改善中國低收入家庭兒童身心健康干預(yù)措施的效果研究

謝倩雯 孔祥嬌 葉欣欣

一、前 言

截至2020 年底，我國歷史性地解決了絕對貧困問題，讓全體人民基本實現(xiàn)共同富裕成為新的目標(biāo)①農(nóng)村絕對貧困的標(biāo)準(zhǔn)是按2010年不變價格每人每年2 300元的標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定的。。在推進共同富裕的進程中，防止低收入群體返貧、阻斷貧困的代際傳遞至關(guān)重要（傅安國等，2020）?！敖】怠笔侵匾娜肆Y本，提高低收入群體的身心健康水平對促進其邁向共同富裕有重要作用（李曉曼、曾湘泉，2012；錢力、張軻，2022）。兒童的健康不僅是衡量國家和社會全面發(fā)展的關(guān)鍵指標(biāo)，也是可持續(xù)發(fā)展的不竭動力。習(xí)近平總書記針對兒童健康明確指出“文明其精神，野蠻其體魄”的重要性。

兒童的健康容易受到家庭和外部環(huán)境的影響。低收入家庭中的兒童暴露在不利的物質(zhì)和社會環(huán)境中，其身心健康常常面臨挑戰(zhàn)。在身體健康方面，已有研究發(fā)現(xiàn)，大部分低收入家庭的兒童因缺少營養(yǎng)物質(zhì)的攝入導(dǎo)致貧血或營養(yǎng)不良，身體發(fā)育晚于同齡人（Chung et al.，2016）。劉應(yīng)潔等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，在我國貴州省5 個自治州/市的貧困地區(qū)，有21.3%的7～8 歲兒童檢出貧血。早期的營養(yǎng)不良不僅對兒童的大腦組織發(fā)育、認(rèn)知發(fā)展水平以及學(xué)業(yè)表現(xiàn)有顯著的負面效應(yīng)，影響人力資本積累（Duncan et al.，2012；謝康等，2020），還與成年期患冠心病、糖尿病、高血壓等慢性疾病密切相關(guān)（賈妮等，2007），給社會造成巨大的醫(yī)療負擔(dān)。在心理健康方面，一項對23 個國家12 歲以下兒童與青少年的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)歷過或正在經(jīng)歷經(jīng)濟劣勢的兒童患心理疾病的風(fēng)險是普通兒童的2～3 倍（Reiss，2013）。持續(xù)低收入狀態(tài)不僅會影響童年期的心理健康，還會增加成年期患抑郁、感到低效能的可能性，導(dǎo)致個體向上流動困難（Goodman，2011），對整體社會流動產(chǎn)生消極影響。

2013—2020年，我國累計投入財政資金近1.6萬億元（約合2 460億美元）用于扶貧②資料來源：https://enapp.chinadaily.com.cn/a/202102/25/AP60371401a310f03332f97481.html，最后訪問日期：2023年10月30日。。為了幫助低收入家庭中的兒童擺脫困境，減少經(jīng)濟劣勢對其身心健康造成的消極影響，我國政府和社會各界從頒布宏觀政策法規(guī)到落實微觀幫扶項目作出了諸多努力。其中，營養(yǎng)包干預(yù)項目是針對低收入家庭兒童身體健康問題的重要項目。該項目主要是通過免費給低收入家庭的兒童發(fā)放生長發(fā)育所需的營養(yǎng)粉或補充劑，如鐵、碘、鋅等微量元素，或蛋白質(zhì)、脂肪、維生素等營養(yǎng)素，以達到在短期內(nèi)快速降低兒童貧血率并改善營養(yǎng)素攝入不足的目標(biāo)。《中國兒童發(fā)展綱要（2001—2010 年）》和《中國兒童發(fā)展綱要（2011—2020 年）》都將對貧困地區(qū)兒童實施營養(yǎng)改善項目作為改善兒童健康的重要措施（李冉等，2018）。最初，在特困連片地區(qū)，我國將改善嬰幼兒營養(yǎng)狀況納入健康扶貧的重點工程，開展?fàn)I養(yǎng)改善試點項目。自2013 年起，多個省、市將對貧困家庭兒童的營養(yǎng)改善項目納入民生實事重點工程，加大資金投入，擴大覆蓋范圍。由于照護人的營養(yǎng)認(rèn)知對兒童食用營養(yǎng)包的依從性有重要影響，一些營養(yǎng)改善項目將關(guān)注點從只為兒童直接提供營養(yǎng)干預(yù)逐漸擴展到改善兒童所處的家庭環(huán)境，開始對兒童的照護人提供信息干預(yù)，通過提供與營養(yǎng)或喂養(yǎng)相關(guān)的教育活動，提高他們對兒童營養(yǎng)的認(rèn)知，促進家庭對兒童健康的投入，以實現(xiàn)提高兒童身體健康水平的目標(biāo)（李靜等，2018；唐鶴等，2020）。雖然一些研究肯定了營養(yǎng)包干預(yù)以及對照護人進行信息干預(yù)的效果（Wang et al.，2009；劉明清等，2009），但也有一些研究指出此類干預(yù)并未實現(xiàn)預(yù)期的效果（常芳等，2017；沈敏學(xué)等，2013）。

