101

Wprowadzenie

Dojrzewanie p³ciowe, czyli pokwitanie, jest okresem

rozwoju cz³owieka, w którym zachodz¹ zmiany hormonal-

ne i somatyczne, prowadz¹ce do osi¹gniêcia dojrza³oœci

p³ciowej i p³odnoœci. Proces wzrastania organizmu i jego

dojrzewania jest zmienny osobniczo, a na jego przebieg

maj¹ wp³yw ró¿ne czynniki. Pocz¹tek pokwitania p³ciowe-

Prace oryginalne

Endokrynologia, Diabetologia i Choroby Przemiany Materii

Wieku Rozwojowego 2000, 6, 2, 101-108

ISSN 1234-625X

Wp³yw urodzeniowej masy cia³a na dojrzewanie p³ciowe

14-letnich dzieci

Influence of birth weight on pubertal development of fourteen years old children

Marzena Nordyæska-Sobczak

1

, Ewa Ma‡ecka-Tendera

2

, Katarzyna Klimek

3

, Joanna Lewin-Kowalik

4

1

Zak³ad Lecznictwa Ambulatoryjnego w Bytomiu

2

Katedra i Zak³ad Patofizjologii Œl¹skiej AM w Katowicach

3

Katedra Biochemii i Biofizyki Wydzia³u Farmaceutycznego Œl¹skiej AM w Katowicach

4

Katedra i Zak³ad Fizjologii Œl¹skiej AM w Katowicach

Streszczenie

Zaburzenia wzrastania wystêpuj¹ce w ¿yciu p³odowym mog¹ mieæ swoje implikacje w póŸniejszym okre-

sie ¿ycia. Celem pracy by³o zbadanie wp³ywu urodzeniowej masy cia³a na wzrost i wskaŸnik masy cia³a oraz

stopieñ zaawansowania dojrzewania p³ciowego u 14-letnich dzieci. Badania przeprowadzono u 437 dzieci

(230 dziewczynek i 207 ch³opców) w wieku 14,2±1,1 r. Dane o wzroœcie rodziców, 1. miesi¹czce matki oraz

warunkach socjalno-ekonomicznych rodziny uzyskano na podstawie ankietyzacji rodziców. Stwierdzono istot-

n¹ korelacjê urodzeniowej masy cia³a ze wzrostem 14-letnich dzieci, natomiast nie zaobserwowano jej wp³y-

wu na ich wskaŸnik masy cia³a. Wiek 1. miesi¹czki dziewcz¹t zale¿a³ wy³¹cznie od wieku menarche matki,

nie by³ natomiast uwarunkowany urodzeniow¹ mas¹ cia³a i czynnikami socjalno-ekonomicznymi. U dziew-

cz¹t o ma³ej masie urodzeniowej, w odró¿nieniu od dziewcz¹t o masie urodzeniowej wiêkszej ni¿ 2500 g,

nie wystêpowa³a jednak akceleracja wieku osi¹gniêcia menarche. Stopieñ zaawansowania dojrzewania

p³ciowego nie ró¿ni³ siê istotnie w grupach o ma³ej, prawid³owej i du¿ej urodzeniowej masie cia³a. Wyniki

przeprowadzonych badañ wskazuj¹, ¿e urodzeniowa masa cia³a mo¿e znamiennie wp³ywaæ na wzrost

w okresie dojrzewania, nie maj¹c znaczenia dla masy cia³a i nie zmieniaj¹c istotnie samego procesu po-

kwitania.

S³owa kluczowe: urodzeniowa masa cia³a, dojrzewanie p³ciowe, wskaŸnik masy cia³a, wzrost, 1. miesi¹czka

Abstract

Intrauterine growth restriction may have a life-long impact on growth and general health status. The aim of the

study was to evaluate the influence of birth weight on height, BMI and pubertal stage in fourteen years old chil-

dren. The study was carried out in 437 children (230 girls and 207 boys) in the mean age of 14.2±1.1 years.

Data of parental height, mothers’ age of menarche and family socioeconomic status were obtained through

the inquiry. A significant correlation between the birth weight and height of 14 years old girls and boys was

found, but there was no correlation of birth weight with their BMI. Age of the first menses in girls correlated

with mothers’ menarche only – neither birth weight nor socioeconomic factors influenced it significantly. Birth

weight did not correlate with pubertal stage attained by the children examined, however in girls with low birth

weight, as opposed to the girls with birth weight >2500 g, there was no acceleration of menarche. The re-

sults of the study indicate that birth weight may influence height but it has no influence on weight and pu-

bertal staging in 14 years old children.

Key words: birth weight, pubertal development, BMI, height, menarche

102

go jest zale¿ny od czynników genetycznych, przebytych

chorób, ogólnego stanu zdrowia i stanu od¿ywienia oraz

warunków socjalnych (5).

Obserwacja dzieci urodzonych jako zbyt ma³e na swój

wiek p³odowy wskazuje, ¿e wiêkszoœæ z nich w ci¹gu 2

pierwszych lat ¿ycia „dogania” wzrost swoich rówieœni-

ków, a w wieku dojrza³ym osi¹ga prawid³owy wzrost osta-

teczny. Jednak oko³o 1/5 dzieci z ma³¹ urodzeniow¹ ma-

s¹ cia³a (u.m.c.) nie osi¹ga wzrostu ostatecznego zgod-

nego ze swoim potencja³em genetycznym i zagro¿ona jest

niedoborem wzrostu (1, 2). Nie jest natomiast znany

wp³yw ma³ej u.m.c. na dojrzewanie p³ciowe, choæ dzieci

niskie i szczup³e dojrzewaj¹ zwykle póŸniej od rówieœni-

ków. Du¿a u.m.c. mo¿e z kolei stanowiæ czynnik ryzyka

oty³oœci w wieku pokwitaniowym, a oty³e dzieci zaczyna-

j¹ najczêœciej dojrzewaæ wczeœniej ni¿ ich szczupli rówie-

œnicy (6, 22). Wydaje siê wiêc, ¿e oprócz czynników so-

cjalno-ekonomicznych równie¿ u.m.c. mo¿e wp³ywaæ mo-

dyfikuj¹co nie tylko na dynamikê przyrostu wysokoœci i masy

cia³a, lecz tak¿e i na przebieg pokwitania p³ciowego.

