IFRAME: //www.googletagmanager.com/ns.html?id=GTM-MDCJXB انتقل إلى المحتوى الرئيسي Access * Home Alt+0 * Navigation Alt+1 * Content Alt+2 إبحث إبحث في who.int ____________________ Submit إبحث بحث متقدم Navigation * الصفحة الأولى * المواضيع الصحية * بيانات وإحصاءات * مركز وسائل الإعلام * المطبوعات * البلدان * برامج ومشاريع * معلومات عن المنظمة Language عربي 中文 English Français Русский Español * RSS Feed * Youtube * Twitter * Facebook مجلة منظمة الصحة العالمية قائمة التنقل * مجلة منظمة الصحة العالمية * الأعداد السابقة * معلومات للمساهمين * أعضاء هيئة التحرير * كيف تطلب أعداد من النشرة * لمحة عن مجلة منظمة الصحة العالمية للصحة العمومية * بيان عن المسؤولية إضافة الفيتامين A ووفيات الولدان في العالم النامي: التحوّف التلوي للتجارب العنقودية المعشّاة Michael Anthony Rotondi ^a & Nooshin Khobzi ^a a. University of Western Ontario, Kresge Building (Room K201), London, ON, N6A 5C1, Canada. المراسلة مع مايكل أنتوني روتوندي (البريد الإلكتروني: mrotondi@uwo.ca) (Submitted: 31 May 2009 – Revised version received: 04 December 2009 – Accepted: 15 February 2010 – Published online: 16 April 2010.) نشرة منظمة الصحة العالمية 2010;88:697-702. doi: 10.2471/BLT.09.068080 المقدمة عوز الفيتامين A مشكلة صحية عمومية في أكثر من نصف جميع البلدان، ومعظم البلدان المتأثرة تقع في أفريقيا وجنوب شرقي آسيا.1 يُساهِم هذا العوز، والذي يُعتبَر السبب الرئيسي للعمى في الأطفال ناقصي التغذية،2،3 في معدل الوفيات والمراضة من الأمراض المعدية الوخيمة، بما فيها تلك الشائعة في الطفولة، مثل أمراض الإسهالات والحصبة.4،5 يُصاب حالياً مايُقدَّر بـ250 مليون طفل قبل سن المدرسة في العالم بعوز الفيتامين A، ويصاب 250000 إلى 500000 من هؤلاء الأطفال بالعمى كل سنة. يموت نصف الأطفال الذين يصبحون عمياناً خلال سنة واحدة من فقدانهم بصرهم.1 أدى الوعي الدولي لدور الفيتامين A في تحسين الصحة والحفاظ عليها إلى توفير مضافات الفيتامين A التي تقدَّم للأطفال قبل المدرسة خلال بضعة عقودٍ مضت.4 أظهرَت إضافة الفيتامين A في الأطفال الذين تتجاوز أعمارهم 6 أشهر أنها تخفض الوفيات من جميع الأسباب.6-10 مع ذلك، لاتزال المنافع في الأطفال الذين أعمارهم أقل من 6 أشهر غير واضحة، بالرغم من أن الرضع الصغار هم الأسرع تأثراً بشكلٍ خاص لعوز الفيتامين A. بصورة عامة، يُولَد جميع الرضع بمخازن منخفضة من الفيتامين A ويعتمدون على المصادر الخارجية، بما فيها لبن الثدي، لبناء مخازن الجسم.11،12 يحتوي لبن ثدي المُرضعات في البلدان النامية نموذجياً تراكيز أقل من الفيتامين A من لبن الثدي للنساء في البلدان المتطورة،12 وهذا يعني أنَّه قد لا يحصل الولدان على متطلباتهم اليومية.11 أظهرت الإضافة المباشرة للولدان والرضع الأصغر من 6 أشهر نتائج واعدة من حيث البقيا، إلا أن الموجودات كانت متناقضة. أظهرت الدراسات المُجراة في بنغلادش13 والهند11 وإندونيسيا12 انخفاضاتٍ في الوفيات من جميع الأسباب (15%، 22%، 63%، على التوالي) بين الرضع الذين تلقوا مضافات الفيتامين A مقارنة بالشواهد. وُجِد أيضاً أنَّ إعطاء الولدان الفيتامين A يخفِّض على نحوٍ معتد به إحصائياً معدلات إماتة الحالة في الإسهالات ووقوع الحمى.14 في المقابِل، توحي التجارب في غينيا-بيساو،15 ونيبال16 وزيمبابوي17 بِقلَّة المنفعة من إضافة الفيتامين A. أدَّت الموجودات الإيجابية إلى توصياتٍ مختلفة، ولكنها مثيرة للجدل15،18 وهناك خلاف كبير في جميع أنحاء العالم على السياسة الملائمة حول إضافة الفيتامين A للولدان.19،20 هناك حاجة بشكلٍ واضح لتجارب إضافية ذات شاهد مع الرضع والولدان. أجرينا، ومن أجل فحص بعض الاختلافات المنهجية في موجودات الدراسات المتناقضة، تحليلاً تحوفياً تلوياً والذي تمَّ به نمذجة لوغاريتم الاختطار النسبي لموت الرضيع (المدروس إما في عمر 6 أشهر أو 12 شهراً) كتابع لانتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل