王宋揚，羅冬梅，黃 逸，趙 萌，屈 莎*

身體成分是反映和衡量幼兒生長發(fā)育狀況和水平的重要指標，在體格發(fā)育與健康的關聯(lián)中處于關鍵的中介地位。生命早期的身體成分發(fā)育不僅影響當下，還對終身健康發(fā)揮至關重要的作用（季成葉，2010a）。目前，我國居民膳食水平大幅提高，靜坐少動的生活方式普遍存在，家長對幼兒營養(yǎng)健康的認識不足，導致超重肥胖幼兒人數(shù)持續(xù)增長?！吨袊鴥和逝謭蟾妗分赋?，1985—2005年我國主要大城市7歲以下肥胖兒童總數(shù)已超過400萬（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，兒童超重肥胖也會造成運動、認知（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，準確評價其發(fā)育狀況以盡早避免身體成分問題的發(fā)生至關重要。

隨著測量技術的不斷更新，身體成分的相關研究也逐步深入，國外研究人員已通過生物電阻抗法、雙能X線吸收法、空氣置換法和同位素吸收法等對幼兒身體成分進行更加精確的測量，并以此逐步完善相關評價標準（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），導致國外研究結果無法直接用于我國幼兒相關研究?，F(xiàn)階段，我國學者多采用身體質量指數(shù)（body mass index，BMI）、身高別體質量、年齡別體質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數(shù)據(jù)并對其發(fā)育特征進行分析（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，無法確切反映其身體成分發(fā)育變化過程，故難以建立相應幼兒身體成分評價體系。

在兒童生長發(fā)育規(guī)律的相關研究中，常見研究方法包括橫斷面設計（cross-sectional design，CSD）和追蹤設計（true longitudinal design，TLD）。CSD同時對各年齡段人群進行一次性測試，從而得到某項指標隨年齡的變化規(guī)律，其無法排除組間的群組效應，不能真正反映年齡對該指標發(fā)展的影響；TLD對同一群組進行反復測量以獲得各年齡段的數(shù)據(jù)，可以較為準確地研究觀測結果隨時間獨立變化的過程，但同時也面臨測量時期和出生隊列的干擾，即時期效應和隊列效應。多隊列縱向設計被認為是最適合研究個體生長或退化過程的方法，即對多個隊列進行多次重復測量。通過這種設計，可將年齡主效應從隊列效應和時期效應中分離出來（Twisk，2016），繼而在較短研究時間窗內近似觀察更長生命歷程中的數(shù)據(jù)信息（薛付忠，2017；Estrada et al.，2020），在較短時間內完成時間跨度更大的追蹤，所以稱之為加速追蹤設計（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，常用于生長發(fā)育或退行性變化的相關研究（Archambault et al.，2010；Tang et al.，2009），也有學者將其用于分析學齡前兒童的動作發(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計，運用生物電阻抗法（bio-impedance analysis，BIA），以3.5～5.5歲幼兒為研究對象，以6個月為間隔，對其身體成分進行3次追蹤測試，分析該年齡段幼兒身體成分縱向發(fā)育特征，得出各年齡段應達到的發(fā)育水平及發(fā)展速率。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

采用整群隨機抽樣方法，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個年齡群組，以6個月為間隔進行3次追蹤測試，將3次測試數(shù)據(jù)擬合，即可得到全樣本的測試數(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 測試方法

采用InBody J20型人身體成分測試儀（韓國Biospace公司生產）對幼兒進行身體成分測試，該儀器包括4極8點接觸電極，并自帶身高計。為保證測試準確性，所有測試均在午睡后進行，測試前不進行任何劇烈運動，測試前2 h內禁食禁水，排空大小便，去除手表、飾物和眼鏡等物品，只穿貼身衣物，測試時室內溫度保持在20℃～25℃，以最大限度減少誤差。測量過程中保證幼兒處于靜止狀態(tài)，盡量減少說話，測試人員均經過嚴格培訓。測量結束后，對異常的身體成分報告進行篩選并組織重測。

1.3 統(tǒng)計學處理

采用SPSS 23.0統(tǒng)計軟件和HLM軟件包進行數(shù)據(jù)處理。描述性統(tǒng)計結果以平均值±標準差表示，樣本間均數(shù)比較采用單因素方差分析和χ2檢驗。

采用多層線性模型（hierarchical liner modeling，HLM）（張雷等，2005），將3次縱向測試數(shù)據(jù)擬合成一條3.5～6.0歲的發(fā)展曲線。1）構建完整模型和簡單模型的似然比檢驗（Miyazaki et al.，2000），判斷群組變量對模型擬合度的影響，檢驗各群組是否收斂。2）依次構建無條件均值模型（模型1）、無條件線性發(fā)展模型（模型2）和含有第二水平預測變量的模型，以分析幼兒身體成分各維度發(fā)育的年齡趨勢和性別差異。為使各模型中截距有明確含義，將幼兒年齡轉換為每次測量的實際年齡-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模型計算估計值以得到完整發(fā)育曲線。P＜0.05表示有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 受試對象基本特征