Cel pracy

Celem pracy by³a ocena wp³ywu urodzeniowej masy

cia³a na wzrost i wskaŸnik masy cia³a (BMI) w okresie po-

kwitania oraz ocena zwi¹zku miêdzy urodzeniow¹ mas¹

cia³a a stopniem zaawansowania dojrzewania p³ciowego

u 14-letnich dziewcz¹t i ch³opców.

Materia³ i metodyka

Materia³ kliniczny obejmowa³ uczniów klas VII i VIII

szkó³ podstawowych w Radzionkowie (województwo œl¹-

skie). Wœród dzieci zosta³a rozprowadzona ankieta prze-

znaczona dla rodziców, obejmuj¹ca pytania o typ porodu

(o czasie, przedwczesny, po terminie), masê urodzenio-

w¹ (dane te zweryfikowano na podstawie zapisów zawartych

w ksi¹¿eczce zdrowia dziecka lub kartotece poradni D),

wiek 1. miesi¹czki matki, wysokoœæ i masê cia³a rodziców,

stan zdrowia, wykszta³cenie i zawód rodziców oraz sytu-

acjê ekonomiczn¹ rodziny. W tej samej ankiecie rodzice

wyrazili zgodê na badanie ich dziecka. Na przeprowadze-

nie badañ uzyskano zgodê Terenowej Komisji Bioetycznej.

Z badañ wykluczono dzieci choruj¹ce na przewlek³e

choroby upoœledzaj¹ce proces wzrastania oraz te dzieci,

których rodzice nie wyrazili zgody na badania. Ostatecz-

nie, po uzyskaniu pisemnej zgody rodziców i ustnej zgo-

dy dziecka, badaniem objêtych zosta³o 437 dzieci, w tym

230 dziewcz¹t i 207 ch³opców. Najm³odsze dziecko mia-

³o 13,08 r., najstarsze – 15,25 r. Œrednia wieku badanych

dziewcz¹t wynosi³a 14,2 (±0,55) r. i nie ró¿ni³a siê istotnie

od œredniej wieku ch³opców wynosz¹cej 14,1 (±1,4) r.

Badanie obejmowa³o pomiar masy i wysokoœci cia³a

dziecka oraz ocenê stopnia zaawansowania dojrzewania

p³ciowego. Dzieci wa¿ono 3-krotnie w bieliŸnie osobistej

i bez butów na tej samej wadze (z dok³adnoœci¹ do 0,1 kg).

Trzykrotnego pomiaru wzrostu dokonywano za pomoc¹

standaryzowanego przyrz¹du (z dok³adnoœci¹ do 1 cm).

Obliczano œredni¹ arytmetyczn¹ uzyskanych pomiarów

masy i wysokoœci cia³a. Okreœlono równie¿ wskaŸnik ma-

sy cia³a dzieci, korzystaj¹c ze wzoru:

BMI=masa cia³a [kg]/wysokoœæ cia³a [m

2

].

U dziewcz¹t wskazano stopieñ zaawansowania rozwo-

ju piersi i ow³osienia ³onowego wed³ug skali Tannera.

Wœród 188 dziewcz¹t, które zg³osi³y fakt wyst¹pienia me-

narche, ustalono wiek wyst¹pienia 1. miesi¹czki.

Ocena dojrza³oœci p³ciowej u ch³opców obejmowa³a

okreœlenie stopnia zaawansowania rozwoju ow³osienia

³onowego i narz¹dów p³ciowych zewnêtrznych wed³ug

skali Tannera oraz pomiar objêtoœci j¹der, który wykony-

wano przy u¿yciu orchidometru Pradera.

Po zebraniu danych z ankiety oraz zbadaniu dzieci

podzielono je na 3 grupy w zale¿noœci od u.m.c.: równej lub

ni¿szej od 2500 g, pozostaj¹cej wzakresie 2501-3500 g oraz

wy¿szej ni¿ 3500 g. Przy kwalifikowaniu dzieci do danej

grupy kierowano siê u.m.c. niezale¿nie od czasu trwania

ci¹¿y. Ze wzglêdu jednak na to, i¿ czêœæ kobiet miesi¹cz-

kuje w sposób nieregularny, ocena dojrza³oœci dziecka

okreœlana jedynie na podstawie czasu trwania ci¹¿y, który

obliczano od 1. dnia ostatniej miesi¹czki, nie jest w pe³ni

miarodajna. Poza tym, jak wynika z prac Ellimana i wsp.

(10) oraz Sorensena i wsp. (23), wp³yw wieku p³odowe-

go na wzrastanie dziecka po okresie wczesnodzieciêcym

nie wydaje siê istotny.