في الجمهرة العامة. يحاول نموذج التحوف التلوي، على خلاف التحليل التلوي البسيط، أن يشرح الاختلاف بين الدراسات من حيث مميز مستوى الدراسة. إن تحليل التحوف التلوي متعلق بالمراقبة بطبيعته، وبذلك فمن غير المحتمل أن يضع نهايةً للجدل المحيط بالإضافة الوليدية، ولكنه قد يقدِّم بعض التبصّر بفعاليته في التجارب اللاحقة، على أساس انتشار عوز الفيتامين A. يستوجب اشتمال التجربة العنقودية المعشاة13 في تحليل التحوف التلوي تطبيقاً فريداً للطريقة المقترحة، كما هو مبين أدناه. الطرائق معايير الاستعمال كان سؤال الاهتمام الأساسي هو فيما إذا كان لوغاريتم الاختطار النسبي للموت بين الرضع الذين تلقوا مضافات الفيتامين A عند الولادة مقابل البلاسيبو (الغُفل) أو المعالجة المعيارية مثل التلقيح مرتبطاً بمستوى عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل في الجمهرة العامة. ومن أجل التوفيق بين البيِّنات المتعارضة من دراسات مختلفة وضعنا معايرَ الاشتمال التي أخذت بعين الاعتبار المصادر الخارجية للتغايرية، مثل اختلاف الجمهرات المُستَهدفة والفروق في الزمن عند إعطاء مضافات الفيتامين A. كانت معاير الاشتمال الأولية أن التجارب: (1) تكون معشَّاة؛ و(2) لديها مجموعة شواهد ملائمة لم تتلقَّ أي مضافات الفيتامين A؛ و(3) أن تُدار على مستوى الجمهرة (أي لاتُقدَّم أي مضافات لمجموعات الاهتمام الفرعية النوعية، مثل الرضع أو الأمهات، مع أو بدون مشاكل صحية نوعية)؛ و(4) تُقدَّم مضافات الفيتامين A فيها خلال اليومين الأولين من الحياة. صُمِّمت هذه المعاير للسماح بتحليل شامل ومركّّز لنجاعة إعطاء الولدان مضافات الفيتامين A في الجمهرة العامة. بالإضافة إلى ذلك، فقد وُضِعت المعاير لضمان أنه يمكن استنتاج أثر إضافة الفيتامين A إلى الجمهرة العامة باستبعاد الأشخاص الذين قد تلقّوا مضافات الفيتامين A بعد اليومين الأوليين من الحياة أو الذين قد ينتمون إلى مجموعاتٍ نوعية معالجة بالفيتامين A. لهذه المسألة أهمية أولية نظراً للتغاير المعتدّ به إحصائياً بين تجارب إضافة الفيتامين A. استُبعِدت دراستان في زيمبابوي لأن مشاركيها كانوا إما أمهات سلبيات فيروس الإيدز أو إيجابيات فيروس الإيدز فقط.17،21 استُبعِدت دراسة في نيبال لأنها قدمت مضافات الفيتامين A كل أربعة شهور ولهذا السبب لم تُصمَّم لمعالجة الولدان.16 استُبعِدت تجربة رابعة لأنها كانت مُصمَّمة لقياس نجاعة جرعة أقل من الفيتامين A، بدلاً من الجرعة المعيارية.8 تُعرَض مميِّزات الدراسات المشمولة في الجدول 1. * الجدول 1. الدراسات المُتضمنة في التحوف التلوي الذي تمّت فيه نمذجة لوغاريتم الاختطار النسبي لموت الرضيع بين الرضع الذين أُعطوا مضافات الفيتامين A كتابع لانتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل: log(RR i) = B0 + B1 VADi + Ei pdf, 35kb التحليل الإحصائي يجمع التحليل التلوي التقليدي جميع تقديرات أثر المعالجة الملاحَظة في تقديرٍ إجمالي وحيد لنجاعة تدخل معين. بصورة عامة، يتم الحصول على آثار المعالجة المُلاحَظة من التجارب السريرية المُعشَّاة على انفراد، والتي تؤكِّد، وسطياً، أنَّ كلَّ تقدير لأثر المعالجة غير متأثر بالعوامل الأخرى. ومع ذلك، قد تؤدي آثار المعالجة المُلاحَظة إلى استنتاجات مختلفة ناجمة عن اختلاف معاير الاشتمال وجمهرات الدراسة، والاختلافات في بروتوكولات الدراسة (مثل الجرعة أو مدة المتابعة) والخطأ العشوائي. الاختلافات في آثار المعالجة المُلاحَظة هي عادةً نتيجةُ التغايرية بين الدراسات، أو ببساطة التغايرية. وبينما المحاولات لاستكشاف أثر التغايرية على التحليل التلوي مهمة، فإن التحليل التلوي يُقر ضمنياً بالتغايرية بمشاركة دراسات مختلفة بحثاً عن أثر المعالجة المستبطن والوحيد.23 يتزايد شيوع التصميم العنقودي المُعشَّى ، وقد يتأثر التحليل التلوي باشتمال تجربة أو أكثر من التجارب العنقودية المُعشَّاة.24 التهديد الأعظم للمصدوقية الإحصائية هو الفشل في تضمين الأثر المناسب للتصميم في حسابات التفاوت.25 يساهم عدم اعتبار التعنقد في التحليل التلوي في بخس تقدير