调查结果
我们根据研究的14个结果组织了我们的结果。对于每一个结果,我们都考虑了母亲的大小和营养、新生儿的大小、婴儿和儿童的大小以及生长情况。对于八种结果,我们从队列中提供了新的信息。显示了研究地点暴露和结果变量的描述性统计。巴西的营养不良率往往最低,危地马拉的营养不良率最高。印度的出生体重最低,宫内生长受限最高。在比较成人结果时,应该注意到南非参与者仍处于青少年晚期。
表2
| 巴西(佩洛塔斯)
| 危地马拉(4个村庄)
| 印度(新德里)
| 菲律宾(宿务)
| 南非(索韦托)
|
---|
| 男性 | 雌性 | 男性 | 雌性 | 男性 | 雌性 | 男性 | 雌性 | 男性 | 雌性 |
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暴露变量 | | | | | | | | | | |
母亲身高(cm) | 156·5 (6·2) | 156·4 (5·9) | 149·1 (5·3) | 149·0 (5·2) | 不适用 | 不适用 | 150·6 (5·0) | 150·5 (5·0) | 158·7 (11·2) | 158·5 (6·6) |
出生体重(kg) | 3·25(0·57) | 3·13(0·55) | 3·10(0·51) | 3·00(0·50) | 2·89(0·44) | 2·79(0·38) | 3·03(0·43) | 2·98(0·41) | 3·13(0·51) | 3·04(0·50) |
出生体重(<2500克) | 8·0% (7·0–9·0) | 10·1% (9·0–11·2) | 8·8% (6·4–11·2) | 10·6% (7·8–13·4) | 16·6% (14·0–19·2) | 19·9% (16·7–23·3) | 10·8% (7·4–10·9) | 9·2% (8·8–12·8) | 9·1% (7·5–10·7) | 11·4% (9·6–13·2) |
IUGR(%) | 15·3% (13·9–16·7) | 14·4% (13·0–15·8) | 34·0% (29·4–38·6) | 27·9% (23·2–32·6) | 39·8% (36·2–43·4) | 40·0% (35·7–44·3) | 22·3% (20·2–24·3) | 20·1% (18·0–22·2) | 15·1% (13·1–17·1) | 12·7% (10·9–14·5) |
年龄体重*(Z分数) | 0·05(1·13) | 0·14(1·03) | −1·73(0·98) | −1·73(1·01) | −1·48(1·07) | −1·41(1·08) | −1·68(0·96) | −1·68(0·99) | −0·54(1·32) | −0·34(1·19) |
年龄体重*(<−2Z分数) | 3·6% (2·9–4·3) | 2·6% (2·0–3·2) | 35·6% (31·4–39·8) | 37·9% (33·3–42·5) | 32·3% (29·1–35·5) | 27·0% (23·4–30·6) | 35·3% (32·4–38·2) | 36·6% (33·5–39·8) | 12·2% (9·5–14·9) | 8·0% (5·9–10·2) |
身高-年龄*(Z分数) | −0·78(1·28) | −0·61(1·20) | −3·26(1·10) | −3·15(1·01) | −1·97(1·18) | −1·90(1·12) | −2·59 (1·12) | −2·50 (1·10) | −1·43 (1·31) | −1·16 (1·19) |
身高-年龄*(<−2Z分数) | 16·3% (14·9–17·7) | 11·6% (10·3–12·9) | 87·4% (84·4–90·4) | 86·3% (83·0–89·6) | 49·4% (46·0–52·8) | 43·4% (39·4–47·4) | 69·0% (66·2–68·9) | 65·6% (62·5–68·9) | 29·9% (26·1–33·7) | 22·9% (19·5–26·3) |
结果(青少年和成人) | | | | | | | | | |
高度(cm) | 173·7 (6·9) | 160·7 (6·2) | 162·8 (6·1) | 150·7 (5·6) | 169·7 (6·3) | 154·9 (5·7) | 163·1 (5·9) | 151·2 (5·5) | 166·3 (8·1) | 158·7 (6·2) |
受教育年限(年) | 9·0 (3·2) | 9·8 (3·1) | 5·4 (3·5) | 4·5 (3·2) | 13·1 (3·4) | 13·9 (3·1) | 9·9 (3·4) | 11·2 (2·8) | 9·6 (3·7) | 10·1 (0·9) |
月收入(log US$)† | 5·1 (0·7) | 4·8 (0·7) | 5·3 (0·9) | 3·7 (1·8) | 17·2%‡ | 18·7%‡ | 不适用 | 不适用 | 不适用 | 不适用 |
子代出生体重(kg) | 3·16(0·63) | 3·09(0·56) | 2·94(0·45) | 2·93(0·45) | 2·82(0·50) | 2·85(0·55) | 不适用 | 2·95(0·52) | 不适用 | 不适用 |
体重指数(kg/m2) | 23·8 (4·1) | 23·5 (4·6) | 24·7 (3·6) | 26·9 (4·8) | 24·9 (4·3) | 24·6 (5·1) | 21·0 (3·1) | 20·2 (3·1) | 19·7 (3·4) | 22·1 (4·4) |
BMI(≥25 kg/m2) | 30·6% (28·7–32·5) | 27·0% (25·1–28·9) | 41·1% (37·2–45·0) | 62·3% (58·7–65·9) | 47·0% (43·7–50·3) | 45·4% (41·6–49·3) | 7·5% (5·9–9·1) | 9·7% (8·0–11·5) | 12·8% (10·4–15·2) | 29·5% (26·4–32·6) |
BMI(≥30 kg/m2) | 7·5% (6·4–8·6) | 9·1% (7·9–10·3) | 8·9% (6·7–11·1) | 23·9% (20·7–27·1) | 9·5% (7·6–11·4) | 13·1% (10·5–15·8) | 1·1% (0·4–1·7) | 2·0% (1·2–2·9) | 3·6% (2·3–4·9) | 9·1% (7·1–11·1) |
血浆葡萄糖(mmol/L)§ | 5·54(0·83) | 5·27(0·79) | 5·17 (0·73) | 5·27 (1·59) | 5·37 (1·21) | 5·29(1·18) | 5·66(0·52) | 5·52 (0·51) | 不适用 | 不适用 |
收缩压(毫米汞柱) | 123·5 (14·4) | 111·3 (13·0) | 116·8 (11·4) | 108·5 (13·0) | 118·3 (11·3) | 106·7 (11·0) | 111·8 (10·8) | 99·3 (9·9) | 113·4 (25·3) | 108·8 (19·7) |
参与者人数¶ | 445–3035 | 843–2873 | 348–921 | 356–878 | 719–876 | 513–626 | 912–1079 | 762–953 | 558–1184 | 577–1251 |
高度
在整个生长期内,获得的高度受到遗传和环境因素的影响。线性生长障碍主要局限于宫内期和生命的头几年,是由饮食不足和频繁感染引起的。19
母亲身材矮小和母亲营养储备不足与宫内发育迟缓风险增加有关。1,20来自低收入和中等收入国家的几项研究报告称,成人身高与出生体重呈正相关9,21–24和长度。9,21,23出生时身高增加1厘米与成人身高增加0·7–1厘米有关。9,21–24
除非儿童期存在代偿性生长(所谓追赶性生长),否则早期生长障碍将导致成人身高下降,这在一定程度上取决于延长生长期的成熟延迟程度。由于低收入和中等收入国家的成熟延迟通常短于2年,25只有一小部分增长失败得到了补偿。在危地马拉,26几乎没有证据表明3岁后会出现追赶性生长,但在塞内加尔,尽管儿童发育严重迟缓,但成年人的身高仅比参考身高矮约2厘米。27在这两个国家,5岁以下发育迟缓和未发育迟缓儿童的身高差异在成年后基本保持不变。那些生活在儿童营养不良环境中的人往往会变成矮小的成年人。9,24,25生活条件的改善,如通过收养带来的改善,可以触发追赶性增长,但对幼儿来说效果更为明显。25, 28
危地马拉的数据表明,宫内和产后早期对成人身高下降的影响大致相同。29因为怀孕和早期生活中的营养干预可以减少发育迟缓,26, 30这些干预措施可能会导致成人身高增加。31
我们五个队列的身高数据分析如所示网络表1a和b和网络图1a–f、和总结于.
