产前接触对羟基苯甲酸酯与妊娠并发症：心理焦虑的调节作用

《Ecotoxicology and Environmental Safety》：Prenatal paraben exposure and pregnancy complications: The moderating role of psychological anxiety

　　《西安贾丽|孟子军|张睿|吕月怡|金吉|叶莉|刘灿|杜均云|司诗|马淑琴|关素珍》
中国宁夏医科大学公共卫生学院，银川750004

**摘要**
**目的**
本研究旨在探讨产前接触对苯甲酸酯（PBs）对妊娠并发症的个体效应及联合效应，并确定妊娠相关焦虑是否会影响这些关联。

**方法**
我们开展了一项前瞻性队列研究，纳入了来自中国宁夏一家三级医院的934对母婴样本。通过高效液相色谱-串联质谱技术（HPLC-tandem mass spectrometry）检测了五种苯甲酸酯（甲基苯甲酸酯、乙基苯甲酸酯、丙基苯甲酸酯、丁基苯甲酸酯和己基苯甲酸酯）在母亲血清中的浓度。使用妊娠相关焦虑问卷（Pregnancy-related Anxiety Questionnaire）评估妊娠相关焦虑情况。妊娠并发症定义为妊娠贫血、妊娠高血压综合征（HDP）和妊娠糖尿病（GDM）。通过二元逻辑回归和分位数g计算（quantile g-computation）来估计苯甲酸酯暴露的个体效应和联合效应。同时采用分层分析和交互项来评估妊娠相关焦虑的效应修饰作用。

**结果**
母亲血清中乙基苯甲酸酯（EtP）、丙基苯甲酸酯（PrP）和丁基苯甲酸酯（BuP）浓度较高与妊娠并发症总体风险增加显著相关（OR = 1.14, 95% CI: 1.05–1.25；OR = 1.12, 95% CI: 1.01–1.24；OR = 1.22, 95% CI: 1.03–1.44）。乙基苯甲酸酯和丁基苯甲酸酯还与妊娠高血压综合征呈正相关（OR = 1.13, 95% CI: 1.01–1.28；OR = 1.28, 95% CI: 1.01–1.62）。甲基苯甲酸酯、乙基苯甲酸酯和丙基苯甲酸酯也与妊娠糖尿病显著相关（OR = 1.32, 95% CI: 1.08–1.60；OR = 1.24, 95% CI: 1.08–1.42；OR = 1.39, 95% CI: 1.16–1.66）。分位数g计算进一步表明，多种苯甲酸酯的复合暴露与妊娠糖尿病呈正相关，不同化合物的贡献程度有所差异。妊娠相关焦虑与乙基苯甲酸酯暴露之间存在显著交互作用。在报告有妊娠相关焦虑的女性中，丁基苯甲酸酯仍与妊娠并发症显著相关。此外，复合暴露与妊娠贫血风险增加相关（OR = 1.06–6.87），乙基苯甲酸酯（OR = 1.12–2.22）和丁基苯甲酸酯（OR = 1.08–3.43）也与妊娠贫血呈正相关。敏感性分析支持了这些结果的可靠性。

**结论**
产前接触乙基苯甲酸酯和丁基苯甲酸酯与妊娠贫血呈正相关，尤其是在有妊娠相关焦虑的孕妇中。这些发现强调了在评估内分泌干扰化学物质对妊娠健康影响时应考虑心理因素的重要性。

**1. 引言**
苯甲酸酯是一类广泛用于个人护理产品、食品和药品中的合成防腐剂。近年来，它们在环境中的持久性和内分泌干扰潜力引发了越来越多的科学和监管关注（Vale等人，2022年）。人类主要通过日常接触含有苯甲酸酯的消费品而暴露（Li等人，2023年）。特别令人担忧的是，在母体和胎儿组织中检测到了苯甲酸酯，这表明它们能够穿越胎盘屏障（Pulcastro和Ziv-Gal，2024年）。此外，人类母乳中也经常检测到未降解的苯甲酸酯（Ge等人，2024年），这引发了对其在富含脂肪的组织中累积以及可能在关键发育期持续内暴露的担忧。流行病学证据越来越多地将产前苯甲酸酯暴露与女性生殖健康问题联系起来，包括生育能力下降和妊娠期缩短（Pulcastro和Ziv-Gal，2024年）。这些发现表明，苯甲酸酯也可能导致更广泛的不良妊娠结局。然而，妊娠结局很少由单一因素决定。妊娠期间的心理因素是影响母婴健康的另一个重要因素，近年来已得到广泛研究（Sammallahti等人，2021年）。母亲的心理健康与身体健康同样重要，对母亲和婴儿都有长期影响（Tavares等人，2025年）。妊娠期间的不良心理适应可能导致情绪困扰，从而对妊娠进展和结局产生负面影响（Lebel等人，2020年）。特别是妊娠相关焦虑，已被认为是不良产科结局的常见且具有临床意义的危险因素（Zhou等人，2023年）。流行病学研究表明，妊娠期间的焦虑患病率在14%到59%之间，澳大利亚的一项全国性调查显示约有27%的孕妇经历产前焦虑（Bedaso等人，2022年）。我们自己的母婴队列数据也显示，孕妇中存在显著的焦虑症状负担（Zhu等人，2024年）。鉴于产前苯甲酸酯暴露和妊娠相关焦虑分别与不良产科结局相关，研究它们的潜在相互作用对于理解妊娠并发症的多因素机制至关重要。新兴证据表明，妊娠期间的联合暴露可能对母体和胎儿健康产生累积或协同效应（Souza等人，2024年）。苯甲酸酯暴露和妊娠相关焦虑可能不是单独作用，而是通过行为和生理途径相互影响。焦虑驱动的行为模式通常表现为对污染的担忧增加和卫生习惯的强化，这可能导致含有苯甲酸酯的个人护理产品使用频率增加（Olatunji等人，2004年；Rachman，2004年），从而增加化学物质的累积暴露量（Johnson等人，2022年）。然而，焦虑还伴有神经内分泌和免疫系统的改变，包括下丘脑-垂体-肾上腺（HPA）轴的失调和炎症状态，可能加剧对苯甲酸酯内分泌干扰作用的敏感性（Bottaccioli等人，2020年）。即使在没有显著暴露差异的情况下，这些生理变化也可能增加母亲对内分泌干扰化学物质的敏感性。因此，我们假设妊娠相关焦虑可能通过影响暴露相关行为和母亲的生理反应性来调节产前苯甲酸酯暴露与妊娠并发症之间的关系。