التفاوت ضمن الدراسة، مؤدياً إلى زيادة غير واقعية في وزن أهمية أثر المعالجة قيد الدراسة. علاوة على ذلك، ينبغي توخي الحذر عند مشاركة النتائج من التجارب المعشّاة العنقودية والتجارب المعشّاة على انفراد، لأن التدخل نفسه قد يتفاعل مع وحدة التعشية.26 يحاول تحليل التحوف التلوي كما هو موضَّح أعلاه أن يربط حجم التأثير بمميِّزات مستوى الدراسة. لا تُقِرّ هذه المقاربة بالتغايرية بين الدراسات فقط بل تحاول أيضاً شرحها على مستوى الدراسة. يستخدم تحليل التحوف التلوي، بشكلٍ مشابه للتحليل التلوي التقليدي، أوزاناً (آثاراً عشوائية بشكلٍ نموذجي27) لتأخذ في الحسبان الدراسات الأضخم أو الأكثر مضبوطيةً. لايمكن التحقق مباشرةً من العلاقات السببية الصارمة لأن تحليل التحوف التلوي متعلق بالملاحظة بطبيعته.27 كان انتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل المتغيرَ التفسيري الرئيس في تحليل التحوف التلوي هذا. مع أنه توجد ممثِّلات مختلفة لعوز الفيتامين A22 في جمهرات الرضع المستهدفة، اعتبرنا أن هذا المقياس هو الأكثر ملاءمةً لأنه تمَّ الحصول عليه بوزن التوليف بين انتشارات انخفاض ريتينول المصل وجفاف الملتحمة المُبلَّغ عنه في الدراسات من بلدان الاهتمام. تجنِّب هذه الوسيلة لتقدير الانتشارات الوطنية لعوز الفيتامين A التحيّز المحتمَل الناجم عن الاقتصار على النساء اللواتي شُخِّص لهنَّ جفاف الملتحمة، نظراً لأن عوز الفيتامين A الأمومي دون الوخيم قد يكون له أيضاً أثر مُضرّ على بقيا الرضع. إن تقديرات انتشار عوز الفيتامين A عرضةٌ للشك بسبب الصعوبة في الحصول على قياسات مضبوطة.2 على هذا النحو، تختلف تقديرات الانتشار المُستَخدمة لتحليلنا عن تلك الموجودة في غيرها من التقارير المنشورة.28 مع ذلك، تمثل القيم المشمولة التقديرات الأفضل لانتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل في الوقت الذي سُجِّل فيه الأشخاص الأفراد في كل دراسة، بينما تبقى منسجمة مع الأدب الطبي.28 كانت نقطة الانتهاء قيد الاهتمام هي معدل وفيات الرضع؛ وهكذا تشير الاختطارات النسبية <1 إلى الأثرَ المحصِّن لإضافة الفيتامين A على معدل وفيات الرضع. مع أن مضافات الفيتامين A أُعطِيت للولدان، فقد تمَّ قياس معدّل الوفيات إما بعمر 6 أشهر أو 12 شهراً. في محاولة للتقليل من تجانف توزع الاختطارات النسبية، استخدمنا لوغاريتم الاختطار النسبي كمتغير الاهتمام غير المستقل. أي ناسبنا التحوف الخطي الموزون التالي: : log(RR[i]) = β[0] + β[1]VAD[i] + ε[i] حيث VADi يوافق انتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل في الدراسة i (حيث i= 1، 2، 3، 4، إلخ) وEi هو متغير عشوائي طبيعي وموزع بشكلٍ مماثل ومستقل مع متوسط يساوي الصفر وتفاوت ثابت. تمثل B1 ضمن مجال متغيرنا التفسيري التبدلَ في لوغاريتم الاختطار النسبي لكل نسبة مئوية زيادة في انتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل وتمثل B0 التقاطع. تمَّ الحصول على أوزان الدراسة المُستخدمة في تحليل التحوف التلوي للآثار العشوائية على أنها مقلوب مجموع التفاوت ضمن التجربة والتفاوت المتبقِّي بين التجارب؛ أما تحليل التحوف التلوي للآثار الثابتة فيوزن كل دراسة بواسطة مقلوب التفاوت ضمن الدراسة. نموذج الآثار الثابتة هو حالة خاصة لنموذج الآثار العشوائية والتي يُقدَّر فيها التفاوت بين التجارب بالصفر. طبقنا خلال التحليل نموذج الآثار العشوائية لأنه يُقِر بوجود التغايرية المتبقِّية.27 مهما يكن نموذج الاختيار، ينبغي أن تتضمن الأوزان الملائمة في تحليل التحوف التلوي تصحيحاً من أجل أثر التعنقد. يُضمَّن هذا التصحيح بسهولة إلى التفاوت ضمن التجربة عن طريق ضرب التقدير المعياري للتفاوت في تأثير التصميم، كما طُبِّق بشكلٍ صحيح في تجربة بنغلادش.13 عموماً، يؤدي عدم التصحيح لتأثير التعنقد إلى استخدام أوزان غير مضبوطة، من المحتمل أن تؤدي إلى انحيازات في المتغيرات المشاركة المُقدَّرة والأخطاء المعيارية. تمَّ الحصول على أوزان الدراسة المُستخدمة في تحليل التحوف التلوي للآثار العشوائية على أنها مقلوب مجموع