346名幼兒中，有219名幼兒家長完成了幼兒背景信息問卷的填寫，且各群組參與問卷調查的人數(shù)比例與身體成分測試人數(shù)比例基本一致。結果顯示，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）。

身體成分測量原始值顯示，各群組內，體質量、瘦體質量、蛋白質、體內水含量和骨礦物質均隨年齡增長而增長（P＜0.05），BMI、脂肪、體脂率在絕大多數(shù)年齡段中均無差異，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線性發(fā)展模型的建立

本研究樣本由4個相鄰年齡群組構成，每組幼兒僅包含3個年齡段，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。為解決這一問題，HLM收斂性檢驗顯示，除體脂率（D1=4 618.095，D2=4 639.041，df=6，S=D1-D2=20.946＞12.592）、蛋白質（D1=-196.204，D2=-218.669，df=6，S=22.465＞12.592）和骨礦物質（D1=-1 740.861，D2=-1 779.035，df=6，S=38.174＞12.592）外，其他指標各群組發(fā)展趨勢基本一致，可以用一條共同的發(fā)展曲線描述。

2.2.1 無條件均值模型

無條件均值模型結果顯示，該模型不含任何預測變量，只是將因變量總體變異分解為組間和個體間兩個部分，主要作用是檢驗個體之間是否存在變異（表3）。

各指標的跨級相關（intra-class correlation，ICC）顯示，體質量、BMI、脂肪、瘦質量、體內水含量的總體變異中分別有89%、92%、89%、77%、77%的變異由幼兒個體差異造成。因此，可以對以上5個指標的模型2進行下一步分析，繼而探討幼兒身體成分各指標的年齡發(fā)展趨勢和性別差異。

2.2.2 幼兒身體成分發(fā)育的年齡趨勢

在模型1的基礎上，將4個年齡群組幼兒3次縱向測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，構建無條件線性發(fā)展模型以描述幼兒身體成分各維度隨年齡的變化趨勢。固定部分的截距和斜率分別代表3.5歲時該指標的平均值和每年的增長速度，各指標固定部分的截距和斜率均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05），說明各項指標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 各指標無條件均值模型Table 3 Null Model of Each Indicators

表4 幼兒身體成分各指標的線性發(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

各指標線性發(fā)展模型的隨機部分中，截距和斜率在兒童個體之間的變異均非常顯著，說明這些指標在幼兒生長軌跡中的變異均比較明顯，可以將性別引入第二層模型來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”來預測幼兒身體成分各維度發(fā)育的個體差異。結果顯示，3.5歲時，男、女童體質量和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、瘦體質量和體內水含量的發(fā)展速率無性別差異（P＞0.05），但在截距上均存在差異，3.5歲時女童脂肪含量高于男童，瘦體質量和體內水含量則低于男童（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對模型擬合影響較大，不能簡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，分群組對各年齡段發(fā)育特征進行分析。結果顯示，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，但差異無統(tǒng)計學意義（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，人的體質量可由兩部分組成，即體脂和瘦體質量。出于對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、由體脂質量和瘦體質量共同組成體質量的2-成分模型（季成葉，2010b）。隨后，在2-成分模型的基礎上，又相繼建立3-成分、4-成分模型，將瘦體質量細分為蛋白質含量、水含量和骨礦物質含量，使身體成分測量精確度提高。目前，較為準確的間接測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法操作快速簡便，測量成本相對較低，測試過程易控制、無創(chuàng)傷，適合大樣本調查，及幼兒身體成分評估，其準確性也已得到一些研究支持（李珊 等，2019；馬軍 等，2007；Ward，2019）。本研究主要對幼兒體質量、脂肪含量、體脂率、瘦體質量和BMI的發(fā)育特征進行分析。

3.1.1 體質量、瘦體質量及脂肪的發(fā)育

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

此外，本研究中幼兒各年齡體質量均高于沙特同年齡幼兒體質量均值（Shaik et al.，2016），也略高于Olcay（2015）等的研究結果。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），其身體成分會有顯著差異。說明遺傳背景、氣候條件和生活習慣均會對身體成分產生影響，并且國外幼兒身體成分評價標準對于我國兒童可能并不適用，若要建立我國幼兒身體成分評價標準，一定要充分調查全國各地區(qū)的情況。

