营养包对婴幼儿营养水平的提升意义(3)

　　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）

　　参考文献。

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　　[2] 常素英。 中国婴幼儿辅助食品的强化[J]. 卫生研究，2003,32 （ S1） : 46-50.

　　[3] World Health Organization. guiding principles forfeeding non-breastfed children 6-24 months of age[EB/OL]. Geneva: World Health Organization,pdf? ua = 1.

　　[4] 常素英，陈春明，何武，等。 中国儿童营养状况 15年变化分析---中国婴幼儿辅食喂养的改善[J].卫生研究，2007,36 （ 2） : 207-209.

　　[5] 霍军生，孙静，黄建。 婴幼儿辅食营养补充品技术指南[M]. 2013: 4-5.

　　[6] LUTTER C K. Meeting the challenge to improvecomplementary feeding [J]. SCN News,2003 （ 27） :4-9.

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