基于我们建立的母婴队列数据，本研究旨在评估妊娠相关焦虑是否改变了产前苯甲酸酯暴露与特定妊娠并发症（包括妊娠高血压综合征、妊娠糖尿病和妊娠贫血）之间的关系。这些发现有助于更全面地了解环境化学物质和母亲心理因素如何共同影响妊娠健康。

**2. 方法**
**2.1. 研究设计和参与者**
2023年6月至2025年3月期间，从宁夏回族自治区的一家三级医院招募了1667名正在接受常规产前检查的孕妇。排除多胎妊娠、妊娠丢失（流产或死产）以及出生结局或妊娠并发症数据缺失的情况后，最终纳入934例单胎活产案例进行数据分析。纳入标准包括：（1）妊娠期间检测到母亲血清中的苯甲酸酯；（2）至少完成一次妊娠中期的心理评估；（3）后代出生结局数据完整。所有参与者在入组前均签署了书面知情同意书。该研究方案获得了宁夏医科大学伦理委员会的批准（批准编号：Ningxia Medical University Ethics No. 2022·007）。

**2.2. 妊娠并发症的诊断**
妊娠并发症的信息来自参与者的电子医疗记录，并由主治产科医生在常规产前护理中确认。妊娠贫血、妊娠高血压综合征（HDP）和妊娠糖尿病（GDM）的诊断依据已制定的临床指南进行，并记录在医院产科数据库中（Wu等人，2020年；Shang等人，2022年）。

**2.3. 母亲血清中苯甲酸酯水平的测定**
在入组当天早晨，空腹状态下采集孕妇的外周血样本。血液样本以3000转/分钟的速度离心15分钟以分离血清，血清样本储存在-80°C直至分析。使用高效液相色谱-串联质谱技术（HPLC?MS/MS）检测五种苯甲酸酯（甲基苯甲酸酯、乙基苯甲酸酯、丙基苯甲酸酯、丁基苯甲酸酯和己基苯甲酸酯）在母亲血清中的浓度。仪器系统由Agilent 1290 Infinity III LC系统和配备电喷雾离子化（ESI）源的Agilent G6475A三重四极杆质谱仪组成（Agilent Technologies，美国加利福尼亚州圣克拉拉）。样品制备包括用乙腈和甲醇进行蛋白质沉淀，随后离心、蒸发和复溶。具体步骤为：向200μL血清中加入同位素标记的内标（MeP-d4、EtP-13C6、PrP-d4、BuP-d4、HeP-d4）。加入乙腈和甲醇后离心，上清液在氮气下蒸发，残留物在水/甲醇（4:1，v/v）中复溶。每种提取处理重复三次。详细的样品制备程序和HPLC?MS/MS参数见补充方法（Ye等人，2006年；Wang等人，2019年）。

**2.4. 质量保证和质量控制（QA/QC）**
为确保数据可靠性，对所有样品、校准标准和空白样本添加了同位素标记的内标（MeP-d4、EtP-13C6、PrP-d4、BuP-d4、HeP-d4）。通过绘制峰值面积比（分析物/内标）与 nominal 浓度之间的关系来构建校准曲线（MeP、EtP、PrP和BuP的范围为0.2–100 ng/mL；HeP的范围为2–100 ng/mL），所有曲线的线性良好，相关系数（R2）> 0.99。通过向空白血清样本中加入5 ng/mL和50 ng/mL浓度的混合苯甲酸酯标准物进行回收实验，每个水平重复三次。五种苯甲酸酯的平均回收率为77.96%至101.43%，相对标准差（RSD）均低于15%。空白对照包括溶剂空白和血清空白，每批都进行检测以监测潜在的背景污染，未在这些空白样本中发现任何目标苯甲酸酯的痕迹。每种提取处理重复三次。为了评估精度，准备两个重复样本，每个样本重复分析三次，得到六个独立测量值。六个测量值的RSD均低于15%。检测限（LOD）和定量限（LOQ）定义为信噪比为3和10。五种苯甲酸酯的LOD分别为：MeP 0.15 ng/mL；EtP 0.07 ng/mL；PrP 0.07 ng/mL；BuP 0.07 ng/mL；HeP 0.40 ng/mL。对于描述性统计，低于LOD的浓度报告为
**2.5. 妊娠相关焦虑的评估**
使用专门为 chinese 孕妇开发并验证的妊娠相关焦虑问卷（paq）来评估母亲的妊娠相关焦虑（li-min等人，2012年）。paq在中国人群中得到了广泛应用，具有良好的心理测量性能，内部一致性和重测可靠性较高（cronbach’s α：0.64–0.81；重测可靠性：0.67–0.79）。由于我们的队列是在中国招募的，该问卷在文化和语言上适合使用，且没有证据表明其在中国不同种族亚群中的表现有显著差异。paq包含13个项目，分为三个子量表：对自己担忧、对胎儿健康的担忧和对分娩的担忧。每个项目采用4点李克特量表评分（1表示“不担心”至4表示“一直担心”），总分越高表示妊娠相关焦虑越严重。问卷由经过培训的研究人员在常规产前访问中发放，立即检查回答的完整性和一致性。根据jing-li等人（2011年）提出的标准，paq得分≥24分（第75百分位）的参与者被归类为有妊娠相关焦虑，得分<24分的则被归类为无焦虑。