Marzena Nordyñska-Sobczak, Ewa Ma³ecka-Tendera, Katarzyna Klimek, Joanna Lewin-Kowalik

Endokrynologia, Diabetologia i… 2000, 6, 2

Wiek (lata)

Age (years)

Urodzeniowa masa cia³a [g]

Birth weight [g]

Wzrost [cm]

Height [cm]

WskaŸnik masy cia³a (BMI)

Body mass index (BMI)

Ch³opcy / Boys

n=207

œrednia

mean

14,1

3336

163,2

20,1

STD

1,4

492

17,4

3,3

œrednia

mean

14,2

3243

159,9

20,3

STD

0,55

448

5,8

3,3

Dziewczynki / Girls

n=230

p

ns

p<0,04

ns

ns

Tabela I: Charakterystyka badanych dzieci

Table I: Group characteristics

Wp³yw urodzeniowej masy cia³a na dojrzewanie p³ciowe 14-letnich dzieci

103

Ryc. 1. Zale¿noœæ miêdzy wysokoœci¹ cia³a w wieku pokwitaniowym a urodzeniow¹ mas¹ cia³a u dziewcz¹t

Fig. 1. Relation between body height at puberty and birth weight in girls

Ryc. 2. Zale¿noœæ miêdzy wysokoœci¹ cia³a w wieku pokwitaniowym a urodzeniow¹ mas¹ cia³a u ch³opców

Fig. 2. Relation between body height at puberty and birth weight in boys

W grupie dzieci o u.m.c. równej lub ni¿szej od 2500 g by-

³o 12 dziewcz¹t i 13 ch³opców, w grupie o u.m.c. w za-

kresie 2501-3500 g by³o 165 dziewcz¹t i 117 ch³opców,

a w grupie o u.m.c. wiêkszej ni¿ 3500 g by³y 53 dziew-

czêta i 77 ch³opców. Œrednia masa urodzeniowa ch³op-

ców by³a istotnie statystycznie wiêksza ni¿ masa urodze-

niowa dziewczynek (p<0,05). Wzrost 14-letnich ch³opców

by³ nieistotnie wiêkszy ni¿ wzrost 14-letnich dziewcz¹t

(p>0,05). Charakterystykê badanych dzieci przedstawio-

no w tabeli I.

Wyniki badañ ankietowych odnosz¹ce siê do sytuacji

socjalnej zestawiono tabelarycznie, porz¹dkuj¹c dane

wed³ug oceny punktowej.

Uzyskane wyniki poddano analizie statystycznej, przyj-

muj¹c za poziom istotnoœci wartoœæ p<0,05. Wszystkie

zale¿noœci badano oddzielnie w ka¿dym przedziale u.m.c.

Porównania wzrostu i BMI dokonano na podstawie

jednoczynnikowej analizy wariancji ANOVA. Metodê tê wy-

korzystano równie¿ do porównania œrednich wieku me-

narche u dziewcz¹t i ich matek w poszczególnych zakre-

sach u.m.c. Oceniaj¹c wp³yw sytuacji ekonomicznej ro-

dziny, stanu zdrowia, wykszta³cenia i zawodu rodziców na

œredni¹ wieku menarche u dziewcz¹t, zastosowano me-

todê wieloczynnikowej analizy wariancji ANOVA.

Wyniki

Stwierdzono istotn¹ statystycznie zale¿noœæ miêdzy

wysokoœci¹ cia³a 14-letnich dziewcz¹t i ch³opców w wie-

ku pokwitania a u.m.c. (odpowiednio – p=0,041 i 0,042).

Zgodnie z równaniem krzywej regresji (zale¿noœæ rosn¹-

ca) im wiêksza by³a u.m.c., tym wiêksza wysokoœæ cia³a

w wieku pokwitaniowym. Zale¿noœæ wzrostu w 14 r.¿. od

u.m.c. u dziewcz¹t przedstawiono na rycinie 1, a u ch³op-

ców – na rycinie 2. W zastosowanej metodzie dwuwymia-

rowej regresji wysoce istotna statystycznie okaza³a siê za-

le¿noœæ miêdzy wysokoœci¹ cia³a w wieku pokwitaniowym

u dziewcz¹t a wysokoœci¹ cia³a matki (p<0,001, r=0,37)

i ojca (p<0,001, r=0,38) oraz miêdzy wysokoœci¹ cia³a

ch³opców a wzrostem matki (p<0,001, r=0,32) i ojca

(p<0,001, r=0,38).

Nie stwierdzono zwi¹zku miêdzy BMI dziewcz¹t

i ch³opców w wieku pokwitania a u.m.c. (p>0,05).

Wobec braku istotnych statystycznie ró¿nic miêdzy

œrednimi wieku menarche u matek we wszystkich bada-

nych grupach dzieci (p>0,05) przeprowadzono porówna-

nie œrednich wieku menarche u dziewcz¹t w poszczegól-

nych zakresach u.m.c. na podstawie jednoczynnikowej

analizy wariancji. Wykazano brak statystycznie istotnej

ró¿nicy miêdzy œrednimi wieku menarche badanych

dziewcz¹t w poszczególnych zakresach masy urodzenio-

wej. W wyniku analizy regresji wykazano natomiast istot-

ny statystycznie zwi¹zek miêdzy wiekiem menarche

dziewcz¹t i ich matek (p=0,01).

Z wykorzystaniem jednoczynnikowej analizy wariancji

porównano dodatkowo œrednie wieku menarche dziew-

cz¹t i ich matek, stwierdzaj¹c przyspieszenie wieku menar-

che u badanych dziewcz¹t w stosunku do ich matek w gru-

pie dziewcz¹t o u.m.c. w zakresie 2501-3500 g o 0,61 r.,

u dziewcz¹t o u.m.c wiêkszej ni¿ 3500 g o 0,82 r., a u dziew-

cz¹t o u.m.c. mniejszej lub równej 2500 g o 0,74 r. Ró¿ni-

ce te by³y jednak istotne statystycznie tylko w grupach dziew-

cz¹t o masie urodzeniowej wiêkszej od 2500 g (ryc. 3).

