本情况包括年龄、性别、城乡等；生活方式包括平均每日果蔬摄入量、肉食摄入量和中高强度运动时间等，果蔬摄入量和肉食摄入量以份为单位计算，每份为成人手掌大小；生命早期因素包括是否母乳喂养及母乳喂养时间等，采取母乳喂养且时间长于6个月者为母乳喂养组。在协变量调整时，将年龄(整岁年龄)、性别、城乡、母乳喂养作为分类变量，平均每日果蔬摄入量、肉食摄入量和中高强度运动时间为连续变量进行调整。
1.5. 统计学分析
采用SPSS 23.0统计软件对资料进行分析，正态分布计量资料采用均数±标准差的形式表示，青春期启动年龄采用中位数[P25, P75]的形式表示，计数资料采用数量(构成比)的形式表示，以P < 0.05为差异有统计学意义。
在第一部分研究中，先采用t检验比较男女生分年龄别青春期启动组与未启动组之间BMI-Z评分和WC-Z评分的差异，采用单因素Logistic回归分析青春期启动与肥胖类型的关联，然后将青春期启动年龄提前组与未提前组的学生分城乡以每1岁为1组进行匹配，按1 ∶1的比例从未提前组中进行不放回单纯随机抽样，最终抽取提前组与未提前组各3 526人，采用二元Logistic回归模型分析青春期启动提前与儿童青少年肥胖的关联，调整了母乳喂养、果蔬摄入、肉食摄入和中高强度运动情况。
在第二部分研究中，分别选择基线时未患三种类型肥胖的样本，采用泊松回归分析青春期启动提前与不同类型肥胖风险之间的关系，并报告风险比(risk ratio, RR)和95%置信区间(confidence interval, CI)，因研究样本量较少，故先采用单因素分析筛选了年龄、中高强度运动及肉食摄入作为协变量进行调整。
2. 结果
2.1. 研究对象的基本情况
第一部分横断面调查研究中，共纳入研究对象43 137人，与女生相比，男生BMI、腰围数值更大，单纯性肥胖及复合型肥胖人数的比例更高，每天肉食摄入及中高强度运动更多。就青春期启动表现来看，男生中青春期已启动者为26.6%，低于女生中已启动的人数比例(49.5%)，男生青春期启动年龄为13.08岁，晚于女生(12.25岁)。在青春期启动提前组中，单纯性肥胖、中心性肥胖和复合型肥胖的发生率分别为31.6%、12.8%和12.2%，均高于青春期启动未提前组(分别为22.0%、7.0%和6.9%)，见表 1。
表 1.
研究对象基本情况
Basic information of participants
| Subjects | Cross-sectional data of seven provinces (autonomous regions, municipalities) in China | Last follow-up data of Xiamen cohort | |||||
| Boys | Girls | P value | Boys | Girls | P value | ||
| BMI, body mass index; WC, waist circumference. | |||||||
| Sample size, n (%) | 21 094 (48.9) | 22 043 (51.1) | 613 (48.4) | 653 (51.6) | |||
| Age group, n (%) | < 0.001 | < 0.001 | |||||
| 6-12 years | 13 206 (62.6) | 12 710 (57.7) | 456 (74.4) | 651 (99.7) | |||
| 13-15 years | 5 093 (24.1) | 5 965 (27.1) | 157 (25.6) | 2 (0.3) | |||
| 16-18 years | 2 795 (13.3) | 3 368 (15.3) | |||||
| Residence area, n (%) | < 0.001 | ||||||
| Urban | 11 446 (54.3) | 12 935 (58.7) | 613 (48.4) | 653 (51.6) | |||
| Rural | 9 648 (45.7) | 9 108 (41.3) | |||||
| Simple obesity, n (%) | < 0.001 | 126 (20.5) | 27 (4.1) | < 0.001 | |||
| Yes | 16 064 (76.6) | 16 719 (76.3) | 487 (79.4) | 626 (95.9) | |||
| No | 3 370 (16.0) | 1 910 (8.7) | |||||
