补锌对婴幼儿智力及运动发育影响的Meta分析

朱帝玲 毛 萌 杨文旭 杨慧明

锌作为体内金属酶的组成成分和激活剂，参与蛋白质的生物合成及核酸的代谢,在细胞的生长及分化中起重要作用。动物实验发现孕期及生长发育的重要时期限制锌的摄入可导致胎儿大脑神经发育畸形及功能异常，可引起认知功能受损，如注意力/记忆力和学习能力下降等[1]。有多项研究探讨了孕期或婴幼儿期补锌对后期运动及智力发育的影响，但单项研究的结果并不一致[1～4]。为明确补锌对远期运动和智力发育的影响，本研究检索相关文献，采用Meta分析方法进行定量综合，评价婴幼儿早期补锌对其运动及智力发育的影响。

1 方法

1.1 文献纳入和排除标准 同时符合以下条件的文献被纳入：①RCT 或半随机对照试验(quasi-RCT)，发表形式和语种不限，盲法及非盲法均纳入。②研究对象为≤3岁健康婴幼儿，早产儿及足月儿均纳入。③干预措施：干预组为口服补锌，包括单独补充及与其他营养物质共同补充，或给予锌强化配方奶或辅食等，干预时间≥1个月；对照组给予安慰剂或不含锌的其他营养物质。④排除铅暴露病史者。⑤排除研究结果未包含1.2项下疗效判断指标的文献。

1.2 疗效判断指标 采用Bayley婴儿发育量表、Alberta婴儿运动量表或Griffiths精神发育量表评价的生后6～36个月智力发育指数(MDI)、运动发育指数(PDI)、发育商(DQ)和Alberta运动指数。

1.3 文献检索策略

1.3.1 数据库 西文数据库：PubMed、EMBASE和Cochrane图书馆；中文数据库：中国期刊全文数据库、万方数据库和维普中文科技期刊数据库，检索文献时间均从建库至2010年10月。对所检索到的文献中的参考文献进行检索。未手工检索灰色文献。

1.3.2 检索策略 英文检索式：(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))；限定词：humans，clinical trail，randomized controlled trial。中文检索词：锌、智力或运动或认知或生长发育或神经发育、婴幼儿。根据具体数据库相应调整检索策略。

1.3.3 原文获取途径 检索电子期刊全文数据库或直接与作者联系获取全文。

1.4 纳入和排除文献 朱帝玲按照检索策略独立完成初步检索，朱帝玲和杨文旭独立阅读文题和摘要，在排除明显不符合纳入标准的文献后，对可能符合纳入标准的文献阅读全文，以确定是否真正符合纳入标准。评价者间有分歧时，通过讨论决定。

1.5 资料提取 ①一般信息：编号、文献题目、作者、国家和样本量；②基本情况：研究对象的基本特征：性别和年龄等；③ 干预措施：补锌类型、剂量、给药时间和随访时间、疗效判断方法；④疗效判定指标。

1.6 文献偏倚评价 采用 Cochrane评价手册5.0.2推荐的质量评价标准评价纳入文献的偏倚，包括6项：①随机分配方法；②分配隐藏；③ 对研究对象、治疗方案实施者和研究结果测量者采用盲法；④结果数据的完整性； ⑤选择性报告研究结果；⑥其他偏倚来源。针对每篇纳入文献，对上述6项作出 “是”(低度偏倚)、“否”(高度偏倚)和“不清楚”(缺乏相关信息或偏倚情况不确定)的判断。朱帝玲和杨文旭独立进行评价，有分歧时，通过讨论决定。