3.5～6.0歲中，男童體質量增長量是女童的1.12倍，增長率分別是55.9%和49.9%。一般來講，各個年齡段男性瘦體質量均高于女性，女性在整個生命周期內有較多體脂含量。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，幼兒脂肪含量為2.19 kg，每年增長0.46 kg，與以往研究相比偏低，可能是因為樣本所在幼兒園比較重視對幼兒體質量的管理，幼兒在園內能夠得到充足的身體活動。未來的研究應注意抽樣的均衡性，排除與身體成分相關因素的影響。性別差異方面表現(xiàn)出3.5歲時男童低于女童，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)計學意義，但差異的存在可能與該指標個體差異較大，導致標準差偏大有關。

值得注意的是，雖然5.5歲后男童體脂含量反超女童，但結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），說明男童脂肪增長的同時也伴隨較多瘦體質量的增長。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就已經表現(xiàn)出來。在此基礎上，INTERGROWTH-21st項目（Villar et al.，2017）提出，妊娠期34周以后男孩有更多的瘦體質量，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，該結果進一步印證了之前的研究。有研究者認為，兒童青少年身體成分發(fā)育表現(xiàn)出的性別差異，究其機制主要與激素調節(jié)密不可分（黃蕾等，2009；Soriano-Guillén et al.，2016），進入青春期這種差異會更為明顯。

3.1.2 身體質量指數(shù)發(fā)育特征及幼兒超重風險的預測

一般來說，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，3.5歲時BMI為14.59 kg/m2，每年約增長0.25 kg/m2。性別差異也隨年齡增長逐漸增大，4.5歲前女童領先于男童，隨后出現(xiàn)反超，該交叉發(fā)生時間點領先于脂肪，因為男童瘦體質量的發(fā)育也領先于女童，所以用BMI評價幼兒超重肥胖相對片面，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。由于本研究所涉及年齡范圍較窄，因此無法明確判斷其BMI最低點，也不能斷定該人群在3.5歲前是否發(fā)生了AR。研究通常認為，AR發(fā)生時間對成人期肥胖有很強的預測性，但也有學者認為，AR出現(xiàn)的早晚與成年后的脂肪過度蓄積不存在必然關系，只有重聚時既有BMI顯著增長又有體脂堆積現(xiàn)象的個體兒童才有發(fā)展為成年肥胖的風險（季成葉，2010b）。本研究結果顯示，相較于BMI緩慢上升，體脂率并未呈現(xiàn)相同上升趨勢，甚至個別群組有一定程度下降，故體脂率較BMI可能更為準確地反映出幼兒AR現(xiàn)象。因此，精確的幼兒身體成分測試對于準確評價幼兒身體發(fā)育狀況具有重要意義。

3.2 群組效應對體脂率的影響

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

根據(jù)以往研究結果，出生情況、母乳喂養(yǎng)情況、父母體質量和受教育水平等都是幼兒超重肥胖的影響因素。其中，出生體質量和學齡期、青春期及成年肥胖的發(fā)生率呈“倒U”型關系，即過高或過低的出生體質量都會使發(fā)生肥胖的危險率增加（季成葉，2010b）。常銳霞等（2018）在出生體質量與兒童期肥胖的關聯(lián)性系統(tǒng)評價中發(fā)現(xiàn)，高出生體質量的兒童肥胖發(fā)生風險是正常兒童的1.77倍。對于低出生體質量的兒童，由于其在胎兒期長期暴露在熱量缺乏的不良環(huán)境中，機體為了適應不良環(huán)境自動將自身新陳代謝調整至較低水平，即使日后營養(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存起來，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)生風險，且母乳喂養(yǎng)超過6個月效果更為顯著。同時，國內相關調查研究表明，母親受教育程度低是學齡前兒童超重肥胖的主要危險因素（李曉慧等，2011；薛紹兵等，2015）。本研究背景信息調查結果顯示，各群組幼兒出生體質量、BMI及母乳喂養(yǎng)情況均無顯著差異。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)計學意義。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。

正是因為群組效應的存在，當樣本量不夠大時，如果只進行簡單的橫斷面調查，很可能將此類群組效應混淆于年齡效應，最終得到錯誤的發(fā)育特征。因此，今后研究應當擴大樣本量，同時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計得到幼兒身體成分的縱向發(fā)育規(guī)律，雖然可以通過模型的擬合得出各年齡段發(fā)育水平及速度，但是無法具體描繪出幼兒生長發(fā)育過程中的一些起伏和波動。同時，由于對幼兒進行身體成分測試難度較大，本研究的樣本量較小，導致脂肪、體脂率等個體差異較大的指標離散程度偏大，也會對模型擬合的準確度產生一定的影響。

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

4 結論

幼兒體質量、BMI、脂肪、瘦體質量和體內水含量均隨年齡呈線性增長；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，其瘦體質量和體內水含量高于女童，而女童體脂率更高。