| Central obesity, n (%) | 0.369 | < 0.001 | |||||
| Yes | 17 971 (85.3) | 20 210 (91.8) | 173 (28.2) | 54 (8.3) | |||
| No | 4 896 (23.4) | 5 201 (23.7) | 440 (71.8) | 599 (91.7) | |||
| Compound obesity, n (%) | < 0.001 | < 0.001 | |||||
| Yes | 0 (0) | 10 908 (49.5) | 120 (19.6) | 26 (4.0) | |||
| No | 3 094 (14.7) | 1 816 (8.2) | 493 (80.4) | 627 (96.0) | |||
| Puberty onset, n (%) | < 0.001 | 0.011 | |||||
| Yes | 5 605 (26.6) | 10 908 (49.5) | 531 (86.6) | 595 (91.1) | |||
| No | 15 489 (73.4) | 11 135 (50.5) | 82 (13.4) | 58 (8.9) | |||
| Breast-feeding, n (%) | 0.016 | 0.470 | |||||
| Yes | 5 241 (32.9) | 5 247 (31.6) | 189 (34.9) | 75 (32.2) | |||
| No | 0 (0) | 0 (0) | 353 (65.1) | 158 (67.8) | |||
| BMI, x±s | 19.29±4.10 | 18.63±3.62 | < 0.001 | 20.44±3.78 | 16.91±2.64 | < 0.001 | |
| WC, x±s | 67.56±11.70 | 65.12±9.64 | < 0.001 | 70.11±10.71 | 58.91±6.78 | < 0.001 | |
| BMI-Z, x±s | 0.42±1.42 | 0.00±1.14 | < 0.001 | 0.79±1.33 | -0.44±1.18 | < 0.001 | |
| WC-Z, x±s | 0.32±1.03 | 0.20±1.01 | < 0.001 | 0.42±0.99 | -0.44±0.79 | < 0.001 | |
| Fruit and vegetable intake/(portions/day), x±s | 3.17±2.19 | 3.17±2.06 | 0.994 | 3.23±2.34 | 3.42±2.34 | 0.155 | |
| Meat intake/(portions/day), x±s | 1.36±1.38 | 1.05±1.10 | < 0.001 | 1.12±0.89 | 1.05±0.74 | 0.177 | |
| Moderate and high intensity exercise/(h/d), x±s | 1.20±1.48 | 0.94±1.22 | < 0.001 | 1.04±0.99 | 0.88±0.92 | 0.005 | |
| Puberty onset age/years, M (P25, P75) | 13.08 (12.33, 13.92) | 12.25 (11.58, 12.92) | < 0.001 | 11.10 (10.41, 11.58) | 9.65 [8.95, 10.38] | < 0.001 | |
第二部分队列调查研究中，共纳入研究对象1 266人，与第一部分研究情况相似，男生的BMI、腰围数值更大，单纯性肥胖、中心性肥胖和复合型肥胖人数比例更高，生活方式方面仅每日中高强度运动时间长于女生。就青春期启动表现来看，男生中青春期已启动者为86.6%，低于女生(91.1%)，男生青春期启动年龄为11.10岁，晚于女生(9.65岁)。在青春期启动提前组中，单纯性肥胖、中心性肥胖和复合型肥胖的发生率分别为13.8%、20.1%和13.2%，均高于青春期启动未提前组(分别为11.8%、17.5%和11.3%)，见表 1。
2.2. 青春期启动与肥胖类型的关系
如表 2和表 3所示，在对横断面数据中12~17岁男生进行分年龄别分析发现，仅在13~14岁男生中发现青春期启动组男生较未启动组男生WC-Z评分更高，而青春期是否启动与各类型肥胖间未发现显著关联(P>0.05)。
表 2.