表3
五项队列研究的汇总调整结果汇总:身高、受教育程度、收入/资产、子女出生体重、体重指数、血压和血糖浓度¶
| 男性
| 雌性
| 两性
|
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| 合并估算(范围) | 第页* | 合并估算(范围) | 第页* | 合并估算 | 第页* |
---|
高度(cm) |
母亲身高†(厘米) | 0.47(0.16至0.59) | <0·0001 | 0.51(0.46至0.54) | <0·0001 | 0·50 | <0·0001 |
出生体重(kg) | 3.25(2.72至4.19) | <0·0001 | 3.25(3.06至3.64) | <0·0001 | 3·25 | <0·0001 |
宫内发育迟缓(是/否) | −2·17(−3·32至−1·44) | <0·0001 | -2·32(-2·60至-1·78) | <0·0001 | −2·24 | <0·0001 |
2年WAZ(Z分数) | 2.75(1.83至2.86) | <0·0001 | 2.63(1.73至2.81) | <0·0001 | 2·69 | <0·0001 |
2年HAZ(Z分数) | 3.26(3.13至3.31) | <0·0001 | 3.22(2.92至3.50) | <0·0001 | 3·24 | <0·0001 |
学校教育(年) |
2年BAZ(Z分数) | 0·20(−1·39至0·51) | 0·03 | 0.17(−0.39至0.40) | 0·08 | 0·18 | 0·06 |
母亲身高†(厘米) | 0.02(0.00至0.07) | 0·04 | 0·02(0·01至0·06) | <0·0001 | 0·02 | <0·0001 |
出生体重(kg) | 0.39(0.16至0.48) | <0·0001 | 0·25(−0·06至0·68) | <0·0001 | 0·30 | <0·0001 |
宫内发育迟缓(是/否) | −0.18(−0.39至0.16) | 0·10 | −0.25(−0.52至0.28) | 0·003 | −0·23 | 0·001 |
2年WAZ(Z分数) | 0.51(0.21至0.59) | <0·0001 | 0·52(−0·02至0·57) | <0·0001 | 0·52 | <0·0001 |
2年HAZ(Z分数) | 0.48(0.32至0.51) | <0·0001 | 0.53(0.03至0.56) | <0·0001 | 0·50 | <0·0001 |
2年BAZ(Z分数) | 0·09(−0·57至0·37) | 0·51 | 0·16(−0·03至0·33) | <0·0001 | 0·16 | 0·02 |
第一胎婴儿的出生体重‡(g) |
母亲身高†(厘米) | | | 7·0(2·5至11·9) | 0·02 | | |
出生体重(kg) | | | 208·0(190至294) | <0·0001 | | |
宫内发育迟缓(是/否) | | | −126·7(−174至−44) | 0·002 | | |
2年WAZ(Z分数) | | | 74·7(31至94) | <0·0001 | | |
2年HAZ(Z分数) | | | 78·5(43至98) | <0·0001 | | |
2年BAZ(Z分数) | | | 14·5(-2至39) | 0·37 | | |
体重指数(kg/m2) | | | | | | |
母亲身高†(厘米) | 0.01(−0.01至0.05) | 0·15 | 0·01(0·00至0·02) | 0·39 | 0·01 | 0·09 |
出生体重(kg) | 0.71(0.01至1.02) | <0·0001 | 1.3(0.91至2.21) | <0·0001 | 0·87 | <0·0001 |
宫内发育迟缓(是/否) | -0.50(-0.82至0.03) | <0·0001 | −0.76(−1·42至−0·38) | <0·0001 | −0·60 | <0·0001 |
2年WAZ(Z分数) | 0·90(0·39至1·26) | <0·0001 | 0.95(0.66至1.35) | <0·0001 | 0·92 | <0·0001 |
2年HAZ(Z分数) | 0.42(0.06至0.63) | <0·0001 | 0.38(0.13至0.84) | <0·0001 | 0·40 | <0·0001 |
2年BAZ(Z分数) | 0.74(0.33到1.13) | <0·0001 | 0.93(0.68至1.14) | <0·0001 | 0·81 | <0·0001 |
葡萄糖浓度‡(对数/毫摩尔/升) | | | | | | |
母亲身高†(厘米) | 0.067(0.033至0.182) | 0·11 | −0.011(−0.113至0.082) | 0·81 | 0·031 | 0·31 |
调整后的母亲身高§(厘米) | 0·034(−0·019至0·184) | 0·45 | 0.005(-0.109至0.104) | 0·92 | 0·020 | 0·56 |
出生体重(kg) | -0.001(-0.018至0.004) | 0·84 | −0.009(−0·012至−0·005) | 0·08 | −0·004 | 0·18 |
调整出生体重§(千克) | −0·005(-0·028至-0·002) | 0·28 | −0·013(-0·024至-0·010) | 0·01 | −0·009 | 0·01 |
宫内发育迟缓(是/否) | −0·006(-0.016至-0.003) | 0·30 | -0.005(-0.028至0.006) | 0·36 | −0·005 | 0·17 |
调整后宫内发育迟缓§(是/否) | -0.004(-0.020至0.000) | 0·43 | −0.003(−020至0.014) | 0·65 | −0·004 | 0·38 |
2年WAZ(Z分数) | 0.001(−0.007至0.014) | 0·65 | −0.002(−0·011至0·000) | 0·38 | 0·000 | 0·79 |
调整后2年WAZ§(Z分数) | −0.005(−010至006) | 0·05 | −0.005(−0·019至−0•002) | 0·05 | −0·005 | 0·005 |
2年HAZ(Z分数) | 0.003(−0.004至0.015) | 0·15 | −0.002(−0·010至0·005) | 0·26 | 0·000 | 0·76 |