Na podstawie wieloczynnikowej analizy wariancji ba-

dano równie¿ zale¿noœæ œredniego wieku menarche

u dziewcz¹t od sytuacji ekonomicznej rodziny oraz stanu

zdrowia, wykszta³cenia i zawodu rodziców (tab. II). Spo-

œród analizowanych czynników jedynie wykszta³cenie oj-

ca mia³o wp³yw na œredni¹ wieku menarche (p=0,021).

Im wy¿sze wykszta³cenie ojca, tym ni¿szy by³ œredni wiek

menarche u córki.

Obliczono œrednie wieku dziewcz¹t bêd¹cych na po-

szczególnych etapach rozwoju ow³osienia ³onowego

i piersi w ka¿dym z 3 zakresów u.m.c. Jedyn¹ istotn¹ sta-

tystycznie ró¿nicê stwierdzono miêdzy œrednim wiekiem

dziewcz¹t o u.m.c. pozostaj¹cej w zakresie 2501-3500

g w stadium P5 rozwoju ow³osienia ³onowego a œrednim

wiekiem dziewcz¹t na tym samym etapie dojrzewania

o u.m.c. wiêkszej ni¿ 3500 g (odpowiednio – 14,2±0,6

i 14,6±0,6 r., p<0,05). W pozosta³ych grupach nie zaob-

serwowano istotnych statystycznie ró¿nic miêdzy œredni-

mi wieku dziewcz¹t bêd¹cych na kolejnych etapach roz-

woju p³ciowego.

Okreœlono œredni¹ wieku ch³opców bêd¹cych w po-

szczególnych stadiach rozwoju ow³osienia ³onowego i na-

rz¹dów p³ciowych zewnêtrznych w 3 zakresach u.m.c.

Marzena Nordyñska-Sobczak, Ewa Ma³ecka-Tendera, Katarzyna Klimek, Joanna Lewin-Kowalik

Endokrynologia, Diabetologia i… 2000, 6, 2

104

Ryc. 3. Œrednia wieku 1. miesi¹czki dziewcz¹t i ich matek

Fig. 3. Mean age of menarche in, girls and their mothers

Wszyscy badani ch³opcy osi¹gnêli co najmniej II stopieñ

rozwoju ow³osienia p³ciowego i rozwoju gonad w wieku

œrednio od 13,4±0,1 do 13,8±0,8 r. oraz œredni¹ pojem-

noœæ j¹der od 19,6±5,3 do 20,4±4,2 ml. Nie stwierdzo-

no istotnych statystycznie ró¿nic w œrednich wieku osi¹ga-

nia kolejnych etapów dojrza³oœci p³ciowej miêdzy badany-

mi grupami (p>0,05) w 3 zakresach masy urodzeniowej.

Omówienie

Proces wzrastania i osi¹gniêcie ostatecznej wysoko-

œci cia³a przez cz³owieka jest zale¿ne od wielu czynników.

Najistotniejszym z nich jest niew¹tpliwie potencja³ gene-

tyczny. Jak wiadomo, ostateczny wzrost, przebieg proce-

su wzrastania i proporcje cia³a s¹ cechami w du¿ym stop-

Wp³yw urodzeniowej masy cia³a na dojrzewanie p³ciowe 14-letnich dzieci

105

A

B

C

D

E

F

G

Czynnik

Factor

sytuacja ekonomiczna

economic situation

1

2

3

stan zdrowia matki

mother’s health

1

2

3

stan zdrowia ojca

father’s health

1

2

3

wykszta³cenie matki

mother’s education

1

2

3

4

wykszta³cenie ojca

father’s education

1

2

3

4

zawód matki

mother’s occupation

1

2

3

zawód ojca

father’s occupation

1

2

3

n

76

91

11

147

28

3

157

20

1

15

86

70

7

5

101

63

9

108

61

9

121

46

11

Œrednia wieku menarche (lata)

Mean age of menarche (y)

12,43

12,64

12,87

12,91

12,9

12,13

12,7

12,62

12,62

12,64

12,26

12,62

13,07

13,16

12,91

13,24

11,26

12,98

12,77

12,19

12,44

12,15

13,34

11,64

11,89

12,03

11,64

11,89

12,03

12,22

12,05

10,85

11,72

11,35

11,77

11,78

11,98

12,04

12,41

10,07

12,11

11,92

11

11,64

11,33

12,15

13,22

13,39

13,71

13,6

13,62

13,36

13,17

13,19

14,39

13,56

13,16

13,47

14,35

14,35

13,78

14,07

12,46

13,85

13,61

13,38

13,24

12,98

14,54

p

0,221

0,371

0,942

0,291

0,021*

0,502

0,103

95-proc. przedzia³ ufnoœci

Cl±95%

Tabela II: Wp³yw czynników socjalno-ekonomicznych na œredni¹ wieku menarche u dziewcz¹t

Table II: Socio-economic factors influencing the age of menarche in girls

* IstotnoϾ statystyczna (p<0,05) / Statistical significance (p<0.05)

Legenda: / Legend:

Sytuacja ekonomiczna rodziny
Economic situation of family
1 – dochody wystarczaj¹ na prowadzenie ¿ycia na odpowiednim poziomie
1 – income sufficient for suitable standard of living
2 – aby utrzymaæ rodzinê, musimy wprowadzaæ ograniczenia
2 – we have to restrict expenditures to support the family
3 – uwa¿amy, ¿e nasza sytuacja ekonomiczna jest z³a
3 – our economic situation is bad