**2.6. 协变量**
协变量的选择基于先前的流行病学证据、生物学合理性以及它们作为母体苯甲酸酯暴露、妊娠相关焦虑和妊娠并发症之间关联的混杂因素的潜力。具体考虑了母体的社会人口学因素、生育史、心理社会特征和基线健康状况，这些因素与环境化学暴露和不良妊娠结局有关。为了补充这种理论驱动的方法并减少潜在的多共线性和过度拟合，还应用了最小绝对收缩和选择算子（lasso）回归作为数据驱动的变量选择程序。最终调整后的模型包括母亲年龄、妊娠前体重指数（bmi）、爱丁堡产后抑郁量表（epds）得分、paq得分、匹兹堡睡眠质量指数（psqi）得分、人工流产次数、居住地区、母亲教育水平、职业、是否独生、人均月收入、受孕方式、期望的妊娠方式、母亲和家庭对性别的偏好、妊娠前的健康状况以及是否存在基础疾病。

**2.7. 统计分析**
数据管理和统计分析使用spss和r软件进行。首先对所有定量变量进行正态性检测，发现没有变量呈正态分布。偏态连续变量以中位数（m）和四分位数范围[q1, q3]表示，组间比较使用mann–whitney u检验。分类变量以频率（n）和百分比（%）表示，并根据需要使用卡方检验或fisher’s精确检验进行统计分析。 2，以保持样本量并减少偏差。详细的qa qc数据见补充表s3。 **2.5. 妊娠相关焦虑的评估** 使用专门为 chinese 孕妇开发并验证的妊娠相关焦虑问卷（paq）来评估母亲的妊娠相关焦虑（li-min等人，2012年）。paq在中国人群中得到了广泛应用，具有良好的心理测量性能，内部一致性和重测可靠性较高（cronbach’s α：0.64–0.81；重测可靠性：0.67–0.79）。由于我们的队列是在中国招募的，该问卷在文化和语言上适合使用，且没有证据表明其在中国不同种族亚群中的表现有显著差异。paq包含13个项目，分为三个子量表：对自己担忧、对胎儿健康的担忧和对分娩的担忧。每个项目采用4点李克特量表评分（1表示“不担心”至4表示“一直担心”），总分越高表示妊娠相关焦虑越严重。问卷由经过培训的研究人员在常规产前访问中发放，立即检查回答的完整性和一致性。根据jing-li等人（2011年）提出的标准，paq得分≥24分（第75百分位）的参与者被归类为有妊娠相关焦虑，得分<24分的则被归类为无焦虑。 **2.6. 协变量** 协变量的选择基于先前的流行病学证据、生物学合理性以及它们作为母体苯甲酸酯暴露、妊娠相关焦虑和妊娠并发症之间关联的混杂因素的潜力。具体考虑了母体的社会人口学因素、生育史、心理社会特征和基线健康状况，这些因素与环境化学暴露和不良妊娠结局有关。为了补充这种理论驱动的方法并减少潜在的多共线性和过度拟合，还应用了最小绝对收缩和选择算子（lasso）回归作为数据驱动的变量选择程序。最终调整后的模型包括母亲年龄、妊娠前体重指数（bmi）、爱丁堡产后抑郁量表（epds）得分、paq得分、匹兹堡睡眠质量指数（psqi）得分、人工流产次数、居住地区、母亲教育水平、职业、是否独生、人均月收入、受孕方式、期望的妊娠方式、母亲和家庭对性别的偏好、妊娠前的健康状况以及是否存在基础疾病。 **2.7. 统计分析** 数据管理和统计分析使用spss和r软件进行。首先对所有定量变量进行正态性检测，发现没有变量呈正态分布。偏态连续变量以中位数（m）和四分位数范围[q1, q3]表示，组间比较使用mann–whitney>
**2.5. 妊娠相关焦虑的评估**
使用专门为 chinese 孕妇开发并验证的妊娠相关焦虑问卷（paq）来评估母亲的妊娠相关焦虑（li-min等人，2012年）。paq在中国人群中得到了广泛应用，具有良好的心理测量性能，内部一致性和重测可靠性较高（cronbach’s α：0.64–0.81；重测可靠性：0.67–0.79）。由于我们的队列是在中国招募的，该问卷在文化和语言上适合使用，且没有证据表明其在中国不同种族亚群中的表现有显著差异。paq包含13个项目，分为三个子量表：对自己担忧、对胎儿健康的担忧和对分娩的担忧。每个项目采用4点李克特量表评分（1表示“不担心”至4表示“一直担心”），总分越高表示妊娠相关焦虑越严重。问卷由经过培训的研究人员在常规产前访问中发放，立即检查回答的完整性和一致性。根据jing-li等人（2011年）提出的标准，paq得分≥24分（第75百分位）的参与者被归类为有妊娠相关焦虑，得分<24分的则被归类为无焦虑。

**2.6. 协变量**
协变量的选择基于先前的流行病学证据、生物学合理性以及它们作为母体苯甲酸酯暴露、妊娠相关焦虑和妊娠并发症之间关联的混杂因素的潜力。具体考虑了母体的社会人口学因素、生育史、心理社会特征和基线健康状况，这些因素与环境化学暴露和不良妊娠结局有关。为了补充这种理论驱动的方法并减少潜在的多共线性和过度拟合，还应用了最小绝对收缩和选择算子（lasso）回归作为数据驱动的变量选择程序。最终调整后的模型包括母亲年龄、妊娠前体重指数（bmi）、爱丁堡产后抑郁量表（epds）得分、paq得分、匹兹堡睡眠质量指数（psqi）得分、人工流产次数、居住地区、母亲教育水平、职业、是否独生、人均月收入、受孕方式、期望的妊娠方式、母亲和家庭对性别的偏好、妊娠前的健康状况以及是否存在基础疾病。