隨著國際社會對兒童早期發(fā)展重要性的認(rèn)識不斷深入，加之兒童多維貧困的概念被更廣泛地接受，對低收入家庭兒童的干預(yù)措施逐漸從單一的營養(yǎng)改善項目發(fā)展成為強調(diào)影響兒童發(fā)展更多方面的綜合干預(yù)。既有綜合干預(yù)一般融合多種干預(yù)措施或元素，例如融合營養(yǎng)包干預(yù)和信息干預(yù)的項目，或是融合兒童活動中心、家訪活動、育兒課程、特殊困難救助等元素的項目。拉丁美洲國家在兒童早期綜合干預(yù)方面積累了豐富的先行經(jīng)驗，其中最著名是20 世紀(jì)80 年代在牙買加實施的一個為期2 年的項目，通過營養(yǎng)補充和社會心理刺激的方式對低收入家庭中生長發(fā)育遲緩的9～24 月齡兒童進行干預(yù)。此項目為多個國家（包括我國）后來的兒童早期綜合發(fā)展項目提供了參考模式。2001 年，聯(lián)合國提出兒童早期綜合發(fā)展理念，即為從出生至8 歲的兒童、兒童家長及照護人提供干預(yù)，以保證每一個兒童早期成長中基本的健康、營養(yǎng)、衛(wèi)生、心理和社會性發(fā)展。此后，各國政府及社會組織針對低收入家庭中的兒童推行了多樣化的早期綜合發(fā)展項目。例如，2012 年，秘魯國家發(fā)展與社會融合部門基于牙買加項目的成功經(jīng)驗，開始為城市邊緣地區(qū)0～3 歲兒童提供日托服務(wù)，并且為農(nóng)村地區(qū)0～3 歲兒童提供家訪服務(wù)，提高兒童照護人的養(yǎng)育知識和技能，促進兒童多元發(fā)展。最近幾年，我國社會組織在推動兒童早期綜合發(fā)展方面也做了大量努力。例如，中國發(fā)展研究基金會基于牙買加項目模式開發(fā)并實施了“慧育中國”兒童早期養(yǎng)育項目，湖畔魔豆公益基金會聯(lián)合國家衛(wèi)健委等部門推出了“養(yǎng)育未來”項目等（蔡建華，2021）。然而，在兒童早期綜合發(fā)展項目的效果方面，研究者有不同認(rèn)識。例如，陳蓁蓁等（2017）發(fā)現(xiàn)兒童早期綜合發(fā)展項目能夠降低兒童營養(yǎng)性疾病的發(fā)生率，而高揚、曾曉東（2015）則認(rèn)為兒童早期發(fā)展項目的服務(wù)存在碎片化現(xiàn)象，不同地區(qū)的干預(yù)效果差異顯著。

總之，既有研究有關(guān)針對低收入家庭兒童的干預(yù)措施效果的結(jié)論并不一致，需要進一步探討。此外，受助兒童的特征、干預(yù)措施的特征、效果評估的研究方法等因素對相關(guān)干預(yù)措施效果的影響也尚未厘清。因此，本研究的主要目的是系統(tǒng)梳理并回顧我國2020 年底之前針對低收入家庭兒童實施的各類干預(yù)措施，客觀評價各類干預(yù)措施在改善兒童身心健康方面的效果，并在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的政策和實踐建議。

二、 研究方法

本研究的研究方法為系統(tǒng)評價（systematic review）和Meta 分析（metaanalysis）。系統(tǒng)評價是一種文獻綜合的方法，針對某一研究主題系統(tǒng)且全面地收集所有已發(fā)表或未發(fā)表的文獻，篩選出符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻，進行質(zhì)化或量化合成，得出綜合可靠的結(jié)論。Meta 分析又稱薈萃分析，是一種定量綜合多個同類研究效應(yīng)的研究方法，通過對原文獻中的量化數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，達到對統(tǒng)計結(jié)果的再統(tǒng)計，通過對已發(fā)表文獻的各項研究結(jié)果的合并分析得出綜合的結(jié)論。本研究首先遵循系統(tǒng)評價的程序和步驟，使用科學(xué)的檢索策略收集相關(guān)文獻，系統(tǒng)梳理我國2020 年底之前針對低收入家庭兒童實施的各類干預(yù)措施，再通過Meta 分析進行量化數(shù)據(jù)合成，評價各類干預(yù)措施在改善兒童身心健康方面的效果。

（一）納入和排除標(biāo)準(zhǔn)

本研究的納入標(biāo)準(zhǔn)為：研究對象為低收入家庭的兒童（0 ～17 歲），包括在研究中被作者明確界定為“貧困”“低收入”“低保家庭”的兒童以及“貧困地區(qū)”的兒童；開展研究的區(qū)域為中國大陸地區(qū)，包括22 個省、5 個自治區(qū)、4 個直轄市；研究設(shè)計為采用隨機對照實驗或準(zhǔn)實驗方法的干預(yù)研究；研究的結(jié)局指標(biāo)與兒童身心健康相關(guān)；以中文或英文發(fā)表的期刊論文。本研究的排除標(biāo)準(zhǔn)為：學(xué)位論文、會議摘要、綜述類文獻，以及無法提取供計算效應(yīng)量數(shù)據(jù)的論文。

（二）檢索策略

本研究共搜索了十個中英文數(shù)據(jù)庫，使用以下三組中文檢索詞在三個中文電子數(shù)據(jù)庫（中國知網(wǎng)、維普期刊、萬方數(shù)據(jù)知識服務(wù)平臺）中進行系統(tǒng)檢索，分別是：與“兒童”相關(guān)的關(guān)鍵詞，兒童、青少年、孩子、子女、小學(xué)生、初中生、女孩、女生、男孩、男生；與“低收入”相關(guān)的關(guān)鍵詞，貧困、貧窮、低保、經(jīng)濟困難、救助；與“干預(yù)” 相關(guān)的關(guān)鍵詞，干預(yù)、項目、小組、實驗、個案、培訓(xùn)、治療、輔導(dǎo)。本研究使用以下四組英文檢索詞在七個英文電子數(shù)據(jù)庫（EMBASE、ERIC、MEDLINE、PsycINFO、PubMed、Scopus、Web of Science）中進行系統(tǒng)檢索，分別是：與“兒童”相關(guān)的關(guān)鍵詞，child*、boys、girls、juvenil*、minors、adolesc*、preadolesc*、pre-adolesc*、pre-school、preschool、paediatric*、pediatric*、pubescen*、puberty、school*、campus、teen*、young、youth*； 與“ 低收 入” 相 關(guān) 的 關(guān) 鍵 詞，poor、poverty、difficulty、disadvantaged、SES、socioeconomic、low socioeconomic；與“干預(yù)”相關(guān)的關(guān)鍵詞，intervention、prevention、experiment*、random*、RCT、trial、group、program*、training、therapy、social service*；與“中國”相關(guān)的關(guān)鍵詞，China、Chinese。檢索詞組之間采用布爾邏輯運算符號進行連接構(gòu)成檢索式在中英文數(shù)據(jù)庫進行系統(tǒng)檢索，檢索范圍為標(biāo)題、摘要和關(guān)鍵詞。本研究于2020 年12 月進行初步檢索，2021 年1 月完成檢索。

