中小学女生月经初潮年龄的相关因素分析

【目的】了解中小学女生月经初潮年龄分布情况及相关因素,为开展健康教育提供依据。【方法】采用分层整群抽取2016年9—10月就读于上海市嘉定区小学四年级至高中二年级的女生2 476名进行横断面调查及身高体重的测量,分析人口学特征、月经初潮年龄分布情况,采用多重线性回归分析月经初潮年龄的相关影响因素。【结果】采用概率单位回归法计算嘉定区女生月经初潮平均年龄为12.11岁,95%的可信区间为10.20～14.38岁,女生月经初潮年龄主要与父母关系、户籍、BMI及学习压力有关。【结论】嘉定区女生月经初潮年龄与上海市女生月经初潮年龄基本一致,BMI及环境因素与月经初潮年龄关系密切,需针对性改善青春期保健服务。     

德阳市区女学生月经初潮及相关因素分析

女生发生月经初潮是进入性成熟的一个重要标志 ,它表明卵巢、子宫的形态、功能发育达到了一定水平 ,因此国内外学者都将月经初潮作为青春期发育的一个重要指标进行观察分析。我市是新建城市 ,该项目尚为空白 ,为掌握市区女学生的月经初潮发生情况 ,为学校卫生保健工作提供依据 ,我们于 1998年9～ 10月对市区女学生的月经初潮及相关因素进行了调查 ,现将结果报道如下。1　对象与方法1.1　对象 :按分层抽样的方法抽取了位于德阳市区的德阳中学、德阳二中、德阳市实验小学、德阳市第一小学、北街小学 8～18岁女学生 2 180名为本次调查对象。1.2…     

常山县女性月经初潮年龄调查

目的：了解常山县女性月经初潮年龄。方法：对常山县9所学校8～18周岁的女生进行问卷调查,以及对婚前医学检查的女性,进行月经初潮年龄问询调查。按年龄分组,计算各年龄组女性平均初潮年龄。比较各年龄段平均初潮年龄以及各年龄段小于12岁和大于18岁初潮者比例的差异。结果：调查3991例妇女,已初潮妇女3005例,平均初潮年龄（14．13±1．73）岁,初潮年龄最早8．99岁（1例）,初潮最晚22岁,各年龄组平均初潮年龄比较,差异有统计学意义（P〈0．01）,随着年龄增大,初潮年龄呈增大趋势,小于12岁初潮者的比例在≤20岁年龄组中最高,而初潮年龄大于18岁者的比例随着被调查者年轻化而比例逐渐减少。结论：常山县妇女月经初潮年龄呈现逐渐提前趋势,40年间提前3．64岁。     

天津地区中小学女生月经初潮年龄及相关因素

调查天津地区中小学女生月经初潮情况及其相关因素,为指导青春期女生生理发育和开展心理健康教育提供依据.方法 采取随机分层整群抽样方法,对天津地区4 127名中小学女生进行问卷调查及体格检查.并对结果进行统计学分析.结果 共有1 383名女生经历月经初潮,平均初潮年龄为(12.68±1.19)岁;单因素方差分析发现.家庭收入较高、父母文化程度较高的女生,初潮年龄较小(F值分别为4.97,9.52,10.64,P值均<0.05).体育锻炼频率越高的女生平均初潮年龄越小(F=4.20,P<0.05).不同看电子产品时间及睡眠时长的女生初潮年龄差异无统计学意义(P值均>0.05).经Kruskal Wallis H检验,母亲初潮年龄越小,女生初潮年龄的中位数越小(H=82.94,P<0.05).将各年龄组女生分为已潮组及未潮组,来潮组女生的身高、体重、体质量指数(BMI)、腰围、臀围及皮褶厚度的均值均高于未来潮组(t=2.18.10.93,P值均<0.05);将不同年龄组女生根据BMl分为消瘦组、正常组、超重组及肥胖组,经z2检验,各年龄组月经来潮率肥胖组及超重组>正常组>消瘦组,差异具有统计学意义(x2值分别为34.66,13.37,11.09,12.60,P值均<0.05).结论 天津地区女中小学生月经初潮年龄与家庭收入、父母文化程度、母亲初潮年龄、肥胖、体育锻炼频率等相关.     

