補鋅對嬰幼兒智力及運動發(fā)育影響的Meta分析

朱帝玲 毛 萌 楊文旭 楊慧明

鋅作為體內(nèi)金屬酶的組成成分和激活劑，參與蛋白質(zhì)的生物合成及核酸的代謝,在細胞的生長及分化中起重要作用。動物實驗發(fā)現(xiàn)孕期及生長發(fā)育的重要時期限制鋅的攝入可導(dǎo)致胎兒大腦神經(jīng)發(fā)育畸形及功能異常，可引起認知功能受損，如注意力/記憶力和學(xué)習(xí)能力下降等[1]。有多項研究探討了孕期或嬰幼兒期補鋅對后期運動及智力發(fā)育的影響，但單項研究的結(jié)果并不一致[1～4]。為明確補鋅對遠期運動和智力發(fā)育的影響，本研究檢索相關(guān)文獻，采用Meta分析方法進行定量綜合，評價嬰幼兒早期補鋅對其運動及智力發(fā)育的影響。

1 方法

1.1 文獻納入和排除標(biāo)準 同時符合以下條件的文獻被納入：①RCT 或半隨機對照試驗(quasi-RCT)，發(fā)表形式和語種不限，盲法及非盲法均納入。②研究對象為≤3歲健康嬰幼兒，早產(chǎn)兒及足月兒均納入。③干預(yù)措施：干預(yù)組為口服補鋅，包括單獨補充及與其他營養(yǎng)物質(zhì)共同補充，或給予鋅強化配方奶或輔食等，干預(yù)時間≥1個月；對照組給予安慰劑或不含鋅的其他營養(yǎng)物質(zhì)。④排除鉛暴露病史者。⑤排除研究結(jié)果未包含1.2項下療效判斷指標(biāo)的文獻。

1.2 療效判斷指標(biāo) 采用Bayley嬰兒發(fā)育量表、Alberta嬰兒運動量表或Griffiths精神發(fā)育量表評價的生后6～36個月智力發(fā)育指數(shù)(MDI)、運動發(fā)育指數(shù)(PDI)、發(fā)育商(DQ)和Alberta運動指數(shù)。

1.3 文獻檢索策略

1.3.1 數(shù)據(jù)庫 西文數(shù)據(jù)庫：PubMed、EMBASE和Cochrane圖書館；中文數(shù)據(jù)庫：中國期刊全文數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫和維普中文科技期刊數(shù)據(jù)庫，檢索文獻時間均從建庫至2010年10月。對所檢索到的文獻中的參考文獻進行檢索。未手工檢索灰色文獻。

1.3.2 檢索策略 英文檢索式：(zinc OR zinc supplementation OR zinc deficiency ) AND (infant OR child OR toddler) AND ((psychomotor development) OR (motor development) OR (mental development) OR (neuro-development) OR (cognition) OR (intelligence))；限定詞：humans，clinical trail，randomized controlled trial。中文檢索詞：鋅、智力或運動或認知或生長發(fā)育或神經(jīng)發(fā)育、嬰幼兒。根據(jù)具體數(shù)據(jù)庫相應(yīng)調(diào)整檢索策略。

1.3.3 原文獲取途徑 檢索電子期刊全文數(shù)據(jù)庫或直接與作者聯(lián)系獲取全文。

1.4 納入和排除文獻 朱帝玲按照檢索策略獨立完成初步檢索，朱帝玲和楊文旭獨立閱讀文題和摘要，在排除明顯不符合納入標(biāo)準的文獻后，對可能符合納入標(biāo)準的文獻閱讀全文，以確定是否真正符合納入標(biāo)準。評價者間有分歧時，通過討論決定。

1.5 資料提取 ①一般信息：編號、文獻題目、作者、國家和樣本量；②基本情況：研究對象的基本特征：性別和年齡等；③ 干預(yù)措施：補鋅類型、劑量、給藥時間和隨訪時間、療效判斷方法；④療效判定指標(biāo)。

