李 斐 周迎春 金志娟 施 榕 金星明

飲食行為的內(nèi)涵包括喂養(yǎng)和進食行為、食物選擇和進食環(huán)境等多個方面，其內(nèi)涵豐富，受諸多因素影響。飲食行為問題是兒科臨床常見的現(xiàn)象[1]，該類問題的高發(fā)年齡在嬰幼兒和學(xué)齡前期，也是兒童體格發(fā)育的重要時期，不良飲食行為導(dǎo)致的兒童厭食、挑食和偏食，可能影響兒童體格發(fā)育指標(biāo)，造成不同程度的營養(yǎng)不良；同時，嬰幼兒和學(xué)齡前期也是神經(jīng)行為發(fā)育最為重要的時期，飲食行為的調(diào)控涉及家長-兒童互動、行為規(guī)范和管理等原則，在兒童早期教養(yǎng)和性格塑造過程中占據(jù)重要部分，對嗣后行為問題的預(yù)防也會產(chǎn)生重要影響[1]。因此，近年來，飲食行為相關(guān)的問題成為兒童營養(yǎng)和發(fā)育行為兒科領(lǐng)域共同關(guān)注的問題，引發(fā)了廣泛重視和探討。對這一高流行率、低嚴(yán)重度的飲食行為問題，其術(shù)語和定義均在逐漸發(fā)展過程中。2007年末，國際上將飲食行為問題稱為“挑食”(picky eating)，定義上部分引用了兒童精神科“喂養(yǎng)障礙”的內(nèi)容；其后，在兒科臨床實踐過程中，感覺到術(shù)語和定義不足。因此，在2009年再次修正[2]，將不良飲食行為問題定義為“喂養(yǎng)困難”(feeding difficulty)。但各國專業(yè)人士依據(jù)國情對新定義仍有爭議[3～7]。2008年，本研究課題組采用隨機整群分層抽樣方法對1 257名上海市常住戶籍兒童的撫養(yǎng)人進行問卷調(diào)查，在國內(nèi)首次以數(shù)據(jù)證實不良飲食行為問題在1～6歲兒童中普遍存在，其流行率在上海市高達39.7%，且68.2%的家長對此表示擔(dān)憂[8]，提示糾正飲食行為問題是兒童保健醫(yī)生和發(fā)育行為兒科醫(yī)生對幼兒和學(xué)齡前期喂養(yǎng)和發(fā)育指導(dǎo)的重點內(nèi)容之一。本研究在上述研究基礎(chǔ)上，對存在不良飲食行為問題的兒童進行不同時點交互式干預(yù)，以觀察其飲食行為的改善狀況。

1 方法

1.1 研究設(shè)計和假設(shè) 本研究為前瞻性設(shè)計，選擇上海市3個城區(qū)(長寧區(qū)、盧灣區(qū)、虹口區(qū))1～6歲常住戶籍兒童，在參考了文獻[8]結(jié)果基礎(chǔ)上，編制《上海市兒童飲食行為調(diào)查和干預(yù)隨訪問卷》基線版和隨訪版(分別簡稱基線版和隨訪版)，經(jīng)過專業(yè)培訓(xùn)合格的社區(qū)兒童保健醫(yī)生確定研究起點(T0)存在不良飲食行為問題的兒童入組，以密封信封的方式將入組兒童隨機分為干預(yù)組和對照組。并在不同時點評估飲食行為問題現(xiàn)況和隨訪交互式干預(yù)，行干預(yù)組和對照組的組內(nèi)和組間比較。由于兒童飲食行為有較大的可塑性，故假設(shè)持續(xù)9個月交互式干預(yù)模式將會使不良飲食行為向好的方向轉(zhuǎn)化。

1.2 樣本量的估算和樣本匹配原則 文獻[8]結(jié)果所列飲食行為項目的最小流行率為6.6%，并考慮到有20%失訪的因素，估算本研究干預(yù)組至少應(yīng)納入200例兒童。對照組與干預(yù)組以1∶1匹配。

1.3 基線版和隨訪版的內(nèi)容 在文獻[8]結(jié)果基礎(chǔ)上編制基線版和隨訪版。共同的內(nèi)容包括生長發(fā)育指標(biāo)(體重、身長和頭圍等)。

1.3.1 基線版內(nèi)容 主問卷17項(Q1～17)：Q1為兒童實際年齡，Q2和Q3為兒童的飲食行為，Q4～8為出現(xiàn)某一飲食行為問題時撫養(yǎng)人的措施，Q9～12為撫養(yǎng)人對兒童飲食行為態(tài)度(其中Q12對孩子的挑食、偏食和厭食問題的擔(dān)憂)，Q13～17為撫養(yǎng)人文化背景等。

1.3.2 隨訪版內(nèi)容 共7項內(nèi)容(q1～7)：q1與基線版Q2和Q3相同，q2～7為干預(yù)后撫養(yǎng)人對兒童飲食行為的認(rèn)識。