التفاوت ضمن التجربة والتفاوت المتبقِّي بين التجارب؛ أما تحليل التحوف التلوي للآثار الثابتة فيوزن كل دراسة بواسطة مقلوب التفاوت ضمن الدراسة. نموذج الآثار الثابتة هو حالة خاصة لنموذج الآثار العشوائية والتي يُقدَّر فيها التفاوت بين التجارب بالصفر. طبقنا خلال التحليل نموذج الآثار العشوائية لأنه يُقِر بوجود التغايرية المتبقِّية.27 مهما يكن نموذج الاختيار، ينبغي أن تتضمن الأوزان الملائمة في تحليل التحوف التلوي تصحيحاً من أجل أثر التعنقد. يُضمَّن هذا التصحيح بسهولة إلى التفاوت ضمن التجربة عن طريق ضرب التقدير المعياري للتفاوت في تأثير التصميم، كما طُبِّق بشكلٍ صحيح في تجربة بنغلادش.13 عموماً، يؤدي عدم التصحيح لتأثير التعنقد إلى استخدام أوزان غير مضبوطة، من المحتمل أن تؤدي إلى انحيازات في المتغيرات المشاركة المُقدَّرة والأخطاء المعيارية. نُفِّذت جميع التحاليل الإحصائية باستخدام مضمومة البرمجيات R، مع تعديلات ملائمة للأخذ في الحسبان تضمين التجارب العنقودية المُعشَّاة.30 قُدِّرت التغايرية بين الدراسات باستخدام الرجحان الأقصى المُقيَّد وطرائق باييز التجريبية؛27 قُدِّر مكوّن التغايرية المتبقّي بالصفر، وهذا أرجع نموذجَ الآثار العشوائية إلى التحوف التلوي للآثار الثابتة. النتائج بيّن نموذج التحليل التلوي للآثار الثابتة (المُصحَّح من أجل التعنقد)، كتحليل طليعي، التأثير الإجمالي المحصِّن لإضافة الفيتامين A فيما يتعلق بموت الرضيع باستخدام طريقة المقلوب المُعمَّمة،25 كان الاختطار النسبي بالآثار الثابتة 0.85 (مجال الموثوقية 95%: 0.75-0.95)، والذي يشير إلى انخفاض إجمالي معتدّ به إحصائياً في معدّل الوفيات. يُستَخدم عادةً البند الإحصائي Q لتقييم أثر تغايرية الدراسة على التحليل التلوي، كقاعدة للتقرير بين نموذج التحليل التلوي للآثار الثابتة أو العشوائية.29 باستخدام هذه الطريقة تعتبر فرضية البُطلان لتجانس الدراسة مرفوضةٌ (أي أن الدراسات متغايرة وبالتالي لا مصدوقية لنموذج الآثار الثابتة) إذا كانت القيمة المُلاحظة لـQ تتجاوز 95% من القيمة الحدِّية لتوزع X2 مع عدد درجات الحرية المساوي لعدد الدراسات المشتملة ناقص واحد. يتمَّ الحصول على هذه القيمة من الجداول الإحصائية أو البرمجيات. كانت إحصائية Q ضمن إطار العمل هذا مساوية لـ6.55، القيمة التي لاتتجاوز القيمة الحدِّية 95%، وهي 7.81 (على ثلاث درجات من الحرية). طريقة بسيطة للقياس الكمي للتغايرية بين الدراسات هي من خلال إحصائية I2 . باستخدام هذه الطريقة توحي قيمة I2 (المُصحَّحة من أجل التعنقد) وقدرها 0.54 بوجود تغايرية معتدلة، بالرغم من غياب الاعتداد الإحصائي للإحصائية Q. ومن أجل اكتمال الصورة، فإن التحليل التلوي للآثار العشوائية يُقدِّر الاختطار النسبي بـ0.84 (مجال الموثوقية 95%: 0.69-1.03)، والذي لا يوحي بانخفاضٍ معتدّ به إحصائياً لمعدّل وفيات الرضّع كنتيجة لإضافة الفيتامين A للولدان. إن نتائج تحليل التحوف التلوي معروضة بيانياً في الشكل 1، بالإضافة إلى أشرطة الموثوقية 95% المُتوقَّعة والمناسَبة. بشكلٍ خاص، يُقدَّر التقاطع (B0) بـ 1.66 (مجال الموثوقية 95%: 0.20-3.13) وتُقدَّر B1 بـ -0.08 (مجال الموثوقية 95%: -0.15 إلى -0.02). توحي هذه الموجودات بعلاقة خطية معتدّ بها إحصائياً بين انتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل في جمهرة الدراسة والفعالية المُلاحظة لإضافة الفيتامين A للولدان في الوقاية من موت الرضيع (عند عمر 6 أشهر أو 12 شهراً) في دراسة معيّنة. توحي الموجودات بأن الدراسة التي تجرى في منطقة يكون فيها انتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل على الأقل 22% ستظهر أثراً محصِّناً ومعتدّ به إحصائياً لإضافة الفيتامين A ضد موت الرضيع. الشكل. 