Zdrowie ojca, matki
Father’s, mother’s health
1 – jestem zdrowy (zdrowa)
1 – good health
2 – chorujê, lecz prowadzê normalny tryb ¿ycia
2 – ill, but I have a normal style of life
3 – choroba utrudnia mi prowadzenie normalnego trybu ¿ycia
3 – disease negatively influences my lifestyle
4 – choroba powa¿nie zaburza funkcjonowanie rodziny
4 – disease disturbs my lifestyle considerably

Wykszta³cenie
Education
1 – podstawowe
1 – elementary
2 – zawodowe
2 – trade school
3 – œrednie
3 – high school
4 – wy¿sze
4 – university

Zawód
Occupation
1 – bez zawodu, pracownik fizyczny
1 – no occupation, physical worker
2 – personel œredni
2 – middle staff
3 – personel wy¿szy
3 – executive level

Marzena Nordyñska-Sobczak, Ewa Ma³ecka-Tendera, Katarzyna Klimek, Joanna Lewin-Kowalik

Endokrynologia, Diabetologia i… 2000, 6, 2

106

niu zale¿nymi od czynników genetycznych wniesionych

przez rodziców. Wysokoœæ cia³a rodziców w znacznej

mierze determinuje wiêc wzrost ostateczny ich potomstwa

(5, 15). Badania przeprowadzone w ci¹gu ostatnich 10 lat

wskazuj¹ jednak, ¿e na wzrost ostateczny mo¿e wp³ywaæ

równie¿ rozwój w ¿yciu p³odowym. Dzieci z ma³¹ urodze-

niow¹ mas¹ i d³ugoœci¹ cia³a s¹ czêsto, po zakoñczeniu

procesu wzrastania, ni¿sze od swoich rówieœników uro-

dzonych z prawid³ow¹ u.m.c. i maj¹cych rodziców o zbli-

¿onym wzroœcie (15).

Korelacja miêdzy d³ugoœci¹ cia³a dziecka w momen-

cie urodzenia a wzrostem jego rodziców jest niska. Wzra-

sta ona stopniowo w okresie miêdzy urodzeniem a ukoñ-

czeniem przez dziecko 2 r.¿. W tym wieku wspó³czynnik

korelacji ze œrednim wzrostem rodziców wynosi oko³o

0,5 i utrzymuje siê na tym samym poziomie do okresu po-

kwitania, kiedy – ze wzglêdu na ró¿nice szybkoœci wzra-

stania – spada, aby w wieku dojrza³ym osi¹gn¹æ wartoœæ

oko³o 0,7 (24).

W badanej przez nas grupie dzieci stwierdziliœmy,

zgodnie z oczekiwaniem, istotny zwi¹zek miêdzy wysoko-

œci¹ cia³a dzieci w wieku pokwitaniowym a wzrostem ich

rodziców. Po zastosowaniu dwuwymiarowej metody re-

gresji, traktuj¹c wzrost matki i ojca jako 2 zmienne nieza-

le¿ne, zarówno u dziewcz¹t, jak i u ch³opców wysoce

istotna statystycznie okaza³a siê zale¿noœæ miêdzy wyso-

koœci¹ cia³a obojga rodziców a wysokoœci¹ cia³a córki lub

syna (p<0,001, r=0,32-0,38). Stwierdzono równie¿ istot-

n¹ statystycznie zale¿noœæ wzrostu w okresie pokwitania

od u.m.c., zarówno w grupie ch³opców, jak i dziewcz¹t

(p=0,04). W badanej grupie 14-letnich dziewcz¹t,

z których ponad 80% ju¿ miesi¹czkowa³a, wzrost pokwi-

taniowy by³ w du¿ej mierze zbli¿ony do wzrostu ostatecz-

nego. Czternastoletni ch³opcy byli natomiast w okresie

maksymalnego skoku pokwitaniowego. O ile w przypad-

ku dziewcz¹t mo¿na wiêc z du¿ym prawdopodobieñ-

stwem powiedzieæ o negatywnym wp³ywie niskiej u.m.c.

na wzrost ostateczny, o tyle u badanych przez nas ch³op-

ców mog³a ona upoœledzaæ pokwitaniowy przyrost wzro-

stu. Œwiadczy to o negatywnym wp³ywie zaburzeñ wystê-

puj¹cych w okresie ¿ycia p³odowego na proces wzrasta-

nia w okresie dojrzewania.

Obserwacje nasze s¹ zgodne miêdzy innymi z donie-

sieniami Chaussain i wsp. (8) oraz Kalberga i Luo (15).

Tak¿e Karlberg i Albertsson-Wikland (14) wykazali, ¿e

chocia¿ œredni wzrost rodziców w istotny statystycznie

sposób koreluje z wielkoœci¹ „doganiania” wzrostu u dzie-

ci z ma³¹ u.m.c. w okresie miêdzy urodzeniem a 18 r.¿.,

to wystêpuje u nich 7-krotnie wiêksze ryzyko niskoros³o-

œci ni¿ u dzieci o prawid³owej u.m.c.

Przedmiotem przeprowadzonych badañ by³o te¿ po-

szukiwanie zwi¹zku miêdzy urodzeniow¹ mas¹ cia³a a BMI

dzieci w okresie pokwitaniowym. Przeprowadzona jedno-

czynnikowa analiza wariancji ANOVA nie wykaza³a istot-

nych statystycznie ró¿nic BMI w wieku pokwitaniowym

u dzieci z ró¿n¹ mas¹ urodzeniow¹.