1.4 基線版和隨訪版飲食行為問題定義及賦分原則 本文主要分析基線版Q2和Q3和隨訪版q1的內(nèi)容。

1.4.1 基線版Q2 包括Q2a吃得少、Q2b吃得慢(>25 min)、Q2c對食物不感興趣、Q2d拒絕某些食物(>1個月)、Q2e不愿意嘗試新的食物和Q2f強烈偏愛某些質(zhì)地或某些類型的食物(如軟食、液體狀、泥狀食物)6項內(nèi)容。為在過去10次就餐中發(fā)生次數(shù)，分別以經(jīng)常、有時、很少、從不、不清楚作為撫養(yǎng)人的選項，分別賦4、3、2、1和99分(99分表示賦分值缺失)。經(jīng)常：指最近10次中發(fā)生≥7次，有時：指4～6次，很少：指1～3次，從不：指1次也沒有。

1.4.2 基線版Q3 包括Q3a在吃飯時做其他事情(如看電視、打游戲機等)、Q3b吃飯地點不固定(如總不坐在餐桌旁，吃飯時到處走動)和Q3c吃飯時需要一些小道具或其他辦法3項內(nèi)容。為過去1周內(nèi)在家晚餐中的發(fā)生上述行為的餐數(shù)，1～2餐、～4餐、≥5餐和從不，分別賦1、2、3和0分。

1.4.3 隨訪版q1 評估設(shè)置為3個等級：較前次沒有改善、較前次改善一些和較前次明顯改善，分別賦0、1和2分。

1.5 基線版和隨訪版中生長發(fā)育指標(biāo)定義 由評估員對所有入組兒童的身高、體重和頭圍等生長指標(biāo)進行測量，營養(yǎng)狀況評價參考2005年上海市0～6歲兒童年齡別體重標(biāo)準(zhǔn)[9]，采用標(biāo)準(zhǔn)差比值法，按照體重/年齡劃分兒童的營養(yǎng)狀況。中度營養(yǎng)不良指體重≤體重中位數(shù)-2s～-3s，重度營養(yǎng)不良指體重<體重中位數(shù)-3s)。

1.6 入組納入和排除標(biāo)準(zhǔn) 需同時滿足以下4項：①在基線版調(diào)查前父母報告兒童存在挑食和偏食情況；②存在Q12者；③符合本研究不良飲食行為問題的定義：基線版評估中出現(xiàn)Q2和Q3 9項內(nèi)容中任意一項或多項存在“經(jīng)?！焙汀坝袝r”者；④不存在器質(zhì)性疾病，如先天性心臟病和腦癱等。

1.7 隨機分配方法 依據(jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)入組的兒童，不同的觀察點社區(qū)醫(yī)院由飲食行為評估醫(yī)生在評估前先隨機抽取放置在密閉容器內(nèi)預(yù)先封存的信封，以信封的編號(①為干預(yù)組、②為對照組)確定該兒童的入組狀態(tài)，并當(dāng)即進行編號和建立檔案。

1.8 干預(yù)和隨訪方法 干預(yù)組采用交互式干預(yù)模式。該模式的特點是強調(diào)二維交互：即醫(yī)生-家庭、發(fā)育行為兒科醫(yī)生-社區(qū)兒童保健醫(yī)生的交互。交互式干預(yù)模式的提出是基于中國以社區(qū)為主的三級兒童保健體系，其特點是充分發(fā)揮社區(qū)兒童保健醫(yī)生在處理飲食行為問題的一線地位和作用，同時發(fā)揮發(fā)育行為兒科醫(yī)生的技術(shù)指導(dǎo)優(yōu)勢，形成上下聯(lián)動，強調(diào)社區(qū)兒科學(xué)的架構(gòu)和功能，其目的是使有不良飲食行為的兒童獲益最大。具體方法為：①醫(yī)生指導(dǎo)：針對不同飲食行為問題幫助撫養(yǎng)人了解兒童飲食行為問題的理論知識和應(yīng)對辦法；②培訓(xùn)：發(fā)育行為兒科專家在入組時(T0)、隨訪第1個月(T1)、隨訪第3個月(T2)、隨訪第6個月(T3)和隨訪第9個月(T4)，分別到觀察點社區(qū)醫(yī)院進行1次培訓(xùn)(共計5次)，每次培訓(xùn)內(nèi)容均包括父母科普講座、醫(yī)生專業(yè)講座和門診臨床實踐指導(dǎo)三部分，每次培訓(xùn)時間相對固定于月上旬，時間約為80 min，各觀察點社區(qū)醫(yī)院的授課時間最早與最晚授課間隔<1周；③T0～T4時點免費發(fā)送有關(guān)兒童飲食行為科普讀物。對照組不參與干預(yù)組的交互式干預(yù)，但不限制其在社區(qū)醫(yī)院進行常規(guī)的喂養(yǎng)指導(dǎo)和行為咨詢。

所有入組兒童均在T0時點進行基線版調(diào)查，以確定基線數(shù)據(jù)，干預(yù)組在T0時點針對飲食行為問題進行第1次干預(yù)，并于T1～T4時點分別以隨訪版內(nèi)容隨訪并進行干預(yù)。對照組T4時點以隨訪版內(nèi)容隨訪1次。

失訪定義：隨訪完全不依從，產(chǎn)生基線數(shù)據(jù)后不再來隨訪；隨訪部分不依從，產(chǎn)生基線數(shù)據(jù)后干預(yù)組T1～T4時點任意一次不來隨訪者；對照組不能完成T4的隨訪；隨訪中因器質(zhì)性疾病住院治療者以失訪計。如果失訪率≥20%，失訪兒童T1～T4時點的q1隨訪問題以最差分值計算，如果失訪率<20%，以完成隨訪兒童實際分值計算。