（三）文獻篩選及數(shù)據(jù)提取

將所有檢索到的文獻條目導(dǎo)入EndNote 軟件進行管理和篩選。排除重復(fù)文獻后，通過篩查文獻的標(biāo)題和摘要排除不相關(guān)的文獻，對初步保留的文獻進行全文閱讀并根據(jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)進行篩選，最終確定納入研究的數(shù)目。根據(jù)事先設(shè)計好的資料提取表對納入的研究進行數(shù)據(jù)提取，所提取的數(shù)據(jù)主要包括作者、發(fā)表年份、兒童年齡、干預(yù)對象、樣本量、干預(yù)措施、干預(yù)周期、結(jié)局指標(biāo)等。

（四）質(zhì)量評價

采用Cochrane 系統(tǒng)評價手冊對納入的隨機對照實驗進行質(zhì)量評價，包括隨機序列產(chǎn)生、分配隱藏、盲法（實施者/參與者）、盲法（結(jié)局評價者）、結(jié)局?jǐn)?shù)據(jù)完整性、選擇性報告、其他偏倚7 個評價指標(biāo)，依據(jù)指標(biāo)將研究評價為高偏倚風(fēng)險、低偏倚風(fēng)險或偏倚風(fēng)險不明。使用MINORS 條目對納入的準(zhǔn)實驗進行質(zhì)量評價，涉及研究目的、數(shù)據(jù)收集、干預(yù)設(shè)計等12 個評價指標(biāo)，每一個指標(biāo)分為0～2 分，0 分表示未匯報，1 分表示匯報了但信息不充分，2 分表示匯報了且提供了充分的信息，各指標(biāo)得分之和為研究的最終質(zhì)量分?jǐn)?shù)，一項研究的最高質(zhì)量分?jǐn)?shù)為24 分。

（五）數(shù)據(jù)合成與Meta 分析

使用Comprehensive Meta-Analysis（CMA）軟件對數(shù)據(jù)進行Meta 分析。二分類變量采用比值比（odds ratio, OR）為效應(yīng)指標(biāo)，當(dāng)OR ＜1 且p＜0.05 時表明干預(yù)措施在減少健康風(fēng)險上有效果；連續(xù)性變量采用標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差（standardized mean difference, SMD）為效應(yīng)指標(biāo)，當(dāng)SMD ＞0 且p＜0.05 時表明干預(yù)措施有效果，均以95%置信區(qū)間（confidence interval,CI）加以描述。當(dāng)納入研究在相關(guān)結(jié)局指標(biāo)上數(shù)量較少或測量不一致無法進行量化數(shù)據(jù)合成時，將對其進行質(zhì)性描述。

（六）異質(zhì)性檢驗

通過Q檢驗和I 2統(tǒng)計量對納入研究進行異質(zhì)性檢驗，若Q統(tǒng)計量對應(yīng)的p＞0.1 且I 2＜50%，則表明異質(zhì)性可以接受，采用固定效應(yīng)模型進行Meta 分析；若Q統(tǒng)計量對應(yīng)的p＜0.1 且I 2＞50%，則表明研究之間的異質(zhì)性較大，采用隨機效應(yīng)模型進行Meta 分析，并通過敏感性分析、調(diào)節(jié)變量分析等尋找異質(zhì)性來源（Borenstein et al.，2009）。

（七）調(diào)節(jié)變量分析

本研究綜合考慮兒童發(fā)展特征、干預(yù)項目特征、研究方法特征，選取并檢驗了如下六個潛在調(diào)節(jié)因素：兒童年齡段（0～6 歲和7～17 歲）、干預(yù)對象（僅兒童、兒童和其他）、干預(yù)周期（≤7 個月和＞7 個月）、研究類型（隨機對照實驗和準(zhǔn)實驗）、兒童樣本量（＜450 人和≥450 人）以及數(shù)據(jù)收集場所（學(xué)校和村莊）。兒童年齡是影響干預(yù)效果的重要因素，根據(jù)兒童發(fā)展特征劃分為嬰幼兒及學(xué)齡前階段（0～6 歲）和中小學(xué)階段（7～17 歲），對于未提供兒童具體年齡的研究，按照平均年齡所屬階段進行劃分。干預(yù)對象和干預(yù)周期是影響干預(yù)效果的重要項目特征，研究類型、兒童樣本量以及數(shù)據(jù)收集場所是影響研究結(jié)果的重要研究方法特征。按照調(diào)節(jié)因素將納入研究分組，觀察Qbetween（Qb）值和p值確定干預(yù)效果是否受各調(diào)節(jié)因素的影響，p＜0.05 說明差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。比較各組的合并效應(yīng)量值（OR或SMD）確定調(diào)節(jié)因素對結(jié)局指標(biāo)的具體影響方向。

（八）發(fā)表偏倚檢驗

對納入研究數(shù)量不少于5 篇的結(jié)局指標(biāo)采用漏斗圖和Egger’s 線性回歸法進行發(fā)表偏倚檢驗。通過漏斗圖觀察散點圖分布是否對稱，判斷Meta 分析結(jié)果有無發(fā)表性偏倚，再通過Egger’s 線性回歸法進一步確定是否存在發(fā)表偏倚，p＞0.05 說明無明顯發(fā)表偏倚。當(dāng)漏斗圖與Egger’s 檢驗結(jié)果出現(xiàn)不一致時，以Egger’s 檢驗結(jié)果為準(zhǔn)（Sterne et al.，2001）。