2年调整的HAZ§(Z分数) | −0.002(−0.008至0.010) | 0·50 | −0·004(-0·016至-0·002) | 0·13 | −0·003 | 0·13 |
2年BAZ(Z分数) | −0.001(−0.003至0.005) | 0·69 | 0·000(−0·013至0·003) | 0·92 | −0·001 | 0·72 |
调整后的2年BAZ§(Z分数) | −0.003(−0.006至0.005) | 0·16 | -0.004(-0.018至-0.001) | 0·09 | −0·004 | 0·03 |
收缩压(毫米汞柱) | | | | | | |
母亲身高†(厘米) | 0.10(0.04至0.19) | 0·03 | 0·06(0·02至0·24) | 0·10 | 0·08 | 0·07 |
调整后的母亲身高§(厘米) | −0.01(−0.10至0.04) | 0·85 | −0.04(−0.09至0.10) | 0·38 | −0·02 | 0·45 |
出生体重(kg) | -0.54(-0.86至1.24) | 0·18 | 0·11(−0·51至3·16) | 0·79 | −0·22 | 0·43 |
调整出生体重§(千克) | −2·04(−3·81至−0·28) | <0·0001 | −1·46(−1·82至0.03) | <0·0001 | −1·76 | <0·0001 |
宫内发育迟缓(是/否) | −0·26(−1·76至3·28) | 0·58 | −0·03(−1·40至1·17) | 0·95 | −0·16 | 0·65 |
调整后宫内发育迟缓§(是/否) | 0.68(-0.57至6.77) | 0·13 | 0.93(-0.87至1.78) | 0·05 | 0·79 | 0·02 |
2年WAZ(Z分数) | 0.98(0.55至1.86) | <0·0001 | 0.68(-0.07至1.70) | <0·0001 | 0·83 | <0·0001 |
调整后2年WAZ§(Z分数) | −0.72(−1·10至−0·30) | 0·001 | -0.45(-0.92至0.72) | 0·039 | −0·59 | <0·0001 |
2年HAZ(Z分数) | 0.96(0.62至2.93) | <0·0001 | 0.61(-0.17至2.09) | 0·001 | 0·79 | <0·0001 |
2年调整的HAZ§(Z分数) | -0.08(-0.96至0.53) | 0·68 | −0.02(−1.67至2.67) | 0·92 | −0·05 | 0·71 |
2年BAZ(Z分数) | 0.27(-1·02至0.98) | 0·16 | 0·30(−0·02至0·65) | 0·13 | 0·29 | 0·04 |
调整后的2年BAZ§(Z分数) | −0·76(−1·26至−0·22) | <0·0001 | −0·48(−1·19至0·11) | 0·01 | −0·63 | <0·0001 |
粗略结果和调整后的结果大致相同(网络表1a和b). 母体身高每增加1厘米,成年后代体重增加约0.5厘米;唯一的异常值是来自南非的男性青少年,他们还没有达到成年身高,这可能会减弱这种联系(系数0.16厘米)。出生体重(每公斤3.3厘米)、宫内生长受限(缩短2.2厘米)、2岁时体重超过年龄(每公斤2.7厘米Z得分),2岁时身高(3.2cm/Z分数)。比较影响大小时,值得注意的是,出生体重的标准偏差约为500克()因此,1公斤的差异相当大。2岁时与体重指数的相关性要弱得多(0.2厘米/Z分数),由于不清楚的原因,各国差异很大,危地马拉的系数为负。
网络图中显示了所有风险敞口的汇总结果,以及.显示了相应的分类分析。不同研究之间以及男性和女性之间存在显著的相似性。1Z2岁时,男孩的身高或身高得分为3.1厘米,女孩为3.2厘米。因为成人身高差异与1的差异相关Z2岁时的得分也为3.2cm,我们的结果表明,前2年观察到的差异平均会持续到成年。这一发现与所有社会记录的随儿童营养不良程度降低而身高增加的长期趋势研究一致。32
2年树龄对高度影响的森林样地
身高-年龄单位变化的平均变化Z2年时得分。
在五个队列中,男性(A)和女性(B)根据2岁时的身高获得身高
已完成学业和教育成绩
营养不足会对大脑造成直接的结构损伤,并损害婴儿的运动发育,从而影响认知发育33以及探索行为。34长期影响可以通过结构和功能适应产生;早期赤字持续存在,部分原因是贫困环境中缺乏补救机会;并通过改变个人处理学习的方式。35
出生体重与儿童的认知能力呈正相关,但随着时间的推移,环境因素的影响削弱了这种关联。36对来自高收入国家的九项调查青少年结果和六项成人结果的研究进行的回顾表明,宫内生长受限对认知表现几乎没有或根本没有可测量的影响。37
危地马拉的研究38,39和津巴布韦40报告幼儿成长与教育之间的长期关系。在危地马拉,2岁时的身高和头围(但不是出生时的大小)与成年女性的教育成就呈负相关。29在宿务,2岁时发育迟缓与入学延迟、留级率和辍学率增加、小学和中学毕业率下降以及学校表现下降有关。41在危地马拉,儿童早期补充食物使女性的受教育年限提高了1.2年,男性和女性的考试成绩也有所提高。42在津巴布韦,3岁时身高与年龄的差距为3.4厘米,这几乎与额外的学业成绩有关。40
尽管很少有从儿童到成人年龄的后续研究,但大量证据表明,发育迟缓与低收入和中等收入国家儿童目前或以后的认知能力或学业表现之间存在关联。在所审查的18项横断面研究中,只有三项没有报告与身高年龄有显著相关性。排除对因严重营养不良入院儿童的研究,五分之四的纵向研究报告称,身高可以预测未来生活中的学校或认知测试表现。对菲律宾、牙买加、秘鲁和印度尼西亚的纵向数据以及巴西和南非的新数据进行的重新分析表明,12个月至36个月的发育迟缓预示着认知能力较差和/或初中成绩较低。43
对受教育程度的分析如所示网络表2a和b和网络图2a–f,总结于南非的数据未纳入汇总估计数,因为大多数15岁儿童仍在上学。几乎所有营养不良指标都与教育成绩较低有关。
在多项分析中(网络表2a和b),混杂因素的调整降低了粗糙影响的程度。调整后,受教育程度的正向预测因子最强的是身高(约0.50年/年)Z分数;)和体重超过年龄(0.52岁/Z分数)。对于出生体重,每1公斤(大约2公斤Z分数)与额外0·30年的受教育年限相关。宫内生长受限表现出相反的相关性,而与孩子的体重、年龄和母亲身高的相关性则弱得多。这些结果与最近的分析一致。43,44