1.9 倫理學(xué)的考慮 本研究的入組兒童在家長知情同意基礎(chǔ)上入組。干預(yù)組的兒童一定會從5次免費評估和干預(yù)中獲得益處；對照組兒童至少可獲得2次免費評估，且在T0～T4時點不限制其在社區(qū)醫(yī)院進行常規(guī)喂養(yǎng)指導(dǎo)和行為咨詢。

1.10 干預(yù)組與對照組年齡和營養(yǎng)狀況亞組設(shè)定 依據(jù)參考文獻[8]的年齡劃分，分為1歲亞組(1～<2歲)、2歲亞組(～<3歲)、3歲亞組(～<4歲)、4歲亞組(～<5歲)、5歲亞組(～<6歲)和6歲亞組(～<7歲)。干預(yù)組與對照組以營養(yǎng)狀況分為營養(yǎng)正常亞組、中度營養(yǎng)不良亞組和重度營養(yǎng)不良亞組。

1.11 觀察指標(biāo) ①干預(yù)組和對照組T0～T4時點9項飲食行為問題綜合及單項評分。②9項飲食行為問題干預(yù)組T4時點去除對照組自然改善后的實際干預(yù)評分。③得到1例有益結(jié)果需要干預(yù)的人數(shù)(NNT)。④T4時點9項不良飲食行為總的和單項的保持率。

1.12 質(zhì)量控制 ①對觀察點社區(qū)醫(yī)院參與本研究的兒童保健醫(yī)生均進行基線版和隨訪版標(biāo)準(zhǔn)化培訓(xùn)，參加統(tǒng)一組織的培訓(xùn)項目考核，確認(rèn)培訓(xùn)合格后方可參與本項目研究。②調(diào)查地點為觀察點社區(qū)醫(yī)院，所有問卷的內(nèi)容均由調(diào)查人向被調(diào)查人讀出選項，被調(diào)查人理解后進行選擇，由調(diào)查人員記錄。③T0時點飲食問題評估醫(yī)生不兼任T0時點干預(yù)工作。④本研究設(shè)經(jīng)過專業(yè)培訓(xùn)的專職項目協(xié)調(diào)員，在入組期間每周到各觀察點社區(qū)醫(yī)院現(xiàn)場監(jiān)督，確認(rèn)是否按照設(shè)計要求分組；隨訪期間每周對隨訪問卷抽查，抽查率不低于該社區(qū)醫(yī)院隨訪期人數(shù)的3%，以親自上門或電話詢問方式核實問卷內(nèi)容相符程度。⑤要求被詢問的撫養(yǎng)人固定不變。⑥觀察點社區(qū)醫(yī)院事先規(guī)定T4時點隨訪時間，以避免對照組和干預(yù)組兒童和家長碰面。⑦數(shù)據(jù)錄入采用雙人雙錄。

2 結(jié)果

2.1 一般情況 本研究在上海市3城區(qū)于2009年1～10月共納入有不良飲食行為問題兒童490例，至T4時點，隨訪完全不依從2例，部分不依從26例(其中因器質(zhì)性疾病住院治療4例)，失訪率為5.7%(28/490例)。納入分析的有效數(shù)據(jù)為462例。干預(yù)組245例，男123例，平均年齡(40.60±1.02)個月；對照組217例，男109例，平均年齡(39.80±1.32)個月。對照組和干預(yù)組不同年齡亞組和營養(yǎng)狀況亞組分布情況差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(表1)。本研究分析人群未檢出中度營養(yǎng)不良兒童。

2.2 干預(yù)組飲食行為問題干預(yù)前后綜合評分比較 經(jīng)過為時9個月的5次評估隨訪，干預(yù)組T0時點飲食行為問題綜合評分為(19.7±0.0)分，T4時點為(14.2±0.3)分，呈顯著下降(P<0.01)；對照組T0時點飲食行為問題綜合評分為(19.7±0.5)分，T4時點為(19.6±0.1)分，無顯著改變(P>0.05)(表2)。

表1 對照組和干預(yù)組不同年齡亞組、營養(yǎng)狀況亞組分布情況[n(%)]

Tab 1 Proportions of children with eating behavior problems in different age and nutrition status groups[n(%)]

SubgroupsAgesubgroups1y2y3y4y5y6yNormalnutrition(n=444)Interven-tion(n=234)5(2.1)46(19.7)41(17.5)64(27.4)62(26.5)16(6.8)Control(n=210)3(1.4)35(16.7)42(20.0)56(26.7)51(24.3)23(11.0)Severemalnutrition(n=18)Interven-tion(n=11)0(0)3(27.3)1(9.1)3(27.3)1(9.1)3(27.3)Control(n=7)0(0)0(0)1(14.3)2(28.6)1(14.3)3(42.9)Total(n=462)8(1.7)84(18.2)85(18.4)125(27.1)115(24.9)45(9.7)

