Adversité de la petite enfance et indice de masse corporelle pendant l’enfance et l’adolescence : relier les données du registre sur l’adversité aux dossiers de santé scolaires de 53 401 enfants de Copenhague

Pour cette étude, nous avons utilisé les données de la cohorte danoise sur le parcours de vie (DANLIFE) et du registre des dossiers médicaux scolaires de Copenhague (CSHRR). DANLIFE comprend des informations sur les difficultés rencontrées par tous les enfants nés au Danemark entre le 1er janvier 1980 et le 31 décembre 2015. [15]. Le CSHRR contient des informations provenant des examens de santé universels des écoliers de la municipalité centrale de Copenhague nés entre 1930 et 1996. [16]. Lors de ces examens de santé, la taille et le poids des enfants étaient mesurés par un médecin scolaire ou une infirmière qualifié. L’échantillon de cette étude est composé de tous les enfants (1) qui sont à la fois dans DANLIFE et dans le CSHRR, (2) qui ne sont pas décédés ou n’ont pas émigré avant leur 6ème anniversaire et (3) qui disposent d’informations sur la taille et le poids à 6-7 ans. et/ou 12 à 15 ans (n = 53 401). Le traitement des données personnelles à des fins statistiques ou scientifiques dans le cadre de l’étude DANLIFE est approuvé au nom de l’Agence danoise de protection des données par la Faculté de santé et des sciences médicales de l’Université de Copenhague (Copenhague, Danemark) (numéro d’enregistrement 514-0641/21. -3000). L’Agence danoise de protection des données veille au respect de la législation nationale et européenne. Aucune approbation éthique n’a été obtenue pour cette étude, car elle n’est pas requise pour les études basées sur des registres selon la loi danoise.

Adversité de la petite enfance

Pour dériver des groupes d’adversité dans la petite enfance, nous avons appliqué une modélisation multi-trajectoires basée sur les groupes (en utilisant le package poutrespour Stata) au décompte annuel des adversités vécues par les enfants de 0 à 5 ans dans trois dimensions [17]. Les trois dimensions étaient la privation matérielle (c’est-à-dire la pauvreté familiale et le chômage de longue durée des parents), la perte ou la menace de perte (c’est-à-dire la maladie somatique des parents et des frères et sœurs et le décès) et la dynamique familiale (c’est-à-dire le placement en famille d’accueil, la séparation maternelle, la fratrie). maladie psychiatrique et maladie psychiatrique parentale, abus d’alcool et toxicomanie). Les définitions des adversités de l’enfance incluses peuvent être trouvées dans le tableau supplémentaire 1. Nous avons utilisé la même méthode que dans une étude antérieure basée sur les données DANLIFE. [2], où nous avons utilisé des régressions de Poisson gonflées à zéro avec une fonction de trajectoire cubique pour modéliser l’adversité de l’enfance de 0 à 15 ans. Cependant, dans cette étude, nous avons ajusté les trajectoires en utilisant une tranche d’âge de 0 à 5 ans. Sur la base des résultats de l’étude précédente, dans laquelle nous avons identifié 5 groupes, nous avons testé entre 4 et 6 groupes d’adversité pour identifier le nombre optimal de groupes dans cette étude. Le nombre optimal de groupes était basé sur l’interprétabilité et le pourcentage d’individus dans chaque groupe, c’est-à-dire que les solutions incluant de très petits groupes étaient ignorées. [17, 18]. Tous les enfants ont été répartis dans le groupe auquel ils étaient le plus susceptibles d’appartenir. Dans une analyse post-hoc, nous avons effectué l’analyse principale pondérée par les probabilités a posteriori des enfants.

Indice de masse corporelle

Les enfants sont examinés par des médecins ou des infirmières scolaires tout au long de leur scolarité, comme le prescrit la loi. Le premier examen de santé préventif a eu lieu en première année d’école (entre 5 et 7 ans) et le dernier examen a eu lieu avant que l’enfant n’achève l’enseignement secondaire obligatoire (avant l’âge de 16 ans). Pour déterminer l’IMC de l’enfant, nous avons utilisé des mesures de taille et de poids prises chez les enfants âgés de 6 à 7 ans. Nous avons donné la priorité aux mesures les plus proches de l’âge de 7 ans pour les enfants ayant effectué plusieurs mesures, car les enfants de cet âge sont plus susceptibles d’avoir connu un rebond d’adiposité qu’à un âge plus précoce. [12]. Pour l’IMC des adolescents, nous avons sélectionné les mesures de taille et de poids entre 12 et 15 ans et nous avons donné la priorité aux mesures les plus proches de l’âge de 14 ans, car la plupart des enfants auront des mesures de taille et de poids vers cet âge.

