學(xué)齡期特發(fā)性中樞性性早熟的影響因素及干預(yù)策略

車曉晴，王沛，李君

1.漯河市中心醫(yī)院兒科，河南 漯河 462000；2.鄭州大學(xué)第三附屬醫(yī)院兒科，河南 鄭州 450000

性早熟是指提前出現(xiàn)性發(fā)育特征的現(xiàn)象，其中特發(fā)性中樞性性早熟(idiopathic central precocious puberty，ICPP)發(fā)病率約80%[1]。因此了解ICPP相關(guān)因素有利于采取相應(yīng)的干預(yù)措施，減少性早熟對身高的影響。目前關(guān)于性早熟的相關(guān)研究較多，但不同地區(qū)調(diào)查結(jié)果不一，參考價值有限[2-3]。本研究以學(xué)齡期ICPP女童為例，分析ICPP兒童的臨床特征及其相關(guān)危險因素，為臨床制定干預(yù)策略提供數(shù)據(jù)支持。

1 資料與方法

1.1 一般資料 選取2019 年2 月至2022 年3 月漯河市中心醫(yī)院收治的108 例學(xué)齡期ICPP 女童為研究組。納入標(biāo)準(zhǔn)：符合ICPP診斷標(biāo)準(zhǔn)[4]；年齡6~12歲；第二性特征出現(xiàn)或月經(jīng)來潮；性器官成熟；家長自愿參加調(diào)查問卷并簽署知情同意書。排除標(biāo)準(zhǔn)：合并器質(zhì)性基礎(chǔ)病者；單純性乳房發(fā)育者；外周性性早熟者；長期攝入外源性激素者；家長對研究存在異議者。同時選取同期于漯河市中心醫(yī)院體檢的健康女童54 例作為對照組。本研究經(jīng)漯河市中心醫(yī)院倫理委員會批準(zhǔn)。

1.2 方法

1.2.1 一般情況 采用調(diào)查問卷方式調(diào)查受檢兒童資料，包括基本人口特征、生活習(xí)慣、居住于城市、使用成人護膚/化妝品、每周電子產(chǎn)品使用時間、喜愛言情類影視劇、每日平均戶外運動時間、每天睡眠時間、經(jīng)常高蛋白飲食、喜食甜食、家庭關(guān)系差、母親初潮年齡，其中采用家庭環(huán)境量表(FES-CV)評定家庭關(guān)系，總分為180 分，分值越高家庭關(guān)系越差，≤50 分記為家庭關(guān)系良好，>50分記為家庭關(guān)系差[5]。

1.2.2 生長發(fā)育評估 針對受檢兒童進行生長發(fā)育評估，包括身高、體質(zhì)量指數(shù)、骨齡、子宮容積、卵巢容積，采用盆腹腔彩超檢查子宮容積、卵巢容積。

1.2.3 性激素檢測 入組時分別抽取受檢者外周空腹靜脈血5 mL，3 500 r/min 分離血清10 min，采用電化學(xué)發(fā)光法檢測黃體生成素(LH)、卵泡刺激素(FSH)、睪酮(T)、雌二醇(E2)、垂體催乳素(PRL)，采用促性腺激素釋放激素(GnRH)試驗判斷，LH/FSH>0.6、LH峰值>5判定為中樞性性早熟[6]。

1.3 統(tǒng)計學(xué)方法 采用Excel 建立數(shù)據(jù)庫，應(yīng)用SPSS24.0 軟件分析數(shù)據(jù)。計量資料呈正態(tài)分布，以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差()表示，組間比較采用t 檢驗；計數(shù)資料比較采用χ2檢驗；采用Logistic 回歸分析影響ICPP的危險因素并建立預(yù)測模型；繪制受試者工作特征曲線(ROC)并計算ROC 下面積(AUC)，用于評價模型對ICPP 發(fā)生的預(yù)測價值。以P<0.05 為差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 兩組兒童的臨床特征比較 與對照組比較，研究組兒童的身高、體質(zhì)量指數(shù)、骨齡、子宮容積、卵巢容積升高，LH、FSH、E2、PRL 水平升高，T 水平降低，差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)，見表1。

表1 兩組兒童的臨床特征比較()Table 1 Comparison of the clinical characteristics between the two groups of children()

表1 兩組兒童的臨床特征比較()Table 1 Comparison of the clinical characteristics between the two groups of children()