1.6 文獻偏倚評價 采用 Cochrane評價手冊5.0.2推薦的質(zhì)量評價標(biāo)準評價納入文獻的偏倚，包括6項：①隨機分配方法；②分配隱藏；③ 對研究對象、治療方案實施者和研究結(jié)果測量者采用盲法；④結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性； ⑤選擇性報告研究結(jié)果；⑥其他偏倚來源。針對每篇納入文獻，對上述6項作出 “是”(低度偏倚)、“否”(高度偏倚)和“不清楚”(缺乏相關(guān)信息或偏倚情況不確定)的判斷。朱帝玲和楊文旭獨立進行評價，有分歧時，通過討論決定。

1.7 統(tǒng)計學(xué)方法 采用 RevMan 5.0 軟件進行 Meta分析，將資料進行定量綜合。視納入文獻的數(shù)量行漏斗圖分析，檢驗發(fā)表偏倚。對納入文獻進行臨床異質(zhì)性和方法學(xué)異質(zhì)性分析。采用χ2檢驗分析統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性，若P>0．1和I2<50%，提示無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型進行分析。若存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性(P<0．1，I2≥ 50%)時，則需分析異質(zhì)性來源，對補鋅的不同劑量、是否與其他營養(yǎng)物質(zhì)合用以及納入研究對象的營養(yǎng)狀況行亞組分析；若仍不能消除異質(zhì)性，數(shù)據(jù)從臨床意義角度能夠合并者，則采用隨機效應(yīng)模型進行合并分析。若納入文獻提供的數(shù)據(jù)不能進行Meta分析，則進行描述性分析。計量資料采用WMD或SMD及其95% CI 表示。P<0．05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般情況 共檢索到文獻 84篇，最終納入10篇RCT文獻(圖1)，其中英文文獻9篇，西班牙文文獻1篇(2名評價者通過閱讀英文摘要，對不足信息參照西班牙-英文詞典翻譯部分全文內(nèi)容)。

2篇文獻[6,7]納入低出生體重兒，1篇文獻[ 4]納入小于胎齡兒,1篇文獻[11]納入營養(yǎng)不良嬰幼兒。4篇文獻[3,4,6,10]研究對象為足月兒,余6篇文獻研究對象的胎齡不祥。除1篇文獻[10]來自經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)外，余9篇文獻納入對象均來自發(fā)展中國家[4,7,8,12]或低收入家庭[3,5,6,9,11]。文獻[11,12]納入研究對象年齡>1歲。文獻[10]采用Alberta嬰兒運動量表，文獻[12]采用Griffiths精神發(fā)育量表評估運動和精神發(fā)育,余8篇文獻采用Bayley嬰兒發(fā)育量表評估(表 1)。

圖1 文獻篩選流程圖

Fig 1 Flow chart of article screening and selection process

表1 納入10篇RCT文獻的基本特征

Notes T:treatment; C:control. Zinc and iron were given as Zn2+and Fe2+.1) plus 1 mg riboflavin; m: month; 2)plus micronutrients mix and psychosocial stimulation; 3) micronutrients mix; BSID: Bayley scales of infant development; MDI: mental developmental index; PDI: psychomotor developmental index; DQ: development quotients; AIMS: Alberta infant motor scale

2.2 文獻偏倚評價結(jié)果 7篇文獻采用了正確的隨機方法，8篇文獻采用了分配隱藏，9篇文獻對受試者采用了盲法，8篇文獻對研究者和結(jié)局測量者采用了盲法，9篇文獻未選擇性報告結(jié)果, 1篇文獻報道了其他偏倚來源(圖2)。