三、研究結(jié)果

（一）文獻檢索結(jié)果

本研究從十個中英文電子數(shù)據(jù)庫中共檢索獲得25 291 條文獻條目。剔除重復(fù)文獻后獲得11 545 篇文獻；然后基于文獻的標(biāo)題和摘要進行篩選，排除11 302 篇與低收入家庭兒童干預(yù)無關(guān)的文獻；接著對243 篇文獻進行全文閱讀，根據(jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)排除218 篇文獻，納入25 篇文獻。由于其中有1 篇文獻（Luo et al.，2012）中包含了兩個干預(yù)組，既實施了營養(yǎng)包干預(yù)又實施了信息干預(yù)，其結(jié)果將分別作為獨立樣本進行分析，因此，本項系統(tǒng)評價共包含26 項干預(yù)研究。

（二）納入研究的特征

表1 呈現(xiàn)了納入研究的特征。在研究對象的特征方面，本研究所納入的26 項干預(yù)研究中共包含27 271 名0～17 歲的兒童和青少年。有12 項研究中兒童的年齡分布在0～6 歲年齡段，另外14 項研究中兒童的年齡分布在7～17 歲年齡段。在15 篇報告了具體男女比例的研究中，男性11 950 人，女性9 845 人。有11 項納入研究的干預(yù)對象僅是兒童，其他15 項研究的干預(yù)對象除兒童外還包括兒童的父母或其他照顧人、學(xué)校老師或工作人員、基層衛(wèi)生人員等。在干預(yù)內(nèi)容方面，納入研究涵蓋了三種類型的干預(yù)，包括12 項營養(yǎng)包干預(yù)、10 項信息干預(yù)以及4 項綜合干預(yù)。在研究方法特征方面，納入研究中包含14 項隨機對照實驗和12 項準(zhǔn)實驗。對照組的類型包括空白對照（k=20）、維持已有的常規(guī)服務(wù)（k=4）、安慰劑（k=2）。納入研究中兒童身體健康的結(jié)局指標(biāo)包括血紅蛋白水平、貧血率、生長發(fā)育遲緩率、營養(yǎng)知識得分、營養(yǎng)態(tài)度得分、營養(yǎng)行為得分，心理健康的結(jié)局指標(biāo)包括心理測試得分、自信水平、心理韌性水平、心理行為發(fā)育遲緩率。

表1 納入研究的基本特征

（三）納入研究質(zhì)量評價結(jié)果

本研究采用Cochrane 系統(tǒng)評價手冊對納入的14 項隨機對照實驗研究進行質(zhì)量評估，結(jié)果顯示有3 項研究具體描述了隨機分配方法，7 項研究提及了隨機字樣，6 項研究說明了盲法，11 項研究介紹了失訪情況，高偏倚風(fēng)險的研究較少。本研究采用MINORS 條目對12 項準(zhǔn)實驗進行質(zhì)量評估，納入研究的得分范圍為7～16 分，有7 項研究的分?jǐn)?shù)在12 分以上。

（四）干預(yù)效果的Meta 分析結(jié)果和質(zhì)性描述

1.營養(yǎng)包干預(yù)的效果

在兒童身體健康方面，本研究使用Meta 分析檢驗營養(yǎng)包干預(yù)在兒童血紅蛋白水平、貧血率、生長發(fā)育遲緩率三個結(jié)局指標(biāo)上的效果（如表2 所示）。第一，有6 項研究報告了血紅蛋白水平指標(biāo)，異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示研究之間存在較大的異質(zhì)性（Q=374.382，p＜0.1，I 2＞50%），通過敏感性分析未發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性來源。隨機效應(yīng)模型結(jié)果顯示，營養(yǎng)包干預(yù)對血紅蛋白水平的合并效應(yīng)量SMD 為1.078（p＜0.05），說明營養(yǎng)包干預(yù)能夠顯著提高兒童血液中的血紅蛋白含量。第二，有10 項研究報告了貧血率指標(biāo)，研究之間存在異質(zhì)性（Q=155.221，p＜0.1，I 2＞50%），隨機效應(yīng)模型結(jié)果顯示合并效應(yīng)量OR 為0.450（p＜0.05），表明營養(yǎng)包干預(yù)能夠顯著降低兒童貧血率。第三，有5 項研究報道了兒童生長發(fā)育遲緩率，研究之間存在異質(zhì)性（Q=11.326，p＜0.1，I 2＞50%），隨機效應(yīng)模型結(jié)果顯示合并的效應(yīng)量OR 為0.519（p＜0.05），營養(yǎng)包干預(yù)能夠顯著降低兒童的生長發(fā)育遲緩率。

表2 營養(yǎng)包干預(yù)各結(jié)局指標(biāo)的合并效應(yīng)值情況

在兒童心理健康方面，僅有一項研究使用心理測試得分評估營養(yǎng)包干預(yù)對兒童焦慮程度的影響，故進行質(zhì)性描述，該研究結(jié)果顯示，干預(yù)組兒童焦慮程度減少了0.3 個標(biāo)準(zhǔn)差（p＜0.05）（Luo et al.，2012）。

2.信息干預(yù)的效果

在兒童身體健康方面，本研究使用Meta 分析檢驗信息干預(yù)對兒童血紅蛋白水平以及營養(yǎng)認(rèn)知和行為（包括營養(yǎng)知識、營養(yǎng)態(tài)度、營養(yǎng)行為）的效果（如表3 所示）。第一，有3 項研究報告了血紅蛋白水平指標(biāo)，研究之間存在較大的異質(zhì)性（Q=430.926，p＜0.1，I 2＞50%），隨機效應(yīng)模型結(jié)果顯示兒童在血紅蛋白水平上的差異不具有統(tǒng)計學(xué)意義（SMD=0.508，p＞0.05）。敏感性分析發(fā)現(xiàn)Luo 等人（2012）的研究是異質(zhì)性的主要來源（Q=0.072，p＞0.1，I 2=0）。剔除后Meta 分析結(jié)果穩(wěn)定（SMD=0.035，p＞0.05），說明信息干預(yù)對提高兒童血紅蛋白水平?jīng)]有顯著效果。第二，在兒童營養(yǎng)認(rèn)知和行為方面，有5 項研究報告了營養(yǎng)知識得分和營養(yǎng)行為得分，異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示這5 項研究之間在營養(yǎng)知識得分（Q=16.347，p＜0.1，I 2＞50%）和營養(yǎng)行為得分（Q=8.19，p＜0.1，I 2＞50%）這兩項結(jié)局指標(biāo)上都存在異質(zhì)性。隨機效應(yīng)模型顯示合并效應(yīng)量分別為0.606（p＜0.05）和0.291（p＜0.05），說明信息干預(yù)對提高兒童營養(yǎng)知識和營養(yǎng)行為有顯著效果。其次，有3 項研究報道了營養(yǎng)態(tài)度得分，研究之間不存在明顯的異質(zhì)性（Q=3.167，p＞0.1，I 2＜50%），固定效應(yīng)模型分析結(jié)果顯示合并效應(yīng)量為0.154（p＜0.05），信息干預(yù)能夠有效促進兒童營養(yǎng)態(tài)度的正向改變。