En utilisant la taille et le poids des enfants, nous avons calculé leur IMC. L’IMC a été calculé en divisant le poids (kg) par la taille (m) au carré. Comme l’IMC des enfants change naturellement avec l’âge, et différemment pour les garçons et les filles, nous avons utilisé des courbes de référence d’IMC spécifiques au sexe en fonction de l’âge pour convertir l’IMC des enfants en scores z d’IMC, également appelés scores d’écart type d’IMC. Nous avons créé ces courbes de référence IMC en utilisant les données CSHRR de tous les enfants nés du 1er janvier 1980 au 31 décembre 1996 (n_garçons = 32 875 ; n_filles= 31 540). Ces courbes de référence ont été créées en modélisant l’IMC en fonction de l’âge à l’aide de la méthode LMS. La méthode LMS base les courbes de référence sur l’asymétrie (L), la médiane (M) et le coefficient de variation (S) des données IMC en fonction de l’âge. [19]. Les courbes de référence ont été créées séparément pour les garçons et les filles, à l’aide de la fonction lms.bcn du package R VGAM. Sur la base de ces courbes de référence et de l’IMC, du sexe et de l’âge de l’enfant, nous avons déterminé les scores z de l’IMC de l’enfant et de l’adolescent.

Covariables

Les facteurs confondants potentiels de l’association entre l’adversité durant l’enfance et l’IMC comprenaient l’âge de la mère à la naissance. [20]région d’origine parentale [4]maladie cardiométabolique parentale [21] et année de naissance. Toutes les informations concernant les covariables ont été extraites des registres nationaux danois. L’âge de la mère à la naissance était classé comme étant plus jeune (<20 years), average (20–30 years), or older (>30 ans). L’origine parentale était classée comme occidentale lorsque l’un ou les deux parents avaient une nationalité européenne, nord-américaine, australienne ou néo-zélandaise, et comme non occidentale si les deux parents avaient une autre nationalité. La maladie cardiométabolique parentale (oui/non) au cours des trois années précédant la naissance de l’enfant a été établie en collectant des informations sur les diagnostics primaires et secondaires et sur la mortalité par cause principale. Une maladie cardiométabolique parentale au cours des trois années précédant la naissance de l’enfant était considérée comme présente si les parents étaient inscrits dans le registre national danois des patients ou dans le registre danois des causes de décès par cardiopathie ischémique (ICD8 : 410-414/ICD10 : I20.0, I20.1, I21-I25), maladie cérébrovasculaire (430-438/I60-I69), insuffisance cardiaque congestive (427.09-427.11, 427.19, 428.99, 782.49/I50, I11.0, I13.0, I13.2), maladie vasculaire périphérique (440-445/I70-I74, I77), diabète de type 1 (249/E10) ou diabète de type 2 (250/E11) [22, 23].

Dans des analyses supplémentaires, nous avons ajusté le niveau d’éducation des parents à la naissance, la taille en fonction de l’âge gestationnel et de la naissance prématurée. Le niveau de scolarité des parents à la naissance était considéré comme faible (<10 years), medium (10–12 years), and high (>12 ans). La taille correspondant à l’âge gestationnel à la naissance était basée sur les centiles des courbes de référence de croissance intra-utérine spécifiques à l’âge et au sexe et divisée en petits (<10th), average (≥10th to ≤90th), and large (>90ème) [24]. Les naissances prématurées (oui/non) ont été classées comme accouchements < 37 semaines de gestation.

analyses statistiques

Nous avons effectué une modélisation par équation structurelle pour évaluer les associations entre les groupes d’adversité de l’enfance et le score z de l’IMC dans (1) l’enfance et (2) l’adolescence (Fig. 1), en utilisant comme référence le groupe le plus exposé à l’adversité de l’enfance. Nous avons examiné les associations directes dans l’enfance (a) et l’adolescence (b) et l’association totale à l’adolescence (a*c + b). Les analyses ont été stratifiées par sexe, car il peut y avoir des différences entre les sexes dans l’association entre l’adversité durant l’enfance et l’IMC. [9]. Dans l’analyse principale, nous avons ajusté l’origine parentale, l’âge de la mère à la naissance, la maladie cardiométabolique parentale au cours des trois années précédant la naissance et l’année de naissance. Dans une analyse supplémentaire, nous avons en outre ajusté le niveau d’éducation des parents à la naissance. Nous avons ajusté séparément le niveau d’éducation des parents à la naissance, car il est étroitement lié à la dimension de privation matérielle de nos groupes d’adversité infantiles et l’ajustement en fonction du niveau d’éducation des parents pourrait donc être considéré comme un surajustement des dimensions de l’adversité sociale et familiale. Dans une deuxième analyse supplémentaire, nous avons ajusté davantage la taille en fonction de l’âge gestationnel et de la naissance prématurée, car ils peuvent avoir été influencés par l’adversité sociale et familiale avant la naissance et pourraient donc être considérés comme des médiateurs de l’association entre l’adversité en début de vie et la santé plutôt que comme des facteurs de confusion. . Dans une analyse de sensibilité, nous avons effectué l’analyse principale non ajustée pour la maladie cardiométabolique parentale au cours des trois années précédant la naissance. La modélisation d’équations structurelles a été réalisée dans STATA (version 14) à l’aide de la commande sem et de mlmv (maximum de vraisemblance avec valeurs manquantes), qui utilise le maximum de vraisemblance (FIML) pour gérer les données manquantes.