مجلة منظمة الصحة العالمية

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.

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(RRi) = β0 + β1VADi + εi

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

شارك
أرسل تويتر فيسبوك جوجل ديليشيوس
المزيد