圖2 納入10篇RCT文獻偏倚的評價結(jié)果

Fig 2 Quality of 10 included RCTs

2.3 Meta分析結(jié)果

2.3.1 補鋅對PDI的影響 納入文獻的漏斗圖基本對稱，無顯著發(fā)表偏倚(圖 3)。

圖3 補鋅對嬰幼兒PDI影響的漏斗圖

Fig 3 Funnel plot of zinc supplementation for PDI in infants

9篇文獻[3～9,11,12](n=2 250)報道了PDI，除1篇文獻采用Griffiths精神發(fā)育量表評估外，余8篇文獻采用Bayley嬰兒發(fā)育量表。異質(zhì)性檢驗P<0.001，研究間具統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性，采用隨機效應(yīng)模型分析。Meta分析結(jié)果顯示，SMD=0.15(95%CI：-0.12～0.42)，補鋅組與對照組PDI差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.27(圖4)。

鑒于文獻間存在顯著的統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性，故行異質(zhì)性產(chǎn)生的原因分析(表2)。

圖4 補鋅組與對照組PDI比較的Meta分析

Fig 4 Meta analysis of PDI in zinc supplementation and control groups

剔除1篇質(zhì)量較差的文獻[7]行敏感性分析，異質(zhì)性檢驗P=0.008。提示納入文獻間的統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性仍存在。

按照單獨補鋅或與其他營養(yǎng)物質(zhì)合用行亞組分析。5篇文獻[3,5,6,8,11]報道了單獨補鋅組與對照組的PDI,異質(zhì)性檢驗P=0.11，研究間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性。4篇文獻[4,5,9,12]報道補鋅與其他營養(yǎng)物質(zhì)合用組和對照組的PDI，異質(zhì)性檢驗P=0.01， 提示研究間具統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性；Meta分析結(jié)果顯示，補鋅組與對照組PDI差異均無統(tǒng)計學(xué)意義。

按補鋅的劑量行亞組分析。3篇文獻[3,4,6]補鋅劑量≤5 mg·d-1，異質(zhì)性檢驗P=0.51，研究間具同質(zhì)性。5篇文獻[4,8,9,11,12]補鋅劑量>5 mg·d-1，異質(zhì)性檢驗P=0.004，研究間具異質(zhì)性；Meta分析結(jié)果顯示，補鋅組與對照組PDI差異均無統(tǒng)計學(xué)意義。

依據(jù)納入對象的生長發(fā)育情況行亞組分析。3篇文獻[4,6,12]納入對象為生長發(fā)育落后嬰幼兒(包括小于胎齡兒、低出生體重兒和營養(yǎng)不良兒)，異質(zhì)性檢驗P=0.22。6篇文獻[3,5,8～11]納入生長發(fā)育正常嬰幼兒，異質(zhì)性檢驗P=0.004，研究間具異質(zhì)性；Meta分析結(jié)果顯示，補鋅組與對照組PDI差異均無統(tǒng)計學(xué)意義。

表2 補鋅組和對照組PDI的異質(zhì)性分析

2.3.2 補鋅對MDI的影響 納入文獻的漏斗圖基本對稱，無顯著發(fā)表偏倚(圖 5)。

8篇文獻[3～9,11]報道了補鋅組和對照組隨訪結(jié)束時MDI，均采用Bayley嬰兒發(fā)育量表評估。異質(zhì)性檢驗P=0.001，I2=68%，研究間具異質(zhì)性，采用隨機效應(yīng)模型分析。Meta 分析結(jié)果顯示，WMD=-0.08(95%CI：-1.55～1.40)，兩組MDI差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.65(圖6)。

鑒于文獻間存在顯著的統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性，故行異質(zhì)性產(chǎn)生的原因分析(表3)。

剔除1篇質(zhì)量較差的文獻[7]行敏感性分析，異質(zhì)性檢驗P=0.06。提示納入文獻間的統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性仍存在。

圖5 補鋅對嬰幼兒MDI文獻的漏斗圖

圖6 補鋅組與對照組MDI比較的Meta分析

Fig 6 Meta-analysis of MDI in zinc supplementation and control groups

按照單獨補鋅或與其他營養(yǎng)素合用行亞組分析。5篇文獻[3,5,6,8,11]報道了單獨補鋅組與對照組的MDI,異質(zhì)性檢驗P=0.02，研究間具統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性。3篇文獻[4,5,9]報道補鋅與其他營養(yǎng)物質(zhì)合用組和對照組的MDI，異質(zhì)性檢驗P=0.62， 提示研究間具同質(zhì)性；Meta分析結(jié)果顯示，補鋅組與對照組MDI差異均無統(tǒng)計學(xué)意義。