1.7 统计学方法 采用 RevMan 5.0 软件进行 Meta分析，将资料进行定量综合。视纳入文献的数量行漏斗图分析，检验发表偏倚。对纳入文献进行临床异质性和方法学异质性分析。采用χ2检验分析统计学异质性，若P>0．1和I2<50%，提示无统计学异质性，采用固定效应模型进行分析。若存在统计学异质性(P<0．1，I2≥ 50%)时，则需分析异质性来源，对补锌的不同剂量、是否与其他营养物质合用以及纳入研究对象的营养状况行亚组分析；若仍不能消除异质性，数据从临床意义角度能够合并者，则采用随机效应模型进行合并分析。若纳入文献提供的数据不能进行Meta分析，则进行描述性分析。计量资料采用WMD或SMD及其95% CI 表示。P<0．05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 一般情况 共检索到文献 84篇，最终纳入10篇RCT文献(图1)，其中英文文献9篇，西班牙文文献1篇(2名评价者通过阅读英文摘要，对不足信息参照西班牙-英文词典翻译部分全文内容)。

2篇文献[6,7]纳入低出生体重儿，1篇文献[ 4]纳入小于胎龄儿,1篇文献[11]纳入营养不良婴幼儿。4篇文献[3,4,6,10]研究对象为足月儿,余6篇文献研究对象的胎龄不祥。除1篇文献[10]来自经济发达地区外，余9篇文献纳入对象均来自发展中国家[4,7,8,12]或低收入家庭[3,5,6,9,11]。文献[11,12]纳入研究对象年龄>1岁。文献[10]采用Alberta婴儿运动量表，文献[12]采用Griffiths精神发育量表评估运动和精神发育,余8篇文献采用Bayley婴儿发育量表评估(表 1)。

图1 文献筛选流程图

Fig 1 Flow chart of article screening and selection process

表1 纳入10篇RCT文献的基本特征

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 文献偏倚评价结果 7篇文献采用了正确的随机方法，8篇文献采用了分配隐藏，9篇文献对受试者采用了盲法，8篇文献对研究者和结局测量者采用了盲法，9篇文献未选择性报告结果, 1篇文献报道了其他偏倚来源(图2)。

图2 纳入10篇RCT文献偏倚的评价结果

Fig 2 Quality of 10 included RCTs

2.3 Meta分析结果

2.3.1 补锌对PDI的影响 纳入文献的漏斗图基本对称，无显著发表偏倚(图 3)。

图3 补锌对婴幼儿PDI影响的漏斗图

Fig 3 Funnel plot of zinc supplementation for PDI in infants

9篇文献[3～9,11,12](n=2 250)报道了PDI，除1篇文献采用Griffiths精神发育量表评估外，余8篇文献采用Bayley婴儿发育量表。异质性检验P<0.001，研究间具统计学异质性，采用随机效应模型分析。Meta分析结果显示，SMD=0.15(95%CI：-0.12～0.42)，补锌组与对照组PDI差异无统计学意义，P=0.27(图4)。

鉴于文献间存在显著的统计学异质性，故行异质性产生的原因分析(表2)。

图4 补锌组与对照组PDI比较的Meta分析

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

剔除1篇质量较差的文献[7]行敏感性分析，异质性检验P=0.008。提示纳入文献间的统计学异质性仍存在。

按照单独补锌或与其他营养物质合用行亚组分析。5篇文献[3,5,6,8,11]报道了单独补锌组与对照组的PDI,异质性检验P=0.11，研究间无统计学异质性。4篇文献[4,5,9,12]报道补锌与其他营养物质合用组和对照组的PDI，异质性检验P=0.01， 提示研究间具统计学异质性；Meta分析结果显示，补锌组与对照组PDI差异均无统计学意义。

按补锌的剂量行亚组分析。3篇文献[3,4,6]补锌剂量≤5 mg·d-1，异质性检验P=0.51，研究间具同质性。5篇文献[4,8,9,11,12]补锌剂量>5 mg·d-1，异质性检验P=0.004，研究间具异质性；Meta分析结果显示，补锌组与对照组PDI差异均无统计学意义。