1. خطيطة التحوف التلويأ للوغاريتم الاختطار النسبي لموت الرضيع في الرضّع الذين أُعطوا مضافات الفيتامين A كتابع لانتشار عوز الفيتامين A في النساء الحوامل: المناقشة يهدف تحليل التحوف التلوي إلى ربط حجم تأثيرٍ ما بمميِّز أو أكثر من مميِّزات الدراسات المشمولة.27 بشكلٍ أكثر نوعية، يستقصي التحليل فيما إذا المتغير المشارك («معدِّل الأثر» المُحتمل) يشرح تغايرية تأثيرات المعالجة بين الدراسات.27 كان متغير المشارك موضوع الاهتمام على مستوى الدراسة في تحليلنا هو انتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل، ومثَّل المتغيّر الناتج - معدّل وفيات الرضع الإجمالي - نجاعة إضافة الفيتامين A للولدان في البلدان النامية. وجدنا علاقةً معتدّ بها إحصائياً بين المتغير المشارك ومعدّل وفيات الرضّع، والذي يوحي بأن إضافة الفيتامين A للولدان خلال اليومين الأولين من الحياة يقدِّم المنفعة في الأقاليم التي يشيع فيها عوز الفيتامين A. هذه الموجودة مهمة، نظراً لأن الجدال الحالي حول فيما إذا كان إعطاء الولدان مضافات الفيتامين A يساعد في تخفيض معدّل وفيات الرضّع في الجمهرات التي يتوطّن فيها عوز الفيتامين A وتوجد فيها معدّلات مرتفعة لوفيات الرضّع.18،31 يوحي تحليل تلوي حديث بأنه لا توجد بيِّنات كافية لدعم إضافة الفيتامين A للولدان.32 مع أن الدراسة سليمة وملائمة منهجياً، قد يحدِّد تطبيقُها لكثير من معاير الاشتمال العامة مقدرتَها على التحقق من دور انتشار عوز الفيتامين A على معدّل وفيات الرضّع. بالإضافة إلى ذلك، لحساب انتشار عوز الفيتامين A، استَخدمت الدراسةُ العشاوة الأمومية كممثِّل، ولكن الأخير لا يرتبط إلا مع الحالات الأكثر وخامةً من عوز الفيتامين A. صُنِّف أيضاً انتشار العشاوة الأمومية (≥5% مقابل <5%) وقد يُنقِص هذا أيضاً من قدرته الإحصائية.33 يتم تجنب هذه المشكلة في الدراسة الحالية من خلال استخدام المتغير المشارك المستمر. ستكون نتائج تحاليلنا مفيدة في التنبّؤ بمنافع تزويد الولدان بمضافات الفيتامين A في تجارب معينة؛ أي في التجارب المُجراة في المناطق التي يكون انتشار عوز الفيتامين A فيها بين النساء الحوامل 22% أو أكثر. أيَّد بعض المؤلفين تنفيذ إضافة الفيتامين A للولدان في آسيا ولكن ليس في أفريقيا حتى تُنفَّذ تجارب إضافية.18 ولكن موجوداتنا تشير إلى مقاربة معقولة أخرى للمشكلة العالمية للعوز التغذوي. بصورة عامة، قد تُثبت إضافة الفيتامين A منفعتَها في الأقاليم التي يكون انتشار عوز الفيتامين A بين النساء الحوامل فيها مرتفعاً. لذلك قد تستفيد كل من البلدان الآسيوية والأفريقية التي تعاني من الأعواز التغذويَّة من برامج إضافة الفيتامين A من أجل الرضّع. ضبطنا في تحليلنا التحوفي التلوي مصدر الاختلاف المعتدّ به من الناحية الإحصائية بين الدراسات (خلفية انتشار عوز الفيتامين A)؛ ومع ذلك، هناك احتمال للتغايرية المتبقِّية.27 على سبيل المثال، قد تختلف الدراسات فيما يتعلق بمحتوى الفيتامين A في الأغذية المضافة وسرعة نمو الرضّع وعبء الأمراض المعدية، وجميع هذه العوامل قد تُترجَم إلى متطلَّباتٍ أو خساراتٍ مختلفة للفيتامين A.12،31 بالإضافة إلى ذلك، لم نجد أي فرق بين التجارب التي تستخدم الجرعة الكبيرة الوحيدة من الفيتامين A أو مضافات الفيتامين A بمقادير نظامية ولكن صغيرة- تبصّرٌ من المحتمل أن يكون قيِّماً نظراً لأن النظام الغذائي عالي الجرعة أظهر بأنه آمن ولكنه ليس أكثر نجاعةً من النظام الغذائي منخفض الجرعة المُقدَّم للرضّع.34،35 قد تشرح الفروق في التغطية بالتلقيح بين التجارب من ناحية أخرى التغايرية بين الدراسات. قد لا يعتمد الأثر المحصِّن لإضافة الفيتامين A للولدان على الوقاية من عوز الفيتامين A فقط، ولكن أيضاً على التآثر المؤازر (الإيجابي) مع التلقيحات الروتينية.5 قد تقوِّي إضافة الفيتامين A الاستجابات المناعية الجارية المحرَّضة باللقاحات؛ فعلى سبيل المثال، عندما يُعطى الفيتامين A مع لقاح حي، فإنه قد يعزِّز بشكلٍ إضافي من سعة الخلايا المقدِّمة للمستضد لتوليد إشارات مستقطبة من الخلايا التائية المساعدة إلى الخلايا التائية غير المساعدة، المكون الأساسي للمناعة المتواسطة بالخلايا.5 يمكن أن تُعزَى الآثار النافعة لمضافات الفيتامين A عندما تُعطَى مع اللقاحات ضد السل (لقاح بي سي جي أو عصيات كالميت غيران) والحصبة إلى هذه الآلية. بالإضافة إلى ذلك، يرتبط عوز الفيتامين A بأعواز الحديد