表3 信息干預(yù)各結(jié)局指標(biāo)的合并效應(yīng)值情況

有兩項研究涉及兒童心理健康，但關(guān)注的結(jié)局指標(biāo)不相同，故進行質(zhì)性描述。石學(xué)云、高麗（2014）以90 名3～4 歲兒童為研究對象，發(fā)現(xiàn)早期教育能夠促進兒童的神經(jīng)心理發(fā)育。安秋玲（2016）采用個人評價問卷、心理韌性量表測量兒童自信水平、心理韌性水平，結(jié)果顯示兒童的自信心、心理韌性水平均有所提高（p＜0.05）。綜合這兩項研究來看，信息干預(yù)對兒童的心理健康的改善可能有積極效果。

3.綜合干預(yù)的效果

表4 呈現(xiàn)了綜合干預(yù)各結(jié)局指標(biāo)的Meta 分析結(jié)果。在兒童身體健康方面，有兩項研究報告了貧血率，研究之間沒有異質(zhì)性（Q=0.845，p＞0.1，I 2=0%），固定效應(yīng)模型結(jié)果顯示合并效應(yīng)量OR 為0.445（p＜0.05），綜合干預(yù)能夠顯著降低兒童的貧血率。在兒童心理健康方面，有兩項研究報告了兒童心理行為發(fā)育遲緩率，根據(jù)隨機效應(yīng)模型合并的效應(yīng)量來看，綜合干預(yù)對降低兒童的心理行為發(fā)育遲緩率沒有顯著效果（OR=0.830，p＞0.05）。

表4 綜合干預(yù)各結(jié)局指標(biāo)的合并效應(yīng)值情況

（五） 調(diào)節(jié)變量分析結(jié)果

由于營養(yǎng)包干預(yù)和信息干預(yù)的納入研究存在較大的異質(zhì)性，本研究進一步進行調(diào)節(jié)變量分析，探索潛在調(diào)節(jié)因素對效應(yīng)量帶來的影響。

1.營養(yǎng)包干預(yù)中調(diào)節(jié)變量分析結(jié)果

營養(yǎng)包干預(yù)對兒童貧血率的降低效果受干預(yù)對象（Qb=130.528，p＜0.05）、兒童年齡（Qb=87.229，p＜0.05）、干預(yù)周期（Qb=11.789，p＜0.05）、樣本量（Qb=9.198，p＜0.05）、數(shù)據(jù)收集場所（Qb=82.578，p＜0.05）以及研究類型（Qb=76.071，p＜0.05）的影響（見表5）。一是干預(yù)對象，6 項以兒童為干預(yù)對象的研究的合并效應(yīng)量OR 為0.739（p＜0.05）、4 項以兒童及其周圍其他人為干預(yù)對象的研究的合并效應(yīng)量OR 為0.287（p＜0.05），表明當(dāng)干預(yù)對象不僅包括兒童還包括其周圍人時，營養(yǎng)包干預(yù)在降低兒童貧血率方面呈現(xiàn)出更好的效果。二是兒童年齡，0～6 歲和7～17 歲兩組研究的合并效應(yīng)量OR 分別為0.376（p＜0.05）和0.682（p＜0.05），表明營養(yǎng)包干預(yù)在改善0～6歲兒童貧血狀況方面呈現(xiàn)出更好的效果。三是干預(yù)周期，當(dāng)干預(yù)周期≤7 個月時，合并效應(yīng)量OR 并不顯著（p＞0.05），而且組間存在統(tǒng)計學(xué)差異（Qb=11.789，p＜0.05），周期超過7 個月的營養(yǎng)包干預(yù)呈現(xiàn)出更好的效果（OR=0.437，p＜0.05）。四是樣本量，“＜450”和“≥450”兩組研究的合并效應(yīng)量OR 分別為0.234（p＜0.05）和0.502（p＜0.05），表明當(dāng)樣本量少于450 人時，營養(yǎng)包干預(yù)在降低兒童貧血率方面呈現(xiàn)出更好的效果。五是數(shù)據(jù)收集場所，分為“學(xué)?！焙汀按迩f”兩個組別，合并效應(yīng)量OR 分別為0.682（p＜0.05）和0.402（p＜0.05），在村莊收集數(shù)據(jù)的營養(yǎng)包干預(yù)得出更好的效果。六是研究類型，4 項準(zhǔn)實驗研究的合并效應(yīng)量OR 為0.401（p＜0.05）、6 項隨機對照實驗研究的合并效應(yīng)量OR 為0.530（p＜0.05），表明當(dāng)研究類型為準(zhǔn)實驗時，營養(yǎng)包干預(yù)在降低兒童貧血率方面得出更好的效果。