广州市女学生月经初潮年龄调查及相关因素分析

采用概率单位回归法及Logistic回归分析法，对广州市城乡女学生2000名进行了月经初潮平均年龄及其与身体生长发育水平关系的分析。结果表明，初期年龄在10～18岁之间，平均为12.88岁，月经初潮年龄为乡村大于城市。身高、体重、胸围是月经初潮重要的影响因素。并建立了一个预测月经初期的数学模型。     

蒙古族学生月经初潮和首次遗精年龄变化趋势及相关因素分析

目的 了解蒙古族学生性发育状况，以便为青春期健康教育工作提供依据。方法 选择7～18岁蒙古族学生，采用概率单位回归法和逐步回归分析，研究蒙古族学生月经初潮和首次遗精平均年龄及其与体质的关系。结果 蒙古族女生初潮最早年龄城、乡均为10岁；全部来潮年龄城市为16岁，乡村18岁仍未达100％、初潮平均年龄城、乡分别为12．96和13．44岁，城市较乡村早0．48岁。男生最早首次遗精年龄城、乡均为11岁；全部首次遗精年龄城市男生18岁，乡村男生18岁尚未达100％。首次遗精平均年龄城乡分别为14．14与15．15岁，城市较乡村早了1．01岁。月经初潮和首次遗精均比全国平均年龄晚。结论 蒙古族学生月经初潮和首次遗精平均年龄及最早发生年龄存在提前趋势。形态发育指标与青春期发育有密切关系。     

阜阳市女学生月经初潮年龄调查

为了解阜阳市青少年发育水平及其第二性征状况，于1995年3～4月对女学生月经初潮年龄作了一次调查，现将结果报道如下：1对象与方法选择市区有代表性的中小学各2所，采用现况调查法，登记调查卡片，按出生年月计算实际年龄，然后按目测概率法计算平均年龄及95％可信限。2结果与讨论2．1共调查女生2281人，每个年龄组都在150人以上。剔除不合格卡片，实际统计女生2260人。初潮年龄最小11岁，最大17岁，平均们引岁295％可信限为11．12～16．14岁（见表1）。2．2与各地女生初潮平均年龄比较。根据有关资料t’j，对我国青少年发育水平的分界线，…     

通道县侗族女中学生月经初潮年龄调查

目的 了解侗族女中学生月经初潮状况，为适时有效地开展青春期健康教育提供科学依据。方法 采用不记名方式问卷调查。结果 通道县侗族女中学生月经初潮平均年龄为13．79岁，城镇女生月经初潮平均年龄较农村女生早0．55岁，侗、汉族女生月经初潮年龄无显著性差别，女儿月经初潮平均年龄较母亲早1．87岁。结论 开展青春期性健康教育的最佳时间是初中一年级。     

女生月经初潮年龄与家庭环境因素相关性分析

目的了解女生月经初潮年龄与家庭环境因素的关系,为采取干预措施和健康教育提供理论依据。方法整群抽取无锡市普通中小学四至六年级、初中一年级已来潮女生3 122名,进行月经初潮年龄及家庭情况的问卷调查。结果该地区女生月经初潮平均年龄为12.20岁,家庭经济收入、父母文化程度、家庭矛盾性、情感表达、亲密度为影响月经初潮的主要因素。结论女生月经初潮年龄与家庭环境因素密切相关。应加强对儿童及家长的健康教育,改善不良家庭关系,创造良好家庭氛围。     