7个省(自治区、直辖市)横断面调查中10~18岁学生青春期启动与身体指标的关联
Correlation between onset of puberty and physical indicators of students aged 10-18 years in the seven provinces (autonomous regions, municipalities) cross-sectional study
| Age group | Boys | Girls | |||
| BMI-Z | WC-Z | BMI-Z | WC-Z | ||
| BMI, body mass index; WC, waist circumference. | |||||
| 10 years- | |||||
| Puberty started | 0.7±1.1 | 0.7±1.0 | |||
| Puberty does not start | 0.1±1.2 | 0.2±1.0 | |||
| P value | < 0.001 | < 0.001 | |||
| 11 years- | |||||
| Puberty started | 0.6±1.0 | 0.5±0.9 | |||
| Puberty does not start | -0.1±1.3 | 0.1±1.0 | |||
| P value | < 0.001 | < 0.001 | |||
| 12 years- | |||||
| Puberty started | 0.6±1.2 | 0.4±1.0 | 0.3±1.1 | 0.4±1.0 | |
| Puberty does not start | 0.5±1.4 | 0.3±1.0 | -0.5±1.2 | -0.3±0.9 | |
| P value | 0.151 | 0.446 | < 0.001 | < 0.001 | |
| 13 years- | |||||
| Puberty started | 0.5±1.3 | 0.4±1.0 | 0.1±1.1 | 0.3±1.0 | |
| Puberty does not start | 0.4±1.4 | 0.3±1.0 | -0.7±1.2 | -0.3±0.9 | |
| P value | 0.056 | 0.014 | < 0.001 | < 0.001 | |
| 14 years- | |||||
| Puberty started | 0.1±1.3 | 0.4±1.1 | -0.1±1.0 | 0.2±1.0 | |
| Puberty does not start | 0.0±1.3 | 0.2±1.1 | -0.6±1.0 | -0.3±1.0 | |
| P value | 0.368 | 0.080 | < 0.001 | 0.001 | |
| 15 years- | |||||
| Puberty started | 0.0±1.3 | 0.4±1.1 | |||
| Puberty does not start | 0.1±1.4 | 0.3±1.1 | |||
| P value | 0.732 | 0.703 | |||
| 16 years- | |||||
| Puberty started | 0.0±1.3 | 0.3±1.0 | |||
| Puberty does not start | 0.0±1.4 | 0.4±1.1 | |||
| P value | 0.525 | 0.323 | |||
| 17 years- | |||||
| Puberty started | -0.2±1.3 | 0.3±1.1 | |||
| Puberty does not start | -0.2±1.3 | 0.3±1.2 | |||
| P value | 0.950 | 0.944 | |||
表 3.
7个省(自治区、直辖市)横断面调查中10~18岁学生青春期启动与肥胖类型的关联*
Correlation between onset of puberty and obesity types of students aged 10-18 years in the seven provinces (autonomous regions, municipalities) cross-sectional study*
| Age group | Obesity type | Boys | Girls | |||||
| Adolescent, n (%) | Preadolescent, n (%) | OR (95%CI) | Adolescent, n (%) | Preadolescent, n (%) | OR (95%CI) | |||
| * Because the number of boys who start puberty before the age of 12 is very small and cannot be grouped, only the data of 12-17 years old are displayed, and girls who start puberty after the age of 15 are basically all displayed, so only the data of 10-14 years old are displayed. Ref., reference. | ||||||||
| 10 years- | Non obesity | Ref. | ||||||
| Simple obesity | 22 (21.8) | 209 (10.4) | 2.39 (1.46-3.92) | |||||
| Central obesity | 48 (47.5) | 522 (26.1) | 2.56 (1.71-3.83) | |||||
| Compound obesity | 21 (20.8) | 202 (10.1) | 2.34 (1.42-3.87) | |||||
| 11 years- | Non obesity | Ref. | ||||||
| Simple obesity | 19 (16.4) | 37 (8.1) | 2.22 (1.23-4.03) | |||||
| Central obesity | 39 (33.6) | 96 (21.1) | 1.89 (1.21-2.95) | |||||
| Compound obesity | 17 (14.7) | 36 (7.9) | 2.01 (1.08-3.72) | |||||
| 12 years- | Non obesity | Ref. | Ref. | |||||
| Simple obesity | 36 (13.2) | 287 (15.6) | 0.82 (0.57-1.20) | 204 (11.6) | 39 (4.6) | 2.72 (1.91-3.87) | ||
| Central obesity | 70 (25.8) | 497 (27.1) | 0.94 (0.70-1.26) | 493 (28.1) | 96 (11.4) | 3.05 (2.41-3.87) | ||
| Compound obesity | 36 (13.2) | 282 (15.3) | 0.84 (0.58-1.22) | 191 (10.8) | 38 (4.5) | 2.60 (1.82-3.72) | ||
| 13 years- | Non obesity | Ref. | Ref. | |||||