2岁时身高对受教育程度影响的森林样地
身高-年龄单位变化的平均变化Z2年时得分。
收入和资产
贫穷既是人类发展不良的原因,也是其结果,目前正在促进对儿童营养的投资,将其作为一项经济发展战略。40,45–47如前所述,改善儿童营养可以提高认知能力和学校教育。它还可以通过减少瘦体重(包括较短的身高)和减少需要体力劳动的工作的生产率来影响成年人的收入。在危地马拉的试验中,营养干预导致了体型的增加和工作能力的提高。31,48
这些有形和智力人力资本指标反过来又与收入的增加有关。成年人的身高与收入呈正相关,即使在城市环境中,甚至在教育调整后也是如此。49上学的经济回报是可观的;对中美洲来说,再多上一年学,终身收入就会增加12-14%,50巴西的估计效果大致相同。51在中国,早年遭受饥荒与身材矮小和收入低有关。52危地马拉男性在3岁之前(而不是3岁之后)接触营养改善与小时工资增加有关。对于0至2年的暴露,每小时增加0.67美元(95%置信区间0.16–1.17),相当于平均工资增加46%。53
唯一一项表明婴儿期增长与成人收入之间存在直接关联的研究是在高收入国家芬兰进行的。54巴西和危地马拉有成人收入水平数据,印度有家庭资产数据(网络表3). 我们没有尝试进行汇总分析。巴西和危地马拉没有独立收入的个人被排除在外,但当他们被包括在内时,也得到了类似的结果。
危地马拉和巴西的收入水平大致相同,尽管巴西的人群刚刚进入劳动力市场(). 在大多数情况下,混淆调整导致影响估计值降低(网络表3a和b). 大多数营养不良指标与巴西的收入较低和印度的资产较少有关,但在危地马拉,很少有显著的关联。男性最一致的结果是身高:1Z得分与巴西(p<0.0001)和危地马拉(p=0.07)收入增长8%以及印度家庭资产增长0.27(p<00001)有关。与体重的关联不太一致。
女性的工资大大低于男性(). 巴西和危地马拉(分别为8%和25%)的女性身高与收入之间以及印度的资产数量之间存在显著的关联。在巴西和印度,体重与年龄也有积极关系。在这三个国家中,体重指数与收入或资产均无关。
下一代的出生体重
母亲的体型与新生儿的体型密切相关。55如上所示,营养不良的女孩往往成为矮小的成年人,因此更有可能生小孩。然而,低收入和中等收入国家关于营养不良代际影响的证据很少。
Ramakrishnan及其同事56研究表明,母亲的出生体重每增加100克,她的孩子的出生体重就会增加10-20克,但研究主要在高收入国家进行。在危地马拉,母亲出生体重每增加100克,出生体重就会增加29克,母亲出生长度每增加1厘米,出生长度就会增加0.2厘米。56在印度,母亲出生体重是子女出生体重的一个强有力的预测因素,即使对母亲成年后的体重进行了调整。20
在危地马拉,对母亲在儿童时期参与营养补充剂试验的3岁以下儿童的体重和身高进行了评估。57接受蛋白质能量补充剂的女性所生的孩子平均比接受低能补充剂母亲的孩子高0.8厘米(95%可信区间0.16–1.44)。
除南非外,所有地点都有长子出生体重的数据(网络表4,、和). 营养不良与下一代出生体重降低有关。对混杂因素的调整导致粗效应大小减少了约10-20%。每出生1公斤体重,后代的出生体重就会增加208克,约为每出生100克Z母亲出生体重得分。母体宫内生长受限与127克的总减少量相关,体重-年龄和身高-年龄(而非体重-体重-年龄)与70-80克/Z分数(). 母亲的身高和孙子的出生体重之间有着微小的联系。
2岁时身高对后代出生体重影响的森林样地(仅限雌性)
身高-年龄单位变化的平均变化Z2年时得分。
2岁时身高对体重指数影响的森林样地
身高-年龄单位变化的平均变化Z2年时得分。
体重指数、身体成分和肥胖
孕期母亲的营养状况可能会通过胎儿瘦肉体重的长期不足而影响后代的体型和组成,58改变下丘脑-垂体-肾上腺轴的敏感性59影响食欲和体力活动,60,61或通过母体饮食的特定成分对基因表达的作用。62,63
来自低收入和中等收入国家的四项研究表明,胎儿营养不良主要导致瘦肉而非脂肪的长期不足。64新德里(印度)9和危地马拉,29出生体重与成年男性和女性的瘦体重呈正相关,但与脂肪量或皮褶总数呈正相关9只有女性。出生长度与成年人的瘦体重和皮褶总和(印度男性和女性)、脂肪体重(危地马拉男性和妇女)、无脂体重(危地马拉男子)和体脂百分比(危地马拉妇女)呈正相关。在巴西,18岁男性的出生体重与瘦体重相关。65在上海成年人中,体重小于2.5公斤或大于3.5公斤的人的腰围高于分布中间的人。66这种双峰分布与两种不同的途径是一致的,即营养不足和孕妇肥胖或妊娠糖尿病,这两种途径会影响较大婴儿的风险,67,68这不是本次审查的一部分。
关于出生体重和脂肪分布之间的联系,目前几乎没有数据。一项主要来自欧洲研究的证据综述报告称,在调整成人体重指数的情况下,较低的出生体重与以肩胛下肌与三头肌皮褶比为代表的中心性肥胖有关,在某些情况下,与腰臀比有关。64来自新德里的男女9来自宿务的男性,21出生体重和出生长度与皮褶率呈负相关。在新德里的成年人中,出生体重与腰围臀围比无关,但相比之下,危地马拉女性的出生体重与成年腰围臀围比呈正相关。9, 29
婴儿体型和生长与肥胖风险的关系69–71重点放在体重超标而非营养不良的儿童身上,对成年人或低收入和中等收入国家的人进行的研究很少。在几乎所有的研究中,较大的体型和增长率与晚年肥胖风险的增加直接相关。相比之下,生命最初2年的线性生长迟缓与成年期较低的瘦体重有关。在危地马拉,2岁时长度差异为1个标准偏差,与成人无脂体重的效应大小接近0.5个标准偏差有关。29在德里,婴儿期体重指数的增加与成年人的瘦体重比脂肪体重更密切相关。9然而,在巴西,18岁男性在出生后的前2年体重增加与瘦体重相关,而随后的体重增加则与脂肪体重相关。65
在危地马拉成年人中,儿童早期发育迟缓与较低的成人体重指数相关,但在调整了总体肥胖和混杂因素后,中心肥胖症更严重。72然而,在新德里的成年人中,先前的发育迟缓与总体或中枢性肥胖无关9或者在牙买加17-18岁。73
网络表5a和b,、和网络图3a–f显示body-mass指数分析,以及提供了摘要。粗略结果和调整后的结果大致相同。与宫内生长受限呈负相关,与母亲身高无关。成人体质量指数与出生体重、体重与年龄、2岁时的体质量指数呈显著正相关,与身高与年龄相关性较小(). 危地马拉男性在大多数暴露中表现出不同的模式。
血脂
宫内营养不良和早期生长模式会导致代谢和生理规划,终生影响心血管疾病的风险。不健康的血脂谱可能是这些关联的潜在机制,74动物研究也支持了这一观点。75肝脏微观结构的变化可以调节这种效应。76