**2.7. 统计分析**
数据管理和统计分析使用spss和r软件进行。首先对所有定量变量进行正态性检测，发现没有变量呈正态分布。偏态连续变量以中位数（m）和四分位数范围[q1, q3]表示，组间比较使用mann–whitney u检验。分类变量以频率（n）和百分比（%）表示，并根据需要使用卡方检验或fisher’s精确检验进行统计分析。>双侧P值<0.05被认为具有统计学意义。为了解决PBs浓度的偏态分布问题，在建模之前对数值进行了自然对数转换，以满足线性假设。根据妊娠相关焦虑将参与者分为两组：母亲焦虑组（PAQ得分≥24）和健康组（PAQ得分<24）。使用t检验或Wilcoxon秩和检验评估这两组之间的人口统计特征和PBs水平的差异，对于分类变量则使用卡方检验。二元逻辑回归用于研究个别PBs与妊娠并发症之间的关联。同时也评估了妊娠相关焦虑与妊娠并发症之间的关联。为了评估多种PBs的联合效应，应用了分位数g计算（qgcomp）方法（Keil等人，2020年）。所有回归和混合模型都调整了2.5节中描述的协变量。结果以比值比（OR）和95%置信区间（CI）的形式报告，每增加一个对数单位的PBs浓度。

为了评估妊娠相关焦虑的潜在效应修饰作用，分析按焦虑状态（阳性 vs. 阴性）进行了分层。此外，在多变量模型中包括了PBs暴露和母亲焦虑状态之间的交互项，并使用Wald检验进行了测试。交互项的P值<0.05被认为是效应修饰的证据。进行了敏感性分析以评估结果的稳健性。具体来说，我们进行了几次敏感性分析。排除了有多次流产的孕妇，并重新进行了所有的主要二元逻辑回归和qgcomp模型。我们还调整了四个额外的协变量，包括妊娠次数（Dunne等人，2024年）、自然流产次数（Sun等人，2023年）、因胎儿异常而进行的引产次数（Patel等人，2023年）以及早孕反应的严重程度（Schrager等人，2024年）。我们应用了加权分位数和（WQS）回归，并使用1000个自助样本作为另一种混合方法。我们还使用了贝叶斯核机器回归（BKMR）来灵活地建模PBs的联合暴露-反应关系和潜在的交互作用。所有敏感性分析都在整个人群中进行，并按妊娠相关焦虑进行了分层，使用与主要分析相同的协变量调整模型。

为了评估未测量混杂因素对我们结果的潜在影响，我们计算了主要关联的E值（VanderWeele和Ding，2017年）。E值表示一个未测量的混杂因素需要与暴露和结果都有至少1.75倍的关联强度，才能完全解释观察到的暴露-结果关联，条件是已测量了协变量。较高的E值表明需要更强的未测量混杂因素才能使发现无效。

3. 结果
3.1. 参与者特征
研究包括了934名年龄在17至45岁之间的孕妇，其中82.01%的母亲年龄在35岁以下，19.49%的妊娠前BMI异常，86.94%居住在城市地区，22.38%失业，11.13%有潜在疾病，40.90%报告睡眠质量差（表1）。分析显示，睡眠质量差的参与者PAQ得分显著高于睡眠质量好的人，表明睡眠质量差与妊娠相关焦虑增加之间存在正相关。母亲年龄和妊娠并发症的存在也与焦虑水平显著相关（P<0.05）（图2）。关于新生儿特征，7.49%的婴儿出生体重偏低，24.20%的婴儿身长较短。比较母亲焦虑组发现，女性婴儿的母亲更可能出现焦虑，而焦虑的母亲有更高比例的不良妊娠结局（P<0.05）。其他新生儿指标没有观察到显著差异（P>0.05）（表2）。

表1. 研究参与者（母亲）的人口统计特征
特征 参与者数量（N）（百分比%）
总体（n=934） 健康组（n=690） 母亲焦虑组（n=244）
妊娠次数（均值，四分位数） 2.00（1.00, 3.00） 2.00（1.00, 3.00） 2.00（1.00, 3.00）
Z = -1.49 0.137 χ2=2.97 <35 766（82.01） 557（80.72） 209（85.66）
≥35 168（17.99） 133（19.28） 35（14.34）

妊娠前BMI（kg/m2） χ2=1.51 0.471 <25 752（80.51） 556（80.58） 196（80.33）
25–30 137（14.67） 104（15.07） 33（13.52）
>30 45（4.82） 30（4.35） 15（6.15）

居住地 χ2=8.42 0.004 城市地区 812（86.94） 613（88.84） 199（81.56）
农村地区 122（13.06） 77（11.16） 45（18.44）

母亲教育程度 χ2=1.62 0.655 初中或以下 109（11.67） 78（11.30） 31（12.70）
高中/职业高中 χ2=1.12 0.655 高中 112（11.99） 83（12.03） 29（11.89）
大专/学士学位 χ2=1.62 0.655 研究生及以上 49（5.25） 33（4.78）
职业 χ2=8.47 0.037 失业 209（22.38） 142（20.58） 67（27.46）
农民/工人 χ2=2.62 0.037 农民 26（2.78） 21（3.04） 5（2.05）
行政单位 χ2=3.44 0.37 行政单位 344（36.83） 249（36.09）
其他 χ2=8.42 0.037 其他 355（38.01） 278（40.29）

3.2. 通过LASSO选择协变量
共42个潜在风险因素被纳入LASSO分析。18个变量被独立选为多变量模型的预测因子：母亲年龄、妊娠前BMI、EPDS得分、PAQ得分、PSQI得分、引产次数、居住地、母亲教育程度、职业、人格、母亲是否是独生子女、人均月收入、妊娠方式、期望的妊娠结果、母亲对胎儿的性别偏好、家庭对胎儿的性别偏好、妊娠前的健康状况以及是否存在潜在疾病（图S2和表S4）。