我国汉族女生月经初潮年龄经济地理因素分析

目的探讨影响中国汉族女生月经初潮年龄的相关因素,为开展学生体质健康工作提供依据。方法收集2005年全国30个省的人均GDP值,各省所在的经度、纬度、海拔以及同年份各省城镇居民人均年收入作为自变量,以2005年各省的汉族女生月经初潮平均年龄作为应变量,进行多重线性回归分析。结果 2005年各省的人均GDP值、城镇居民人均年收入和各省的纬度与月经初潮年龄有相关性,而经度和海拔与月经初潮年龄无相关性。结论地理和经济因素可能会影响女孩月经初潮年龄。     

剖宫产与月经初潮年龄相关性的研究

目的:分析淄博市女性月经初潮年龄与剖宫产的相关性。方法:根据不同出生方式,将350名女生分为剖宫产组和顺产组。调查350名年龄在11～17岁之间的女中学生的月经初潮年龄,分析出生方式与初潮年龄的关系。结果:350名女中学生平均初潮年龄为(12.84±1.38)岁;剖宫产组月经初潮年龄与顺产组月经初潮年龄比较有统计学差异(P<0.05);剖宫产的女性与顺产的女性相比,月经初潮年龄提前。结论:剖宫产是影响月经初潮年龄的相关因素;剖宫产可导致月经初潮年龄发生变化,使月经初潮年龄提前;因此,严格掌握剖宫产手术指征,降低剖宫产率,对提高青春期女性的健康有重要意义。     

女性月经初潮年龄与肥胖关系的研究

目的:探讨中国中老年女性中,月经初潮年龄与一般性肥胖（基于BMI）和中心性肥胖［基于腰围（WC）与腰围身高比（WHtR）］之间的关系。方法:以中国健康与养老追踪调查的6 363名中老年女性为研究对象,采用限制性立方样条分析初潮年龄与肥胖的关系类型,采用二分类logistic回归模型分析初潮年龄（分为≤13、14~、16...     

出生季节与女性初潮年龄及绝经年龄的关联分析

目的 分析出生季节与初潮年龄、绝经年龄及生育年限间的关联。方法 研究对象来自中国慢性病前瞻性研究的基线调查数据,剔除初潮年龄在生理范围外（<9岁或>18岁）的个体后,纳入285 186名女性进行初潮年龄相关分析;在已绝经的女性中排除因施行子宫切除术或卵巢摘除术绝经者,纳入132 373人进行绝经年龄及生育年限相关分析。统计分析采用多元线性回归模型。结果 在调整了可能的混杂因素后,与春季出生的女性相比,出生于夏、秋及冬季的女性初潮年龄平均晚0.14（95%CI：0.13~0.16）、0.26（95%CI：0.24~0.27）及0.10（95%CI：0.08~0.12）岁,绝经年龄依次晚0.14（95%CI：0.08~0.20）、0.18（95%CI：0.12~0.24）及0.09（95%CI：0.03~0.16）岁。生育年限与出生季节无关。上述关联在城市和农村地区、不同出生年代的女性中均是一致的。结论 出生于春季的女性初潮年龄及绝经年龄均更早。本研究结果提示生命早期某些与季节相关的因素可能会影响女性生殖系统的发育。     

绝经女性初潮年龄与超重关联的研究

目的 探讨和田地区绝经女性初潮年龄与超重的关联,分析生殖相关因素对初潮年龄和超重关联间可能的交互作用。方法 使用“新疆多民族自然人群队列”和田地区墨玉县3 239名绝经女性的基线调查数据,运用logistic回归模型调整社会人口学因素和生殖相关因素后分析初潮年龄和超重的关系,并使用模型中的乘积项评价初潮年龄、过去使用避孕环情况、活产次数对肥胖关联的交互作用。结果 调查对象平均年龄（57.22±7.95）岁,平均初潮年龄（15.13±1.26）岁,1.27%的女性初潮年龄≤12岁。初潮年龄≤12岁的绝经女性中73.17%的人体质指数≥24.0 kg/m²,超重率高于其他初潮年龄组（χ2=19.671,P<0.001）。调整年龄、经济状况及生殖相关因素后,初潮年龄≤12岁组与初潮年龄≥17岁组相比超重的OR值为2.70 (95%CI:1.16~6.28)。初潮年龄和过去使用避孕环情况、活产次数、绝经年龄对肥胖的关联无交互作用。结论 绝经女性初潮年龄和超重存在关联,初潮年龄≤12岁者超重风险最高。     

