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。

[1]Black MM. The evidence linking zinc deficiency with children′s cognitive and motor functioning. J Nutr, 2003, 133(S1):1473-1476

[2]Friel JK, Andrews WL, Matthew JD,et al. Zinc supplementation in very-low-birth-weight infants. J Pediatr Gastroenterol Nutr, 1993,17(1):97-104

[3]Castillo- Durán C, Perales CG, Hertrampf ED, et al. Effect of zinc supplementation on development and growth of Chilean infants. J Pediatr, 2001,138(2):229-235

[4]Black MM, Sazawal S, Black RE, et al. Cognitive and motor development among small-for-gestational-age infants: impact of zinc supplementation, birth weight, and caregiving practices. Pediatrics,2004,113(5):1297-1305

[5]Hamadani JD, Fuchs GJ, Osendarp SJ, et al. Randomized controlled trial of the effect of zinc supplementation on the mental development of Bangladeshi infants. Am J Clin Nutr, 2001,74(3):381-386

[6]Ashworth A, Morris SS, Lira PI, et al. Zinc supplementation,mental development and behaviour in low birth weight term infants in northeast Brazil. Eur J Clin Nutr,1998, 52(3):223-227

[7]Jimenez R, Martinez M, Penalver R. Zinc effects on growth and development of infant with low birth weight. Colomb Med,2007,38 (S1): 6-13

[8]Lind T, Lonnerdal B, Stenlund H, et al. A community-based randomized controlled trial of iron and zinc supplementation in Indonesian infants: effects on growth and development. Am J Clin Nutr, 2004,80(3):729-736

[9]Black MM, Baqui AH, Zaman K, et al. Iron and zinc supplementation promote motordevelopment and exploratory behavior among Bangladeshi infants. Am J Clin Nutr,2004,80(4):903-910

[10]Heinig MJ, Brown KH, LonnerdalB, et al. Zinc supplementation does not affect growth, morbidity, or motor development of US term breastfed infants at 4-10 mo of age. Am J Clin Nutr, 2006,84(3):594-601

[11]Taneja S, Bhandari N, Bahl R, et al. Impact of zinc supplementation on mental and psychomotor scores of children aged 12 to 18 months: a randomized,double-blind trial. J Pediatr, 2005,146(4):506-511

[12]Gardner JM, Powell CA, Baker-Henningham H, et al. Zinc supplementation and psychosocial stimulation: effects on the development of undernourished Jamaican children. Am J Clin Nutr, 2005, 82(2):399-405

[13]Sazawal S, Bentley M, Black RE, et al. Effect of zinc supplementation on observed activity in low socioeconomic Indian preschool children.Pediatrics,1996,98(6 Pt 1):1132-1137

[14]Bentley ME, Caulfield LE, Ram M, et al. Zinc supplementation affects the activity patterns of rural Guatemalan infants. J Nutr, 1997, 127(7):1333-1338

[15]Katz J, Khatry SK, Leclerq SC, et al.Daily supplementation with iron plus folic acid, zinc, and their combination is not associated with younger age at first walking unassisted in malnourished preschool children from a deficient population in rural Nepal. Nutr, 2010, 140(7):1317-1321

[16]Sandstr0m B. Micronutrient interactions: effects on absorption and bioavailability. Br J Nutr, 2001,85(S2):181-185

[17]Arredondo M, Martínez R, Núnez MT, et al. Inhibition of iron and copper uptake by iron, copper and zinc. Biol Res,2006,39(1):95-102

[18]Hunt JR, Beiseigel JM, Johnson LK. Adaptation in human zinc absorption as influenced by dietary zinc and bioavailability. Am J Clin Nutr, 2008,87(5):1336-1345