高收入国家对新生儿大小和血脂浓度进行了三次系统审查。77–79最近的研究79报告了每公斤出生体重的总胆固醇−1·39毫克/升(95%CI−1·81至−0·97毫克)的综合估计值。在小型研究和婴儿期发现了更强的相关性。一些研究报告了分数和甘油三酯,但这些关联大多为零,至于总胆固醇,反向关联在小型研究中最为常见。79显示肝脏大小的腹围比出生体重、,74但这种关联的数据很稀少。
有五项来自低收入和中等收入国家的研究。在南非,宫内生长受限与20岁时的血脂浓度无关。80在北京45岁人群中,调整性别和成人体重指数后,低出生体重与甘油三酯升高和高密度脂蛋白胆固醇降低有关。81在危地马拉,24岁时出生体重与血脂无关;在男性中,总胆固醇和低密度脂蛋白胆固醇呈相反趋势,具有临界意义。82冈比亚研究83评估了营养缺乏季节(即饥饿季节)和收获季节出生的男性(平均年龄36岁)的脂质浓度,并报告总胆固醇、高密度脂蛋白或低密度脂蛋白胆固醇或甘油三酯没有差异。在巴西,18岁男性的出生体重与总胆固醇、胆固醇组分或甘油三酯无关(奥尔塔BL、佩洛塔斯联邦大学、个人交流)。
综述表明,对成人营养状况的调整增加了出生体重和血脂的负相关,这表明出生后的生长起着重要作用。84巴西的研究表明,出生体重与体重无关,但2至4岁之间的快速体重增加与18岁时VLDL胆固醇和甘油三酯浓度的增加有关(Horta BL,个人交流)。然而,危地马拉唯一的随机试验并不符合这一发现;宫内或36个月大的儿童在成年后甘油三酯较低,高密度脂蛋白胆固醇较高(仅限男性)。7岁之前任何年龄段的营养改善与总胆固醇或低密度脂蛋白胆固醇无关。85幼儿饮食中的特定成分,如母乳,可能会起作用。86
胰岛素抵抗与2型糖尿病
2型糖尿病是胰岛素抵抗和胰岛素分泌衰竭的综合结果。所谓节俭表型假说87提出营养不足的胎儿和婴儿会发生变化(减少瘦组织生长和胰岛素敏感性,皮质醇轴上调,胰腺发育受损),从而导致晚年糖尿病。来自动物的有力证据表明,母亲的饮食缺乏会导致后代出现糖尿病和胰岛素抵抗。60,88,89
已发表的研究表明,母亲的体型和营养对胰岛素抵抗和2型糖尿病的影响存在不一致的证据。在印度,较低的糖耐量与较高的母亲体重相关90但中国的母亲体重指数较低。81在危地马拉试验中,空腹血糖与母亲的体型或营养补充无关,39, 82, 85或冈比亚的出生季节。83
来自高收入国家的所有研究表明,低出生体重与晚期2型糖尿病和胰岛素抵抗有关。22,91肥胖者的风险最大,调整成人体重指数会持续加强与低出生体重的联系,这表明体重增加对以后的生活有重要影响。出生体重过高会增加患糖尿病的风险,22,92这与怀孕期间的孕妇糖尿病有关。来自低收入和中等收入国家的三项研究(均按成人体重调整)表明,低出生体重人群的葡萄糖浓度较高,10,80,81然而,这两项未经调整的研究显示两者之间没有关联。82,93在四项关于糖尿病和糖耐量受损的研究中,一项研究(印度迈索尔)显示与出生时的体重指数呈正相关,90其中一个(印度德里)与出生尺寸无关,10一个(中国)显示与低出生体重有关,66其中一例(南非,经成人体型调整)显示,小于胎龄儿的患病率较高。80三项研究81,90,91(全部根据成人体型进行调整)显示出生体重与胰岛素抵抗呈负相关,而未进行调整的两组则无相关。80, 93三项研究表明,出生大小与胰岛素分泌之间没有关联。80,90,94
在高收入国家进行的两项研究表明,婴儿期体重较低的人患糖尿病的风险增加。95在低收入和中等收入国家的研究中,冈比亚的空腹胰岛素与18个月的体重呈正相关,但18个月体重与空腹血糖之间没有相关性。83在印度德里,糖尿病和糖耐量受损与1岁和2岁时的低体重相关(根据成人体重指数调整)。10这项研究表明,婴儿期后,儿童期体重指数增加加快,与糖尿病和糖耐量受损密切相关。在危地马拉的试验中,婴儿期补充剂与成人空腹血糖浓度的轻微降低有关。85
危地马拉和菲律宾有空腹血糖浓度;在巴西,我们进行了随机血糖测量,并从德里的葡萄糖耐量试验中测量了空腹和120分钟的血糖浓度。因为巴西的随机测量值接近其他地区的禁食水平(),综合分析包括四个站点。
结果以自然对数刻度表示(网络表6a和b,、和). 对社会经济混杂因素、年龄和肤色(仅在巴西和南非)进行调整后,效果大小没有产生一致的变化。所有合并调整后的估计值均不显著,但在对成人体重指数和身高、出生体重、体重-年龄和体重-年龄进行额外调整后,2岁时的体重指数与血糖浓度呈显著负相关().
2年树龄对葡萄糖浓度影响的森林样地
身高-年龄单位变化的平均变化Z2年时得分。
血压
动物研究提供了强有力的证据,证明怀孕期间受到饮食限制的母亲的后代血压升高。营养不足被认为会减少肾单位的大小和数量,从而限制成人的肾功能能力。96–98早期营养也会影响肾素-血管紧张素系统,99,100接触糖皮质激素,101和动脉扩张性,102,103它通过身体成分对血压产生间接影响。
孕期母亲饮食与晚年血压升高相关的证据很少。在欧洲队列中提出了宏观营养失衡的影响104–106在一项针对低收入和中等收入国家青少年的研究中,107但结果各不相同。阿根廷的一项试验表明,母亲补充钙可以降低后代的血压。108牙买加儿童的母亲脂肪储备不足或孕期体重增加不足与后代血压升高有关109,110和菲律宾青少年,107但对于低收入和中等收入国家的成年人来说,证据很少。
许多评论和荟萃分析都将出生体重与成人血压相关。4,111–116在广泛的出生体重范围内,大多数研究报告出生体重与收缩压和晚年高血压患病率呈负相关,与舒张压呈较弱、不太一致的负相关。随着年龄的增长,影响会扩大。117大型研究往往比小型研究发现不太显著的影响。113调整成人体重指数后,出生体重与后期血压的相关性增强,这表明出生后的生长有一定作用。4,84,118,119高危人群是那些宫内生长受限但成年后体重指数较高的人群。一项对上海成年人血压的研究显示,血压与出生体重呈U型关系,强调了检查非线性关系的重要性。66
在北京成年人中,81调整成人体重指数后,出生体重增加1公斤与收缩压-2.9毫米汞柱和舒张压-1.7毫米汞柱相关。澳大利亚原住民也有类似的发现。120相比之下,来自印度的研究93,121和危地马拉82出生体重与成人血压无负相关。在印度,出生长度与成人收缩压和左心室重量呈正相关,121在危地马拉的试验中,服用营养补充剂的妇女的女儿的出生体重与收缩压和舒张压呈正相关,而不是儿子。82
对23项研究的系统回顾表明,出生后快速增长或体重增加与后期血压之间存在正相关关系,但没有研究包括低收入和中等收入国家的成年人。113补偿性增长的时机很重要。没有证据表明婴儿体重快速增加会增加成人血压。相反,香港成年人在婴儿期体重指数大幅增加时血压较低,122婴儿期体重和身高速度较高的菲律宾男性青少年降低了患高血压的风险。123