3.3. PBs暴露、妊娠相关焦虑和妊娠并发症
表3总结了妊娠中期测量的五种PBs的母体血清浓度。中位浓度范围从EtP的0.29 ng/mL到HeP的4.50 ng/mL。分类为焦虑阳性和焦虑阴性的母亲之间未观察到PBs水平的显著差异，表明焦虑状态不影响暴露水平。

表3. 妊娠期间五种PBs的母体血清浓度（ng/mL）
——% > LOD
总体（n=934） 母亲焦虑组（n=244） 健康组（n=690）
P25th 50th 75th 25th 50th 75th 25th 50th 75th
MeP 99.89 2.76 4.33 8.06 2.73 4.19 8.57 2.76 4.39 7.91 0.96
EtP 63.92 < LOD 0.29 0.87 < LOD 0.37 0.94 < LOD 0.25 0.83 0.11 8
PrP 100 1.11 2.39 5.34 1.20 2.32 5.23 1.07 2.43 5.43 0.93
BuP 99.57 1.32 1.96 2.97 1.32 2.10 3.37 1.31 1.91 2.90 0.11 1

P值代表母亲焦虑组和健康组之间PBs水平的差异。使用Wilcoxon秩和检验比较了两组之间PBs水平的差异。我们观察到大多数PBs之间存在一般弱到中等的正相关。值得注意的是，EtP和BuP之间的相关系数最高（r=0.617），其次是BuP和HeP（r=0.464），以及EtP和HeP（r=0.402）。MeP与其他所有PBs的相关性非常低（r≤0.051），表明其相对独立。这些结果表明，某些PBs，特别是EtP、BuP和HeP，倾向于共同存在，可能反映了共同的暴露来源或代谢途径，而MeP可能来源于不同的来源或表现出不同的药代动力学（图S3和表S5）。

3.4. 产前PBs暴露与妊娠并发症的关联以及妊娠相关焦虑的修饰效应
使用Wilcoxon秩和检验评估了母亲焦虑组和健康组之间PBs浓度的差异（表3中报告的P值）。表4展示了母体血清PBs浓度与特定妊娠结局之间的关联。对于妊娠糖尿病（GDM），MeP（OR = 1.32，95% CI：1.08–1.60，P = 0.006）、EtP（OR = 1.24，95% CI：1.08–1.42，P = 0.002）和PrP（OR = 1.39，95% CI：1.16–1.66，P < 0.001）的水平显著增加了GDM的风险。PBs混合物也与GDM呈正相关（OR = 1.56，95% CI：1.09–2.23，P = 0.015）。对于妊娠高血压（HDP），EtP（OR = 1.13，95% CI：1.01–1.28，P = 0.049）和BuP（OR = 1.28，95% CI：1.01–1.62，P = 0.040）与HDP呈正相关，而其他PBs没有显示出统计学上的显著关联。相反，妊娠贫血与个别对羟基苯甲酸酯或其混合物没有显著关联。作为探索性分析，我们还研究了妊娠并发症的复合结果。在这个分析中，母体血清中的EtP（OR = 1.14，95% CI：1.05–1.25，P = 0.003）、PrP（OR = 1.12，95% CI：1.01–1.24，P = 0.043）和BuP（OR = 1.22，95% CI：1.03–1.44，P = 0.022）与妊娠并发症的总体风险呈正相关。

表4. 产前PBs暴露与妊娠并发症的关联
PBs 妊娠贫血 HDP GDM 妊娠并发症
OR（95% CI） PEOR（95% CI） PEOR（95% CI） PEOR（95% CI）
混合物 1.16 0.82 1.32 0.41 1.33 0.09 1.56 0.01 1.13
MeP 1.01 0.82 1.08 0.91 0.44 1.32 0.006 1.93
EtP 1.10 0.96 1.25 0.18 1.13 0.04 1.93 1.14
PrP 1.07 0.91 1.27 1.14 0.08 0.44 1.32 0.006 1.75
BuP 1.13 0.88 1.46 0.33 1.12 0.04 1.84 1.13 0.84

为了评估这些发现的稳健性，我们计算了统计学上显著关联的E值。对于EtP和GDM之间的关联（OR = 1.24，95% CI：1.08–1.42，P = 0.002），E值为1.75，这意味着一个与EtP暴露和GDM都有关的未测量混杂因素如果其风险比为1.75倍，可以解释这种关联，但较弱的混杂因素则不能。对于MeP和GDM（OR = 1.32，95% CI：1.08–1.60，P = 0.006），E值为1.93；对于PrP和GDM（OR = 1.39，95% CI：1.16–1.66，P < 0.001），E值为2.09。对于HDP，EtP的E值为1.49，BuP的E值为1.84。这些E值表明，需要中等到强的未测量混杂因素才能完全减弱观察到的关联。分位数g计算进一步显示，混合PBs暴露与总体妊娠并发症和GDM呈正相关。如图3所示，个别对羟基苯甲酸酯对混合物效应的贡献不同：EtP（权重=0.4647）、BuP（0.3933）和PrP（0.1284）是主要的正向贡献者。从qgcomp模型（图S4-S6）得出的妊娠贫血、HDP和GDM的混合物权重说明了每种PBs对特定妊娠结局的贡献方向和相对贡献。

