随着经济和社会的快速发展及中国居民膳食结构和生活方式的改变，中国超重妇女与肥胖孕妇越来越多。对中国2016年14省39家医院的54 827例进行研究显示，按照美国医学研究所(Institute of Medicine,IOM)的标准，中国仅有45%的孕妇孕期体重增加符合标准[1〗。孕期体重增加过多，对母子均有诸多不良影响[2-3]，如巨大儿的发生危险增加等。大量数据显示，我国巨大儿的发生率及婴儿肥胖的比例越来越高。2011年1月—2011年12月对北京地区多家医院(包括北京妇产医院、友谊医院、通州妇幼、大兴妇幼)进行的调查，共采集病例18 396例，其中所调查人群中巨大儿发生率为7.5%[4]。巨大儿会增加剖宫产、肩难产、产后出血及其他并发症的概率，增加产妇的患病风险[5]。同时增加儿童肥胖、儿童期及成人期高血压、Ⅱ型糖尿病、胰岛素抵抗的风险[6]。巨大儿产生的主要生理因素是由于母亲体格过大，孕期摄入过多的蛋白质、碳水化合物等产能营养素。巨大儿最主要的病理因素是由于妊娠期糖尿病、孕母血糖异常导致[7]。由此可见，婴儿期的肥胖应该从母亲孕期开始预防。
母亲孕前及孕期体重控制对降低巨大儿的发生率有重要意义。保证孕前体重指数(body mass index，BMI)在正常范围内，并注意孕期适宜体重增长是目前孕产妇营养保健的重要内容,我国在这方面尚需更多的数据为此提供依据。本研究利用北京某私立医院孕产妇临床数据，分析孕妇不同孕前体重和孕期体重增加值与新生儿出生体重的关联，为制定适宜孕期体重增加值推荐标准提供依据。
对象与方法
1.对象：以系统抽样的方法，选取2015年在北京某私立医院分娩的产妇。入选标准为单胎、足月(孕周37～42周)、中国籍，母亲与婴儿均为健康状况良好，无明显疾病；病例中重要信息完整，包括婴儿性别、出生体重、产妇年龄、孕前BMI、孕期体重记录、国籍、分娩孕周、孕期合并症。排除母亲孕前患严重的心脏病、肝疾病、肾疾病、糖尿病等病史者；新生儿先天畸形及有出生缺陷；双胎或多胎者。最终444名产妇纳入到本研究。
采用回顾性队列研究设计，利用医院产检和分娩病例资料进行回顾性队列研究。将孕前异常BMI、孕期增重异常作为暴露因素。出生为观察终点，主要观察指标为出生体重。将母亲的年龄、孕周、是否高危妊娠、吸烟、饮酒、是否有孕期糖尿病、新生儿性别作为协变量，为共同影响因素。分析母亲孕前BMI、不同孕期增重对新生儿出生体重的影响。
2.指标采集：所有收集及测量的指标均由本院通过统一培训的妇产科医生及护士进行收集及测量。孕期体重测量需去除鞋子和外套，体重秤均采用德国进口赛康SECA-799进行测量。出生体重为出生后1 h内测量，体重为裸重；本研究的出生体重均为婴儿出生时产房所测得的数值，为同一医院、同一产房、同一测量方式。体重秤为德国进口赛康SECA834所测。婴儿取平卧位，称重前对体重秤校正到零点，读取数值精确到0.005 kg。
孕妇指标包括分娩年龄，孕前体重、身高,孕12、16、20、24、28、32、36周及分娩前1周的体重，是否吸烟,是否饮酒，是否有孕期糖尿病，是否属于高危妊娠等。根据收集的指标计算孕前BMI，孕前BMI=孕前体重(kg)/身高(m)2。孕期增重=产前最后一次体重-孕前体重。孕早期增重=孕12周体重-孕前体重。孕中期增重=28周体重-孕12周体重。孕晚期增重=分娩前最后一次所测体重-孕28周体重[8]。孕前超重肥胖相对危险度=孕前超重肥胖组巨大儿发生率/孕前标准体重组巨大儿发生率。孕期增重过多相对危险度=孕期增重过多组巨大儿发生率/孕期增重适宜组巨大儿发生率。
婴儿指标包括婴儿性别、出生体重、出生孕周、出生时Apgar评分。
3.分组：按照世界卫生组织对出生体重的定义，正常范围2 500～3 999 g；出生体重<2 500g的活产新生儿定义为低出生体重儿；出生体重大于等于4 000 g者定义为巨大儿。
按照孕前BMI将产妇分为孕前低体重组(BMI<18.5 kg/m2)、理想体重组(BMI：18.5～24.9 kg/m2)、超重组(BMI：25.0～29.9 kg/m2)、肥胖组(BMI>30.0 kg/m2)[9]。孕期增重的正常范围分别为12.5～18 kg、11.5～16 kg、7～11.5 kg和5～9 kg[10]。按照美国医学研究所对孕期增重的建议，将孕期增重分为孕期增重不足组、孕期增重适宜组、孕期增重过多组，见表1。
4.统计学处理：采用Excel软件进行数据的录入，采用SPSS 20.0软件进行统计分析。计量资料采用
表示，组间差异采用单因素方差分析；计数资料采用百分率表示，组间比较采用趋势χ2检
验。将出生体重作为因变量，将母亲的年龄、孕周、是否高危妊娠、吸烟、饮酒、是否有孕期糖尿病、新生儿性别、孕前BMI、孕期总增重、孕早期增重、孕中期增重、孕晚期增重为自变量，进行多重线性回归分析。P<0.05为差异有统计学意义。
表1 孕期增重不足、增重适宜、增重过多的界定[10]