Notes y: year

表2顯示,與T0時點比較，飲食行為問題綜合評分顯著降低最早出現(xiàn)于T2時點(P<0.05)，3歲亞組在T3和T4時點仍然較T2時點持續(xù)顯著降低(P<0.05)；但在T2時點飲食行為問題至少一項總的不改善比例為46.8%(216/462例)，3歲亞組T2時點的比例為57.1%(24/42例)。6歲亞組T3較T2時點、T4較T3時點飲食行為問題綜合評分無顯著降低(P>0.05)，6歲亞組T2時點飲食行為問題至少一項不改善的比例為89.5%(17/19例)。

2.3 不同年齡亞組兒童飲食行為問題綜合評分改變情況 隨交互干預(yù)的介入，干預(yù)組T0～T4的不同時點各年齡亞組飲食行為問題綜合評分均呈下降趨勢，各年齡亞組兒童飲食行為問題綜合評分T4較T0時點均顯著降低(P<0.01)，其中3歲亞組Δ(T0-T4)減分最多，4歲和5歲亞組次之，6歲亞組最少；3歲與6歲亞組間Δ(T0-T4)差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)。

圖1顯示,在去除對照組隨年齡增長抑或是自然干預(yù)飲食行為改變的因素，不同年齡亞組實際飲食行為干預(yù)降低分為4.0～8.9分[為干預(yù)組和對照組Δ(T0-T4)均數(shù)值相減]，3～5歲亞組飲食行為問題評分降低幅度較大，實際飲食行為干預(yù)降低8.0～8.9分；6歲亞組飲食行為問題評分降低幅度較小，實際飲食行為干預(yù)降低4.0分。

2.4 NNT和不良行為的保持率 表2顯示，462例存在飲食行為問題兒童干預(yù)效果NNT為2.5(95%CI :2.1～3.0)，即每干預(yù)2.5例可獲得1例最佳干預(yù)效果(9項飲食行為均改正)，總的不良飲食行為保持率干預(yù)組與對照組差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.001)。2～5歲年齡亞組中以3歲亞組NNT干預(yù)效果最佳，2歲和6歲亞組NNT分別為1.2和2.7，但這2個年齡亞組的例數(shù)少，不滿足NNT 95%CI的計算條件，故不能顯示NNT 95%CI值。

GroupsT0T1T2T3T4Δ(T0-T4)NNT(95%CI)P1yI17.0±1.6(5)15.0±1.3(3)14.6±1.4(3)13.8±1.5(3)8.8±0.7(1)8.2±1.51.31)-(8)C17.2±1.3(3)---17.3±0.4(3)0.4±0.22yI19.5±0.8(49)18.4±0.7(46)17.6±0.6(44)15.7±0.6(39)13.2±0.8(22)6.2±1.03.1(1.8-6.7)0.134(84)C8.2±1.6(35)---16.3±0.9(27)1.0±0.83yI20.1±0.8(42)18.9±0.8(38)16.7±0.7(34)13.0±0.7(24)10.4±0.6(15)9.8±0.81.9(1.5-3.0)0.014(85)C19.0±1.3(43)---17.5±0.9(38)1.2±0.24yI20.3±0.6(67)18.4±0.6(64)17.7±0.6(61)15.3±0.5(55)11.2±0.5(38)9.1±0.72.6(2.0-4.3)0.063(125)C17.1±0.2(58)---17.2±0.7(55)0.2±0.15yI19.1±0.6(63)17.7±0.6(61)16.9±0.6(57)15.4±0.6(53)10.9±0.5(34)8.2±0.62.7(2.0-5.0)0.077(115)C17.3±1.4(52)---17.8±0.7(47)0.24±0.16yI19.6±1.6(19)16.7±1.3(18)15.8±1.4(17)15.5±1.1(165)14.3±1.1(12)4.0±1.02.71)0.318(45)C19.1±1.3(26)---18.8±0.8(26)0.0±0.3TotalI19.7±0.1(245)18.0±0.1(230)17.0±0.3(216)14.9±0.3(190)14.2±0.3(122)4.0±1.02.5(2.1-3.0)0.000(462)C19.7±0.5(217)---19.6±0.1(196)0.1±0.0

Notes y:year；I:intervention group; C: control group; 1)95%CI was not available；represented the case number with dietary behavior problems in bracket

圖1 不同年齡亞組T4時點飲食行為問題實際干預(yù)降低分值

Fig 1 The reduction of behavioral scores in intervention and control groups by age subgroups at T4

Notes Dotted line was Δ(T0-T4) for the intervention and control groups

2.5 不同營養(yǎng)狀況亞組兒童飲食行為問題綜合評分改變情況 干預(yù)組T4時點較T0時點營養(yǎng)正常亞組與重度營養(yǎng)不良亞組飲食行為問題綜合評分均顯著下降(P<0.01)，Δ(T0-T4)重度營養(yǎng)不良亞組(9.2±1.2)較營養(yǎng)正常亞組(6.0±0.9)顯著降低(P<0.05)(表3)。重度營養(yǎng)不良亞組飲食行為問題綜合評分較T0時點顯著降低，最早出現(xiàn)于T1時點(P<0.05)，且在T2～T4時點的各次評估中，綜合評分均較前次顯著降低(P<0.05)。營養(yǎng)正常亞組飲食行為問題綜合評分也較T0時點顯著降低，最早出現(xiàn)于T2時點，較重度營養(yǎng)不良亞組出現(xiàn)于T1時點差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)，且在T3、T4時點綜合評分降低緩慢，均較前次無顯著降低(P>0.05)。對照組營養(yǎng)正常和重度營養(yǎng)不良亞組飲食行為問題綜合評分T4較T0時點也有降低，但差異無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)，Δ(T0-T4)也顯著低于干預(yù)組(P<0.05)。