中国10个地区成年女性初潮年龄与身高和腿长的关联研究

目的 描述中国慢性病前瞻性研究（CKB）项目覆盖的10个地区30～79岁成年女性初潮年龄与身高和腿长的地区及出生年代分布,并分析初潮年龄与身高和腿长的关联性。方法 剔除初潮年龄缺失或初潮年龄在生理范围外（<9岁或>18岁）个体后,285 187名女性纳入分析。使用多元线性回归模型分析初潮年龄与身高和腿长的关系,并根据出生年代和城乡进行亚组分析。结果 10个项目地区女性的平均初潮年龄为（15.2±1.7）岁,平均身高和腿长分别为（154.2±6.0）cm和（71.0±3.7）cm。女性身高和腿长呈现出随出生年代逐渐增加的趋势（线性趋势检验均P<0.001）。而初潮年龄在1940-1949年代出生的个体略有推迟,之后出生的女性则表现为逐渐提前的趋势（线性趋势检验P<0.001）。在调整了年龄、地区、教育程度和臀围（仅在分析腿长时调整）后,初潮年龄每晚一岁,身高和腿长分别平均增加0.17 cm和0.20 cm（P值均<0.001）。相比出生年代较早的女性,出生年代越晚的女性中,初潮年龄与身高和腿长的回归系数越大（交互检验P值均<0.001）。结论 CKB的10个项目地区女性的初潮年龄与身高和腿长均存在正相关关联。     

蒙古族学生月经初潮年龄变化趋势与影响因素

目的分析蒙古族学生月经初潮年龄的变化趋势及影响因素,为学生性教育提供干预建议。方法对2000年7~18岁蒙古族学生的体质调研资料与1985年调查资料进行对比分析。采用概率单位回归法及多元回归分析法,进行月经初潮平均年龄及性发育与体质关系的研究。结果15年间,初潮平均年龄城乡分别提前0.81岁与0.72岁,平均每10年分别提前0.54岁和0.48岁。蒙汉族学生之间月经初潮年龄差异无统计学意义。城市月经初潮年龄与体重、维尔维克指数、肺活量及肺活量/胸围指数等4个因素有关;乡村月经初潮年龄与体重、肺活量、肺活量/胸围指数、身高及脉搏等5个因素有关。结论月经初潮年龄与体质因素关系密切。蒙古族城乡学生月经初潮均表现提前趋势,性教育应提前,加强青春期性教育尤为重要。     

Effect of age at menarche on the mother’s weight status two and four years after delivery: a cohort study

ABSTRACT

We aimed to estimate the effect of age at menarche on the risk of excess body weight in Brazilian women two and four years after delivery. This was a cohort study that used data from adult women of the Predictors of Maternal and Child Excess Body Weight (PREDI) Study obtained at baseline (2012) and at 1^st(2014) and 2^nd(2016) follow-up. A total of 435 women attending a public maternity hospital in Joinville-Brazil were initially included in the study (baseline) and 215 of them continued to participate in the 2^nd follow-up carried out in the homes of the participants. Regression analysis was used to estimate the association between age at menarche (<12; ≥12 years) and excess body weight (≥25 kg/m²) trajectory during the follow-ups. Unadjusted analysis showed that mothers with age at menarche <12 years were 1.29 times (p = .018) more likely to be overweight/obese than those with age at menarche ≥12 years. After adjustment, age at menarche continued to exert an independent effect on the mother’s body mass index (RR = 1.23; p = .037) four years after delivery. Strategies designed to attenuate the rising prevalence of maternal overweight and obesity, especially after pregnancy, could help improve the mother’s health status in the future.     

