介绍
在新生儿中，早产或胎儿生长受限导致的低出生体重与神经认知发育不良和儿童精神病理学有关，从而影响学校表现和教育成功。1 , 2 , 3 , 4 , 5 , 6 , 7及时支持这些处于危险之中的儿童将受益于儿童早期人类大脑的高度可塑性，以更好地克服发育缺陷。8 , 9因此，发育轨迹的预测是强制性的，并且可以作为有效早期干预的基础。2 , 10

总而言之，出生时可用的简单生长和活力变量的预测能力可能会为儿童的结构化和个性化发展支持开辟一条新途径，例如在社会医疗托儿所和家长咨询中，前提是结果可以在更大的队列。10 , 11因此，我们着手验证我们对 137 名学龄前婴儿进行的配对研究的结果，将结果应用于所有 5,301 名新生儿及其包含在前瞻性颅骨超声筛查数据库中的所有出生体重范围内的出生记录（350 –5,370 克）和孕龄（24-43 周）。2 , 12

材料和方法
一项前瞻性颅骨超声筛查（CUS）研究（1984-1988）对 5,301 名活产婴儿进行了研究，其中包括 571 名（10.8%）早产儿（≤36 周），出生日期为 5-8 天。德国吉森大学三级围产期中心产后（排除 498 名提前离开（即≤4 天）的人 [8.6%]）。2 , 12 , 13在同一中心的一项先前研究 (1982-86) 中，出生后和精神运动发育后的颅骨超声筛查结果(PMD) 在配对设计中对 137 名 (2.4%) 4.3（标准差 [SD]，0.8）岁学龄前儿童进行了测定，严格控制混杂因素，例如性别、社会经济地位、母亲教育和大脑损害。1 , 2 , 14测量智商 (IQ)、迷宫测试 (MT；由 Kramer 等人改编，1985)、15和神经系统检查最佳性评分 (NOS) ( m ) 以及平均综合总精神运动发展评分 ( m TPMDS ）形成了整体精神运动发展（m TPMDS=[z智商IQ+z迷宫测试结果+z神经系统检查最优性得分]/3）。15, 16 , 17 , 18这些精神运动发育数据被外推到整个超声筛查队列 (n=5,301)，如下所示。根据总精神运动发展分数评估的测量的精神运动发展测试结果用于通过逐步多元回归分析生成以测量的总精神运动发展分数作为因变量的预测模型（ p TPMDS=−17.87+0.00043×weight−0.501×WMD_present + 2.278 × pH_umb.art+ 0.177 × 递送方式；r =0.637，n=129，P <.001）与测量结果（r=0.598，n=130，P <.001），因此用于外推（n=5,301）。1

其次，根据预测的( p ) 智商 ( p IQ=−153.61 − 1.545 × BBR+43.987 × pH; r =0.459, n = 131, P <.001)，预测迷宫测试 ( p MT = 541.20 + 0.14 ×体重+23.176 × IUGR−12.064 × PIVH-1+2_present + 67.606 × pH；r =0.516，n=133，P <.001），以及预测的神经系统检查最佳性评分（p zNOS= −14.03+ 0.30 × 体重/长度） -ratio− 0.623 ×WMD_present–0.353 × PIVH-1 + 2_present+1.683 × pH+0.326 × 给药方式–0.366 × 病理心动图；r =0.605；n=132，P <.001), a预测的发育障碍指数（DDI）是根据不同程度的婴儿脑功能障碍（IBD）和脑瘫（如其他地方所述）形成的。1简而言之，“根据 IQ、MT 和 NOS 的成绩，这些儿童被分类并分组为不显着（“对照”，即来自没有产科危险因素的健康足月婴儿的结果）或呈现 IBD-0（没有明显的症状）。脑功能障碍，即所有测试均通过，且最低产量 > 平均值 – 1SD）、轻度 IBD-1、中度 IBD-2 和脑瘫 (CP)。轻度婴儿脑功能障碍(IBD-1)被定义为在一项测试中表现不佳，即<平均-1SD，中度婴儿脑功能障碍(IBD-2)被定义为在两项测试中表现不佳，即<平均-1SD。脑瘫被定义为神经系统检查最佳性评分表现不佳（<80%，即<平均-1 SD）和无法进行迷宫测试的复合体。p DDI）通过逐步多元回归得出，包括所有生长和产科风险变量以及出生时的颅骨超声结果，使用对照组的分组结果，脑功能障碍 IBD-0、IBD-1、IBD-2 和 CP 作为因变量来预测婴儿脑功能障碍和 CP 的程度 ( p DDI= 25.218 −0.00057 × 体重(g)+0.999 × WMD_present − 0.141 × Apgar_10− 0.320 × 分娩方式−2.934 × pH_umb.art.；r =0.642，n=130，P <.001)。同样，预测指数p DDI 与测量的总精神运动发展得分密切相关（ p DDI= 0.747−0.603× m TPMDS；r=0.598，n=130，P <.001)。1