按補鋅的劑量行亞組分析。3篇文獻[3,4,6]補鋅劑量≤5 mg·d-1，異質(zhì)性檢驗P=0.10，研究間具異質(zhì)性。4篇文獻[4,8,9,11]補鋅劑量>5 mg·d-1，異質(zhì)性檢驗P=0.31，研究間具同質(zhì)性；Meta分析結(jié)果顯示，補鋅組與對照組MDI差異均無統(tǒng)計學(xué)意義，依據(jù)納入對象的生長發(fā)育情況行亞組分析。2篇文獻[4,6]納入對象為生長發(fā)育落后嬰幼兒(包括小于胎齡兒、低出生體重兒和營養(yǎng)不良兒)，異質(zhì)性檢驗P=0.39；6篇文獻[3,5,8～11]納入生長發(fā)育正常嬰幼兒，異質(zhì)性檢驗P=0.01，研究間具異質(zhì)性；Meta分析結(jié)果顯示，補鋅組與對照組PDI差異均無統(tǒng)計學(xué)意義。Meta分析結(jié)果顯示，補鋅組與對照組MDI差異無統(tǒng)計學(xué)意義。

表3 補鋅組與對照組MDI的異質(zhì)性分析

2.3.3 補鋅對DQ的影響 文獻[12]報道了補鋅組(n=55) 和對照組(n=59)干預(yù)6個月后的DQ。兩組DQ評分的WMD=-0.72 (95%CI：-7.97 ～6.53 )，提示補鋅組與對照組DQ差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.85。

2.3.4 補鋅對Alberta運動指數(shù)的影響 文獻[12]報道了補鋅組(n=33)和對照組(n=37)干預(yù)6個月后Alberta運動指數(shù)變化。兩組干預(yù)前后Alberta運動指數(shù)變化的WMD=0.30(95%CI：-2.09 ～2.69)，提示補鋅組與對照組差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.81。

3 討論

3．1 文獻質(zhì)量和證據(jù)強度 本Meta分析納入的文獻均制定了明確的納入和排除標(biāo)準，除1篇西班牙文獻外，其他9篇文獻均對基線水平進行了比較，包括出生時的體重、身長、家庭經(jīng)濟水平、喂養(yǎng)情況和父母的教育背景等，兩組基線資料的差異均具可比性。納入10篇RCT文獻中，有3篇文獻[6,11,12]未描述具體的隨機化方法；2篇文獻[6,12]采用的分配隱藏方法不詳；8篇文獻實施了三盲法；9篇文獻對失訪情況進行了說明。9篇文獻報道了補鋅組和對照組的基線資料。其他可能存在的偏倚：文獻[3,8,11,12]未對比兩組輔食或飲食情況。部分文獻[4,8]的失訪比例較高，失訪率分別為21.3%和36.0%。納入文獻的總體質(zhì)量和論證強度較高。

3.2 文獻的異質(zhì)性 本Meta分析結(jié)果提示，在補鋅干預(yù)后，評估嬰幼兒在生后6～36月齡的 MDI、PDI和DQ評分，補鋅組較對照組均無顯著改善。但文獻間存在顯著異質(zhì)性，本研究對補鋅劑量、是否與其他營養(yǎng)物質(zhì)合用、納入對象的生長發(fā)育情況等方面進行亞組分析，試圖分析異質(zhì)性產(chǎn)生的原因，亞組分析結(jié)果顯示不能完全消除文獻間的異質(zhì)性，考慮異質(zhì)性除了與上述因素有關(guān)外，還可能與其他因素有關(guān)。因此本研究的部分結(jié)論仍需謹慎看待。