结果
1.一般情况：孕妇平均年龄(31.5±4.7)岁，平均身高(164.9±5.2)cm，孕前平均体重(55.5±8.3)kg，孕前平均BMI为(20.4±3.0)kg/m2，分娩前平均体重(69.9±9.1)kg，平均孕周为(39.4±0.9)周，平均孕期增重为(14.7±6.4)kg。新生儿平均出生体重(3340.3±380.2)g。低体重儿4人，占0.9%(4/444)；正常体重儿417人，占93.9%(417/444)；巨大儿23人，占5.2%(23/444),见表2。
2.孕前BMI对新生儿出生体重的影响：按照孕前BMI进行分组，将孕前低体重组117人(占26.3%)与孕前超重组肥胖组35人(占7.9%)作为暴露组，孕前理想体重组292人(占65.8%)作为非暴露组。随着孕前BMI的增加，新生儿平均出生体重增加，巨大儿发生率明显增加，出生正常体重儿发生率也随之降低，差异均有统计学意义，见表2。孕前超重肥胖组新生儿平均体重明显高于孕前理想体重组，巨大儿发病率是孕前理想体重产妇分娩巨大儿概率的2.0倍(RR=2.0)。孕前低体重组新生儿平均体重低于理想体重组，差异有统计学意义。
表2 孕前不同BMI组新生儿出生体重情况
注：*P<0.05
3.孕期增重对新生儿出生体重的影响：按照美国IOM孕期增重推荐值进行分组，将孕期增重过少组104人(占23.4%)与孕期增重过多组137人(占30.9%)作为暴露组，孕期增重适宜组203人(占45.7%)作为非暴露组。孕期增重过多组巨大儿发生率显著高于适宜组，是其2.3倍(RR=2.3)。孕期增重不足组新生儿平均体重则明显低于增重适宜组，差异有统计学意义。新生儿出生体重随孕期增重而增加，见表3。
表3 不同孕期增重组新生儿出生体重情况
注： **P<0.01
4.新生儿性别对出生体重的影响：444名新生儿中213名男孩，231名女孩。男孩平均出生体重明显高于女孩。男孩巨大儿发生率高于女孩。男孩是巨大儿的危险因素，见表4。
表4 出生体重与性别之间的关系
注：**P<0.01
5.多元线性回归：利用回归方法，设定这些变量之间存在统计线性关系，建立多元线性回归模型为：y=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+b8X8+b9X9+b10X10+b11X11+b12X12，其中y为新生儿出生体重，X分别为孕周、婴儿性别、妊娠糖尿病、高危妊娠、吸烟、饮酒、孕期总体重增长、孕前BMI、孕早期体重增长、孕中期体重增长、孕晚期体重增长、母亲年龄。分析方法采用进入法，根据方差分析结果方程显著水平为0.000，该模型具有统计学意义。根据多元线性回归结果, 孕周、新生儿性别、孕前BMI、孕中期体重增长、母亲年龄对新生儿出生体重的影响有统计学意义，对新生儿出生体重贡献从大到小依次为孕周、孕前BMI、新生儿性别、孕中期增重、母亲年龄(表5)。可得到回归方程为y=-2256.7+120.6×孕周-148.0×新生儿性别+9.3×妊娠糖尿病-46.8×高危妊娠+5.3×吸烟-70.1×酗酒+1.7×孕期总体中增长+28.6×孕前BMI+10.2×孕早期体重增长+18.4×孕中期体重增长+6.9×孕晚期体重增长+8.9×母亲年龄。
表5 影响新生儿出生体重的多元线性回归
讨论
本研究发现，孕前超重肥胖组巨大儿发生率是孕前理想体重组巨大儿发生率的2.0倍。孕期增重过多组巨大儿发生率是孕期增重适宜组巨大儿发生率的2.3倍。男孩巨大儿发生率为(9.4%)明显高于女孩(1.3%)，与1996—2010年北京地区11 006例新生儿出生体重研究[11]及4 144例唐山薛书霞[12]的研究结果一致。同时，多元线性回归也显示，新生儿性别、孕前BMI、孕中期体重增长、孕周都是影响新生儿出生体重的重要因素。在本研究中未能发现妊娠期糖尿病对出生体重影响，与其他部分研究[13]略有差异。主要原因可能在于妊娠期糖尿病的诊断标准不同导致的。本研究关于孕妇吸烟、饮酒、高危妊娠等因素与出生体重未见差异，可能由于样本量较小，仅有12人(占2.7%)吸烟及7人(占1.6%)饮酒，应增加样本量进行进一步研究。
本研究不足在于对象来源于北京市某私立医院，研究中未能收集产妇家庭经济收入及本人教育情况相关资料。推测研究对象的教育水平和经济状况可能高于北京市整体水平。所得新生儿巨大儿比率略低于北京市平均水平，可能由于本医院正在进行的一些孕期体重控制和营养咨询项目有关。本研究数据来自于一所私立医院，可能会降低研究结果的人群代表性和外推说服力。
孕前超重肥胖、孕期增重过多及男孩是巨大儿发生的危险因素。因此，应加强备孕女性和孕期健康教育的力度，将孕前BMI及孕期增重控制在合理范围内，尤其是孕中期增重尤为重要，从而促进母婴健康。
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