最后，从所有 5,301 名新生儿中获得了计算出的( c )形态活力指数 (MVI) ( c MVI =[zWeight+zLength+zHeadCircumference+zWeight/length+zApgar_10)/5] ，该指数与预测的总精神运动发育分数 (z p TPMDS=0.166+0.702 ×  c MVI；r = 0.844，n=5,191，P <.001)。

描述产科危险因素对精神运动发育指数（p TPMDS、c MVI、p DDI）和测量（p IQ、p MT、p NOS）、比值比（表 1）和多变量检验（MANOVA）（表 2 ）的影响，补充材料）进行了计算。该研究得到了当地机构审查委员会的批准。本报告遵循加强流行病学观察性研究报告(STROBE) 观察性研究报告指南。

出于验证目的，W/HC 与基于 5,301 名新生儿（1984-1988）的预测总精神运动发育评分之间的相关性结果已在最近的大型数据池（1998-2000）中得到证实，该数据池包含 508,926 条记录，作为基于人口的全国围产期调查（z p TPMDS=0.175+0.472 × zW/HC；r =0.878，SE 估计=0.256，n=502,993，P <.001，未发表）（图 1），因为计算了MVI （n =502,993)根据上述线性回归推导出 z p总精神运动发展分数(z p TPMDS=0.166+0.702 ×  c MVI; r=0.844，SE 估计=0.387，n=5,191，P <.001）。有趣的是，两个回归的截距几乎相同，而颅脑超声筛查研究 (n=5,301) 中的斜率更陡，这一事实可归因于 3 级围产期中心的早产比例较高 (10, 8%)队列（选择偏差）与正常人群（6.4%）相比（图2）。

出于验证目的，描述了作为基于人口的全国围产期调查（1998-2000）一部分的 508,926 条记录的大型数据池中W/HC 和p TPMDS之间的相关性结果（z p TPMDS=0.175+0.472 × zW /HC；r = 0.878，SE 估计值 = 0.256 n = 502,993，P <.001，未发表）。2为了进行外推，计算了c MVI (n=502,993)，以基于线性回归导出 z p TPMDS (z p TPMDS=0.166+0.702 ×  c MVI；r =0.844，n=5,191；P<.001)。大型全国围产期调查队列（n=502,993；1998-2000）中的变量之间存在明显的线性关系，与基于颅脑超声筛查数据的本研究（n=5,301；1984-1988）相当（图2 ）。有趣的是，出生后 5 分钟和 10 分钟时阿普加评分非常低（评分≤3）的病例 (n=1,194 [0.24%]) 形成了一个明显的亚组，预测总精神运动发展评分表现低于大部分数据点 (n =1,194 [0.24%]) =501,799 [99.76%]）。