在我们的新分析中,所有五个队列的收缩压和舒张压数据均可用。因为这两组结果几乎相同,所以我们只给出了收缩压的结果。除南非外,对成年人体重指数和身高以外的混杂因素进行调整后,对影响估计值没有产生实质性变化(网络表7a和b,). 各站点的调整结果不同。在汇总分析中,2岁时的体重、身高和体重指数与收缩压呈正相关。
2岁时身高对收缩压影响的森林图
身高-年龄单位变化的平均变化Z2年时得分。
成人体重指数和身高的进一步调整导致出生体重系数发生重大变化()这在大多数国家都是负面的。在2岁时测量的人体测量指数中也注意到了这种模式,尽管程度较低,尤其是体重-年龄和体重-体型-年龄。
心血管疾病
营养不良与心血管疾病之间潜在联系的可能生物学机制与高血压、血脂和糖尿病的病因相似。
高收入国家的几项研究表明,出生体重与冠心病风险呈负相关124和中风。125–127在赫尔辛基队列研究中,出生体重小于2.5公斤的男性与出生体重大于4.0公斤的男性相比,其患冠心病的风险比为3.63。出生体重较低还与颈动脉内膜中层厚度增加、动脉顺应性降低和内皮功能受损有关,这些都被认为是心血管疾病的前兆。127来自低收入和中等收入国家的证据仅限于印度的一项研究;121,128校正成人体重指数后,冠心病患病率与出生体重呈负相关(45岁以上体重<5磅[2.27公斤]的男性和女性为14%,而出生时体重>7磅[3.18公斤]的女性为4%)。动脉顺应性与出生体重无关。
一项系统综述得出结论,婴儿体重较低与男性冠心病风险增加有关。95儿童身高越矮,体重增加越快,患心血管疾病的风险越高。125,126几项研究表明,身材矮小的男性和女性患心血管疾病的风险增加;然而,没有在低收入和中等收入国家进行研究。
肺功能
肺部结构在子宫内和出生后的最初2-3年内发育。129早期营养或氧气供应受损可永久性损害肺结构和功能。1301秒用力呼气量(FEV1)和强迫肺活量显示肺发育,并已被用作一些早期决定因素的研究结果。
对八项研究(六项来自欧洲)的荟萃分析显示,出生体重与FEV之间存在正相关1经过年龄、吸烟和身高调整后。131这两项非欧洲研究包括一组来自印度的年龄在38-59岁之间的男性和女性的回顾性队列,其中FEV是指FEV1强迫肺活量与出生体重呈正相关,与吸烟无关;然而,这项研究没有根据社会经济地位进行调整。132在巴西的Pelotas队列中,这两项指标在低出生体重的18岁儿童中最低,尤其是那些宫内生长受限的儿童,但在调整了社会经济和妊娠混杂因素后,这种影响消失了。133
免疫功能
冈比亚的研究表明,在饥饿季节出生的个体表现出免疫系统的变化,这表明胸腺输出减少,细胞和体液反应减少,这可能会导致长期的编程效应。134,135
巴基斯坦成年人136和菲律宾青少年,137出生时体型较小的人对所选疫苗的抗体反应低于出生体重为2500克或以上的人。冈比亚的一项研究表明,与一年中出生的年轻人相比,在每年的饥饿季节出生的年轻成年人死于感染的可能性要大得多。138,139这一发现在其他具有相似季节变化性和高成人死亡率的环境中没有得到证实,140,141也没有出现在1944年荷兰饥荒研究中。142需要进一步研究来确定这些发现对成人的临床意义。
癌症
与本文考虑的其他结果不同,癌症在早期与较大的体积相关,这可能反映了出生前或出生后,或两者都暴露于生长因子的增加。143–146大多数已发表的工作都与乳腺癌有关。
在高收入国家,研究表明出生体重与绝经前乳腺癌之间存在一致的正相关关系。143–146从最低出生体重到最高出生体重,风险通常增加20-40%。据报道,前列腺癌、造血癌和结直肠癌也有同样的关联。低收入和中等收入国家的数据稀少。中国的一项小型研究表明,出生体重与乳腺癌无关,147尽管在波兰,出生体重较高的女性风险增加。148
尽管数据稀少,但婴儿期体重与癌症之间没有相关性的报道。95单项研究表明,儿童时期摄入更多的能量与癌症风险增加有关,而饥荒暴露是有保护作用的。149然而,没有令人信服的证据表明,儿童体重增加预示着晚年癌症的发生;事实上,一些试验表明,相反的观点可能是正确的。143–145迄今为止,没有来自低收入和中等收入国家的数据。来自高收入国家的研究表明,高个子成年人患几种癌症的风险增加;然而,中国的研究表明与乳腺癌无关。147
骨量、骨折风险和骨质疏松
骨量是骨骼大小和矿物质密度的综合测量值。它在年轻时达到峰值,随后下降,导致老年人骨质疏松和骨折的风险增加。老年人的骨量是由矿物质流失率和骨骼生长过程中积累的质量引起的,而这又取决于饮食中的钙和维生素D状况。
孕妇钙摄入量和孕期维生素D状况与儿童骨量呈正相关。150没有研究对成人结果进行过检查。
出生时短与成人骨折风险增加有关。150婴儿出生体重或体重与成人骨矿物质含量或密度之间的正相关表明,胎儿和婴儿的生长对成人骨量有重要贡献。150骨矿物质含量的相关性强于密度,调整成人身高后相关性降低,表明早期体重通过其对骨骼大小的影响预测成人骨量。芬兰的一项研究表明,从出生到7岁生长迅速,从7岁到15岁生长缓慢的成年人发生髋部骨折的风险较高。150
精神疾病
据认为,包括母亲营养不良在内的不良宫内经历会影响特定形式的精神疾病。大脑发育的改变,发生在妊娠中期的某个时候,可能会导致成年早期出现的发育障碍。在一些被诊断患有精神分裂症的成年人中,大脑特征的大小和结构发生了显著变化,这支持了神经发育假说。产前营养不良的其他影响,如唤醒和睡眠波的变化,与精神分裂症相一致。151贫困与心理健康之间的紧密联系152可以部分解释为营养因素。
调查荷兰饥荒的研究报告显示,与妊娠中期营养不良相关的精神分裂症风险增加了两倍多。1531958-61年中国发生的一场非常严重的饥荒表明,在低收入或中等收入的环境中,精神分裂症的风险水平相似。154对中国案例的研究表明,精神疾病风险的增加与出生前遭受饥荒密切相关。155Bennet和Gunn表示,“营养不足,以某种形式,是导致智力低下和异常神经发育的最大非基因因素之一”。151
一些队列研究报告了男性低出生体重与抑郁之间的关系,但女性没有,36调整社会经济地位后,婴儿大小与男性和女性抑郁之间也存在相关性,男性自杀。95我们没有发现来自低收入和中等收入国家的研究。
讨论
总结了已发表的数据和我们的新分析,仅限于营养不良的人体测量指标(面板2). 我们提供了强有力的证据,证明子宫内和生命前2年的充足营养对人力资本的形成至关重要。营养不良的儿童更有可能成为矮小的成年人,教育成就较低,并且生下较小的婴儿。营养不良也与成年期经济状况较低有关。目前,我们的队列还太小,无法评估营养不良与预期寿命之间的关系,但考虑到寿命与受教育之间的直接关系,159从长远来看,这种联系可能会变得明显。由于营养对人力资本的重要意义,关于这一问题的研究数量非常少。下表列出了特别需要进一步研究的领域面板3.
