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营养包对婴幼儿营养水平的提升意义

更新时间:2020-08-20 08:29点击:

   摘要:目的 综合分析营养包对婴幼儿营养作用的研究观察结果,系统评价营养包营养干预效果。方法通过检索专业数据库及其他资源的文献,汇总营养包营养干预效果的研究数据。经文献质量评价后,纳入符合标准研究进行分析。使用的分析工具为RevlMan 5. 3.结果本研究纳入9项研究报告,其中随机对照1项,随机前后对照8项,采纳报告中的13组干预前后比较试验数据。分析结果显示,营养干预可显着增加血红蛋白( MD =0.94,95% CI 0. 72 ~1. 15,P <0. 01) ,降低人群贫血发生率( RR =0. 34,95 %CI 0. 25 0. 46,P <0. 01) .营养干预对年龄别体重和年龄别身长未见作用,但对身高别体重具有显着营养效果( MD = 0. 42,95%CI 0. 19 ~0.65,P<0.01),减少婴幼儿低体重率发生(RR=0.53,95%CI0.32~0.88,P<O.05).结论营养包对婴幼儿营养状况具有改善效果。
 
   关键词:婴幼儿 营养包营养干预贫血z评分Meta分析。
 
 辅食喂养不合理是婴幼儿营养不良问题的重要成因,不仅导致贫血、生长迟缓,也影响认知和行为发育[1-4].婴幼儿营养不良如果得不到及时纠正,会影响终身健康,包括成年后的劳动能力,且形成的身体损害不能在以后的干预中完全恢复[5-9].我国婴幼儿营养不良问题普遍存在,但在贫困地区更为严重[4,10-12].王玉英等[13-16]报告采用以全豆粉为基质,添加多种维生素和矿物质的营养包产品( Ying Yang Bao,YYB) 对甘肃 5 县4 ~ 12 月龄婴幼儿具有多方面作用,与食用不添加营养素的米粉对照组相比,干预 2 年后,干预组贫血、生长发育状况和认知指标与对照组差异显着。在此之后,多项研究也显示营养包具有婴幼儿营养补充效果。WHO 于 2010 年对营养粉( micronutrient powder,MNP) 进行了 Meta 分析,循证结果认为 MNP 具有提高血红蛋白( Hb) 和预防贫血的作用[17],并依此制订了 MNP 应用于6 ~24 月龄儿童的营养技术指南。由于营养包具有富含蛋白质的食物载体,与 MNP 本质不同,被认为更适合发展中国家应用。本研究通过系统综述的方式,荟萃营养包研究报告和相关数据,对营养包作用进行系统评价,为其应用提供科学循证依据。
 
  1 资料与方法。
 
  1. 1 研究的纳入与排除。
 
  研究的类型: 纳入营养包人群营养干预的效果观察。由于婴幼儿营养研究受到伦理、家长接受程度、生物样品获取困难以及贫困地区条件限制,文献初检即发现营养包人群干预研究多为随机前后对照实验,为此确定文献纳入条件为随机前后对照研究。研究对象的类型: 根据 WHO 婴幼儿年龄划分标准,纳入我国 3 岁以内婴幼儿人群。干预的类型: 由于干预营养包期间,都存在研究者对营养包不同程度的宣传教育,故允许纳入同时进行营养宣教干预措施的营养包前后对比试验。干预剂量: 鉴于各研究中营养包添加的营养素种类和含量存在一定差别,但添加量均达到辅食营养补充品国家标准要求。故暂未对使用营养包的剂量做出特定要求。本研究排除对处于疾病治疗、先天疾病、有慢性疾病史以及同期补充其他营养素的婴幼儿进行的营养包干预观察。研究结局的类型: 婴幼儿贫血指标: Hb、贫血率; 婴幼儿生长发育指标: Z 评分[WAZ( 年龄别体重) 、HAZ( 年龄别身长) 、WHZ( 身高别体重) ]、低体重率、生长迟缓率、消瘦率。排除标准: 排除随机双盲/类随机对照试验、队列研究、病例、对照研究和横断面研究。
 