pTPMDS，预测总精神运动发展分数；W/HC，体重/头围比。

描述了 5,301 名新生儿的p TPMDS z 分数单位和 W/HC（z 分数单位）之间的相关性（z p TPMDS = 0.168+0.673 × zW/HC；r =0.931，SE 估计=0.265，n=5,201，P <.001)。p TPMDS 代表4.3 岁时预测IQ、MT 和 NOS的平均值（标准差，0.8） z p TPMDS=(z p IQ+zpMT 结果+z p NOS)/3)，源自逐步多元回归分析先前的研究（p TPMDS=−17.87+0.00043 × 体重−0.501 × WMD_present+2.278 × pH_umb.art+0.177 × 分娩方式；r =0.637，n=129，P <.001）。1, 2 12从测量了精神运动发育的儿童 (n=130) 中推断出p TPMDS 到所有 5,301 例 CUS 病例的合理性在于，首先，这些儿童在具有相同产科的同一单位接受了 CUS管理。其次，逐步多元回归在变量之间具有密切的关系（r = 0.637），最后，预测的 p TPMDS与 IQ、MT 和 NOS 测试的测量结果（m ）的汇总 z 分数密切相关( m TPMDS) ( r = 0.598，n = 130，P <.001) 。1 , 2值得注意的是，出生时的 W/HC 可以估计学龄前的精神运动发育。这具有临床相关性，因为较小的 W/HC 与早产以及不对称生长受限有关，这两种风险因素都会导致神经认知发育不良，需要早期干预策略。

CUS颅脑超声筛查；IQ，智商；MT，迷宫测试；NOS，神经系统检查最优性评分；p TPMDS，预测总精神运动发展分数；W/HC，体重/头围比。

詹森。新生儿生长、产科风险和精神运动发育。Am J Obstet Gynecol Glob Rep 2023。
统计分析
结果以平均值和 SD 形式呈现，拒绝零假设的先验显着性水平为 2-alpha <0.05。我们在适当的情况下使用参数和非参数统计程序、方差分析和多元方差分析，评估了与 z 分数转换 (z) 预测的精神运动发育指数和测量相关的出生时生长变量和产科风险因素。根据预测( p )智商 ( p IQ)、迷宫测试 ( p MT )、神经系统检查最优性评分 ( p NOS) 和c ，计算综合精神运动发展指数 (p TPMDS、p DDI) 的优势比MVI 基于生长变量和10 分钟时的阿普加评分。 1采用受试者工作特征（ROC 曲线）检测新生儿体重/头围比（W/HC）、体重/身长（头跟）比和白质脑损伤（WMD）的敏感性和特异性。预测精神运动发育指数方面的不良结果预测4.3（SD，0.08）岁时的总精神运动发育评分和预测发育障碍指数。所有程序均使用 SPSS-28（IBM Corporation，Armonk，NY）作为统计程序进行。与参与者总数的偏差是由于缺失值。

结果
共有 5,301 名（91.4%）新生儿（51.0% 男性）接受了头颅超声筛查（包括双胞胎），WMD 总体发生率没有性别相关差异（男性 4.2% vs 女性 3.6%，不显着）、脑出血（男性4.8% vs 女性 4.2%，不显着）， 1、5 和 10 分钟时的Apgar 评分，或脐动脉 pH 值。预测精神运动发展指数存在较小但具有统计显着性的性别差异z p总精神运动发展得分男性 0.19 (SD, 0.74) vs 女性 0.14 (SD, 0.71), P <.001)，预测发展障碍指数（男性，0.17 [ SD，0.59] vs 女性，0.24 [SD，0.06]； P <.001)，cMVI (zcMVI)（男性，0.08 [SD，0.88）与女性，−0.07 [SD，0.86]；P <.001)。然而，这些指数是 z p智商的综合得分（男性，-0.04 [SD，1.01] vs 女性，0.05 [SD，0.99]；P <.001）（即相当于p IQ [男性，125.33（SD） , 6.8) vs 女性, 125.93 (SD, 6.6); P <.001])，加上 z p迷宫测试（男性，0.09 [SD, 1.02] vs 女性，−0.10 [SD, 0.96]，P <.001） ，加上 z p神经系统检查最优性评分（男性，0.53 [SD，0.49] vs 女性，0.48 [SD，0.46]；P <.001）除以三，表明女性在 z p中表现良好4 岁时，男性在 z p迷宫测试和 z p神经系统检查最佳性评分中的良好表现超过了智商。cMVI 的性别差异在于男性新生儿较大的形态测量。