組別研究組對照組t值P值例數(shù)108 54身高(cm)148.10±7.19 132.24±6.75 13.503 0.001體質(zhì)量指數(shù)(kg/m2)22.03±2.05 16.18±1.78 17.866 0.001骨齡(歲)11.26±1.32 9.05±1.18 10.397 0.001子宮容積(mL)5.62±1.24 3.28±0.69 12.892 0.001卵巢容積(mL)2.47±0.35 1.78±0.29 12.495 0.001 LH(mIU/mL)4.85±1.02 1.03±0.25 27.078 0.001 FSH(mIU/mL)4.55±0.93 2.51±0.42 15.338 0.001 T(ng/mL)0.57±0.11 0.94±0.22 14.293 0.001 E2(pg/mL)65.74±16.38 31.08±7.36 14.803 0.001

2.2 兩組兒童的一般資料比較 研究組兒童居住于城市、使用成人護膚/化妝品、電子產(chǎn)品使用時間>28 h、喜愛言情類影視劇、每日平均戶外運動時間≤2 h、每天睡眠時間≤8 h、經(jīng)常高蛋白飲食、喜食甜食、家庭關(guān)系差、母親初潮年齡≤12 歲占比高于對照組，差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)，見表2。

表2 兩組兒童的一般資料比較[例(%)]Table 2 Comparison of the general information between the two groups of children[n(%)]

2.3 影響ICPP 的危險因素 以是否發(fā)生ICPP為因變量(未發(fā)生=0，發(fā)生=1)，以單因素分析中差異有統(tǒng)計學(xué)意義的因素作為自變量，采用逐步回歸法進行Logistic 回歸分析，結(jié)果顯示，居住于城市、使用成人護膚/化妝品、電子產(chǎn)品使用時間>28 h、喜愛言情類影視劇、每日平均戶外運動時間≤2 h、每天睡眠時間≤8 h、經(jīng)常高蛋白飲食、喜食甜食、家庭關(guān)系差、母親初潮年齡≤12 歲均是影響ICPP 的危險因素(P<0.05)，見表3。

表3 影響ICPP危險因素的Logistic回歸分析Table 3 Logistic regression analysis of risk factors affecting ICPP

2.4 Logistic 回歸模型對ICPP 的預(yù)測價值 構(gòu)建Logistic 預(yù)測模型為：Log(P)=-6.385+1.944×居住于城市+2.168×使用成人護膚/化妝品+2.714×電子產(chǎn)品使用時間+3.054×喜愛言情類影視劇-1.597×每日平均戶外運動時間-0.512×每天睡眠時間+2.959×經(jīng)常高蛋白飲食+2.880×喜食甜食+2.462×家庭關(guān)系0.596×母親初潮年齡。該模型預(yù)測ICPP 發(fā)生的ROC 曲線，結(jié)果顯示AUC 為0.937 (95%CI：0.888~0.969)，預(yù)測敏感度、特異度分別為87.96%、85.19%，見圖1。

圖1 Logistic回歸模型對ICPP的ROC分析圖Figure 1 Logistic regression model for ROC analysis of ICPP

3 討論

ICPP 發(fā)病機制可能為下丘腦對性激素負(fù)反饋敏感性減退，GnRH過早分泌或釋放過多，加之刺激性激素生成、釋放，可提前發(fā)揮生殖調(diào)控作用[7]。本研究對108 例學(xué)齡期ICPP 女童進行性激素水平、骨齡檢測，發(fā)現(xiàn)ICPP 患兒存在短期內(nèi)身高增長過快，體質(zhì)量指數(shù)、骨齡、子宮容積、卵巢容積較高，LH、FSH、E2、PRL水平較高，T水平較低等體征。