  1. 2 检索策略。
 
  计算机检索下列数据库: Medline( 1950-2014 年 12 月) 、PubMed( 1950-2014 年 12 月) 、Cochrane Library( 2014 年第 12 期) 、中文全文数据库 CNKI( 1980-2014 年 12 月) .此外还通过手工检索相关期刊与书籍、检索互联网,并通过参考文献和引文进一步查找可能相关的研究。中文检索词: 婴幼儿、营养干预、营养包、营养不良、贫血、生长发育; 英文检索词: infant and young child、ying yang bao、complementary food supplement、malnutrition、anemia、growth and development. 上述中英文关键词检索时自由组合,并用逻辑连接词“and”和“or”进行连接。
 
  1. 3 系统评价的方法。
 
  1. 3. 1 研究的入选、质量评价与数据提取 通过阅读检索到文献的题目和摘要来识别营养包干预的前后比较试验,在此基础上进一步阅读文献摘要( 必要时阅读全文) 并根据研究的纳入与排除标准,纳入合格的研究; 由于营养包干预的研究中未使用盲法,故参考 Cochrane 风险偏倚评估工具[18]及纽卡斯尔-渥太华量表( Newcastle OttawaScale,NOS)[19-20],对纳入文献使用自行制定标准进行质量评价,并使用自行设计的数据收集表格进行数据的收集、提取。提取内容为作者、干预时间、干预人数( 干预前、干预后) 、Hb、贫血率、Z 评分[WAZ( 年龄别体重) 、HAZ( 年龄别身长) 、WHZ( 身高别体重) ]、低体重率、生长迟缓率及消瘦率。
 
  针对前后对比试验、3 岁内婴幼儿、干预措施是否明确、统计方法是否明确、测量方法是否明确及贫血标准是否明确 6 方面标准,对纳入文献做出“低风险”( 低度偏倚风险) 、“高风险”( 高度偏倚风险) 和“不清楚”( 缺乏相关信息或偏倚情况不确定) 的判断。完全满足上述 6 条质量标准,其发生各种偏倚的可能性小,研究质量为 A 级;含有上述 1 条或以上描述不清楚者为部分满足,研究质量为 B 级; 含有上述 1 条或以上高度偏倚风险者有发生相应偏倚的可能性,研究质量为C 级。
1. 3. 2 分析。
 
  1. 3. 2. 1 异质性检验 用 Cochrane 协作网提供的 RevMan 5. 3 软件进行 Meta 分析。计数资料使用相对危险度( relative risk,RR) 、计量资料使用加权均数差( weighted mean difference,WMD) ( 在RevMan 5. 3 软件中显示为 MD) ,并给出 95 % 可信区间( confidence interval,CI) 表示合并统计量。
 
  用 χ2检验对各研究进行同质性检验,若同质性较好( P ≥0. 1,I2≤50 %) ,则采用固定效应模型进行分析; 若同质性较差( P <0. 1,I2> 50 % ) ,则采用随机效应模型合并分析。为探讨异质性来源,超过 9 篇的研究数据按干预时间展开做亚组分析。潜在偏倚采用漏斗图分析。
 
  1. 3. 2. 2 敏感性分析 采用排除低质量研究及逐一剔除研究的方式进行敏感性分析,若分析前后各研究的结果无显着差异,则提示该项研究敏感性较低,研究结果较稳定可靠; 反之,若分析前后各研究的结果存在显着性差异,则提示敏感性高,结果稳定性低。
 
  1. 4 纳入研究结果。
 
  1. 4. 1 文献检索结果 按照既定检索策略检索到相关研究文献 327 篇,阅读题目及摘要排除不符和要求及重复文献 315 篇,再通过阅读全文纳入拟供 Meta 分析的文献 12 篇,排除研究人群、干预方式和资料不完整或缺失的文献 3 篇[21-23],最终纳入 9 篇前后对比试验[16,24-31].各文献的发表时间为 2004 年至 2014 年期间。
 
  纳入的 9 篇研究文献中的 2 篇可利用多组独立数据进行分析,包括: 方志峰等[27]研究中可按干预类型分为营养包组和营养包 + 营养宣教组、王玉英等[16]研究中可按干预时间分为干预 6 个月、12 个月、15 个月及 18 个月组。故纳入研究文献 9 篇,可利用数据共 13 组( 下文统一以“组”为单位) .纳入的研究包括随机对照观察 1 篇,随机前后对照试验 8 篇。干预类型均为营养包干预,干预剂量不与参考,干预持续时间为 3 个月至18 个月不等,其中持续干预 3 个月纳入 2 组数据,6 个月纳入 5 组数据,12 个月纳入 3 组数据,15 个月纳入 1 组数据,18 个月纳入 4 组数据。9项研究分别报告了营养包在贫血及生长发育方面的 8 项指标,其中 Hb 和贫血率纳入 9 项研究 11组数据、WAZ 和 HAZ 纳入 4 项研究、WHZ 纳入 3项研究、低体重率纳入 6 项研究 7 组数据、生长迟缓率纳入 6 项研究 7 组数据,消瘦率纳入 4 项研究 5 组数据。
 