5,301 名新生儿，包括 571 名 (10.8%) 早产儿（≤ 36 周）具有以下特征：平均胎龄，39.2 周（SD，2.6；范围，24–43），体重 3,231 克（SD，686；范围，350– 5,370），全身长 50.5 厘米（SD，3.8；范围，25–61），头围 34.4 厘米（SD，2.2；范围，21–43），10分钟阿普加评分<=9（480/5,301；范围，2–9），脐动脉 pH 值 7.28（SD，0.07；范围，6.65–7.83）。平均 z p总精神运动发育评分为 0.17（SD，0.7；范围，-4.0 至 2.3），z体重/头围比为 0.00（SD，1.0；范围，-4.7 至 3.5）。

体重/头围比（W/HC）与预测的总精神运动发展分数之间存在密切关系，因为较小的比率（例如，表明不对称生长限制）与综合总精神运动发展分数（z p TPMDS=0.168+0.673 × zW/HC；r =0.931，SE 估计=0.265，n=5,201，P <.001）（图 2），预测智商（z p IQ=−0.001+0.688 × zW/HC；r =0.688, SE 估计=0.726, n=5,206, P <.001) (图 3 ),预测迷宫测试结果 (z pMT=0.000+0.981×zW/HC；r =0.982，SE 估计=0.191，n=5,206，P <.001）（图 4），以及预测的神经系统检查最佳性评分（z p NOS=0.504+0.351 × zW/HC；r =0.739，SE 估计=0.320 ，n=5,201，P <.001)（图 5）。此外，c MVI，将各种生长变量与 10 分钟时的 Apgar 评分相结合，与总精神运动发育评分呈正相关和负相关（z p TPMDS=0.166+0702 ×  c MVI；r =0.844，SE 估计=0.387，n= 5,190；P <.001) 和预测发育障碍指数（分别为p DDI=0.206−0.526 ×  c MVI；r =0.798，SE 估计=0.344，n=5,191，P <.001）（图 6）。这些结果强调了出生时采取的简单生长和活力测量对于预测 4 岁时发育轨迹的重要性。

描述了 5,301 名新生儿的p IQ z 分数单位和 W/HC（z 分数单位）之间的相关性（z p IQ =−0.001+0.688 × zW/HC；r =0.688，SE 估计=0.726，n=5,206 ，P <.001）。将测量精神运动发育( m ) (n=130) 的儿童的p IQ 外推到所有 5,301 例 CUS 病例的合理性在于，首先，这些儿童在具有相同产科的同一单位接受了 CUS管理。其次，逐步多元回归在变量之间具有密切的关系（p IQ=−153.61–1.545 × BBR+43.987 × pH；r =0.459，n=131，P<.001)，最后，预测的 p IQ 与测量的( m ) IQ 结果(m IQ)的 z 分数密切相关（n=130，P <.001）。1 , 2值得注意的是，出生时的 W/HC 可以估计学龄前的预测智商。这具有临床相关性，因为较小的 W/HC 比值与早产以及不对称生长受限有关，这两种风险因素都会导致神经认知发育不良，因此必须进行早期干预。