Opinie na temat wp³ywu urodzeniowej masy cia³a na

kszta³towanie BMI u dzieci s¹ zró¿nicowane. Esposito-Del

Puente (12) nie znalaz³ zwi¹zku miêdzy du¿¹ mas¹ urodze-

niow¹ a wysokim BMI w póŸniejszym wieku. Odmienne-

go zdania s¹ Maffeis i wsp. (21), którzy badaj¹c dzieci

miêdzy 4 a 12 r.¿. z wysok¹ u.m.c., uznali j¹, ³¹cznie z oty-

³oœci¹ rodziców, za istotny czynnik ryzyka oty³oœci dzieciê-

cej. Podobne pogl¹dy prezentuj¹ Locard i wsp. (20) na

podstawie badañ grupy dzieci 5-letnich.

Nasze badania, w odró¿nieniu od analizy Maffeisa

i wsp. (21) oraz Locard i wsp. (20), obejmowa³y mniej licz-

n¹ grupê i dotyczy³y wy³¹cznie dzieci w wieku pokwitania.

Ponadto cytowane prace opiera³y siê na badaniach prze-

prowadzonych u dzieci zamieszkuj¹cych du¿e regiony

o zró¿nicowanej strukturze etnicznej, podczas gdy bada-

na przez nas grupa rodzin zamieszkuje obszar niedu¿ego

œl¹skiego miasta, stanowi¹c grupê doœæ jednolit¹ etnicz-

ne i kulturowo.

Badania nad czynnikami maj¹cymi wp³yw na dojrzewa-

nie p³ciowe by³y prowadzone przez wielu autorów. Nie-

podwa¿alny jest zwi¹zek wieku menarche u matek

i córek. Zjawisko to ma niew¹tpliwie pod³o¿e genetyczne

(5). Ze wzglêdu na obserwowany w wielu krajach trend

sekularny wiek dojrzewania p³ciowego jest coraz wcze-

œniejszy, chocia¿ tendencja do obni¿ania siê œredniej wie-

ku menarche stopniowo zanika w latach 90. (18), a ostat-

nie doniesienia mówi¹ nawet o odwróceniu sekularnego

trendu dojrzewania wœród dzieci szwedzkich (19).

Wed³ug danych z 1980 r. w Polsce pocz¹tek dojrze-

wania u ch³opców wystêpuje œrednio oko³o 11,5 r.¿.,

a u dziewcz¹t – w 10,5 r.¿. Pokwitaniowy skok wzrostu

obserwuje siê odpowiednio oko³o 14 r.¿. u ch³opców,

a 12 r.¿. u dziewcz¹t (16). Celem pracy by³o zbadanie

zwi¹zku miêdzy u.m.c. a dojrzewaniem p³ciowym i wie-

kiem 1. miesi¹czki u dziewcz¹t. Na podstawie obliczeñ

œrednich wieku dla poszczególnych stadiów rozwoju pier-

si w rozpatrywanych zakresach u.m.c. nie znaleziono

ró¿nic istotnych statystycznie. W analizie rozwoju ow³osie-

nia ³onowego jedyna istotna statystycznie ró¿nica doty-

czy³a stadium P5. W stadium tym dziewczêta o masie uro-

dzeniowej w zakresie 2501-3500 g by³y o 0,5 r. m³odsze,

ni¿ te, które urodzi³y siê z mas¹ urodzeniow¹ wiêksz¹ od

3500 g. Urodzeniowa masa cia³a nie wp³ywa³a wiêc

w znacz¹cy sposób na tempo pokwitania p³ciowego

u dziewcz¹t.

W grupie zbadanych przez nas dziewcz¹t fakt wyst¹-

pienia menarche zg³osi³o 188, co stanowi 82,2% ca³ej

grupy. Wyniki przeprowadzonych analiz wykaza³y brak

statystycznie istotnej ró¿nicy miêdzy œrednimi wieku me-

narche badanych dziewcz¹t w poszczególnych zakre-

sach u.m.c. Urodzeniowa masa cia³a nie wywar³a zatem

istotnego wp³ywu na œredni wiek menarche. Stwierdzo-

no natomiast obni¿enie œredniej wieku menarche córki

w stosunku do menarche matki. Akceleracja czasu poja-

wiania siê 1. miesi¹czki dotyczy³a jednak tylko dziewcz¹t

z u.m.c. wiêksz¹ ni¿ 2500 g. Mo¿e to œwiadczyæ o pew-

nej odrêbnoœci przebiegu dojrzewania u dziewcz¹t z ma-

³¹ mas¹ urodzeniow¹. Podobne badania prowadzili Cooper

i wsp. (9). W ich pracy ni¿szym œrednim wiekiem menarche

charakteryzowa³y siê dziewczêta o ma³ej masie urodzenio-

wej, które do 7 r.¿. osi¹gnê³y wiêkszy ciê¿ar cia³a.

Badania wielooœrodkowe, prowadzone w zró¿nico-

wanych geograficznie i etnicznie czêœciach œwiata, dowo-

dz¹ nie tylko istotnego zwi¹zku wieku menarche u dziew-

cz¹t ze œrednim wiekiem menarche u matek, ale i wp³y-

wu czynników socjalno-ekonomicznych na dynamikê

Wp³yw urodzeniowej masy cia³a na dojrzewanie p³ciowe 14-letnich dzieci

107

Piœmiennictwo

1. Albertsson-Wikland K., Karlberg J.: Natural growth in children

born small for gestational age without catch-up growth. Acta

Paediatr. Suppl., 1994, 399, 64.

2. Albertsson-Wikland K., Karlberg J.: Postnatal growth of children born

small for gestational age. Acta Paediatr. Suppl., 1997, 423, 193.