| Simple obesity | 123 (14.6) | 239 (14.0) | 1.04 (0.83-1.32) | 196 (7.7) | 8 (2.3) | 3.63 (1.78-7.43) | ||
| Central obesity | 212 (25.3) | 403 (23.9) | 1.08 (0.89-1.31) | 658 (26.0) | 34 (9.6) | 3.30 (2.30-4.76) | ||
| Compound obesity | 116 (13.8) | 226 (13.3) | 1.04 (0.82-1.33) | 192 (7.6) | 8 (2.3) | 3.55 (1.74-7.27) | ||
| 14 years- | Non obesity | Ref. | Ref. | |||||
| Simple obesity | 43 (9.8) | 33 (9.2) | 1.07 (0.67-1.73) | 44 (5.6) | 1 (2.1) | 2.72 (0.37-20.16) | ||
| Central obesity | 85 (19.4) | 66 (18.5) | 1.06 (0.74-1.51) | 171 (21.8) | 4 (8.5) | 2.99 (1.06-8.44) | ||
| Compound obesity | 42 (9.6) | 30 (8.3) | 1.16 (0.71-1.90) | 43 (5.4) | 1 (2.1) | 2.65 (0.36-19.69) | ||
| 15 years- | Non obesity | Ref. | ||||||
| Simple obesity | 150 (10.2) | 31 (11.4) | 0.88 (0.59-1.33) | |||||
| Central obesity | 326 (22.2) | 68 (25.1) | 0.85 (0.63-1.15) | |||||
| Compound obesity | 149 (10.1) | 31 (11.4) | 0.88 (0.58-1.32) | |||||
| 16 years- | Non obesity | Ref. | ||||||
| Simple obesity | 186 (9.9) | 27 (13.4) | 0.71 (0.46-1.09) | |||||
| Central obesity | 409 (21.9) | 48 (24.1) | 0.88 (0.63-1.24) | |||||
| Compound obesity | 180 (9.6) | 26 (12.9) | 0.71 (0.46-1.11) | |||||
| 17 years- | Non obesity | Ref. | ||||||
| Simple obesity | 62 (9.4) | 4 (7.0) | 1.38 (0.48-3.94) | |||||
| Central obesity | 134 (20.6) | 10 (17.5) | 1.22 (0.60-2.48) | |||||
| Compound obesity | 59 (9.0) | 4 (7.0) | 1.31 (0.46-3.75) | |||||
在10~14岁女生中，与青春期未启动组女生相比，青春期启动组女生的BMI-Z评分高出0.5~0.8，WC-Z评分高出0.4~0.7；在10~13岁女生中，与青春期未启动组女生相比，青春期启动组女生发生单纯性肥胖的OR值分别为2.39 (95%CI: 1.46~3.92)、2.22 (95%CI: 1.23~4.03)、2.72 (95%CI: 1.91~3.87)和3.63 (95%CI: 1.78~7.43)，发生中心性肥胖的OR值分别为2.56 (95%CI: 1.71~3.83)、1.89 (95%CI: 1.21~2.95)、3.05 (95%CI: 2.41~3.87)和3.30 (95%CI: 2.30~4.76)，发生复合型肥胖的OR值分别为2.56 (95%CI: 1.71~3.83)、1.89 (95%CI: 1.21~2.95)、3.05 (95%CI: 2.41~3.87)和3.30 (95%CI: 2.30~4.76)；而在14~15岁女生中，仅观察到与青春期未启动组女生相比，青春期启动组女生发生中心性肥胖的OR值为2.99 (95%CI: 1.06~8.44)，而青春期启动与单纯性肥胖和复合型肥胖无显著关联。
2.3. 青春期启动提前与肥胖类型的关系
如表 4所示，横断面研究中，在男生中未观察到青春期启动提前与肥胖类型存在显著关联，而在女生中，与青春期启动未提前组相比，提前组各类型肥胖的风险更高，即使调整协变量后仍观察到显著差异，具体表现为与青春期启动未提前组相比，提前组发生单纯性肥胖的OR值为1.86 (95%CI: 1.42~2.44)，发生中心性肥胖的OR值为1.95 (95%CI: 1.65~2.32)，发生复合型肥胖的OR值为1.86 (95%CI: 1.41~2.45)。
表 4.
7个省(自治区、直辖市)横断面调查中青春期启动提前与肥胖类型的关系
Relationship between early onset of puberty and obesity type in the seven provinces(autonomous regions, municipalities) cross-sectional study
| Obesity type | Early onset of puberty | Boys, OR (95%CI) | Girls, OR (95%CI) | |||
| Unadjusted | Adjusted* | Unadjusted | Adjusted* | |||
| * Adjust breast feeding, fruit and vegetable intake, meat intake, and moderate and high intensity exercise. | ||||||
| Simple obesity | No | 0 (reference) | 0 (reference) | 0 (reference) | 0 (reference) | |
| Yes | 1.41 (1.08-1.83) | 1.32 (0.94-1.86) | 1.91 (1.56-2.33) | 1.86 (1.42-2.44) | ||
| Central obesity | No | 0 (reference) | 0 (reference) | 0 (reference) | 0 (reference) | |
| Yes | 1.10 (0.90-1.34) | 1.07 (0.83-1.39) | 1.91 (1.68-2.17) | 1.95 (1.65-2.32) | ||
| Compound obesity | No | 0 (reference) | 0 (reference) | 0 (reference) | 0 (reference) | |
| Yes | 1.38 (1.06-1.81) | 1.27 (0.90-1.80) | 1.87 (1.52-2.29) | 1.86 (1.41-2.45) | ||
如表 5所示，在队列研究中，未观察到男生青春期启动提前与肥胖存在显著关联，但在女生中，青春期启动提前的女生患各类型肥胖的风险明显升高，与青春期启动未提前组女生相比，提前组女生患单纯性肥胖的风险为6.00倍[RR (95%CI): 6.00 (1.07~33.60)]，患中心性肥胖的风险为3.30倍[RR (95%CI): 3.30 (1.22~8.92)]，患复合型肥胖的风险为5.76倍[RR (95%CI): 5.76 (1.03~32.30)]。
表 5.