表5总结了妊娠相关焦虑的效应修饰。对于主要结局，特别是在妊娠贫血方面观察到了显著的效应修饰。在焦虑组中，检测到母亲焦虑与EtP暴露之间存在显著交互作用（交互作用的P值=0.009）。在焦虑组中，较高的EtP浓度与妊娠贫血的风险增加相关（OR = 1.58，95% CI：1.12–2.22，P = 0.009），而在焦虑阴性组中则没有这种关联。BuP在焦虑组中也显示出与妊娠贫血的正相关（OR = 1.93，95% CI：1.08–3.43，P = 0.026）。相比之下，在任一组中均未观察到GDM或HDP的显著关联，这些结局的交互项也没有达到统计学显著性。作为探索性分析，我们还研究了妊娠并发症的复合结果。在焦虑组中，BuP与复合结果仍显著相关（OR = 1.52，95% CI：1.06–2.19，P = 0.024），而在焦虑阴性组中未发现关联。然而，BuP的交互项没有达到统计学显著性（交互作用的P值=0.157）。鉴于复合终点的病因异质性，应谨慎解释这些探索性发现。

3.5. 妊娠相关焦虑的效应修饰
表5总结了妊娠相关焦虑的效应修饰。对于主要结局，特别是在妊娠贫血方面观察到了显著的效应修饰。在焦虑组中，母亲焦虑与EtP暴露之间存在显著交互作用（交互作用的P值=0.009）。在焦虑组中，较高的EtP浓度与妊娠贫血的风险增加相关（OR = 1.58，95% CI：1.12–2.22，P = 0.009），而在焦虑阴性组中则没有这种关联。BuP在焦虑组中也显示出与妊娠贫血的正相关（OR = 1.93，95% CI：1.08–3.43，P = 0.026）。相比之下，在任一组中均未观察到GDM或HDP的显著关联，这些结局的交互项也没有达到统计学显著性。作为探索性分析，我们还研究了妊娠并发症的复合结果。在焦虑组中，BuP与复合结果仍显著相关（OR = 1.52，95% CI：1.06–2.19，P =对于BuP和综合结果（OR = 1.52，95% CI：1.06–2.19，P = 0.024），E值为2.42。这些结果表明，需要相对较强的未测量混杂因素才能解释观察到的效应修饰结果。文中呈现了对三种特定妊娠并发症（妊娠贫血、HDP、GDM）的初步分析以及对综合结果的探索性分析。二元逻辑回归模型调整了产妇年龄、孕前BMI、EPDS评分、PAQ评分、PSQI评分、人工流产次数、居住地、 maternal教育水平、职业、性格、是否为独生子女、人均月收入、受孕方式、计划怀孕情况、母亲和家庭对胎儿的性别偏好、孕前健康状况以及是否存在基础疾病等变量。使用相同协变量的分位数g计算模型来估计混合效应。粗体表示统计显著性（P < 0.05）。缩写：HDP，妊娠期高血压；GDM，妊娠糖尿病；OR，比值比。

对于三种特定妊娠并发症（妊娠贫血、HDP、GDM）的初步分析以及对综合结果的探索性分析已列出。二元逻辑回归和分位数g计算模型调整了产妇年龄、孕前BMI、EPDS评分、PSQI评分、人工流产次数、居住地、母亲教育水平、职业、性格、是否为独生子女、人均月收入、受孕方式、计划怀孕情况、母亲和家庭对胎儿的性别偏好、孕前健康状况以及是否存在基础疾病等因素。粗体表示统计显著性（P < 0.05）。缩写：HDP，妊娠期高血压；GDM，妊娠糖尿病；OR，比值比。

3.5. 灵敏度分析
为了评估主要研究结果的稳健性，我们进行了多个敏感性分析。我们排除了有多次人工流产的女性，并重新进行了所有初步的二元逻辑回归和qgcomp模型分析。此外，我们还调整了四个额外的协变量，包括妊娠次数、自然流产次数、因胎儿异常而进行的人工流产次数以及早孕反应的严重程度。我们采用了WQS回归，并使用了1000个自助法样本作为替代的混合方法。我们还使用了BKMR来灵活地模拟PBs的联合暴露-反应关系及潜在的相互作用。

当排除有多次人工流产的女性后，结果基本保持不变。PBs混合物与整体妊娠并发症之间的正相关仍然存在（OR = 1.38，95% CI：1.08–1.76，P = 0.011）（表S6）。对于个别同系物，EtP和BuP与整体妊娠并发症仍显著相关，MeP、EtP和PrP与GDM的关联也保持一致（表S6）。从qgcomp模型得出的混合权重与初步分析结果一致（图S7-S10）。在焦虑阳性组中，如表S7所示，PBs混合物和特定同系物EtP和BuP与妊娠贫血仍呈正相关，EtP与母亲焦虑之间的相互作用仍然显著（P-int = 0.020）。这些关联的E值介于1.59到9.19之间，表明其对未测量混杂因素的抵抗能力较强。在进一步调整了妊娠次数、自然流产次数、因胎儿异常而进行的人工流产次数以及早孕反应的严重程度后，所有关键发现仍与初步分析结果一致。在整个研究人群中，EtP和BuP仍与整体妊娠并发症呈正相关。EtP和BuP与HDP显著相关，MeP、EtP和PrP也与GDM相关（表S8）。PBs对GDM和整体妊娠并发症的混合效应也持续存在（表S8和图S11-S14）。在母亲焦虑组中，EtP和BuP与妊娠贫血的关联以及混合效应仍然显著，焦虑的相互作用也存在（表S9）。