依据纳入对象的生长发育情况行亚组分析。3篇文献[4,6,12]纳入对象为生长发育落后婴幼儿(包括小于胎龄儿、低出生体重儿和营养不良儿)，异质性检验P=0.22。6篇文献[3,5,8～11]纳入生长发育正常婴幼儿，异质性检验P=0.004，研究间具异质性；Meta分析结果显示，补锌组与对照组PDI差异均无统计学意义。

表2 补锌组和对照组PDI的异质性分析

2.3.2 补锌对MDI的影响 纳入文献的漏斗图基本对称，无显著发表偏倚(图 5)。

8篇文献[3～9,11]报道了补锌组和对照组随访结束时MDI，均采用Bayley婴儿发育量表评估。异质性检验P=0.001，I2=68%，研究间具异质性，采用随机效应模型分析。Meta 分析结果显示，WMD=-0.08(95%CI：-1.55～1.40)，两组MDI差异无统计学意义，P=0.65(图6)。

鉴于文献间存在显著的统计学异质性，故行异质性产生的原因分析(表3)。

剔除1篇质量较差的文献[7]行敏感性分析，异质性检验P=0.06。提示纳入文献间的统计学异质性仍存在。

图5 补锌对婴幼儿MDI文献的漏斗图

图6 补锌组与对照组MDI比较的Meta分析

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

按照单独补锌或与其他营养素合用行亚组分析。5篇文献[3,5,6,8,11]报道了单独补锌组与对照组的MDI,异质性检验P=0.02，研究间具统计学异质性。3篇文献[4,5,9]报道补锌与其他营养物质合用组和对照组的MDI，异质性检验P=0.62， 提示研究间具同质性；Meta分析结果显示，补锌组与对照组MDI差异均无统计学意义。

按补锌的剂量行亚组分析。3篇文献[3,4,6]补锌剂量≤5 mg·d-1，异质性检验P=0.10，研究间具异质性。4篇文献[4,8,9,11]补锌剂量>5 mg·d-1，异质性检验P=0.31，研究间具同质性；Meta分析结果显示，补锌组与对照组MDI差异均无统计学意义，依据纳入对象的生长发育情况行亚组分析。2篇文献[4,6]纳入对象为生长发育落后婴幼儿(包括小于胎龄儿、低出生体重儿和营养不良儿)，异质性检验P=0.39；6篇文献[3,5,8～11]纳入生长发育正常婴幼儿，异质性检验P=0.01，研究间具异质性；Meta分析结果显示，补锌组与对照组PDI差异均无统计学意义。Meta分析结果显示，补锌组与对照组MDI差异无统计学意义。

表3 补锌组与对照组MDI的异质性分析

2.3.3 补锌对DQ的影响 文献[12]报道了补锌组(n=55) 和对照组(n=59)干预6个月后的DQ。两组DQ评分的WMD=-0.72 (95%CI：-7.97 ～6.53 )，提示补锌组与对照组DQ差异无统计学意义，P=0.85。

2.3.4 补锌对Alberta运动指数的影响 文献[12]报道了补锌组(n=33)和对照组(n=37)干预6个月后Alberta运动指数变化。两组干预前后Alberta运动指数变化的WMD=0.30(95%CI：-2.09 ～2.69)，提示补锌组与对照组差异无统计学意义，P=0.81。

3 讨论

3．1 文献质量和证据强度 本Meta分析纳入的文献均制定了明确的纳入和排除标准，除1篇西班牙文献外，其他9篇文献均对基线水平进行了比较，包括出生时的体重、身长、家庭经济水平、喂养情况和父母的教育背景等，两组基线资料的差异均具可比性。纳入10篇RCT文献中，有3篇文献[6,11,12]未描述具体的随机化方法；2篇文献[6,12]采用的分配隐藏方法不详；8篇文献实施了三盲法；9篇文献对失访情况进行了说明。9篇文献报道了补锌组和对照组的基线资料。其他可能存在的偏倚：文献[3,8,11,12]未对比两组辅食或饮食情况。部分文献[4,8]的失访比例较高，失访率分别为21.3%和36.0%。纳入文献的总体质量和论证强度较高。