CUS颅脑超声筛查；IQ，智商；pIQ，预测智商；W/HC，体重/头围比。

描述了 5,301 名新生儿的p MT z 分数单位与 W/HC 比率（z 分数单位）之间异常密切的相关性（z p MT=0.000+0.981 × zW/HC；r =0.982，SE 估计=0.191，n =5,206，P <.001）。将测量精神运动发育( m ) (n=130) 的儿童的p MT 外推到所有 5,301 例 CUS 病例的合理性在于，首先，这些儿童在具有相同产科的同一单位接受了 CUS管理。其次，逐步多元回归在变量之间具有密切的关系（p MT =−541.20+0.14×weight+23.176×IUGR−12.064×PIVH_present+67.606×pH_umb.art；r =0.516，n=133，P <.001)，最后，预测的 p MT与 MT (m MT)测量( m ) 结果的 z 分数密切相关（n=130，P <.001）。 001）。1 , 2值得注意的是，出生时的 W/HC 可以估计p学龄前儿童的 MT 结果。这在临床上是相关的，因为 MT 测试领域由于其不定时、可配置和解决问题的任务而被认为在很大程度上独立于标准 IQ 测试。此外，迷宫测试是执行功能能力的独特敏感测量，包括精细运动能力、灵活性、计划能力、稳定性和学习能力等领域。1,2

CUS颅脑超声筛查；pMT，预测迷宫测试；W/HC，体重/头围比。

描述了 5,301 名新生儿的p NOS z 得分单位和 W/HC（z 得分单位）之间的相关性（ p zNOS=0.504+0.351 × zW/HC；r =0.739，SE 估计=0.320，n=5,202，P <.001)。将测量PMD ( m ) (n=132) 的儿童的p NOS 外推至所有 5,301 例 CUS 病例的合理性在于，首先，这些儿童在具有相同产科管理的同一单位接受了 CUS 。其次，逐步多元回归在变量之间存在密切关系（p zNOS=−14.03+0.30 × 重量/长度比–0.623 × WMD_present – 0.353 × PIVH-1+2_present+1.683 × pH+0.326 × 分娩方式– 0.366×病理心动图；r =0.605；n=132，P <.001），最后，预测的 p NOS与 NOS测量结果（m ）的 z 分数密切相关（ m NOS））（n=132，P <.001）。1 , 2值得注意的是，出生时的体重/头围比可以估计学龄前的p NOS。这具有临床相关性，因为较小的 W/HC 比值与早产以及不对称生长受限有关，这两种风险因素都会导致一般神经认知发育不良和具体的神经功能缺陷，需要通过神经康复进行早期干预。

CUS颅脑超声筛查；p NOS，预测神经系统检查最佳性评分；W/HC，体重/头围比。

出生时的c MVI，将各种生长变量与 10 分钟时的 Apgar 评分相结合 ( c MVI=[zWeight+zLength+zHeadCircumference+zWeight/Length+zApgar_10]/5)，与预测的 DDI 呈负相关( p DDI = 0.206− 0.526 ×  c MVI；r =0.798，SE 估计=0.344，n=5,191，P <.001），因为较小的生长和 Apgar 值会增加 pDDI。这些结果强调了出生时采取的简单生长和活力测量对于预测 4 岁时发育轨迹的重要性。

cMVI，计算的形态活力指数；p DDI，预测的发育障碍指数。

詹森。新生儿生长、产科风险和精神运动发育。Am J Obstet Gynecol Glob Rep 2023。
受试者操作特征（ROC 曲线）显示白质脑损伤（WMD 与p DDI，敏感性 97.0%，特异性 86.0%，AUC 0.98，P <.001，PPV 和 NPV 分别为 99.5% 和 51.9%）、体重/新生儿头围比（W/HC vs p TPMDS，敏感性为 93.1%，特异性为 81.1%，AUC 0.952，P <.001，PPV 和 NPV 分别为 87.4% 和 87.6%）和体重/身长比（W /L vs p TPMDS，敏感性为 86.4%，特异性为 81.0%，AUC 0.921，P <.001，PPV 和 NPV 分别为 84.6% 和 83%）在预测不良结果方面具有最高的敏感性和特异性4 岁学龄前发育障碍指数和预测总精神运动发育评分。请注意，较小的体重/头围比（例如，zW/HC 的平均值 -1 SD= -1.9（SD，0.8；n=695）是由于早产和/或生长受限导致精神运动发育不良（z p TPMDS= - 1.1；SD，0.7；n=683)。