3. Bielicki T., Waliszko A., Hulanicka B., Kotlarz K.: Social-class

gradients in menarcheal age in Poland. Ann. Hum. Biol., 1986,

13, 1.

4. Biro F.M., Lucky A.W., Huster G.A., Morrison J.A.: Pubertal sta-

ging in boys. J. Pediatr., 1995, 1, 100.

5. Bourguignon J.P.: Environmental factors and human puberty.

Acta Paediatr. Suppl., 1996, 417, 92.

6. Buenen G.P., Malina R.M., Lefevre J.A. i wsp.: Adiposity and biolo-

gical maturity in girls 6-16 years of age. Int. J. Obes. 1994, 18, 542.

7. Charzewski J., Laska-Mierzejewska T., Piechaczek H., £ukaszew-

ska L.: Wiek menarche dziewcz¹t warszawskich 1976-1986.

Wych. Fiz. Sport, 1991, 2, 15.

8. Chaussain J.L., Colle M., Ducret J.P.: Adult height in children with

prepubertal short stature secondary to intrauterine growth retar-

dation. Acta Paediatr., 1994, suppl. 399, 72.

9. Cooper C., Kuh D., Egger P. i wsp.: Childhood growth and age

at menarche. Br. J. Obstet. Gynaecol., 1996, 103, 814.

10. Elliman A., Bryan E., Elliman A. i wsp.: The growth of low-birth-

-weight children. Acta Paediatr., 1992, 81, 311.

11. Engelhardt L., Willers B., Pelz L.: Sexual maturation in East Ger-

man girls. Acta Paediatr., 1995, 84, 1362.

pokwitania p³ciowego u dziewcz¹t (3, 11, 13, 17).

Przedmiotem analizy wielu prac by³a równie¿ rola czynni-

ków rodzinnych, takich jak wykszta³cenie czy zawód ro-

dziców, i sytuacja ekonomiczna rodziny w kszta³towaniu

wieku menarche. Wed³ug czêœci autorów najwczeœniej

dojrzewaj¹ dziewczêta z rodzin o najwy¿szym wykszta³ce-

niu i najlepszej sytuacji ekonomicznej (3, 17). Niewszyst-

kie badania potwierdzaj¹ jednak ten zwi¹zek (11, 13).

Aby zbadaæ wp³yw czynników socjalno-bytowych na

dojrzewanie u dziewcz¹t, przeprowadzono analizê zwi¹z-

ku miêdzy sytuacj¹ ekonomiczn¹ rodziny, stanem zdrowia,

wykszta³ceniem i zawodem rodziców a wiekiem menar-

che u dziewcz¹t. Zastosowano w tym celu metodê wie-

loczynnikowej analizy wariancji. Umo¿liwi³o to ³¹czn¹ oce-

nê wp³ywu wszystkich wymienionych czynników na œredni

wiek menarche, co jest zgodne z rzeczywistym, równo-

leg³ym dzia³aniem tych czynników i umo¿liwia wykrywanie

efektów interakcji miêdzy nimi.

Na podstawie wykonanych analiz mo¿na stwierdziæ, ¿e

jedynie wykszta³cenie ojca w istotny statystycznie sposób

(p=0,021) wp³ywa³o na œredni¹ wieku menarche córki.

Im wy¿sze wykszta³cenie ojca, tym ni¿szy œredni wiek me-

narche córki. Jest to zgodne z doniesieniami Bielickiego

i wsp. (3), którzy podobne wnioski wysunêli na podstawie

badañ prowadzonych u 19 000 dziewcz¹t zamieszkuj¹-

cych tereny aglomeracji miejskich Górnego Œl¹ska,

a wiêc w grupie o tej samej strukturze etnicznej i kulturo-

wej. W badaniach tych o ni¿szym œrednim wieku menar-

che decydowa³o wy¿sze wykszta³cenie rodziców, wyko-

nywanie zawodu o wiêkszym presti¿u w poczuciu spo-

³ecznym oraz przynale¿noœæ do grupy o wiêkszych

dochodach. Na podstawie 10-letnich analiz wieku menar-

che wœród dziewcz¹t warszawskich Charzewski i wsp. (7)

stwierdzili, ¿e najpóŸniej dojrzewaj¹ dziewczêta z rodzin

o podstawowym wykszta³ceniu rodziców.

Opisywany trend sekularny dotyczy tak¿e dojrzewania

p³ciowego u ch³opców. Przyjmuje siê, ¿e o pocz¹tku doj-

rzewania u p³ci mêskiej œwiadczy stopieñ P2 w rozwoju

ow³osienia ³onowego w skali Tannera oraz objêtoœæ j¹der

przekraczaj¹ca 4 ml (4). W materiale Wong i wsp. (25),

obejmuj¹cym analizê dojrzewania p³ciowego 3872 ch³op-

ców w wieku 7-21 lat mieszkaj¹cych na terenie Hong-

Kongu, œredni wiek pocz¹tku powiêkszania siê narz¹dów

p³ciowych wynosi³ 11,4 r., a pojawienia siê ow³osienia ³o-

nowego – 12,7 r. i by³ istotnie ni¿szy w stosunku do wy-

ników uzyskanych w roku 1965. Innego zdania jest Lind-

gren (18), który opieraj¹c siê na badaniach rozwoju cech

pokwitania p³ciowego u uczniów na terenie Sztokholmu

przeprowadzonych w latach 80., stwierdzi³, i¿ u ch³opców

rozwój ow³osienia ³onowego rozpoczyna³ siê póŸniej ni¿

wœród grupy badanej w latach 70., zaœ wiek osi¹gania

pe³nego rozwoju ow³osienia ³onowego by³ ten sam i wy-

nosi³ 15,1 r.