表3 不同營養(yǎng)狀況亞組兒童飲食行為問題評分改變情況

Notes NN:normal nutrition; SM: sever malnutrition; I: intervention; C: control；represented the case number with dietary behavior problems in bracket

2.6 干預(yù)前后9項飲食行為問題評分改變 表4顯示，干預(yù)組T4時點9項飲食行為綜合評分較T0時點均顯著降低(P<0.01)；但Δ(T0-T4)差異無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)。其中，Q2a、Q2f、Q3a的單項評分較T0時點顯著降低時間出現(xiàn)于T2時點(P<0.05)，其余6項飲食行為問題評分顯著降低出現(xiàn)在T3時點(P<0.05)。對照組9項飲食行為問題評分Δ(T0-T4)無顯著降低(P>0.01)。

圖2顯示，在去除對照組隨年齡增長抑或是自然干預(yù)飲食行為的改變情況下， Q3b(0.5)、Q3c(0.7)改變幅度較小，其余7項飲食行為問題改變幅度均較大(0.8～1.0)。

2.7 9項飲食行為問題干預(yù)的 NNT和不良行為保持率 表4顯示，9項飲食行為NNT為1.4～2.5，其中Q3c NNT為2.5，Q3a NNT為1.4。9項不良飲食行為的保持率干預(yù)組與對照組差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)。

ItemsT0T1T2T3T4Δ(T0-T4)NNT(95%CI)PQ2aI2.8±0.1(159)2.7±0.1(155)2.6±0.1(149)2.2±0.1(99)1.8±0.1(49)1.0±0.11.8(1.6-2.3)<0.01(299)C2.8±0.0(140)---2.6±0.1(119)0.1±0.0Q2bI3.1±0.1(181)2.9±0.1(168)2.7±0.1(148)2.5±0.1(123)2.1±0.1(75)1.0±0.12.0(1.7-2.4)<0.01(349)C3.1±0.0(168)---3.2±0.1(154)0.0±0.0Q2cI2.5±0.1(129)2.4±0.1(110)2.3±0.1(99)2.0±0.1(63)1.6±0.1(27)1.0±0.11.99(1.6-2.4)<0.01(239)C2.5±0.0(110)---2.3±0.1(81)0.2±0.1Q2dI2.6±0.1(129)2.4±0.1(109)2.3±0.1(99)2.0±0.1(63)1.5±0.1(32)1.1±0.11.9(1.6-2.5)<0.01(238)C2.6±0.1(109)---2.5±0.1(83)0.1±0.1Q2eI2.4±0.1(110)2.3±0.5(90)2.1±0.1(86)1.9±0.1(52)1.5±0.1(23)0.9±0.11.9(1.6-2.6)<0.01(200)C2.1±0.0(90)---2.0±0.1(65)0.1±0.0Q2fI2.7±0.1(142)2.5±0.1(113)2.3±0.1(89)2.1±0.1(60)1.7±0.1(40)1.0±0.12.2(1.7-2.7)<0.01(238)C2.6±0.0(96)---2.5±0.1(74)0.1±0.0Q3aI1.5±0.1(72)1.2±0.1(38)1.2±0.1(35)0.9±0.1(19)0.6±0.1(9)0.9±0.11.4(1.2-1.7)<0.01(124)C1.5±0.1(52)---1.4±0.0(45)0.1±0.0Q3bI1.0±0.1(40)0.8±0.1(20)0.7±0.1(15)0.6±0.1(6)0.4±0.1(4)0.5±0.12.0(1.5-3.2)0.01(81)C1.0±0.1(41)---0.1±0.0(25)0.0±0.0Q3cI1.1±0.1(46)0.9±0.1(23)0.8±0.0(20)0.7±0.1(13)0.4±0.1(12)0.7±0.12.5(1.7-5.7)0.025(79)C1.2±0.0(33)---1.1±0.0(22)0.0±0.0

Notes Q2a：eatingless; Q2b：eating slow; Q2c：no interest to food; Q2d：food refusal; Q2e：unwilling to new food; Q2f：strong preference to some food; Q3a：eating and doing others; Q3b：bad restriction to eating place; Q3c：eating and playing toys; I: intervention; C: control

圖2 9項飲食行為問題T4時點實際干預(yù)降低分值

Fig 2 The actual reduction in scores of nine eating behavior problems at T4 in intervention and control groups

Notes Dotted line was Δ(T0-T4) for the intervention group and control group；Q2a：eatingless; Q2b：eating slow; Q2c：no interest to food; Q2d：food refusal; Q2e：unwilling to new food; Q2f：strong preference to some food; Q3a：eating and doing others; Q3b：bad restriction to eating place; Q3c：eating and playing toys