本研究中多因素Logistic 回歸分析發(fā)現(xiàn)，居住于城市、使用成人護膚/化妝品、每周電子產(chǎn)品使用時間>28 h、喜愛言情類影視劇、每日平均戶外運動時間≤2 h、每天睡眠時間≤8 h、經(jīng)常高蛋白飲食、喜食甜食、家庭關(guān)系差、母親初潮年齡≤12 歲是影響ICPP 的危險因素，提示臨床應(yīng)重視上述危險因素以預(yù)防ICPP 發(fā)生。調(diào)查顯示性早熟患兒存在城鄉(xiāng)差異[8]，本研究結(jié)果與之相符，分析原因可能為相較于農(nóng)村，城市醫(yī)療資源相對豐富，加之信息接觸、文化水平等因素影響，家長對兒童生長發(fā)育保健意識較強，導(dǎo)致性早熟檢出率較高。成人化妝品可能含有激素類物質(zhì)，長時間使用成人護膚/化妝品，導(dǎo)致性早熟發(fā)生[9]。在日常生活中應(yīng)監(jiān)督兒童避免使用成人護膚/化妝品。電視、電子產(chǎn)品光照可降低褪黑素水平，促使其對性腺抑制作用減弱，致使性早熟發(fā)生[10]。兒童頻繁觀看言情類影視劇，可增加黃體素、濾泡素釋放量，誘發(fā)性早熟[11]。本研究發(fā)現(xiàn)每周電子產(chǎn)品使用時間>28 h、喜愛言情類影視劇是影響ICPP 的危險因素。日常生活中家長應(yīng)嚴(yán)格規(guī)定兒童電子產(chǎn)品使用時間，限制影視劇類型，避免其接觸性知識相關(guān)內(nèi)容。運動可抑制下丘腦生長抑素分泌，增加垂體促生長素分泌量，促進機體儲存能量釋放[12]。本研究中每日平均戶外運動時間≤2 h 是ICPP 發(fā)生的危險因素。長時間運動可改變促生長素軸，有助于促進生長、成熟正平衡。部分兒童每天睡眠時間≤8 h，可引起機體松果體褪黑素分泌量減少，有利于提前分泌垂體促性腺激素[13]。本研究發(fā)現(xiàn)每天睡眠時間≤8 h兒童發(fā)生ICPP占比高于每天睡眠時間>8 h。家長應(yīng)制定合理作息時間表，督促兒童嚴(yán)格執(zhí)行，在條件允許情況下陪同其進行戶外運動，盡可能延長戶外運動時間。飲食可能是影響ICPP 的重要原因，經(jīng)常高蛋白飲食、喜食甜食兒童，其多余熱量可轉(zhuǎn)變?yōu)橹荆せ顧C體內(nèi)分泌系統(tǒng)，增加脂肪細(xì)胞瘦素，可誘發(fā)性早熟，還可引起兒童肥胖癥[14-15]。本研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)常高蛋白飲食、喜食甜食是ICPP的危險因素。高蛋白飲食、甜食等食品熱量較高，導(dǎo)致兒童生長發(fā)育加速，引起性早熟。因而家長應(yīng)合理調(diào)整兒童飲食結(jié)構(gòu)，全面衡量飲食標(biāo)準(zhǔn)，豐富飲食種類，及時糾正兒童偏食等不良飲食習(xí)慣。家庭沖突可增加兒童心理負(fù)擔(dān)，家庭經(jīng)濟情況可增加兒童學(xué)習(xí)心理壓力，誘發(fā)內(nèi)分泌系統(tǒng)異常，進而增加性早熟發(fā)生風(fēng)險[16]。

本研究還發(fā)現(xiàn)家庭關(guān)系差與ICPP 發(fā)生有關(guān)。家長要改變自身行為方式、教育理念，改善家庭氛圍，減少不良家庭環(huán)境因素對垂體-下丘腦-性腺軸的刺激，進而降低性早熟發(fā)生風(fēng)險。性早熟與家庭遺傳因素有關(guān)，母親初潮年齡≤12歲可增加女童性早熟發(fā)生風(fēng)險[17]。本研究結(jié)果與其相似，母親初潮年齡≤12歲是影響ICPP的危險因素，表明患兒母親可能存在性早熟情況，其與遺傳因素存在關(guān)聯(lián)性。此外，本研究采用ROC 曲線分析Logistic 回歸模型預(yù)測ICPP 的AUC 為0.902，提示根據(jù)高危因素構(gòu)建的Logistic 預(yù)測模型對ICPP發(fā)生風(fēng)險具有可靠預(yù)測價值。

綜上所述，居住于城市、使用成人護膚/化妝品、每周電子產(chǎn)品使用時間>28 h、喜愛言情類影視劇、每日平均戶外運動時間≤2 h、每天睡眠時間≤8 h、經(jīng)常高蛋白飲食、喜食甜食、家庭關(guān)系差、母親初潮年齡≤12 歲是影響ICPP 的危險因素，應(yīng)以存在上述因素者作為重點篩查對象，強化兒童性早熟公共教育，指導(dǎo)家長正確飲食指導(dǎo)，糾正兒童生活習(xí)慣，保持良好家庭氛圍，預(yù)防性早熟發(fā)生。