表4
关于母亲和儿童营养不良与成人接触之间关系的证据摘要,特别是来自低收入和中等收入环境的证据
| 母体大小和营养 | 新生儿大小 | 婴儿和儿童的大小和生长 |
---|
高度 |
已发表作品 | 证据不足 | 坚强、积极 | 坚强、积极 |
新的分析 | 与母亲身高的一致关联 | 与出生体重呈正相关,与宫内发育迟缓呈负相关 | 与年龄身高和年龄体重有很强的相关性;与BMI-for-age无关 |
已完成学业和教育成绩 |
已发表作品 | 证据不足 | 弱,积极 | 坚强、积极 |
新的分析 | 与母亲身高的弱正相关 | 与出生体重呈强正相关;与宫内发育迟缓呈负相关 | 年龄与身高和体重呈正相关;与BMI年龄相关性较弱 |
收入和财富 |
已发表作品 | 证据不足 | 间接证据,通过学校教育和成人规模进行调解 | 间接证据,通过学校教育和成人规模进行调解 |
新的分析 | 与母亲身高无关 | 与出生体重呈正相关;三个国家中有两个国家与宫内发育迟缓呈负相关。 | 身高和体重与年龄呈正相关;与BMI-for-age无关 |
后代的体型 |
已发表作品 | 证据不足 | 坚强、积极 | 坚强、积极 |
新的分析 | 母亲身高和孙子出生体重之间的直接联系较弱 | 母体和后代出生体重的强正相关;母体宫内发育迟缓与子代出生体重的负相关 | 体重和身高与年龄呈正相关,但BMI-年龄与子代出生体重无关 |
BMI、身体成分和肥胖 |
已发表作品 | 证据不足 | 强健、积极,体重较轻;与脂肪量无明显关联 | 婴儿体型大与瘦体重和脂肪体重呈正相关 |
新的分析 | 与母亲身高无关 | 与出生体重呈强正相关,与宫内发育迟缓呈负相关 | 与年龄和体重相关的BMI有很强的正相关性;与身高年龄的弱正相关 |
胰岛素抵抗与2型糖尿病 |
已发表作品 | 不一致的 | 虚弱,相反(低出生体重与高风险相关)* | 强有力的证据表明,体重迅速增加会增加患糖尿病的风险 |
新的分析 | 与母亲身高无关 | 与出生体重无关联,除非对成人BMI进行了调整,当反向关联变得明显时 | 与身高无关。调整成人BMI和身高后与体重和BMI年龄负相关 |
血压 |
已发表作品 | 弱、不一致 | 中度,阴性 | 强阳性,与小新生儿协同作用 |
新的分析 | 无关联 | 与出生体重没有一致的关联,除非对成人BMI进行了调整,当反向关联变得明显时 | 年龄与体重和身高呈正相关,年龄与BMI呈正相关的程度较小。调整成人BMI和身高后,相关性趋于负面 |
心血管疾病 |
已发表作品 | 证据不足 | 调整成人体型后,几乎没有证据表明存在负相关† | 小体型(尤其是体重迅速增加后)与心血管疾病相关的证据,但没有来自低收入和中等收入国家的研究 |
肺功能 |
已发表作品 | 证据不足 | 坚强、积极 | 证据不足 |
免疫功能 |
已发表作品 | 不一致的 | 不一致的 | 证据不足 |
血脂 |
已发表作品 | 证据不足 | 无关联证据 | 不一致的 |
癌症 |
已发表作品 | 证据不足 | 来自高收入国家的研究表明,有证据表明某些癌症与之呈正相关,这在从低收入和中等收入国家确定的仅有的两项研究中得到了证实 | 不一致的 |
骨量、骨折风险和骨质疏松 |
已发表作品 | 证据不足 | 证据不足‡ | 证据不足 |
精神疾病 |
已发表作品 | 宫内暴露于饥荒和精神分裂症之间的证据很少 | 几乎没有证据表明出生体重、抑郁和自杀之间存在负相关 | 证据不足 |
面板2
这篇论文没有涵盖的内容
本文通过使用人体测量指标来解决孕产妇和儿童营养不良问题。营养不良的其他方面也同样重要。这些包括微量营养素缺乏症,如碘、铁、维生素A和钙,可能会导致长期后果。更早的柳叶刀系列报道了碘和锌缺乏对智力发展的长期影响,156这些缺陷被纳入本系列第一篇论文中的疾病负担估算。1
母乳喂养也会对健康产生长期影响。最近的一系列系统综述阐述了其与体重指数、血压、糖尿病及相关指标、血脂和学校教育的关系。86
关于欧洲饥荒期间短期营养不良影响的两项重要研究——荷兰饥荒157, 158只有当低收入和中等收入国家的证据非常缺乏时,才会引用列宁格勒围城研究。尽管这些调查提供了有关营养不足可能产生持久影响的关键时期的独特信息,但它们被认为不能代表这些国家的情况,即营养不足在较长时间内发生,包括怀孕、婴儿和儿童期。
面板3
未来研究领域
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婴儿期和儿童期不同年龄段体重和身高快速增长与人力资本和慢性病相关结果之间的关系,以确定应避免快速增长的年龄
•
儿童晚期体重增加的长期影响,对先前发育迟缓和未发育迟缓的儿童以及宫内发育受限和未发育受限的儿童进行分层
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儿童微量营养素缺乏症的长期影响
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营养不良与免疫功能、血脂、骨质疏松症和精神疾病的长期变化之间的关系
•
改善营养不良对成人生产力经济影响的量化
•
长期结果中基因与环境因素的相互作用
营养不良的影响至少跨越三代人,这表明祖母的身高与五个队列中女性所生子女的出生体重之间存在微小但显著的关联。由于其规模相当小,代际效应并不妨碍仅对当代人采取行动取得进展。
与慢性病相关的结果并不那么直接(). 成人体重指数似乎受到与体重相关的儿童指数的强烈影响,而受年龄身高的影响较小。由于体重指数包括脂肪和瘦体重,它与早期体重和身高的关系可能具有不同的生物学意义。葡萄糖浓度与任何暴露无关,但应注意,五个队列中的参与者相当年轻,并且只有一个队列中存在葡萄糖负荷后浓度。在高收入国家,低出生体重与葡萄糖浓度升高的关系主要表现在葡萄糖负荷后的数值。收缩压和舒张压与儿童体重和身高呈正相关,在较小程度上与年龄相关,但这些相关性很小,其临床相关性值得怀疑。总的来说,我们的结果显示,与发达国家队列中的结果相比,出生时或婴儿期的体型与慢性病相关结果之间的关联较弱。除了我们队列中的年轻人之外,其他因素也可能起作用,包括低出生体重的原因不同,与发达环境相比,追赶性增长较少,以及我们的一些队列没有经历营养过渡。
我们以类似的方式分析了低收入和中等收入国家的五个长期前瞻队列。考虑到研究地点位于南美洲和中美洲、撒哈拉以南非洲以及南亚和东亚,大多数结果的一致性是显著的。由于分析是预先定义的,因此我们的结果不受出版偏见的影响。
调整成人体重指数和身高后,系数大幅增加。在早期与巴克假设相关的分析中,调整当前规模是一个标准程序,但这种做法受到了挑战。84我们对低收入和中等收入国家关于血脂、糖尿病、血压和心血管疾病的研究进行了回顾,结果表明,营养不良的负面影响往往只会变得明显,或者至少在调整后会加剧。如果早期体重和当前体重或体重指数包含在同一回归方程中,只要体重增加与结果呈正相关,则与早期体重测量相关的系数将变为负值。例如,只有在统计模型中包含成人体重指数时,出生体重与出生体重的负相关才变得明显,这并不意味着低出生体重本身就是一个危险因素;事实上,出生后体重过度增加可能会起很大作用。70,84,95,119
对于没有新数据的结果,没有足够的证据表明营养不良与免疫功能、血脂或骨质疏松相关指标的长期变化有关。出生体重与肺功能呈正相关,有证据表明营养不良可能导致精神疾病。与这些发现(即显示营养不足的有害影响)相反,研究表明出生体重与某些癌症发病率之间存在正相关。