队列研究中青春期启动提前与肥胖类型的关系
Relationship between early onset of puberty and obesity type in cohort studies
| Obesity type | Early onset of puberty | n/N | Unadjusted relative risk (95%CI) | Adjusted relative risk (95%CI)* | |
| * Adjust age, moderate and high intensity exercise, and meat intake. | |||||
| Boys | Simple obesity | No | 26/459 | 0 (reference) | 0 (reference) |
| Yes | 4/38 | 1.83 (0.65-5.16) | 1.82 (0.61-5.49) | ||
| Central obesity | No | 22/401 | 0 (reference) | 0 (reference) | |
| Yes | 4/55 | 1.30 (0.47-3.59) | 1.29 (0.45-3.69) | ||
| Compound obesity | No | 28/482 | 0 (reference) | 0 (reference) | |
| Yes | 4/33 | 2.08 (0.73-5.92) | 2.38 (0.77-7.38) | ||
| Girls | Simple obesity | No | 113/613 | 0 (reference) | 0 (reference) |
| Yes | 5/8 | 7.10 (1.70-29.73) | 6.00 (1.07-33.60) | ||
| Central obesity | No | 104/587 | 0 (reference) | 0 (reference) | |
| Yes | 10/24 | 3.11 (1.38-7.01) | 3.30 (1.22-8.92) | ||
| Compound obesity | No | 118/619 | 0 (reference) | 0 (reference) | |
| Yes | 5/8 | 6.83 (1.63-28.58) | 5.76 (1.03-32.30) | ||
3. 讨论
本研究通过同时采用7个省(自治区、直辖市)大样本的横断面调查数据和厦门市4年的队列数据分析儿童青春期启动与肥胖之间的关联关系，研究结果显示，横断面调查和队列调查结果均支持女生青春期启动提前与单纯性肥胖、中心性肥胖和复合型肥胖存在显著关联，即女生青春期启动提前可能增加其各类型肥胖的发生风险，而男生未发现此关联。在横断面调查中，与青春期启动未提前组相比，青春期启动提前组女生发生单纯性肥胖、中心性肥胖及复合型肥胖的OR值分别为1.86、1.95和1.86，而通过队列数据，进一步发现了青春期启动提前组女生发生单纯性肥胖、中心性肥胖和复合型肥胖的风险分别是未提前组女生的6.00、3.30和5.76倍，进一步证实青春期启动提前增加女生单纯性肥胖、中心性肥胖和复合型肥胖的发生风险，为科学指导儿童青春期发育和肥胖控制提供了科学依据。
本研究中的横断面数据显示，女生青春期启动提前与单纯性肥胖、中心性肥胖和复合型肥胖呈正相关。Lian等[24]通过一项覆盖中国6省份的横断面调查发现，女生患有中心性肥胖和超重/肥胖与提前进入各Tanner分期相关。Guo等[25]的研究发现，青春期高腰围女生更容易出现月经初潮提前，均与本研究结果一致。目前通过纵向数据探索女生青少年中青春期启动提前对肥胖影响的研究较少，但部分研究发现，月经初潮年龄较早将导致成年期女性的近期及远期肥胖[26-27]，可能的原因是青春期提前导致体内过高的性类固醇水平，进而导致肥胖[28]。除生物学机制外，心理因素也可能导致青春期提前的女生患上肥胖。过早进入青春期可能会让女生因比同龄人更早地出现身体变化而产生距离感，乃至造成抑郁[29]。一项meta分析表明，患有抑郁症的青春期女生在成年后患肥胖的风险是正常女生的2.57倍[30]。虽然目前相关研究多以Tanner分期作为青少年青春期的划分依据[31-33]，但月经初潮和首次遗精作为青少年发育状况的重要指标之一，也可以部分反映青少年青春期启动年龄的相对情况，因此，本研究在大样本横断面调查中选择月经初潮和首次遗精年龄来分析青春期启动提前与肥胖类型的关联，而在小样本队列随访调查中选用更为精确的Tanner分期进行分析，两者结合，增加了本研究结论的一致性和准确性。