  1. 4. 2 纳入文献质量评价 根据本研究的质量评价标准,对纳入研究的质量进行了评价。最终发现: 7 篇( 11 组) 文献质量评价为 A 级( 低度偏倚风险) ; 0 篇文献的质量评价为 B 级( 中度偏倚风险) ; 2 篇( 2 组) 文献质量评价为 C 级( 高度偏倚风险) .
 
  2 结果
 
  2. 1 血红蛋白。
 
  纳入的 6 项研究样本量为 6370,其中干预前人数为 3204,干预后人数为 3166,提取 9 项观察数据。检验存在异质性,故采用随机效应模型分析。结果显示营养包干预前后 Hb 差异有统计学意义 ( MD = 0. 94,95% CI 0. 72 ~ 1. 15,P <0. 000 001) ,如图 1.根据干预时间将 Hb 展开做亚组分析,干预 12 个月以上组( 6 组数据) 及干预12 个月以下组( 3 组数据) .两亚组数据均存在异质性,选择随机效应分析,得到合并统计量均有统计 学 意 义,其 中 干 预 12 月 以 上 组 ( P <0. 000 01) ,而干预 12 月下组 ( P = 0. 0002 ) ,如图 2.
 
  敏感性分析: 纳入文献均为 A 级,即低风险偏倚。逐一剔除文献后,再合并剩余研究,Meta分析结果未发生本质改变。Hb 的合并效应值变动范围在 0. 86( 95 % CI 0. 67 ~0. 81) 和 1. 00( 95% CI 1. 05 ~ 1. 21) 之间。结果表明营养包干预可增加婴幼儿的 Hb 水平。
 
  2. 2 贫血率。
 
  贫血率有 11 组数据纳入分析,样本量为7508,其中干预前人数为 3852,干预后人数为3656.因存在异质性采用随机效应模型分析。结果显示营养包干预后贫血率与干预前的差异有统计学意义( RR = 0. 34,95% CI 0. 25 ~ 0. 46,P <0. 000 001) .根据干预时间进行亚组分析,干预12 个月以上组( 6 组数据) 及干预 12 个月以下组( 5 组数据) 均存在异质性,故选择随机效应分析,得到 合 并 统 计 量 都 具 有 统 计 学 意 义 ( P <0. 000 01; P < 0. 000 01) ,如图 3.
 
  敏感性分析: ( 1) 当剔除低质量文献( 高度偏倚和中度偏倚) 后进行数据合并,剔除 2 组数据后,各项数据间存在异质性,故采用随机效应模型分析,结果显示营养包干预后贫血率差异有统计学意义( RR = 0. 28,95% CI 0. 20 ~ 0. 39,P <0. 000 01) .( 2) 逐一剔除文献后,再合并剩余研究,Meta 分析结果未发生本质改变。贫血率的合并效应值变动范围在 0. 31( 95 %CI 0. 22 ~0. 28)和 0. 38( 95 % CI 0. 43 ~ 0. 50) 之间。结果显示营养包干预降低婴幼儿的贫血率。
 
  2. 3 Z 评分。
 
  WAZ、HAZ 分别有 4 组、WHZ 有 3 组研究纳入分析,WAZ、HAZ 的样本量均为 2438,其中干预前人数为 1238,干预后人数为 1200; WHZ 的样本量为 1928,其中干预前人数为 981,干预后人数为947.异质性检验显示 WAZ、HAZ 和 WHZ 均存在异质性,故采用随机效应模型分析。结果显示营养包干预后 Z 评分中 WAZ( MD = 0. 28,95% CI- 0. 08 ~ 0. 65,P = 0. 13) 、HAZ( MD = 0. 19,95 %CI - 0. 03 ~ 0. 42,P = 0. 09 ) 无统计学意义。而WHZ ( MD = 0. 42,95 % CI 0. 19 ~ 0. 65,P =0. 0003) 差异显着,如表 1.
 