最近的一次研讨会160阐述了发育学和生物医学的对比观点,即“生长不良即健康不良”,以及进化生物学和人类学的对比观点:“生长不良是适应性的”。生物医学立场的证据是压倒性的,并得到研讨会参与者的认可,但这两种方法并非不相容。为了应对细胞水平上的营养素缺乏,生命功能得以维持,线性生长得以停止,肌肉和脂肪可以通过新陈代谢继续发挥作用。因此,低增长可能是一种生存策略。然而,有证据表明生长障碍会带来巨大的代价:与生长良好的人相比,感染的易感性增加,死亡率更高1幸存者的人力资本损失。发育迟缓的人群的营养需求确实低于无限制增长的人群,这可能被视为一种适应;然而,由于人力资本的减少,这样的人口在现代世界中的竞争力将降低。
体重迅速增加对正在经历快速过渡并面临超重和肥胖流行的低收入和中等收入国家尤为重要。发达国家的饮食和生活方式可能会加剧早期营养不足的长期影响。134低出生体重的婴儿在婴儿期发育迟缓、体重不足,在童年和成年期体重迅速增加,这可能是心血管和代谢疾病的最坏情况。10,134,161,162然而,在低收入和中等收入环境中,婴儿期体重快速增加与较低的发病率和死亡率相关,1,163如上所示,2岁时的体型与人力资本的提高明显相关。尽管这些都是大力预防营养不良的充分理由,但也应注意防止婴儿期后体重过度增加。
为了设计基于证据的政策,应确定不同年龄段体重快速增加的潜在危险。越来越多的证据表明,高出生体重64婴儿期的体重增加主要导致瘦体重的积累,而儿童期后期的体重增加更有可能导致脂肪的积累。9,22,65,164最近一项以高收入国家的研究为中心的荟萃分析得出结论,“没有足够的证据建议通过改变婴儿生长的策略来预防成人疾病。”95因此,目前的证据不符合限制出生后第一年体重增加的要求,并表明快速增加体重只有在儿童后期才有危险。需要进一步研究来确定快速增重弊大于利的确切年龄。
本系列的第一篇文章提出,发育迟缓比体重不足更能反映营养不良。1在正在经历营养转型的国家中,对幼儿进行长龄和体重长龄监测被认为比监测体重长龄更合适,165因为体重增加可以反映孩子变得更高、更胖或两者兼而有之。我们的研究结果支持这一论点。2岁时的身高与人力资本结果的关系比出生体重、体重与年龄或体重与年龄相关性更密切。尽管体重指数对成人体重指数具有高度预测作用,但体重指数并不是人力资本的重要预测指标。处于营养转型期的国家应考虑到评估身高-年龄和体型-年龄的优势,因为它们的预测值不同。
由于我们分析的观察性质,不能排除残余混杂的可能性。然而,对混杂因素(包括社会经济指标)进行调整后,对影响大小的估计值几乎没有影响,这是令人放心的。在我们分析中的一项试验中,与低能量补充剂相比,在怀孕和儿童早期摄入营养补充剂会导致成人身高增加,学校教育(仅限女性)、智力和阅读测试成绩的提高、收入的增加以及下一代的更好成长。31,38,48,57,166,167
我们的结果强烈表明,营养不良会导致长期损害。这一证据,再加上众所周知的营养不足的短期影响,足以在低收入和中等收入国家的国家卫生、教育和经济议程中优先考虑预防营养不足。45,168在对营养不良进行投资的同时,正在进行营养过渡的中等收入国家也应解决体重迅速增加的负面后果,特别是在儿童后期。
Web额外材料
网络图1a-f:母亲身高对成年身高的影响——四项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(随机效应)
出生体重对成年身高的影响——五项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
宫内生长迟缓对成年身高的影响——五项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
2岁时体重年龄Z评分对成年后身高的影响——对五项按性别分层的研究的荟萃分析。
P值<0.001(随机效应)
2岁时身高-年龄Z评分对成年身高的影响——五项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
2岁时体重指数Z评分对成年身高的影响——五项按性别分层研究的荟萃分析。
P值=0.423(随机效应)
网络图2a-f:母亲身高对成年教育的影响——三项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
出生体重对成人教育的影响——四项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
宫内生长迟缓对成人教育的影响——四项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
2岁时体重与年龄之比Z评分对成人学校教育的影响——四项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
2岁时身高与年龄的Z评分对成年后上学的影响——对四项按性别分层的研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
2岁时体重指数Z评分对成人学校教育的影响——四项按性别分层研究的荟萃分析。
P值=0.019(随机效应)
网络图3a-f:成年期母亲身高对体重指数的影响——四项按性别分层研究的荟萃分析。
P值=0.092(固定效应)
出生体重对成年期体重指数的影响——五项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
宫内生长迟缓对成年期体重指数的影响——五项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
2岁时体重-年龄Z评分对成年期体重指数的影响——五项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(随机效应)
2岁时身高与年龄的Z评分对成年后体重指数的影响——五项按性别分层的研究的荟萃分析。
P值<0.001(固定效应)
2岁年龄体重指数Z评分对成年期体重指数的影响——五项按性别分层研究的荟萃分析。
P值<0.001(随机效应)
网络桌1a-b:根据母婴营养不良指标:回归分析,五个研究地点的男性身高(cm)。
根据母亲和儿童营养不良指标,五个研究地点的女性身高(cm):回归分析。
网络桌2a-b:根据母亲和儿童营养不良指标:回归分析,五个研究地点的男性受教育年限(经批准完成的年数)。
根据母亲和儿童营养不良指标:回归分析,五个研究地点的女性受教育年限(经批准完成的年数)。
网络表3a-b:根据母亲和儿童营养不良指标,巴西和危地马拉男性的年收入(log US$)以及印度的资产数量:回归分析。菲律宾和南非没有可用信息,在这些国家,大多数研究对象还没有经济独立性。
根据母亲和儿童营养不良指标,巴西和危地马拉女性的年收入(log US$)以及印度的资产数量:回归分析。菲律宾和南非没有可用信息,在这些国家,大多数研究对象还没有经济独立性。
Web表4:根据母亲和儿童营养不良指标,四个研究地点女性第一胎婴儿的出生体重(g):回归分析。南非的出生人数很少,因此没有可用的信息。
网络桌5a-b:体重指数(kg/m2)根据孕产妇和儿童营养不良指标,对五个研究地点的男性进行回归分析。
体重指数(kg/m2)根据母亲和儿童营养不良指标,对五个研究地点的女性进行回归分析。
网络桌6a-b:葡萄糖(loge(电子)mmol/L),根据母婴营养不良指标:回归分析。南非没有可用数据。
葡萄糖(loge(电子)mmol/L),根据母婴营养不良指标:回归分析。南非没有可用数据。
网络桌7a-b:根据母婴营养不良指标,四个研究地点男性的收缩压(mm/Hg):回归分析。
根据母婴营养不良指标,五个研究地点女性的收缩压(mm/Hg):回归分析。