本研究未观察到男生青春期启动提前与肥胖的关联，目前关于男生营养状况与青春期启动的关联尚无统一结论，同时存在负相关[34-35]、正相关[15, 36]、无显著关联[37]等研究结果，而关于男生营养状况与青春期启动关联的机制研究也存在矛盾结论。青少年肥胖与瘦素水平升高相关联[38]，瘦素被认为可通过触发与青春期相关的夜间促性腺激素激增来启动青春期，但也有研究表明，过量的瘦素会抑制男性的生殖功能[39]，因此男生青春期启动与肥胖类型的关联仍有待进一步的流行病学和生物学证据探索。
本研究的优势在于同时采用大样本横断面数据和队列调查数据相结合，并同时采用月经初潮/首次遗精和Tanner分期进行青春期及其启动提前的判定进行分析。横断面调查研究收集研究对象的首次遗精/月经初潮时间，准确性优于只收集是否首次遗精/月经初潮而使用单位概率回归法计算首次遗精/月经初潮的百分位数年龄[40]。在队列研究中则使用综合视诊与触诊相结合的Tanner分期，准确性进一步提高。采用月经初潮/首次遗精和Tanner分期两者相互验证支持，逻辑链条清晰，能在一定程度上反映青春期启动提前对肥胖的影响，增加青春期启动提前危害的证据支持。本研究除分析青春期启动提前与单纯性肥胖的关联外，还考虑了通过腰围判定的肥胖类型，中心性肥胖相较于BMI能更好地反映心血管疾病风险[41]。本研究亦存在部分不足，首先，由于使用的队列数据样本量较少，导致队列研究结果的置信区间较宽，后续应使用更大范围的纵向数据进行分析；其次，本研究涉及到的生活方式由问卷调查获得，可能存在回忆偏倚，但相关问卷基于“中国学生体质与健康调研”及常见病监测问卷进行设计，可靠性有一定保证。
综上所述，本研究通过大样本横断面数据分析了青春期启动提前与儿童不同肥胖类型的关联，并通过队列数据做进一步验证，发现女生青春期启动提前可导致各类型肥胖的发生风险增加，而在男生中未发现显著关联，为进一步探索儿童青春期启动提前的危害和肥胖的防控策略和措施提供了线索。
Biography
马军，北京大学儿童青少年卫生研究所所长，北京大学长聘教授，博士生导师；主要从事儿童青少年生长发育及其影响因素、成年期疾病早期预防及学校卫生管理等方面的研究，主持和参与了包括GB 40070—2021《儿童青少年学习用品近视防控卫生要求》在内的17项全国儿童青少年健康相关标准的制定，出版教学书籍13部。现任中国疾病预防控制中心学校/儿少卫生中心主任，国家卫生健康标准委员会学校卫生专业委员会主任委员，中华预防医学会儿少卫生分会主任委员，全国公共卫生与预防医学名词编写委员会儿少与学校卫生名词编写与审定委员会主任，全国学生体质与健康调研组副组长，教育部首届全国中小学健康教育教学指导委员会主任委员等社会工作和学术兼职，并曾受邀作为健康中国行动专家咨询委员会首批委员、国家儿童青少年视力健康管理专家咨询委员会委员，为儿童青少年卫生促进工作提供政策支持。承担包括卫生行业科研专项、国家自然科学基金、国家卫生健康委员会和教育委托科研项目等80余项，作为第一作者或通信作者发表论文300余篇，包括BMJ、Circulation、Lancet Diabetes and Endocrinology、Lancet Global Health、JAMA Pediatrics等国际顶尖学术期刊，曾先后获得宋庆龄儿科医学奖和中华预防医学会科学技术奖一等奖和三等奖等，研究成果在儿童青少年卫生领域产生了重要影响
Funding Statement
国家自然科学基金(81673192)和卫生部卫生行业科研专项(201202010)
Supported by the National Natural Science Foundation of China (81673192) and the Research Special Fund for Public Welfare Industry of Health of the Ministry of Health of China (201202010)
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