3 討論

中國現(xiàn)階段1～6歲兒童的父母大多為第一代獨生子女，育兒經(jīng)驗相對不足，同時，由于“雙職工父母”明顯增多，兒童的主要撫養(yǎng)人由父母轉(zhuǎn)換為祖(外)父母的比例增高，導(dǎo)致隔代喂養(yǎng)中的“溺愛”、“過分關(guān)注”等弊病發(fā)生頻率劇增[10～13]。上述特有的現(xiàn)象客觀上促進了中國近年來兒童飲食行為問題的逐年增加。此外，由于兒童期飲食行為問題往往涉及發(fā)育行為?？婆R床知識，這無疑又進一步增加了中國社區(qū)兒保醫(yī)生在基層咨詢和干預(yù)的難度。因此本研究的選題在中國當(dāng)下特別具有現(xiàn)實意義。

3.1 關(guān)于樣本選擇的考慮 本研究在上海3個城區(qū)選擇符合本文設(shè)置的納入和排除標(biāo)準(zhǔn)的兒童，特別注重在納入分析兒童中以較為充分的隨機方法分組，為保障不同觀察點社區(qū)醫(yī)院進入分析的兒童能較好地體現(xiàn)隨機分配的原則，還特別設(shè)立了經(jīng)過專業(yè)培訓(xùn)的專職項目協(xié)調(diào)員，在入組期間每周至各觀察點社區(qū)醫(yī)院現(xiàn)場監(jiān)督，確認(rèn)是否按照設(shè)計要求分組，從而較為客觀地體現(xiàn)了兩組兒童之間的可比性，避免了選擇性偏倚，也為本研究的結(jié)果奠定了較為扎實的、樣本分配入組均衡的基礎(chǔ)。

3.2 交互式干預(yù)模式 臨床實踐中，兒童飲食行為干預(yù)方法如社區(qū)醫(yī)生隨訪、定期講課等形式較多，如何選用則需要權(quán)衡所在地區(qū)的社會經(jīng)濟學(xué)特點、干預(yù)人群特點等諸多因素[10]。交互式飲食行為干預(yù)模式：①基于體格、神經(jīng)-行為等多方面的評估，確保干預(yù)指導(dǎo)的科學(xué)性和針對性。②在定期隨訪過程中，交互式干預(yù)模式，尚可確保干預(yù)者和撫養(yǎng)者積極主動的雙向溝通，以便干預(yù)者能夠全面評估兒童的飲食行為情況，及時調(diào)整干預(yù)策略。③提高了撫養(yǎng)人在整個干預(yù)過程中的主動性，可以就自己關(guān)心的問題向?qū)＜疫M行個體化咨詢，提高了干預(yù)的配合度和依從性。④除定期量化評估兒童飲食行為外，干預(yù)全程對兒童生長發(fā)育(身高、體重、頭圍)指標(biāo)的定期監(jiān)測和評估(數(shù)據(jù)另文發(fā)表)，也為撫養(yǎng)人提供了飲食行為改善的客觀指標(biāo)，利于樹立信心，進一步提高干預(yù)依從性。本研究在維持高隨訪率的基礎(chǔ)上(失訪率5.7%)，本研究干預(yù)兒童9項飲食行為問題的綜合評分均較基線顯著下降，說明交互式干預(yù)模式可改善兒童的不良飲食行為。

3.3 9項飲食行為問題有較好的均衡性 在中國還沒有針對兒童飲食行為問題較為客觀評價體系，基線版和隨訪版的設(shè)置基礎(chǔ)是總結(jié)和分析文獻[8]結(jié)果，考慮流行率、代表性等問題，保留文獻[8]調(diào)查中流行率較高的7項條目，將原問卷中的“吃得慢”條目與“每餐時間>25 min”條目合并，去除“最近3個月不食用的食物種類”條目，同時添加了“吃飯時需要一些小道具或其他辦法”(因文獻[8]顯示此行為家長匯報率高達20.8%)。表4顯示，干預(yù)后9項飲食行為問題的Δ(T0-T4)差異無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)，說明基線版和隨訪版的9項飲食行為問題有較好的均衡性，并不表現(xiàn)其中的某一飲食行為問題特別強化，也不表現(xiàn)某一飲食行為問題特別弱化，飲食行為是一個綜合性的體現(xiàn)，本研究飲食行為調(diào)查問卷題目的設(shè)置也體現(xiàn)了這一綜合性。

量表測試的目的應(yīng)當(dāng)包括預(yù)測功能、辨別功能和評價功能，就基線版辨別功能而言，本研究選取的462例存在不良飲食行為問題的兒童，如表4中T0時點所示：Q2a 299例(64.7%)、Q2b 349例(75.5%)、Q2c 239例 (51.7%)、Q2d 238例(51.5%)、Q2e 238例(51.5%)、Q2f 124例 (43.3%)、Q3a 124例(26.8%)、Q3b 81例 (17.5%)，除Q3a和Q3b出現(xiàn)頻率略低外，其他各項均為40%～60%，總體說明基線版中9項問題對兒童飲食行為問題有較好的辨別功能。分項Q3a和Q3b較其他各項比例低的原因，可能是相對于Q3a和Q3b的飲食行為問題撫養(yǎng)人可能更注重或優(yōu)先注重與體格發(fā)育有關(guān)的指標(biāo)。當(dāng)然還需在更廣泛人群中進行驗證，也需進行信度與效度的檢驗才能回答其預(yù)測功能、辨別功能和評價功能。