  敏感性分析: ( 1) WAZ、HAZ 及 WHZ 纳入文献均为 A 级,即低风险偏倚。( 2) 逐一剔除文献后,再合并剩余研究。当 WAZ 剔除王丽娟文献数据时,其他数据存在异质性,采用随机效应模型分析后,显示营养包干预的 WHZ 效应值有统计学意义( MD = 0. 44,95 % CI 0. 14 ~ 0. 73 P =0. 004) .当 HAZ 剔除王林江 ( 干预 12 个月) 的数据时,其他数据存在异质性,采用随机效应模型分析后,显示营养包干预的 HAZ 效应值有统计学意义 ( MD = 0. 28,95% CI 0. 07 ~ 0. 49,P =0. 008) .其他 Meta 分析结果未发生本质改变。
 
  WAZ 的合并效应值变动范围在 0. 18 ( 95 % CI- 0. 25 ~ 0. 14) 和 0. 44( 95 % CI 0. 60 ~ 0. 84) 之间。HAZ 的合并效应值变动范围在 0. 10( 95 %CI - 0. 14 ~ 0. 07) 和 0. 28( 95 % CI 0. 31 ~ 0. 54)之间。WHZ 的合并效 应 值 变 动 范 围 在 0. 33( 95% CI 0. 02 ~ 0. 39) 和 0. 53( 95 % CI 0. 56 ~0. 79) 之间。分析结果表明营养包对婴幼儿的 Z评分指标中 WAZ、HAZ 结果不稳定; WHZ 具有统计学意义。
 2. 4 低体重率。
 
  低体重率有 7 组研究纳入分析,样本量为3772,其中干预前人数为 1984,干预后人数为1788.异质性检验后,存在异质性,故采用随机效应模型分析。结果显示营养包干预后低体重率差异有统计学意义( RR = 0. 53,95 % CI 0. 32 ~0. 88,P < 0. 05) ,如图 4.
 
  敏感性分析: ( 1) 当剔除低质量文献( 高度偏倚和中度偏倚) 后进行数据合并,剔除 2 组后,纳入 5 组,各项数据间存在异质性,故采用随机效应模型分析,结果显示营养包干预后低体重率差异有统计学意义( RR = 0. 44,95% CI 0. 24 ~ 0. 82,P = 0. 01) .( 2) 逐一剔除文献后,再合并剩余研究,Meta 分析结果未发生本质改变。低体重率的合并效应值变动范围在 0. 46 ( 95% CI 0. 28 ~0. 37) 和 0. 61 ( 95% CI 0. 76 ~ 1. 03) 之间。故分析结果显示: 营养包降低婴幼儿的低体重率具有统计学意义。
 
  2. 5 生长迟缓率。
 
  生长迟缓率有 7 组研究纳入分析,生长迟缓率的样本量为 3772,其中干预前人数为 1984,干预后人数为 1788.存在异质性,采用随机效应模型分析。结果显示营养包干预后生长迟缓率差异无统计学意义( RR = 0. 72,95% CI 0. 51 ~ 1. 02,P = 0. 07) ,如图 5.
 
  敏感性分析: ( 1) 当剔除低质量文献( 高度偏倚和中度偏倚) 后进行数据合并,剔除 2 组后,纳入 5 组,各项数据间异质性消除,故采用固定效应模型分析,结果显示营养包干预后生长迟缓率差异有统计学意义( RR =0. 68,95%CI 0. 55 ~0. 84,Z = 3. 55,P = 0. 0004) .( 2) 逐一剔除文献后,再合并剩余研究。剔除刘祖阳文献研究后,剩余数据异质性低,可采用固定效应模型分析,生长迟缓率合并效应值差异有统计学意义( RR = 0. 65,95% CI0. 53 ~ 0. 79,P < 0. 0001) .其他合并结果未发生本质改变。生长迟缓率的合并效应值变动范围在 0. 69( 95% CI 0. 46 ~ 0. 57) 和 0. 80( 95%CI 1. 04 ~ 1. 11) 之间。考虑被剔除的研究( 刘祖阳,2013) 数据样本量较其他纳入研究偏高,故可能因权重较大,影响分析结果。因此,综合分析显示营养包降低婴幼儿的生长迟缓率结果稳定性低,需更大样本量进行进一步分析。
 
  2. 6 消瘦率。
 
  消瘦率有 5 组研究纳入分析,消瘦率的样本量为 2894,其中干预前人数为 1547,干预后人数为 1347.异质性检验后,存在异质性,采用随机效应模型分析。结果显示营养包干预后消瘦率差异有统计学意义( P =0. 04) ,如图 6.
 