表1给出了为量化生长变量和产科危险因素与精神运动发育指数预测的总精神运动发育评分、预测的发育障碍指数和c MVI之间的关联而计算的比值比(OR) 。在所有产科危险因素中，脑体重比（BBR）、体重/头围比、早产≤妊娠36周、10分钟阿普加减少、体重/身长比和脑白质损伤（WMD）存在最强的相关性当存在白质损伤时，所有三个领域的表现都很差，脑室周围出血（PIVH）加上白质物质损伤，10 分钟阿普加评分降低，特别影响预测的发育障碍指数。此外，除了 1+2 级脑室周围/脑室内出血（不包括，即无白质损伤）、分娩时产妇发热 >38°C、Rh不合、糖尿病、产妇年龄 >97% 百分位，以及孕期母亲低血压，几乎所有产科危险因素都会显着影响预测的总精神运动发育评分、预测的发育障碍指数和c MVI（表 1））。有趣的是，在 1、5 和 10 分钟时阿普加评分的小幅降低会显着增加所有 3 个领域的不良结果的比值比。

表 2（补充材料）给出了与所有产科危险因素相关的预测智商 (z p IQ)、迷宫测试 (z p MT) 和神经系统检查最佳性评分 ( p zNOS)的详细多变量分析。同样，除了糖尿病、产妇年龄 >97% 百分位和孕期低血压外，几乎所有产科危险因素都会显着影响预测的精神运动发育测试结果。

讨论
主要发现
这项研究在一个由 5,301 份完整的新生儿产科记录组成的大型前瞻性队列中证实了之前的观察结果，即出生时的生长变量具有预测学龄前精神运动发育的能力。1 , 2 , 3这具有临床意义，因为出生时预测的神经认知发育正在形成父母咨询和进一步临床评估的基础，例如通过颅超声/MRI 或神经系统检查等成像技术，即使分娩平安无事并且新生儿看似健康。这将为早期干预策略、及时康复，甚至最近开发的细胞疗法铺平道路。19此外，儿童和青少年时期的精神疾病，例如男性注意力缺陷多动障碍、女性抑郁症和焦虑症，已知与早产和生长受限有关，可以通过及时干预来部分预防。4 , 5 , 6

体重/头围比（W/HC）与精神运动发育之间的关系特别密切，根据预测的总精神运动发育评分（z p TPMDS）进行评估，该关系甚至比体重/身长比与 z p TPMDS 之间的关系更接近。之前的账户（r = 0.931 vs r = 0.892）。2体重/头围是生长受限和早产的精神运动发育指标这一现象首先与病理生理学有关当氧气供应不足时，优先头部/大脑灌注的循环集中化以及与体重和冠跟长度相比头围相对较高的早产儿。2 , 20其次，新生儿头枕最大直径处的头围测量精度高于悬垂位头跟长度的测量精度。2因此，即使婴儿出生时活力未受损，只要在出生后立即采取简单的措施，就可以进行早期风险评估，作为新生儿科医生、放射科医生和神经儿科医生进一步评估的基础。

临床意义
由于运动发育的可变性和不稳定性，通过神经系统检查对精神运动发育进行早期预测已被证明是困难的，“使得对个体儿童的精神运动表现进行合理预测变得困难，甚至不可能”。1 , 21 , 22在本研究中，基于头颅超声筛查和 4.3 岁儿童检查（SD，0.8），预测可能更可靠（图 2至6）。这一观点得到了以下事实的支持：颅脑超声的先前结果与精神运动发育的预测指数密切相关，即预测的总精神运动发育评分和预测发育障碍指数。1对于 3.6% (193/5,301) 诊断为 WMD 的婴儿来说尤其如此，在预测发育障碍指数 ( p DDI，表 1 ) 中表现出不良结果的高比值比 (OR, 191.2 )。ROC 分析提供了进一步的支持，其中白质损伤在预测的发育障碍指数（AUC，0.975；P）中对不良结果显示出极高的敏感性（97％）和特异性（86％）<.001)。由于通过专家头颅超声检查和测量的体重、头围和身长诊断出的 WMD 是从大量前瞻性新生儿队列中得出的铁证，我们的研究结果以及基于 508,926 条记录的全国围产期调查数据（图1） ，进一步支持我们的精神运动发展预测模型的有效性。