3.4 飲食行為問題的評估 表2顯示，經(jīng)過9個月的干預(yù)，干預(yù)組的飲食行為問題綜合評分，T0時點為(19.7±0.1)分，T4時點為(14.2±0.3)分，差異有統(tǒng)計學(xué)意義；而對照組T0至T4時點改變不明顯，不論是干預(yù)組自身前后比較，還是干預(yù)組與對照組T4時點比較，差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)，說明交互式干預(yù)模式在飲食行為的改善方面表現(xiàn)出較好的效果。干預(yù)組各年齡亞組T0～T4不同時點隨干預(yù)的介入飲食行為問題也均表現(xiàn)向好的趨勢，一方面體現(xiàn)在飲食行為綜合評分上，另一方面也體現(xiàn)在有飲食行為問題兒童的數(shù)量在逐步減少。

1～6歲兒童處于相對快速生長發(fā)育的階段，飲食行為可能會隨年齡的增長或非正規(guī)干預(yù)而有所改善，因此飲食行為的干預(yù)效果要在排除了隨年齡增長或非正規(guī)干預(yù)而有所改變的基線水平，才能客觀地體現(xiàn)本研究交互式干預(yù)模式的效果。圖1顯示，3～5歲亞組飲食行為評分實際向好幅度較大，6歲組實際向好幅度較小。文獻[8]顯示，家長報告的不良飲食行為問題的流行率在1歲以后逐漸增加，1～3歲時增加迅速(12.2%～46.1%)，～6歲增加緩慢(46.1%～49.2%)，提示飲食行為問題與兒童的神經(jīng)系統(tǒng)發(fā)育、認(rèn)知功能的發(fā)展密切相關(guān)。認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，3歲前后是兒童行為發(fā)育和生活習(xí)慣建立的關(guān)鍵期。同時，該期行為具有很強的可塑性，極易受外界影響，也是各種不良行為的高發(fā)期[12，13]。本研究對1～6歲兒童飲食行為問題的干預(yù)效果進行分析，Δ(T0-T4)減分3歲亞組最多，其次為4歲和5歲亞組，6歲亞組減分最少，3歲與6歲亞組間Δ(T0-T4)差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)。提示干預(yù)效果也與不同年齡階段兒童的行為可塑性有關(guān)。越早干預(yù)，接受程度越高，效果越顯著，通過干預(yù)形成的良好飲食習(xí)慣也越容易保持[10，14～16]。

本研究干預(yù)組在T0～T4不同時點進行了飲食行為的評估和針對評估問題進行干預(yù)，在不分年齡亞組和營養(yǎng)狀況亞組情況下，與T0時點比較，飲食行為的綜合評分顯著降低最早出現(xiàn)于T2時點(P<0.05)，但在T2時點飲食行為至少一項總的不改善比例仍高達46.8%。盡管3歲亞組T2時點飲食行為評估向好較T0差異有統(tǒng)計學(xué)意義，且在T3和T4時點仍然較T2時點持續(xù)向好(P<0.05)，但3歲亞組T2時點飲食行為至少一項不改善比例也高達57.1%，反觀6歲亞組在T3較T2時點、T4較T3時點飲食行為的綜合評分向好無顯著降低(P>0.05)，6歲亞組T2時點飲食行為至少一項不改善比例更高達89.5%(17/19例)。說明干預(yù)組產(chǎn)生的向好趨勢體現(xiàn)在單項飲食行為的評分上，而不體現(xiàn)在完全去除9項不良飲食行為上。

重度營養(yǎng)不良亞組的干預(yù)效果顯現(xiàn)也較早(T1)，且在之后的各次評估中，綜合評分均較前次明顯降低，表明行為矯正的效果較好。與此相反，正常亞組干預(yù)效果出現(xiàn)時間較重度營養(yǎng)不良亞組晚(T2)；且在后繼各次評估中，綜合評分降低緩慢，行為矯正效果不如重度營養(yǎng)不良亞組。至T4時點，就干預(yù)組總體、不同年齡亞組和營養(yǎng)狀況亞組而言，不論在飲食行為評估向好方面，還是飲食行為改善兒童數(shù)量上均有較好的體現(xiàn)，說明交互式干預(yù)模式在T4時點比T1～T3時點效果更好。雖然經(jīng)過9個月的干預(yù)，至T4時點干預(yù)組在飲食行為問題評分上有了較大的改善，(19.7±0.1)分vs(4.0±1.0)分，但仍有49.8%(122/245例)的兒童存在著至少1項飲食行為問題，也許糾正兒童飲食行為問題需要更長的時間，也許干預(yù)措施還有待改善，也許9項飲食行為評估賦分方法還有待調(diào)整。

