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目的了解重庆城区小学儿童家庭结构现状、青春发动时相现状及提前的影响因素;建立儿童青少年发育队列,追踪观察青春期发育的启动与进程,同时探索青春早期家庭结构改变与青春发动时相提前的关联。方法采用目的性抽样,在重庆市九龙坡区选取有代表性的四所小学,每所小学选取一至四年级男女生作为研究对象(包括还未启动青春发育和已经启动青春发育的儿童),由家长和儿童签署知情同意书后,对目标儿童进行一般情况及家庭环境调查,青春期发育水平调查等。根据基线调查的结果,从中确定进入队列随访的目标儿童,包括暴露组(家庭结构不良组)和非暴露组(家庭结构良好组)。对于基线调查已启动青春发育的儿童,回顾其各类青春期事件的出现情况及时间。对于所有进入队列的儿童进行前瞻性随访,每半年一次,共计三次随访。结果基线调查共调查1237名儿童,其中男童695人,女童542人,知情同意率约为50.1%。所有调查对象儿童中,家庭结构不良的检出率为51.1%。根据PDS评分,青春发动时相提前检出率为16.9%,男女童提前检出率差异有统计学意义(14.5%vs 20.0%,χ2=6.578,P=0.010)。根据半数概率回归法,男童睾丸2期的中位年龄为11.51岁,女童乳房2期的中位年龄为10.43岁。影响因素分析结果表明:总的来说,肥胖(OR=1.874,95%CI:1.101~3.189)、母亲月经初潮年龄(OR=0.940,95%CI:0.885~0.997)、低出生体重(OR=4.236,95%CI:1.645~10.906)和性别(OR=0.635,95%CI:0.444~0.908)是对象儿童青春发动时相提前的影响因素。分性别来看,自觉家庭经济状况中下等(OR=2.195,95%CI:1.275~3.780;OR=3.167,95%CI:1.068~9.387)、流动儿童(OR=0.558,95%CI:0.139~0.978)、生长发育促进药物的服用史(OR=13.361,95%CI:1.289~138.529)、低出生体重(OR=6.296,95%CI:1.429~27.734)是被调查男童青春发动时相提前的影响因素,而肥胖(OR=3.356,95%CI:1.028~2.762)、母亲月经初潮年龄(OR=0.867,95%CI:0.787~0.955)、食用含激素较高的食品(OR=0.410,95%CI:0.232~0.725)是被调查女童青春发动时相提前的影响因素。基线调查1237名儿童均进入队列随访,其中家庭结构良好组605人,家庭结构不良组632人。三次随访后失访19人,总体失访率为1.5%。基线调查中,家庭结构良好组与不良组在父亲文化程度(χ2=9.040,P=0.029)、父母间关系(χ2=16.290,P=0.000)方面差异有统计学意义,其余特征在两组间具有可比性。根据双向性随访结果,男童睾丸2期发育的中位年龄为10.65岁,女童乳房2期发育的中位年龄为9.81岁。青春发动时相提前的检出率为10.1%,男女童检出率差异有统计学意义(5.6%vs 15.9%,χ2=35.259,P=0.000)。性早熟的检出率为2.4%,其中男童性早熟检出率为2.1%,女童性早熟检出率为3.1%。Cox回归结果显示,家庭结构不良组及相关因素与家庭结构良好组在青春期启动年龄方面差异无统计学意义(P>0.05),但从生存曲线来看,家庭结构不良的男女童青春期启动年龄要早于家庭结构良好组。在男童中,留守男童、父母离婚的男童青春期启动年龄分别早于非留守男童和父母未离婚的男童,而流动男童和父亲和/或母亲去世的男童发育晚于非流动男童和父母健在的男童;在女童中,父亲和/或母亲去世的女童、留守女童和流动女童发育分别早于父母健在女童、非留守女童和非流动女童,而父母离婚的女童发育晚于父母未离婚的女童。结论重庆城区小学儿童家庭结构不良现象突出。青春发动时相提前检出率稍低,而青春发育较以往仍有所提前。与女童相比,男童更不易发生青春发动时相提前。肥胖、母亲月经初潮年龄早、低出生体重是本研究人群中青春发动时相提前的危险因素,且青春发动时相提前的影响因素存在明显的性别差异。家庭结构不良与青春发动时相提前可能存在相关,且家庭结构及其相关因素与青春发动时相的相关性可能存在性别差异。仍需进一步对研究对象做跟踪随访研究,观察青春期发育的整个进程,正确估计青春发动时相提前检出率,并明确家庭结构与青春发动时相提前的相关性。