青少年男男性行为人群多性伴与相关因素分析

目的 为了了解武汉市青少年男男性行为人群(YMSM)的多性伴行为状况及相关因素。方法 2013年5月-11月在武汉市通过网络宣传、同伴推荐及外展活动等多种方式招募YMSM,并进行匿名问卷调查。结果 373名调查对象中,报告有多性伴行为的YMSM占56%。非学生YMSM报告多性伴行为可能性高于学生YMSM(OR=2.48,95%CI:1.28-4.80);有419行为者更有可能报告多性伴行为(OR=9.24,95%CI:4.65-18.39);报告有饮酒后性行为者也更有可能报告有多性伴行为(OR=2.20,95%CI:1.09-4.41)。结论 YMSM多性伴行为普遍。在YMSM多性伴行为干预中,可通过减少419行为和饮酒后性行为的发生以减少多性伴行为发生,且可充分利用网络途径进行干预。     

产褥感染相关因素分析

目的 探讨产褥感染的相关因素,提出预防措施.方法 对2005年1月-2010年1月医院收治的30例产褥感染相关因素进行回顾性分析.结果 剖宫产患者产褥感染率为0.30％,阴道分娩患者产褥感染率为0.42％,差异无统计学意义,因此产褥感染的发生与分娩方式不相关;产褥感染主要与妊娠、分娩的并发症相关,有妊娠并发症患者产褥感染率为1.04％,明显高于无妊娠并发症的0.05％(x2=51.6292,P＜0.01),可能是由于妊娠并发症致机体的免疫及防御功能下降而致病.结论 做好围产期保健,提高产科质量,及时治疗妊娠相关并发症,是降低产褥感染的重要措施.     

Confirmation of delayed menarche based on regression evaluation of age at menarche for age at MPV of height in female ball game players

A general delay in menarche in female athletes has been confirmed based on comparisons of mean ages between athletes and non-athletes; however, it has not been possible to judge such delays individually. If delayed menarche could be evaluated for an individual, the athlete could be advised as to necessary precautions. In this study, the age at maximum peak velocity (MPV) of height, adopted as an index of physical maturation, was identified by the wavelet interpolation method (WIM). The relationship between the age at menarche and age at MPV of height in female athletes and non-athletes was then examined. For the athlete group, health examination records of 90 female ball game players in the first year of university in the Tokai area, all of whom had participated in national level competitions, were reviewed for the period from the first grade of elementary school until the final year of high school (from 1985 to 1996). A similar examination was conducted for the control group, among whom a final group of 78 female non-athletes were selected. The age at menarche was determined by questionnaires, and the longitudinal data for height and weight were obtained from the health examination records. Based on a comparison of the difference between the age at MPV of height and age at menarche in ball game players and the control group, a tendency was seen for the difference between the two ages to narrow as the age at MPV of height rose. A corrected regression evaluation of age at menarche against age at MPV of height was derived in the control group, and the evaluation system was applied to ball game players. The delay in menarche in ball game players could be individually evaluated. The trend line 1 applied conveniently with the above corrected regression evaluation is derived from the following equation. Trend line 1: y=0.589x+6.61 The calculation method of trend line 1 is as follows. First, substitute 9.80 years of age at MPV of height: as the mean in early maturation for the regression equation (y=0.682x+4.55). The estimated age at menarche, y=0.682×9.80+4.55=11.2336, is calculated. Next, substituting 12.05 years of age at MPV of height as the mean in late maturation for the regression equation (y=0.682x+4.55), the estimated age at menarche, y=0.682×12.05+4.55=12.7681, is calculated. 1.5 SD (1.5×0.76=1.14, 1.5×0.62=0.93) of difference between age at MPV of height and age at menarche in both maturation bands is added to the above-mentioned estimated age at menarche in the early and late maturation bands. The trend line 1 that passes through the two points (y1, y2) in the early and late maturation bands with the added 1.5 SD is determined. In other words, y1=11.2336+1.14=a×9.80+b...(1) y2=12.7681+0.93=a×12.05+b...(2) From equations (1) and (2), a=0.589, b=6.61, trend line 1 y=0.589x+6.61 is derived.