表5 貧血率結(jié)局指標(biāo)的調(diào)節(jié)變量分析結(jié)果（營養(yǎng)包干預(yù)）

營養(yǎng)包干預(yù)對兒童血紅蛋白水平的影響受干預(yù)周期（Qb=31.978，p＜0.05）和樣本量（Qb=131.462，p＜0.05）的調(diào)節(jié)作用，但不受兒童年齡（Qb=0.962，p＞0.05）、數(shù)據(jù)收集場所（Qb=0.962，p＞0.05）以及研究類型（Qb=0.001，p＞0.05）的調(diào)節(jié)作用，表明干預(yù)周期和樣本量是重要的調(diào)節(jié)因素（見表6）。營養(yǎng)包干預(yù)在不同的干預(yù)周期均體現(xiàn)出顯著的正效用，且當(dāng)干預(yù)周期≤7 個月時效用更大（SMD≤7個月=1.698，p＜0.05；SMD＞7個月=0.321，p＜0.05）。樣本量會影響營養(yǎng)包對血紅蛋白水平的干預(yù)效果，但是兩個亞組中的合并效應(yīng)量均不顯著（p＞0.05），這說明血紅蛋白水平這一結(jié)局指標(biāo)下的樣本量不適合以450 為界限進行分組，未來還需要作進一步探討。

表6 血紅蛋白水平結(jié)局指標(biāo)的調(diào)節(jié)變量分析結(jié)果（營養(yǎng)包干預(yù)）

研究類型（Qb=8.514，p＜0.05）會顯著影響營養(yǎng)包干預(yù)對兒童生長發(fā)育遲緩率的降低效果，而干預(yù)對象（Qb=0.116，p＞0.05）、兒童年齡（Qb=0.125，p＞0.05）、干預(yù)周期（Qb=0.125，p＞0.05）、樣本量（Qb=1.277，p＞0.05）以及數(shù)據(jù)收集場所（Qb=0.125，p＞0.05）均對降低兒童生長發(fā)育遲緩率沒有顯著影響（見表7）。當(dāng)研究類型為隨機對照實驗時，合并效應(yīng)量并不顯著（p＞0.05），而且亞組間存在統(tǒng)計學(xué)差異，這說明研究類型為準(zhǔn)實驗更有助于營養(yǎng)包干預(yù)降低兒童的生長發(fā)育遲緩率（OR=0.439，p＜0.05）。

表7 生長發(fā)育遲緩率結(jié)局指標(biāo)的調(diào)節(jié)變量分析結(jié)果（營養(yǎng)包干預(yù)）

2.信息干預(yù)中調(diào)節(jié)變量分析結(jié)果

對于血紅蛋白水平，納入研究在干預(yù)對象、兒童年齡、樣本量、數(shù)據(jù)收集場所以及研究類型方面是一樣的，無法根據(jù)以上五個因素進行分組，所以只討論干預(yù)周期對干預(yù)效果的影響（見表8）。Meta 分析結(jié)果顯示信息干預(yù)并不能顯著提高兒童的血紅蛋白水平。雖然按照干預(yù)周期對納入研究進行分組后，異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示干預(yù)周期會影響信息干預(yù)對兒童血紅蛋白水平的作用（Qb=122.462，p＜0.05），但兩個亞組下的合并效應(yīng)量均不顯著（p＞0.05），表明信息干預(yù)并不能顯著提高兒童的血紅蛋白水平。

表8 血紅蛋白水平結(jié)局指標(biāo)的調(diào)節(jié)變量分析結(jié)果（信息干預(yù)）

對于營養(yǎng)知識得分，納入研究均以兒童為干預(yù)對象，并且都在學(xué)校收集數(shù)據(jù)，所以該結(jié)局指標(biāo)下討論干預(yù)周期、樣本量、研究類型這三個調(diào)節(jié)因素。信息干預(yù)對營養(yǎng)知識得分的正效用會受到干預(yù)周期（Qb=6.779，p＜0.05）、樣本量（Qb=14.761，p＜0.05）以及研究類型（Qb=3.894，p＜0.05）的影響（見表9）。干預(yù)周期不多于7 個月的研究的合并效應(yīng)量SMD 為0.462（p＜0.05）、干預(yù)周期多于7 個月的研究的合并效應(yīng)量SMD為0.690（p＜0.05），說明多于7 個月的干預(yù)周期更有利于信息干預(yù)提高兒童的營養(yǎng)知識水平。樣本量的兩個亞組下的研究的合并效應(yīng)量SMD 分別為0.440（p＜0.05）和0.817（p＜0.05），表明當(dāng)樣本量不少于450 人時，信息干預(yù)在提高兒童營養(yǎng)知識方面的效果更好。當(dāng)研究類型為隨機對照實驗時，更有助于信息干預(yù)提高兒童的營養(yǎng)知識得分（SMD隨機對照實驗=0.679，p＜0.05；SMD準(zhǔn)實驗=0.479，p＜0.05）。

表9 營養(yǎng)知識得分結(jié)局指標(biāo)的調(diào)節(jié)變量分析結(jié)果（信息干預(yù)）

干預(yù)周期（Qb=0.061，p＞0.05）、樣本量（Qb=0.159，p＞0.05）以及研究類型（Qb=0.490，p＞0.05）均不會影響信息干預(yù)對營養(yǎng)行為得分的積極作用。信息干預(yù)對兒童營養(yǎng)態(tài)度的正向改變效果不會受到干預(yù)周期（Qb=2.332，p＞0.05）和樣本量（Qb=2.332，p＞0.05）的調(diào)節(jié)作用。

（六）發(fā)表偏倚分析

對納入研究不少于5 篇的結(jié)局指標(biāo)進行發(fā)表偏倚檢驗。在營養(yǎng)包干預(yù)效果方面，納入研究并未對稱分布在中軸線附近，可能存在發(fā)表偏倚，之后對這三個結(jié)局指標(biāo)分別進行Egger’s 檢驗，結(jié)果顯示研究間發(fā)表偏倚并不明顯（t=1.531，p＞0.05；t=1.456，p＞0.05；t=0.636，p＞0.05）。信息干預(yù)對營養(yǎng)知識得分和營養(yǎng)行為得分的漏斗圖呈現(xiàn)相對對稱的漏斗形，結(jié)合Egger’s 檢驗結(jié)果來看（t=1.777，p＞0.05；t=0.431，p＞0.05），研究無明顯發(fā)表偏倚。