  敏感性分析: ( 1) 当剔除低质量文献( 高度偏倚和中度偏倚) 后进行数据合并,剔除 1 组后,纳入 4 组,各项数据间存在异质性采用随机效应模型分析,结果显示营养包干预后消瘦率差异有统计学意义( P =0. 03) .( 2) 逐一剔除文献后,再合并剩余研究,当分别剔除方志峰( 营养包) 、方志峰( 营养包 + 营养教育) 及李丽祥研究时,显示营养包干预后消瘦率无统计学意义。由于纳入文献数量较少,无法做亚组分析及漏斗图绘制,分析本组数据的异质性及偏倚。故分析结果显示: 营养包降低婴幼儿的消瘦率结果不稳定,需更多数据进一步证明。
 
  3 讨论。
 
  婴幼儿营养不良问题是全球性的,目前一些国家和地区采用 MNP[32-35]对婴幼儿进行干预,但该类产品不能提供优质蛋白质等其他营养,产品形态为撒剂,不能直接食用,与消费者熟悉的食品形态有所区别。营养包是针对我国贫困地区婴幼儿研制的辅食营养补充品,产品形态与我国消费者熟悉的豆粉基本一致,可拌入稀饭、调成糊状或冲调喂食,比较符合贫困农村婴幼儿喂养的习惯。
 
  营养包已在贫困地区的婴幼儿营养改善得到广泛应用,产品具有较好的可接受性,具有提高 Hb 水平,降低婴幼儿贫血率的作用,这与之前报告的研究结果一致; 而在促进生长发育方面,营养包可促进婴幼儿 WHZ 的升高及低体重率的下降,但在促进 WAZ、HAZ 的升高及生长迟缓率、消瘦率的下降方面分析结果仍不稳定。这可能与纳入文章的质量和类型及纳入研究人群的地域特点有关。
 
  本次纳入的 9 篇前后对照试验符合纳入标准,但个别研究存在较高的偏倚风险,使结论的论证强度受到一定程度的限制。例如入选的文献有2 篇[30-31]在测量方法及干预具体措施方面表述不够清晰,可能存在实施偏倚和测量偏倚。另外本研究纳入的文献中仅 1 篇为随机对照观察,其他8 篇均为随机前后对比试验,而且研究中均使用前后对比数据,因此可能存在文献实验设计循证度不高的问题。但考虑到目前婴幼儿营养干预观察研究受到多方面影响,很难实施随机双盲对照观察,WHO 评价 MNP 采用随机双盲对照试验的文献仅为 6 篇[36-41],故认为本课题纳入的研究可以进行营养包营养作用的科学循证。
 
  各研究间存在明显的统计学异质性,故采用随机效应模型进行 Meta 分析的同时,尽可能进行亚组分析。本研究选取的指标均为儿童身体测量或生物化学数据以及营养问题的比率,这些指标显然具有地域性并受到经济状况、喂养习惯以及监护人教育程度等多种因素的影响,因此婴幼儿地域性差别可能是造成各研究间异质性的主要原因。这类异质原因会对本研究的数据分析产生结果产生影响,但对各指标的增加或减少的定性结果作用可忽略。本研究充分考虑了异质性的影响,采取敏感性分析,排除对各项偏倚控制风险较高的文献后,研究的异质性得到改善,从而提高该项研究结果的可靠性及稳定性。
 
  Cochrane 系统综述手册强调,评价干预有效性时除考虑 Meta 分析结果的显着性和大小以外,还应综合考虑纳入研究的设计与质量、纳入研究结果的一致性、其他生物学证据[18].故本研究反映出的问题有: 需要更高质量的婴幼儿营养包干预试验文献,虽然困难较大,但应开展设计严谨、抽样科学的的随机双盲对照试验,从而为营养包科学评估提供循证依据。
 
  本文采用 Meta 分析的方法对纳入文献进行综合评价,分析结果显示: 贫困农村地区营养包干预可增加 Hb 水平,使婴幼儿贫血率降低且干预效果与干预时间相关。可提高婴幼儿 WHZ 值,降低低体重率。但对婴幼儿 WAZ、HAZ、生长迟缓率、消瘦率等营养问题的作用有待进一步验证。(图表略)
 
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