وغيرها من المغذِّيات زهيدة المقدار.36،37 وهكذا، قد يكون هناك تآثر إيجابي بين إضافة الفيتامين A والحالة التغذوية الشاملة للرضيع. كانت الدراسة الإندونيسية12 نقطة التأثير العتلي في تحليل التحوف التلوي (الشكل 1). بالرغم من أن التحوف التلوي يفسِّر على نحوٍ ملائم الدقة المنخفضة لهذه الدراسة مقارنةً بغيرها من الدراسات، فقد أسفر تحليل الحساسية الذي أُجري بعد استبعاد التجربة الإندونيسية عن تقدير لـ B1= -0.12 مع قيمة P ثنائية الذيل=0.09. مع أن الاعتداد الإحصائي يُفقَد مع حذف هذه الدراسة، تبقى تقديرات B1 ثابتة. لدراستنا بعض التحديدات، وخصوصاً تلك العائدة إلى استخدام طرائق التحوف التلوي. يصف التحوف التلوي العلاقة الشهودية عبر التجارب، بالرغم من أن الدراسات الأصلية قد تكون معشاة.27 وهكذا، ليس للتحوف التلوي المنفعةَ من التعشية لصنع الاستنتاجات السببية وقد يُدخِل التحيز عن طريق الإرباك. هناك أيضاً احتمال للتغاير المتبقِّي، كما ذُكِر سابقاً. مع ذلك، يشرح انتشار عوز الفيتامين A الكثير من التغايرية المُلاحَظة (مدعوماً بالتقدير صفر للتفاوت بين الدراسات). من غير المُحتمل أن يضع التحليل الشهودي المُستَخدم في هذا المقال نهايةً للجدال على فعالية إضافة الفيتامين A للولدان. على أية حال، نأمل أن ذلك سيساهم في الجدال المستمر في الأدب الطبي ويساعد في تركيز الانتباه على دور إضافة الفيتامين A وأعواز المغذِّيات زهيدة المقدار والتغذية بشكلٍ عام على معدَّل وفيات الرضّع. __________________________________________________________________ تضارب المصالح لم يُعلَن عن أيٍّ منها. المراجع * World Health Organization. Micronutrient deficiencies. Geneva: WHO; 2008. Available from: http://www.who.int/nutrition/topics/vad/en [accessed 2 April 2010]. * Brown E, Akre J, editors. Indicators for assessing vitamin A deficiency and their application in monitoring and evaluating intervention programmes. Geneva: World Health Organization; 1996 (WHO/NUT/96.10). * Sommer A. Vitamin A deficiency and its consequences: a field guide to their detection and control. Geneva: World Health Organization; 1995. * Bates CJ. Vitamin A. Lancet 1995; 345: 31-5 doi: 10.1016/S0140-6736(95)91157-X pmid: 7799706. * Benn CS, Balé C, Sommerfelt H, Friis H, Aaby P. Hypothesis: Vitamin A supplementation and childhood mortality: amplification of the non-specific effects of vaccines? Int J Epidemiol 2003; 32: 822-8 doi: 10.1093/ije/dyg208 pmid: 14559758. * Fawzi WW, Chalmers TC, Herrera MG, Mosteller F. Vitamin A supplementation and child mortality. A meta-analysis. JAMA 1993; 269: 898-903 doi: 10.1001/jama.269.7.898 pmid: 8426449. * Beaton GH, Martorell R, Aronson K, Edmonston B, McCabe G, Ross A, et al. Effectiveness of vitamin A supplementation in the control of young child morbidity and mortality in developing countries (ACC/SCN State-of-the-Art Series Nutrition Policy Discussion Paper No. 13). Geneva: United Nations, Administrative Committee on Coordination, Subcommittee on Nutrition; 1993. Available from: http://www.unu.edu/unupress/food/8f154e/8F154E04.htm [accessed 2 April 2010]. * Benn CS, Martins C, Rodrigues A, Jensen H, Lisse IM, Aaby P. Randomised study of effect of different doses of vitamin A on childhood morbidity and mortality. BMJ 2005; 331: 1428-32 doi: 10.1136/bmj.38670.639340.55 pmid: 16306060. * Rahmathullah L, Underwood BA, Thulasiraj RD, Milton RC, Ramaswamy K, Rahmathullah R, et al., et al. Reduced mortality among children in southern India receiving a small weekly dose of vitamin A. N Engl J Med 1990; 323: 929-35 pmid: 2205798. * West KP, Pokhrel RP, Katz J, LeClerq SC, Khatry SK, Shrestha SR, et al., et