四、討 論

健康被視為具有經(jīng)濟價值的人力資本，在降低相對貧困發(fā)生率和阻斷貧困代際傳遞方面具有重要作用（李曉曼、曾湘泉，2012；錢力、張軻，2022）。自經(jīng)濟學(xué)家Amartya Sen（1976）提出“可行能力”理論以來，越來越多的學(xué)者認(rèn)為貧困應(yīng)該表現(xiàn)為福利的缺失而非收入水平的差異（Shen& Li，2022）。在聯(lián)合國開發(fā)計劃署構(gòu)建的人類發(fā)展指數(shù)和人類貧困指數(shù)中，健康、教育及生活水平并列為衡量貧困的三個維度（高帥、畢潔穎，2016）。學(xué)界對兒童貧困的理論理解及研究重點也從單純的貨幣貧困轉(zhuǎn)向多維貧困，國內(nèi)外學(xué)者嘗試從不同視角去探究兒童多維貧困的評估指標(biāo)及程度水平，其中身體健康和社會情感都是重要的評估維度（Kim，2019；Qi &Wu，2015；Lekobane et al.，2020）。保障低收入家庭兒童的身心健康對打破貧困的代際傳遞，為國家發(fā)展提供高質(zhì)量人力資本，實現(xiàn)共同富裕的目標(biāo)，推動社會公平正義具有重要意義。

本研究使用系統(tǒng)評價和Meta 分析的方法，系統(tǒng)梳理和回顧我國在2020年底之前針對低收入家庭的兒童實施的各類干預(yù)措施，包括營養(yǎng)包干預(yù)、信息干預(yù)以及綜合干預(yù)，并客觀評價干預(yù)措施在改善兒童身心健康方面的效果。營養(yǎng)包干預(yù)在我國低收入地區(qū)已經(jīng)實施了十多年之久，營養(yǎng)包種類不斷增多，面向的兒童群體由嬰幼兒擴大到學(xué)齡兒童，干預(yù)模式逐漸成熟（李冉等，2018）。本研究的結(jié)果顯示，營養(yǎng)包干預(yù)能對低收入家庭兒童生長發(fā)育所需的營養(yǎng)物質(zhì)進行直接補充，提高血紅蛋白水平，降低貧血率及生長發(fā)育遲緩率，改善身體健康狀況。

信息干預(yù)是除營養(yǎng)包干預(yù)之外常用來改善兒童營養(yǎng)狀況的另一種干預(yù)模式，不僅關(guān)注兒童，也關(guān)注兒童所處的家庭，通過健康教育活動向兒童或照護人普及喂養(yǎng)或營養(yǎng)知識，達到改善兒童營養(yǎng)狀況的目的。近年來，國家頒布的《國民營養(yǎng)計劃（2017—2030 年）》《健康中國行動（2019—2030 年）》等文件也指出在農(nóng)村地區(qū)普及嬰幼兒科學(xué)喂養(yǎng)的重要性。本研究發(fā)現(xiàn)，雖然信息干預(yù)能夠有效改善低收入家庭中兒童的營養(yǎng)認(rèn)知和行為，但對提高他們的血紅蛋白水平并沒有顯著影響，原因可能有兩點：一是信息干預(yù)的效果具有滯后性，當(dāng)兒童及照護人接受并認(rèn)可營養(yǎng)相關(guān)知識后，體現(xiàn)在兒童健康改善上可能需要一段時間，納入研究中的時間跨度可能還不足以觀察到兒童血紅蛋白含量的變化（常芳等，2017）。二是影響兒童營養(yǎng)狀況的膳食行為不僅與營養(yǎng)認(rèn)知和飲食習(xí)慣有關(guān)，還受制于家庭和當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟水平（曾娜等，2013；沈敏學(xué)等，2013）。家庭是否有足夠的經(jīng)濟能力支撐其實現(xiàn)食品消費行為的轉(zhuǎn)變是一個關(guān)鍵因素（Culhane et al.，2013；王宙翔、劉成奎，2021）。因此，在實施信息干預(yù)時需要考慮家庭和當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟狀況，提高整體的經(jīng)濟水平或有助于信息干預(yù)發(fā)揮更大的效用。

融合營養(yǎng)包干預(yù)和信息干預(yù)等多元素內(nèi)容的綜合干預(yù)能有效降低低收入家庭兒童的貧血率。但是，由于單一營養(yǎng)包干預(yù)在改善兒童身體健康水平方面效果顯著，而單一的信息干預(yù)在此方面卻沒有顯著的效果，本研究無法進一步判斷綜合干預(yù)在降低兒童貧血率方面的作用是由于營養(yǎng)包的因素還是多元素整合的效果。再者，強調(diào)兒童多元發(fā)展的綜合干預(yù)對降低兒童的心理行為發(fā)育遲緩率方面并沒有顯著效果。事實上，綜合干預(yù)的碎片化現(xiàn)象已經(jīng)受到詬病（高揚、曾曉東，2015）。Jahir 等（2021）在探討社區(qū)衛(wèi)生工作者應(yīng)如何促進兒童綜合發(fā)展時提到，干預(yù)措施并不是越復(fù)雜越有效，而是需要有針對性。值得注意的是，綜合干預(yù)的碎片化現(xiàn)象并不能否定多元素干預(yù)模式本身的效果和優(yōu)勢。碎片化現(xiàn)象有可能是由兒童發(fā)展指標(biāo)以及服務(wù)供給標(biāo)準(zhǔn)不明確導(dǎo)致的。綜合干預(yù)不應(yīng)是不同內(nèi)容的拼湊，而應(yīng)是多元素內(nèi)容的有機結(jié)合，以發(fā)揮單一干預(yù)元素?zé)o法達到的效果。因此，地方政府或社會組織在設(shè)計針對低收入家庭兒童的綜合干預(yù)項目時，應(yīng)充分考慮兒童不同階段的發(fā)展指標(biāo)并依此構(gòu)建服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)，使其發(fā)揮更大效用。