3.2 文献的异质性 本Meta分析结果提示，在补锌干预后，评估婴幼儿在生后6～36月龄的 MDI、PDI和DQ评分，补锌组较对照组均无显著改善。但文献间存在显著异质性，本研究对补锌剂量、是否与其他营养物质合用、纳入对象的生长发育情况等方面进行亚组分析，试图分析异质性产生的原因，亚组分析结果显示不能完全消除文献间的异质性，考虑异质性除了与上述因素有关外，还可能与其他因素有关。因此本研究的部分结论仍需谨慎看待。

3.3 补锌对婴幼儿早期智力及运动发育的影响 目前的证据尚不能表明婴幼儿早期补锌对其运动及智力发育有积极的作用。另外一些采用其他模式判断补锌对婴幼儿智力及运动发育影响的研究也有类似的结果。如Sazawal等[13]发现补锌组较对照组幼儿运动更活跃，补锌组的活动能量消耗更大，但幼儿活动度与大运动的发育关系没有得到证实。Bentley 等[14]发现补锌可改变幼儿的活动模式，相对于对照组站立和玩耍的时间更多，但两组患儿在初次完成站立和行走的年龄上差异无统计学意义。而来自尼泊尔的1项纳入2 457名婴幼儿的研究显示，补锌组与对照组在学会独走的年龄上差异无统计学意义[15]。

文献[8]发现给予锌5 mg·d-1，5个月后补锌组MDI明显低于对照组,考虑可能与补锌导致体内微量元素不平衡有关。有研究认为锌可能抑制铜和铁的吸收及利用，而目前对各种微量元素和营养素在体内复杂的相互作用并不完全清楚，盲目补充某些微量元素可能会导致其他营养素的吸收和利用率下降[16,17]。另外，人体对食物中锌的吸收和生物利用度也可能存在自动调节的机制，有研究发现在给予低锌饮食4～8周后，人体对锌的吸收效率显著增加[18]。本Meta分析纳入的研究对象大多来自于经济不发达的地区或家庭，但目前的研究并未显示出补锌对智力及运动发育的改善作用，可能与人体内营养素复杂的吸收和调节机制存在一定的关系。

3.4 本Meta分析的不足之处和局限性 ①相关研究资料较少，大部分文献的样本量不大，可能会影响分析结果的可靠性。②在判断神经系统发育指标时，大部分文献仅采用Bayley婴儿发育量表，尽管其信度和效度较好，但仍可能存在一定局限性。③纳入的文献补充微量元素锌的剂量在1～20 mg，疗程从8周至1年，补锌的剂量和疗程的不一致。④本研究纳入的文献在补锌的随访时间上存在差异，随访时间从4个月至1年。另外，部分文献对运动和智力发育的判断方法不同。不同的结局判断时间及方法的差异可能会导致各研究间的异质性。⑤各文献纳入研究对象在出生体重、孕周等基线水平上也存在一定的差异。⑥部分文献没有分析两组饮食情况，如组间食物摄入锌含量不同也可能影响结果的判断。⑦纳入的研究主要来自印度、牙买加等发展中国家的经济不发达地区，目前中国缺乏相关的RCT研究，结果是否适合中国的儿童还需要相关的临床验证。⑧婴幼儿的智力及运动发育受很多因素的影响包括营养、遗传及环境等，尽管本研究纳入的RCT文献总体质量较高，大部分文献比较了入组时婴幼儿和母亲的基线水平以及家庭的经济情况，然而家庭养育环境包括其他成员的文化差异等也可能对其运动和智力发育产生影响。

3．5 结论 目前的证据显示,早期补锌并未显著提高MDI、PDI及DQ评分，对婴幼儿运动和智力发育未显示有积极作用。

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