al. Efficacy of vitamin A in reducing preschool child mortality in Nepal. Lancet 1991; 338: 67-71 doi: 10.1016/0140-6736(91)90070-6 pmid: 1676467. * Rahmathullah L, Tielsch JM, Thulasiraj RD, Katz J, Coles C, Devi S, et al., et al. Impact of supplementing newborn infants with vitamin A on early infant mortality: community based randomised trial in southern India. BMJ 2003; 327: 254- doi: 10.1136/bmj.327.7409.254 pmid: 12896935. * Humphrey JH, Agoestina T, Wu L, Usman A, Nurachim M, Subardja D, et al., et al. Impact of neonatal vitamin A supplementation on infant morbidity and mortality. J Pediatr 1996; 128: 489-96 doi: 10.1016/S0022-3476(96)70359-1 pmid: 8618182. * Klemm RD, Labrique AB, Christian P, Rashid M, Shamim AA, Katz J, et al., et al. Newborn vitamin A supplementation reduced infant mortality in rural Bangladesh. Pediatrics 2008; 122: e242-50 doi: 10.1542/peds.2007-3448 pmid: 18595969. * Tielsch JM, Rahmathullah L, Thulasiraj RD, Katz J, Coles C, Sheeladevi S, et al., et al. Newborn vitamin A dosing reduces the case fatality but not incidence of common childhood morbidities in South India. J Nutr 2007; 137: 2470-4 pmid: 17951487. * Benn CS, Diness BR, Roth A, Nante E, Fisker AB, Lisse IM, et al., et al. Effect of 50,000 IU vitamin A given with BCG vaccine on mortality in infants in Guinea-Bissau: randomised placebo controlled trial. BMJ 2008; 336: 1416-20 doi: 10.1136/bmj.39542.509444.AE pmid: 18558641. * West KP, Katz J, Shrestha SR, LeClerq SC, Khatry SK, Pradhan EK, et al., et al. Mortality of infants < 6 mo of age supplemented with vitamin A: a randomized, double-masked trial in Nepal. Am J Clin Nutr 1995; 62: 143-8 pmid: 7598058. * Malaba LC, Iliff PJ, Nathoo KJ, Marinda E, Moulton LH, Zijenah LS, et al., ZVITAMBO Study Group, et al. Effect of postpartum maternal or neonatal vitamin A supplementation on infant mortality among infants born to HIV-negative mothers in Zimbabwe. Am J Clin Nutr 2005; 81: 454-60 pmid: 15699235. * Tielsch JM. Vitamin A supplements in newborns and child survival. BMJ 2008; 336: 1385-6 doi: 10.1136/bmj.39575.486609.80 pmid: 18558638. * Benn CS, Fisker AB, Jørgensen MJ, Aaby P. Conflicting evidence for neonatal vitamin A supplementation. Vaccine 2008; 26: 4111-2 doi: 10.1016/j.vaccine.2008.04.021 pmid: 18486284. * Bhutta ZA, Haider BA, Cousens S, Black RE. Response to “Conflicting evidence for neonatal vitamin A supplementation (letter)” by Benn et al. [Vaccine, 2008]. Vaccine 2008; 26: 4304-5 doi: 10.1016/j.vaccine.2008.06.007 pmid: 18573293. * Humphrey JH, Iliff PJ, Marinda ET, Mutasa K, Moulton LH, Chidawanyika H, et al., ZVITAMBO Study Group, et al. Effects of a single large dose of vitamin A, given during the postpartum period to HIV-positive women and their infants, on child HIV infection, HIV-free survival, and mortality. J Infect Dis 2006; 193: 860-71 doi: 10.1086/500366 pmid: 16479521. * West KP Jr, Rice A, Sugimoto J. Tables on the global burden of vitamin A deficiency and xerophthalmia among preschool aged children and low vitamin A status, vitamin A deficiency and maternal night blindness among pregnant women by WHO region. Geneva: World Health Organization; 2002. Available from: http://www.jhsph.edu/CHN/GlobalVAD.pdf [accessed 2 April 2010]. * Lau J, Ioannidis JP, Schmid CH. Summing up evidence: one answer is not always enough. Lancet 1998; 351: 123-7 doi: 10.1016/S0140-6736(97)08468-7 pmid: 