WQS回归进一步证实了五种PBs的联合效应（表S10-S13和图S15-S18）。在整个研究人群中，正WQS模型显示PBs混合物与GDM的风险增加（OR = 1.69，95% CI：1.10–2.59，P = 0.017）以及整体妊娠并发症的风险增加（OR = 1.42，95% CI：1.06–1.90，P = 0.019）（表S10和图S15）。在整个研究人群中未观察到妊娠贫血的统计显著关联。在分层分析中，母亲焦虑组显示PBs混合物与妊娠贫血显著相关（OR = 5.83，95% CI：1.68–20.20，P = 0.005）（表S12和图S17）。这些结果与qgcomp的发现一致，并强调了焦虑的放大作用。BKMR分析进一步支持了主要研究结果的稳健性（图S19-S22）。在整个研究人群中，五种PBs混合物的总体效应与GDM的风险增加相关，当混合物浓度超过第50百分位数时，估计的对数比值比增加（图S21）。在母亲焦虑组中，EtP和BuP被认为是妊娠贫血风险增加的主要因素（图S19）。在健康组中未观察到一致的联合效应。这些非参数结果支持了我们结论的稳健性。

总之，敏感性分析证实了产前PBs暴露（无论是单独还是混合物形式）与妊娠并发症之间的关联，以及妊娠相关焦虑的调节作用的稳健性。

4. 讨论
本研究考察了产前PBs暴露对妊娠并发症的个体和联合效应，并评估了母亲妊娠相关焦虑的潜在调节作用。我们的发现表明，特定的对羟基苯甲酸酯同系物，特别是EtP、PrP和BuP，与不良妊娠结局的风险增加有关，而母亲的心理状态显著改变了这些关联。我们首先观察到，PBs混合物暴露与妊娠并发症的风险增加有关。具体来说，MeP、EtP和PrP与GDM呈正相关，而EtP和BuP与HDP相关。这些结果与先前的研究一致。例如，Rousseau-Ralliard报告称，孕妇尿液中的PBs浓度升高与妊娠并发症风险增加有关（Rousseau-Ralliard等，2024年）。同样，PETALS队列中的嵌套病例对照研究发现，亚洲/太平洋岛裔女性妊娠中期尿液中MeP、EtP和PrP的浓度升高与GDM风险增加有关，尤其是PrP的最高三分位数组的OR值为3.67（95% CI：1.21–11.1）（Peterson等，2025年）。此外，在波多黎各的PROTECT队列中，妊娠后期尿液中EtP和BuP水平升高与妊娠期高血压风险增加有关，调整混杂因素后，EtP的OR值为1.48（95% CI：1.02–2.15）（Varshavsky等，2024年），表明这些PBs可能独立地导致妊娠期间血压升高。这种关联的潜在机制是，产前PBs暴露可以通过激活糖皮质激素受体和过氧化物酶体增殖激活受体-γ（PPAR-γ）途径来诱导胰岛素抵抗，从而增加GDM的风险。同时，PBs上调NADPH氧化酶-核因子κB（NF-κB）信号通路，加剧胎盘氧化应激和全身炎症，导致血管内皮功能障碍，从而促进HDP的发展（Rousseau-Ralliard等，2024年）。尽管我们观察到的关联方向与这些先前的报告一致，但应考虑几个方法学差异。大多数先前的研究依赖于尿液生物标志物，这些标志物主要反映了由于PBs快速代谢和排泄而产生的短期暴露（Yu等，2021年；Jia等，2022年）。相比之下，我们测量了血清浓度，这可能更好地代表内部剂量和生物活性部分。暴露矩阵的差异可能部分解释了不同研究之间效应大小的变化。此外，我们应用的分位数g计算方法能够估计联合暴露效应，同时考虑了同系物之间的中等程度相关性。这种基于混合物的方法超出了传统的单一污染物分析，可能更好地反映现实世界的共暴露情况。我们的分位数g计算分析进一步表明，EtP、BuP和PrP是PBs暴露对妊娠并发症影响的主要贡献者，强调了在评估环境化学风险时考虑共暴露的重要性。这些发现表明，累积的低水平暴露于多种PBs同系物可能会产生叠加或协同的生物学效应，这些效应无法通过单一化合物模型完全捕捉。PBs同系物之间存在中等程度的相关性，反映了共同的暴露来源和重叠的代谢途径。这种共暴露模式使得单一化合物模型的解释变得复杂，因为可能存在共线性。为了解决这个问题，我们使用了分位数g计算进行混合分析，该方法可以估计相关暴露的联合效应，同时减少多共线性引起的不稳定性。

重要的是，我们发现了妊娠相关焦虑与PBs暴露之间的潜在相互作用。在焦虑阳性组中，PBs混合物暴露与妊娠贫血的风险增加有关，EtP和BuP是主要贡献因素。此外，BuP暴露与整体妊娠并发症的风险增加相关。这些关联在焦虑阴性组中并未观察到，这表明母亲的焦虑可能放大PBs暴露的不利影响，导致不良妊娠结局。从机制角度来看，慢性焦虑激活了HPA轴并增加了循环中的皮质醇水平。妊娠相关焦虑与胎盘中11β-羟基甾体脱氢酶2型（11β-HSD2）的表达减少有关，这种酶通常限制胎儿接触母体糖皮质激素。11β-HSD2活性的降低可能会放大胎盘内的糖皮质激素信号和氧化应激。PBs可以与糖皮质激素受体途径相互作用，并影响NR3C1等应激反应基因的表观遗传调控，从而进一步增强这些应激相关效应。具体来说，妊娠相关焦虑可能与PBs暴露共同作用，诱导NR3C1基因的甲基化减少，从而放大氧化应激和炎症反应（Rousseau-Ralliard等，2024年）。心理社会压力和内分泌干扰化学物质的暴露的结合可能会加剧炎症反应和血管内皮功能障碍，增加妊娠贫血和高血压疾病的风险。我们的发现得到了先前证据的支持。例如，一项伊朗的多中心队列报告称，妊娠30周时焦虑得分最高的孕妇患GDM的风险比最低四分位数的孕妇高1.76倍（Li等，2025年）。同样，英国Born in Bradford队列发现，妊娠第二期焦虑每增加1个标准差，妊娠第三期血红蛋白< 110 g/L的风险增加57%，表明妊娠中期的母亲焦虑显著增加了妊娠贫血的风险（Kwak等，2025年）。