3.5 飲食行為問題的干預(yù)效果 本研究發(fā)現(xiàn)，不同營養(yǎng)狀況對兒童飲食行為問題的干預(yù)效果也有影響。比較基線營養(yǎng)狀況評價為正常與重度營養(yǎng)不良兩個亞組兒童的9項飲食行為問題綜合評分可見，雖然T4時點兩亞組兒童的綜合評分均顯著下降，但重度營養(yǎng)不良亞組兒童的綜合評分向好幅度較正常亞組顯著。上述現(xiàn)象提示由于體格發(fā)育指標(biāo)受到明顯影響，撫養(yǎng)人可能對重度營養(yǎng)不良亞組兒童更加擔(dān)憂，因而行為矯正的決心和依從性更大，導(dǎo)致行為矯正效果突出，與之相應(yīng)的生長發(fā)育的各項指標(biāo)改善也最顯著。本研究進一步證明飲食行為干預(yù)在疾病狀態(tài)下獨特的優(yōu)勢作用，是營養(yǎng)不良兒童生長發(fā)育追趕的有效方法之一[17～21]。

表4顯示，干預(yù)組經(jīng)過干預(yù)9項飲食行為問題最終都能得到改善，在排除了隨年齡的增長或非正規(guī)干預(yù)而有所改變的基線水平，Q3b、Q3c改變幅度較小，其余各項飲食行為問題改變幅度均較大。但9項飲食行為問題出現(xiàn)干預(yù)效果卻存在時間前后的差異。9項飲食行為問題中，Q2a、Q2f 、Q3a的糾正效果出現(xiàn)較早，而Q2b、 Q3b、Q2c的糾正效果出現(xiàn)得相對較晚。這種行為矯正的先后差異不僅提示不同行為的矯正過程可能存在“難易靶向目標(biāo)”的區(qū)分；同時也為臨床醫(yī)生在飲食行為干預(yù)過程中的預(yù)見性指導(dǎo)提供一定的依據(jù)。及時發(fā)現(xiàn)和強化較早出現(xiàn)的“改善行為”，不僅可以提高撫養(yǎng)人的信心和依從性，同時也為進一步制定個體化干預(yù)措施提供了線索[17～21]。

3.6 NNT和不良行為保持率對飲食行為干預(yù)的意義 臨床流行病學(xué)NNT需計算點估計值及其95%CI，并且在計算過程中有樣本量的基本要求，雖然在設(shè)計時沒有考慮亞組樣本量問題，但NNT對樣本量有要求，本文NNT分析時更多注意符合NNT樣本量要求的亞組情況。國內(nèi)外以NNT作為行為改善評價指標(biāo)的研究不多[22～24]，本研究將臨床治療療效中的NNT引入到兒童飲食行為的評價中，較為直觀地體現(xiàn)了飲食行為干預(yù)的效果，本研究結(jié)果顯示，在不分年齡亞組的情況下NNT為2.5(95%CI ：2.1～3.0)，顯示了明顯的干預(yù)效果，特別需要指出的是在3歲亞組NNT為1.9(95%CI：1.5～3.0)，與3歲亞組飲食行為綜合評分[Δ(T0-T4)，9.8±0.8]和向好比例(64.3%)較為一致(表2)，也與3歲亞組去除了年齡增長和非正規(guī)干預(yù)基線值所體現(xiàn)的干預(yù)實際效果較為一致(圖2)。

9項飲食行為干預(yù)的 NNT為1.4～2.5， NNT值相差不大，更進一步說明9項飲食行為問題具有較好的均衡性。也說明針對單項飲食行為進行干預(yù)更容易取得校正效益，與不同年齡亞組NNT值所獲得的干預(yù)效益相比有更好體現(xiàn)，分析其原因，可能與在本研究設(shè)計時，沒有特別規(guī)劃參與飲食行為干預(yù)的不同醫(yī)生，是否同時關(guān)注多個飲食行為，還是階段性關(guān)注某一飲食行為有一定的關(guān)系；也可能與不同年齡亞組NNT值是以綜合飲食行為向好的人數(shù)為基礎(chǔ)計算結(jié)果有關(guān)，這也就不難理解單項飲食行為NNT值更容易體現(xiàn)飲食行為向好的趨勢。在單項飲食行為NNT向好趨勢中，同樣也會從不同單項Δ(T0-T4)和去除了年齡增長及非正規(guī)干預(yù)基線值所體現(xiàn)的干預(yù)實際效果中體現(xiàn)。

3.7 本文的不足之處和局限性 年幼兒童尤其是嬰幼兒，因無自控能力，其飲食行為實質(zhì)上是兒童與撫養(yǎng)人之間的相互作用。因此，只有撫養(yǎng)人撫養(yǎng)兒童習(xí)慣發(fā)生改變，兒童的不良飲食行為才能最終改變并強化[25～28]。本文僅在兒童層面討論了飲食行為干預(yù)的效果，未涉及隨訪過程中撫養(yǎng)人相關(guān)知識、態(tài)度及其家庭環(huán)境的評估。同時，飲食行為干預(yù)效果評價也尚未從體格發(fā)育和營養(yǎng)評估層面加以驗證。上述問題將在之后的系列文章中逐一論述，為探討飲食行為干預(yù)效果提供多方面證據(jù)。

致謝 本研究得到如下單位的大力支持，特此鳴謝：上海市兒童保健所、上海市長寧區(qū)婦幼保健院、上海市虹口區(qū)婦幼保健院、上海市盧灣區(qū)婦幼保健院。雅培貿(mào)易(上海)有限公司對本研究的培訓(xùn)項目進行了資助，特此說明。

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