9439507. * Laopaiboon M. Meta-analyses involving cluster randomization trials: a review of published literature in health care. Stat Methods Med Res 2003; 12: 515-30 doi: 10.1191/0962280203sm347oa pmid: 14653354. * Darlington GA, Donner A. Meta-analysis of community-based cluster randomization trials with binary outcomes. Clin Trials 2007; 4: 491-8 doi: 10.1177/1740774507083389 pmid: 17942465. * Donner A, Klar N. Issues in the meta-analysis of cluster randomized trials. Stat Med 2002; 21: 2971-80 doi: 10.1002/sim.1301 pmid: 12325113. * Thompson SG, Higgins JP. How should meta-regression analyses be undertaken and interpreted? Stat Med 2002; 21: 1559-73 doi: 10.1002/sim.1187 pmid: 12111920. * World Health Organization. Global prevalence of vitamin A deficiency in populations at risk 1995–2005: WHO global database on vitamin A deficiency. Geneva: World Health Organization; 2009. * Higgins JP, Thompson SG. Quantifying heterogeneity in a meta-analysis. Stat Med 2002; 21: 1539-58 doi: 10.1002/sim.1186 pmid: 12111919. * R Development Core Team. R: a language and environment for statistical computing. Vienna: R Foundation for Statistical Computing; 2007. * Villamor E, Fawzi WW. Vitamin A supplementation: implications for morbidity and mortality in children. J Infect Dis 2000; 182: S122-33 doi: 10.1086/315921 pmid: 10944494. * Gogia S, Sachdev HS. Neonatal vitamin A supplementation for prevention of mortality and morbidity in infancy: systematic review of randomised controlled trials. BMJ 2009; 338: b919- doi: 10.1136/bmj.b919 pmid: 19329516. * Royston P, Altman DG, Sauerbrei W. Dichotomizing continuous predictors in multiple regression: a bad idea. Stat Med 2006; 25: 127-41 doi: 10.1002/sim.2331 pmid: 16217841. * Benn CS, Martins C, Rodrigues A, Jensen H, Lisse IM, Aaby P. Randomised study of effect of different doses of vitamin A on childhood morbidity and mortality. BMJ 2005; 331: 1428-32 doi: 10.1136/bmj.38670.639340.55 pmid: 16306060. * Idindili B, Masanja H, Urassa H, Bunini W, van Jaarsveld P, Aponte JJ, et al., et al. Randomized controlled safety and efficacy trial of 2 vitamin A supplementation schedules in Tanzanian infants. Am J Clin Nutr 2007; 85: 1312-9 pmid: 17490968. * Wieringa FT, Dijkhuizen MA, West CE, Thurnham DI, Muhilal , Van der Meer JW. Redistribution of vitamin A after iron supplementation in Indonesian infants. Am J Clin Nutr 2003; 77: 651-7 pmid: 12600856. * Schmidt MK, Muslimatun S, West CE, Schultink W, Hautvast JGAJ. Vitamin A and iron supplementation of Indonesian pregnant women benefits vitamin A status of their infants. Br J Nutr 2001; 86: 607-15 doi: 10.1079/BJN2001444 pmid: 11737959. شارك أرسل تويتر فيسبوك جوجل ديليشيوس المزيد طباعة You are here: * مجلة منظمة الصحة العالمية * الأعداد السابقة * المجلد 88: 2010 * المجلد 88، أَيْلول/سبتمبر 2010، 641-716 Quick Links خريطة الموقع * الصفحة الأولى * المواضيع الصحية * بيانات وإحصاءات * مركز وسائل الإعلام * المطبوعات * البلدان * برامج ومشاريع * معلومات عن المنظمة مساعدة وخدمات * الاتصال بنا * أسئلة متكررة * العمل في المنظمة * اقتراحات * الخصوصية * الرسائل التحايلية المكاتب الإقليمية * المكتب الإقليمي لأفريقيا * المكتب الإقليمي للأمريكتين * المكتب الإقليمي لجنوب شرق آسيا * المكتب الإقليمي لأوروبا * المكتب الإقليمي لشرق المتوسط * المكتب الإقليمي لغرب المحيط الهادئ * RSS * موقع المنظمة على YouTube * أخبار المنظمة على Twitter * موقع المنظمة على Facebook © منظمة الصحة العالمية 2014. جميع الحقوق محفوظة