为了评估这些发现的稳健性，我们进行了多项敏感性分析，如排除有多次人工流产的女性，额外调整了四个协变量，使用WQS回归作为替代的混合方法，并使用BKMR来模拟联合暴露-反应关系。结果与初步分析大体一致，分位数g计算的混合权重在子样本中保持稳定。然而，应谨慎解释这些权重。在分位数g计算中，这些权重表示在给定协变量和暴露间相关结构的前提下，个别暴露对总体混合效应的相对贡献。因此，它们并不意味着特定对羟基苯甲酸酯的毒理学或因果优势，也不确定其机制重要性。

本研究的主要优势在于其全面的设计，它同时考察了产前PBs暴露、母亲焦虑和妊娠并发症。作为一项前瞻性队列研究，它建立了暴露和结果之间的明确时间顺序，增强了因果推断。较大的样本量以及严格的统计方法（如LASSO回归和分位数g计算）允许控制多个混杂因素，并评估PBs混合物的联合效应。此外，使用PAQ（一种经过验证和标准化的工具）评估了母亲的心理困扰。

应承认几个局限性。首先，这项研究是在宁夏回族自治区的一家三级医院进行的，该研究人群的区域社会人口统计特征可能限制了我们发现的可推广性。社会经济状况、消费品使用模式和生活方式的差异可能会影响母亲的PBs暴露水平。此外，医疗保健的可及性、临床实践模式以及与妊娠相关焦虑的意识或筛查实践的地区差异可能会影响妊娠并发症的检测和诊断，从而可能影响观察到的关联。此外，由于监管政策、个人护理产品的市场可用性和文化习惯的差异，不同地区的环境化学暴露情况也可能有所不同。在我们的研究组中，测量到的对羟基苯甲酸（PBs）浓度大致位于多个国际妊娠队列报告的范围内（Tefre de Renzy-Martin等人，2014年；Li等人，2020年；Kim等人，2021年；Fu等人，2024年）。然而，由于生物样本、分析方法和研究人群的差异，跨研究比较应谨慎解读。在将这些发现推广到其他人群时，需要考虑这些因素。其次， maternal PBs暴露和焦虑仅在妊娠中期的一个时间点进行评估，而妊娠并发症则在整个妊娠期间被诊断出来。这种设计在研究组中引入了横断面元素，限制了我们确定暴露与疾病发作之间明确时间顺序的能力。因此，与妊娠并发症相关的早期代谢或生理变化可能会影响对羟基苯甲酸的药代动力学或母亲的焦虑水平。第三，尽管模型中考虑了多个协变量，但协变量的选择部分是基于LASSO方法，这是一种统计变量选择方法，而不是用于确定混杂因素的因果框架。因此，一些在该数据集中预测能力较弱的生物学相关混杂因素可能未被纳入最终模型。此外，一些可能同时影响PBs暴露和焦虑的关键行为因素，如个人护理产品使用频率、饮食模式和加工食品摄入量，并未直接测量。第四，对羟基苯甲酸代谢迅速，我们的评估仅基于妊娠中期的一个血清样本。尽管血液样本是在标准化条件下收集的，并使用严格的HPLC–MS/MS程序进行分析，同时进行了全面的质量保证和质量控制（包括程序空白样、添加回收样本和重复分析），但依赖单一时间点可能会引入非差异性暴露分类，从而导致关联偏向于无效应。最后，PAQ量表虽然经过验证并被广泛使用，但它是一种自我报告工具，可能无法捕捉妊娠期间心理压力的所有维度。未来的研究应该包含妊娠期间的多次暴露测量，收集有关行为暴露来源的详细信息，并应用因果推断框架和定量敏感性分析（例如E值估计）来更好地评估观察到的关联的稳健性，并阐明潜在的生物学机制。

5. 结论

总体而言，母亲血清中的对羟基苯甲酸（EtP）、对苯基丙酸（PrP）和丁基对羟基苯甲酸（BuP）浓度与妊娠并发症的发生呈正相关。EtP和BuP与妊娠高血压疾病特别相关，而MeP、EtP和PrP与妊娠糖尿病有关。观察到妊娠相关焦虑对统计效应的影响，报告焦虑水平较高的女性中，EtP和BuP暴露与妊娠贫血之间的关联更为强烈。这些发现表明，母亲的心理学压力可能会影响PBs暴露与不良妊娠结果之间的关联强度，强调了在评估妊娠期间环境化学物质影响时考虑心理社会因素的重要性。

**作者贡献声明**

Xianjia Li：撰写——原始草稿、资源、方法学、调查、概念化。

Suzhen Guan：撰写——审阅与编辑、方法学、资金获取、概念化。

Shuqin Ma：方法学、调查。

Xi Shi：资源、方法学。

Yueyi Lv：验证、方法学、数据管理。

Rui Zhang：撰写——审阅与编辑、正式分析、数据管理。

Mengjun Chang：撰写——审阅与编辑、调查、概念化。

Yunyun Du：资源、方法学。

Can Liu：资源、方法学。

Ye Li：资源、方法学。

Jin Ji：监督、资源、项目管理。

**伦理批准和参与同意**

本研究遵循《赫尔辛基宣言》。在研究开始前，已获得宁夏医科大学伦理委员会的批准（编号2022-G007）。所有参与者在入组前均提供了知情同意并填写了纸质问卷。

**出版同意**

不适用。

**临床试验编号**

不适用。

**资金**

本研究得到了国家自然科学基金（项目编号82260647）、宁夏重点研发计划（项目编号2023BEG02005）和宁夏自然科学基金项目（项目编号2026AAC030190）的支持。资助机构未参与研究的设计、实施或报告撰写。本研究的结果和结论仅代表作者的观点。我们衷心感谢所有参与者的贡献，他们的支持和合作对研究的成功完成至关重要。