仔细观察，该模型还具有相当大的区分能力，如 Apgar 评分（图 1）和不同程度的脑损伤所证明的那样，例如，在没有白质损伤的情况下，1 级和 2 级脑室周围/脑室内出血并没有发生。显示预测精神运动发展指数（p TPMDS、p DDI）的显着比值比（表 1）。这对于咨询受影响新生儿的父母很重要。

本研究中使用的另一个众所周知的风险因素是出生后 10 分钟记录的 Apgar 评分，显示预测发育障碍指数 ( p DDI ) 表现不佳的平均比值比高达 93.75 (CI, 23.24–378.22) ）当分数<9时（表1）。此外，出生后 1 分钟和 5 分钟阿普加评分的小幅下降会大大增加发育不良的比值比，提醒我们在临床产科中采用最佳的前瞻性风险管理来预防伤害。12因此，10 分钟时的阿普加分数是c的一部分。MVI 还包括对发育预测很重要的各种生长变量，即体重、身长、头围和体重/身长比。13毫不奇怪，出生时即可获得的c MVI 与预测的发育障碍指数（r = 0.798，n = 5,191）（图 6）和预测的总精神运动发育评分（r = 0.844 ）显示出特别密切的关系。 ，n=5,190)。因此，c MVI 包含生长变量以及 10 分钟时的 Apgar 评分，可以有效预测 4.3（SD，0.8）学龄前儿童的精神运动发育。

为了考虑可能无法进行颅脑超声检查的农村地区和/或发展中国家的医疗保健标准，我们建议使用体重/头围比、体重/身长比和/或c MVI 来预测个别儿童的学前精神运动表现无法获得颅脑超声结果。1 , 2

临床预测模型的有效性取决于将原始数据有效外推到更大的人群。理想情况下，原始数据是数据要外推到的较大总体的一部分。此外，如果在类似的临床管理指南下同时收集数据以避免偏差，则是有利的。目前的单中心研究满足了所有这些条件，其中对通过颅脑超声筛查的产科人群（1982-1988）中的儿童的精神运动发育进行了评估，并外推到五个全面筛查年份的子集（1984-1988）。 1988 年，n=5,301）。12然而，就像新生儿护理一样自数据收集以来，新生儿颅脑超声技术设备的改进、一些产科危险因素及其管理，以及更微妙的脑损伤和不良精神运动结果之间的关系可能已经发生了显着变化。因此，尽管有验证队列（1998-2000；n=508,926）的支持，颅骨超声筛查数据库（1984-1988）却涵盖了全部出生体重（350-5,370g）和孕龄（24-43周） 3 级围产期中心的数据是预测数据收集期间学龄前儿童精神运动轨迹的有效来源。2

优点和局限性
基于生长变量和出生时产科危险因素的精神运动发育预测模型已得到大型前瞻性队列的验证，因此在一定范围内允许家长咨询和临床环境中的早期干预。这项研究的一般局限性在于，数据（1）不涵盖较新的人群，（2）缺乏对可能在随访期内接受早期康复治疗的高危新生儿进行分层，以及（3）仅限于学龄前年龄。具体来说，本研究队列中的糖尿病发病率比今天低得多，胎儿生长的管理妊娠32周以下的先兆早产、晚期早产儿或Rh血型不合的限制也发生了重要变化。此外，有一些产科危险因素的患病率非常低，因此，应明智地解释所提供的数据，同时考虑到在 4 年的寿命中，尽管严格控制混杂因素，但还有许多其他因素可以影响精神运动发育。

结论
希望未来基于出生时确定的简单生长和活力变量的精神运动发展轨迹预测进入临床程序，为及时制定早期干预策略铺平道路，提供个体化的学前支持，以改善孩子的发展表现、教育成功和心理健康。