3.3 補鋅對嬰幼兒早期智力及運動發(fā)育的影響 目前的證據(jù)尚不能表明嬰幼兒早期補鋅對其運動及智力發(fā)育有積極的作用。另外一些采用其他模式判斷補鋅對嬰幼兒智力及運動發(fā)育影響的研究也有類似的結(jié)果。如Sazawal等[13]發(fā)現(xiàn)補鋅組較對照組幼兒運動更活躍，補鋅組的活動能量消耗更大，但幼兒活動度與大運動的發(fā)育關(guān)系沒有得到證實。Bentley 等[14]發(fā)現(xiàn)補鋅可改變幼兒的活動模式，相對于對照組站立和玩耍的時間更多，但兩組患兒在初次完成站立和行走的年齡上差異無統(tǒng)計學(xué)意義。而來自尼泊爾的1項納入2 457名嬰幼兒的研究顯示，補鋅組與對照組在學(xué)會獨走的年齡上差異無統(tǒng)計學(xué)意義[15]。

文獻[8]發(fā)現(xiàn)給予鋅5 mg·d-1，5個月后補鋅組MDI明顯低于對照組,考慮可能與補鋅導(dǎo)致體內(nèi)微量元素不平衡有關(guān)。有研究認為鋅可能抑制銅和鐵的吸收及利用，而目前對各種微量元素和營養(yǎng)素在體內(nèi)復(fù)雜的相互作用并不完全清楚，盲目補充某些微量元素可能會導(dǎo)致其他營養(yǎng)素的吸收和利用率下降[16,17]。另外，人體對食物中鋅的吸收和生物利用度也可能存在自動調(diào)節(jié)的機制，有研究發(fā)現(xiàn)在給予低鋅飲食4～8周后，人體對鋅的吸收效率顯著增加[18]。本Meta分析納入的研究對象大多來自于經(jīng)濟不發(fā)達的地區(qū)或家庭，但目前的研究并未顯示出補鋅對智力及運動發(fā)育的改善作用，可能與人體內(nèi)營養(yǎng)素復(fù)雜的吸收和調(diào)節(jié)機制存在一定的關(guān)系。

3.4 本Meta分析的不足之處和局限性 ①相關(guān)研究資料較少，大部分文獻的樣本量不大，可能會影響分析結(jié)果的可靠性。②在判斷神經(jīng)系統(tǒng)發(fā)育指標(biāo)時，大部分文獻僅采用Bayley嬰兒發(fā)育量表，盡管其信度和效度較好，但仍可能存在一定局限性。③納入的文獻補充微量元素鋅的劑量在1～20 mg，療程從8周至1年，補鋅的劑量和療程的不一致。④本研究納入的文獻在補鋅的隨訪時間上存在差異，隨訪時間從4個月至1年。另外，部分文獻對運動和智力發(fā)育的判斷方法不同。不同的結(jié)局判斷時間及方法的差異可能會導(dǎo)致各研究間的異質(zhì)性。⑤各文獻納入研究對象在出生體重、孕周等基線水平上也存在一定的差異。⑥部分文獻沒有分析兩組飲食情況，如組間食物攝入鋅含量不同也可能影響結(jié)果的判斷。⑦納入的研究主要來自印度、牙買加等發(fā)展中國家的經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，目前中國缺乏相關(guān)的RCT研究，結(jié)果是否適合中國的兒童還需要相關(guān)的臨床驗證。⑧嬰幼兒的智力及運動發(fā)育受很多因素的影響包括營養(yǎng)、遺傳及環(huán)境等，盡管本研究納入的RCT文獻總體質(zhì)量較高，大部分文獻比較了入組時嬰幼兒和母親的基線水平以及家庭的經(jīng)濟情況，然而家庭養(yǎng)育環(huán)境包括其他成員的文化差異等也可能對其運動和智力發(fā)育產(chǎn)生影響。

3．5 結(jié)論 目前的證據(jù)顯示,早期補鋅并未顯著提高MDI、PDI及DQ評分，對嬰幼兒運動和智力發(fā)育未顯示有積極作用。

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