本研究發(fā)現(xiàn)營養(yǎng)包干預(yù)和信息干預(yù)的效果受兒童年齡、干預(yù)對象、干預(yù)周期的影響。首先，當(dāng)干預(yù)項目提供給0～6 歲兒童時，干預(yù)措施在改善兒童健康方面呈現(xiàn)出更好的效果。兒童早期發(fā)展質(zhì)量對個人的童年及其一生的健康都有重要影響（赫克曼、羅斯高，2019）。社會經(jīng)濟狀況帶來的不利影響與兒童年齡呈正相關(guān)，兒童經(jīng)歷貧困的時間越長，身體和心理健康狀況越差。如果兒童早期的干預(yù)措施能夠?qū)嵤┑轿?，將有助于減少未來社會發(fā)展成本；相反，如果早期對人力資本的投入較少，那么則需要在生命周期的后半段進行大量投資才能得以彌補（郭思源，2021）。其次，當(dāng)營養(yǎng)包干預(yù)或信息干預(yù)的服務(wù)對象包括兒童及其周圍人（如照護人）時，干預(yù)措施在改善兒童健康方面呈現(xiàn)出更好的效果。根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論，兒童的發(fā)展嵌套于相互影響的環(huán)境系統(tǒng)之中，家庭、學(xué)校、社區(qū)等系統(tǒng)互相作用并影響兒童發(fā)展。當(dāng)干預(yù)項目考慮到兒童所處生態(tài)系統(tǒng)，服務(wù)對象不僅包括兒童本人，還包括其父母或其他照護人、學(xué)校老師或工作人員、社區(qū)工作人員時，干預(yù)項目可能會呈現(xiàn)更好的效果。最后，當(dāng)干預(yù)周期大于7 個月時，干預(yù)措施在改善兒童健康方面呈現(xiàn)出更好的效果。改善兒童健康的干預(yù)項目需要長期持續(xù)投入，日積月累才能看到實效。

基于系統(tǒng)評價和Meta 分析的結(jié)果，本研究對低收入家庭兒童干預(yù)項目的設(shè)計與實施以及相關(guān)評估研究提出如下幾點建議：一是要明確對低收入家庭兒童直接進行營養(yǎng)補充的重要性，特別是在兒童0～6 歲生長發(fā)育的黃金期，各種健康資源應(yīng)向低收入地區(qū)傾斜，消除經(jīng)濟劣勢給兒童帶來的消極影響，促進兒童的早期發(fā)展；二是針對低收入家庭兒童的干預(yù)措施應(yīng)充分考慮其生活的生態(tài)系統(tǒng)，將與其密切相關(guān)的人也作為服務(wù)對象，或為他們提供相應(yīng)的服務(wù)以達到間接幫助兒童的目的；三是實施針對低收入家庭兒童的項目時，應(yīng)注重服務(wù)的持續(xù)性和長期性，一方面可以讓服務(wù)對象看到自身改變，體現(xiàn)服務(wù)的價值和意義，另一方面也有足夠的時間形成長效機制，應(yīng)對效果滯后性的問題；最后，健康是一種包括身體和心理的健全狀態(tài)，兒童身心健康相互影響。本研究的納入研究較少評估干預(yù)項目對兒童心理健康的效果。針對低收入家庭兒童的干預(yù)項目應(yīng)以兒童的發(fā)展性需求為導(dǎo)向，加強身心一體綜合發(fā)展的意識，注重兒童的心理健康。相關(guān)評估研究也應(yīng)更注重對兒童心理健康指標(biāo)的評估。

本研究存在局限性。第一，雖然已經(jīng)使用較為全面的關(guān)鍵詞進行文獻檢索，但也不排除存在關(guān)鍵詞不完全的情況。例如本研究關(guān)注的對象年齡在0～17 歲，但現(xiàn)有檢索詞中未包含“高中生”等，可能存在文獻遺漏情況。第二，本研究只檢索了已發(fā)表的中英文期刊論文，沒有包括會議論文、學(xué)位論文等，納入的研究數(shù)量較為有限，這也導(dǎo)致能夠納入Meta 分析的量化研究較少。例如，納入研究中涉及綜合干預(yù)的文獻數(shù)量較少，干預(yù)效果還需要進一步驗證。心理健康方面缺少可供分析的共同結(jié)局指標(biāo)，只能作質(zhì)性描述，結(jié)論仍具有不確定性，有效緩解兒童心理問題的最優(yōu)干預(yù)方案在本研究中并未找到。第三，亞組分析中只確定了少數(shù)幾個調(diào)節(jié)因素，可能還存在其他未被分析的調(diào)節(jié)因素，未來的研究需要進行更加全面系統(tǒng)的檢索并作更加深入的分析。

五、結(jié) 語

低收入家庭中的兒童受家庭經(jīng)濟狀況的影響處于社會弱勢地位。對低收入家庭兒童所面臨的身心健康問題進行干預(yù)是改善兒童不利發(fā)展處境、提升人力資本、打破貧困代際傳遞、實現(xiàn)共同富裕的有效途徑。本研究認(rèn)為，提供給低收入家庭兒童的干預(yù)措施應(yīng)以兒童的發(fā)展性需求為導(dǎo)向，注重在兒童早期進行干預(yù)，充分考慮兒童所處的生態(tài)系統(tǒng)，保障服務(wù)供給的長期性和持續(xù)性，關(guān)注兒童身心健康的統(tǒng)一性，并充分利用科學(xué)研究的證據(jù)優(yōu)化服務(wù)模式，提高干預(yù)的有效性。本研究總結(jié)了我國以往兒童減貧工作方面的實踐經(jīng)驗，汲取到的良好做法和經(jīng)驗教訓(xùn)不僅能為低收入群體社會服務(wù)質(zhì)量的改善提供科學(xué)證據(jù)，也對助力我國后扶貧時代反貧困戰(zhàn)略，如鄉(xiāng)村振興規(guī)劃，社會救助改革以及其他衛(wèi)生、教育和兒童保護戰(zhàn)略等的設(shè)計和實施十分重要。這些實踐經(jīng)驗不僅對正處于鞏固拓展脫貧成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接階段的中國至關(guān)重要，也對仍在努力消除極端貧困和兒童多維貧困的國際社會具有重要意義。