Celem pracy by³o poszukiwanie zwi¹zku miêdzy

u.m.c. a przebiegiem dojrzewania p³ciowego u ch³opców.

Obliczono œrednie wieku u ch³opców bêd¹cych na po-

szczególnych etapach rozwoju ow³osienia ³onowego i ze-

wnêtrznych narz¹dów p³ciowych oraz œredni¹ objêtoœæ

ich j¹der. Nie znaleziono istotnych statystycznie ró¿nic ani

w œrednich wieku, ani w objêtoœci j¹der ch³opców bêd¹-

cych na kolejnych etapach dojrzewania w odniesieniu do

grup o ró¿nej u.m.c. U badanych przez nas ch³opców uro-

dzeniowa masa cia³a nie wp³ynê³a wiêc w istotny staty-

stycznie sposób na tempo pokwitania p³ciowego.

Przeprowadzone badania wskazuj¹, ¿e urodzeniowa

masa cia³a mo¿e mieæ istotny wp³yw na proces wzrasta-

nia w wieku pokwitaniowym, nie modyfikuj¹c jednak sa-

mego procesu dojrzewania. Za pewn¹ odrêbnoœci¹ doj-

rzewania u dziewcz¹t z ma³¹ urodzeniow¹ mas¹ cia³a

mo¿e przemawiaæ niewystêpowanie u nich przyspiesze-

nia wieku 1. miesi¹czki, które stwierdzono w grupach

dziewcz¹t o wiêkszej masie urodzeniowej.

Wnioski

1. Urodzeniowa masa cia³a koreluje dodatnio z wyso-

koœci¹ cia³a 14-letnich dziewcz¹t i ch³opców, nie wp³ywa

natomiast na ich wskaŸnik masy cia³a.

2. Urodzeniowa masa cia³a oraz czynniki socjalno-

ekonomiczne nie maj¹ istotnego wp³ywu na œredni¹ wie-

ku menarche u dziewcz¹t.

3. U dziewcz¹t z ma³¹ urodzeniow¹ mas¹ cia³a nie wy-

stêpuje przyspieszenie wieku menarche, które obserwo-

wano u dziewcz¹t o urodzeniowej masie cia³a wiêkszej ni¿

2500 g.

4. Nie stwierdzono zale¿noœci miêdzy urodzeniow¹

mas¹ cia³a a przebiegiem dojrzewania p³ciowego u ch³op-

ców.

Marzena Nordyñska-Sobczak, Ewa Ma³ecka-Tendera, Katarzyna Klimek, Joanna Lewin-Kowalik

Endokrynologia, Diabetologia i… 2000, 6, 2

108

12. Esposito-Del Puente A.: Familial and environmental influences on

body composition and body fat distribution in childhood in

Southern Italy. Int. J. Obes., 1994, 18, 596.

13. Huen K.F., Leung S.S.F., Lau J.T.F. i wsp.: Secular trend in the se-

xual maturation of Southern Chinese girls. Acta Paediatr., 1997,

86, 1121.

14. Karlberg J., Albertsson-Wikland K.: Growth in full-term small-for-

gestational-age infants: from birth to final height. Pediatr. Res.,

1995, 38, 733.

15. Kalberg J., Luo Z.C.: Foetal size to final height. Acta Paediatr.,

2000, 89, 632.

16. Kopczyñska-Sikorska J.: Diagnostyka rozwoju dzieci i m³odzie¿y.

PZWL, Warszawa, 1980, 210.

17. Liestol K., Rosenberg M.: Height, weight and menarcheal age of

schoolgirls in Oslo – an update. Ann. Hum. Biol., 1995, 22, 199.

18. Lindgren G.: Pubertal stages 1980 of Stockholm schoolchil-

dren. Acta Paediatr., 1996, 85, 1365.

19. Liu Y.X., Albertsson-Wikland K., Kalberg J.: New reference for the

age at childhood onset of growth and secure trend in the timing

of puberty in Swedish. Acta Paediatr., 2000, 89, 637.

20. Locard E., Mamelle N., Billette A. i wsp.: Risk factors of obesity

in a five year old population. Parental versus environmental fac-

tors. Int. J. Obes., 1992, 16, 721.

21. Maffeis C., Micciolo R., Must A. i wsp.: Parental and perinatal fac-

tors associated with childhood obesity in north-east Italy. Int. J.

Obes., 1994, 18, 301.

22. Mills J.L., Shiono P.H., Shapiro L.R. i wsp.: Early growth predicts

timing of puberty in boys: results of a 14-year nutrition and

growth study. J. Pediatr., 1986, 109, 543.

23. Sorensen H.T., Sabroe S., Rothman K.J. i wsp.: Relation betwe-

en weight and length at birth and body mass index in young adul-

thood: cohort study. BMJ, 1997, 315, 1137.

24. Tanner J.M., Goldstein H., Whitehouse R.H.: Standards for chil-

dren’s height, at ages 2 to 9 years, allowing for height of parents.

Arch. Dis. Child., 1979, 45, 755.

25. Wong G.W.K., Leung S.S.I.: Secular trend in the sexual matura-

tion of Southern Chinese boys. Acta Paediatr., 1996, 85, 620.

Adres do korespondencji:

Dr hab. Ewa Ma³ecka-Tendera, prof. Œl¹skiej AM

Katedra i Zak³ad Patofizjologii Œl¹skiej AM

ul. Medyków 18

40-742 Katowice

tel./fax [phone]

e-mail: [e-mail]