摘 要：目的：研究圖像輔助的膳食評估（IBDA）方法在評估礦物質(zhì)和維生素攝入方面的有效性，并與稱重食物記錄（WFR）法和24 h膳食回顧（24-HDR）法進(jìn)行比較。方法：通過計算機(jī)檢索中國知網(wǎng)學(xué)術(shù)論文數(shù)據(jù)庫（CNKI）、萬方數(shù)據(jù)庫、維普數(shù)據(jù)庫、PubMed、Web of Science、Cochrane Library、Embase，按納入及排除標(biāo)準(zhǔn)篩選文獻(xiàn)，提取數(shù)據(jù)后采用RevMan 5.4軟件進(jìn)行Meta分析。結(jié)果：共納入9項研究。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法相比，對鈉、鉀、維生素B1、煙酸、葉酸、維生素B12、維生素C、維生素D的攝入評估差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）；對鎂、鋅、鐵、磷、維生素B2、維生素B6、維生素E攝入評估比較差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。亞組分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法對鎂、鋅、鐵攝入評估比較和其與24-HDR方法對維生素C攝入評估比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。結(jié)論：IBDA方法與傳統(tǒng)方法在評估大部分微量營養(yǎng)素攝入方面無顯著性差異，應(yīng)用于膳食微量營養(yǎng)素調(diào)查的可行性較好。膳食評估技術(shù)為營養(yǎng)調(diào)查高質(zhì)量發(fā)展提供了保障。

關(guān)鍵詞：圖像；微量營養(yǎng)素；膳食評估；有效性；Meta分析

評估食物和營養(yǎng)素攝入的方法和工具對監(jiān)測人群營養(yǎng)狀況、進(jìn)行膳食與健康關(guān)系的流行病學(xué)和臨床研究至關(guān)重要。傳統(tǒng)的膳食評估方法包括稱重食物記錄（WFR）法和24 h膳食回顧（24-HDR）法等。食物攝入數(shù)據(jù)的收集為制定疾病預(yù)防干預(yù)方案提供了一些有價值的見解，因此，進(jìn)行膳食評估在收集食物攝入量數(shù)據(jù)時需要考慮更多的創(chuàng)新方法。基于圖像輔助的膳食評估（IBDA）方法是指使用食物圖像作為主要飲食記錄［1］，并已成為評估膳食攝入的關(guān)鍵方法。目前，關(guān)于IBDA方法有效性的證據(jù)仍然有限。日益普及的膳食評估的移動應(yīng)用程序（APP）使得評估IBDA方法作為獨(dú)立膳食評估的有效性越來越重要，而礦物質(zhì)和維生素都是人體維持健康所必需的營養(yǎng)素，因此，本研究通過將IBDA方法與傳統(tǒng)膳食評估方法進(jìn)行比較，對IBDA方法在礦物質(zhì)和維生素攝入方面的有效性進(jìn)行評估，為營養(yǎng)調(diào)查新技術(shù)的應(yīng)用提供科學(xué)依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 IBDA方法流程

如圖1所示［2］，IBDA方法流程圖共分為6個步驟：該過程首先由用戶通過設(shè)備將圖像發(fā)送至系統(tǒng)應(yīng)用程序（步驟1），用于查找營養(yǎng)信息和食物識別和體積估算（步驟2），然后將結(jié)果發(fā)送回客戶端（步驟3），用戶需要確認(rèn)或調(diào)整此信息（步驟4）。一旦服務(wù)器獲得用戶確認(rèn)，食物攝入信息結(jié)果將存儲進(jìn)系統(tǒng)應(yīng)用程序中（步驟5）。最后，這些結(jié)果將發(fā)送給研究人員做進(jìn)一步分析（步驟6）。

1.2 納入及排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）原始研究；（2）IBDA方法與傳統(tǒng)膳食評估方法（WFR或24-HDR）在礦物質(zhì)或維生素方面的比較；（3）利用手機(jī)、數(shù)碼相機(jī)或食物圖片卡來記錄食物照片；（4）能提供原始數(shù)據(jù)的均值與95%可信區(qū)間（95%CI）或可根據(jù)原始數(shù)據(jù)計算。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）非中英文文獻(xiàn)；（2）綜述類文獻(xiàn)；（3）無法得到原始數(shù)據(jù)的均值與95%CI。

1.3 文獻(xiàn)檢索策略

計算機(jī)檢索中國知網(wǎng)（CNKI）、萬方數(shù)據(jù)庫、維普數(shù)據(jù)庫、PubMed、Web of Science、Cochrane Library、Embase，采用主題詞加自由詞的檢索方法，中文數(shù)據(jù)庫檢索詞為“圖像OR圖片OR照片AND膳食OR飲食OR營養(yǎng)AND評估OR攝入OR調(diào)查OR評價OR記錄”；英文數(shù)據(jù)庫檢索詞為“mobile phone”O(jiān)R“mobile telephone”O(jiān)R“smartphone”O(jiān)R“image”O(jiān)R“photography”O(jiān)R“photo”O(jiān)R“picture”O(jiān)R“snapshot”O(jiān)R“capture”AND“nutrition assessment”O(jiān)R“dietary assessment”O(jiān)R“dietary survey”O(jiān)R“dietary estimation”O(jiān)R“nutrition survey”O(jiān)R“nutrition estimation”O(jiān)R“dietetic”O(jiān)R“dietary record”O(jiān)R“food record”O(jiān)R“dietary intake”O(jiān)R“food intake”O(jiān)R“nutrition intake”。檢索時限為建庫至2021年10月。

1.4 文獻(xiàn)篩選及資料提取

由2名研究者分別獨(dú)立完成文獻(xiàn)篩選、數(shù)據(jù)提取、質(zhì)量評估及數(shù)據(jù)錄入，然后相互核查。提取資料包括文獻(xiàn)題目、作者、年份、研究對象、樣本量、國家、評估方法、結(jié)局指標(biāo)。

1.5 統(tǒng)計分析

采用RevMan 5.4統(tǒng)計軟件進(jìn)行Meta分析，數(shù)據(jù)的異質(zhì)性采用I2統(tǒng)計量檢驗，若P≥0.10且I2≤50%，認(rèn)為無明顯異質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析；反之則采用隨機(jī)效應(yīng)模型。連續(xù)型變量采用平均差（MD）作為分析的統(tǒng)計量，95%CI表示各效應(yīng)量，數(shù)據(jù)分析結(jié)果用森林圖展示，發(fā)表偏倚以漏斗圖展示。P＜0.05表示差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果與分析

2.1 文獻(xiàn)篩選

共檢索到12 766篇文獻(xiàn)，根據(jù)納入及排除標(biāo)準(zhǔn)，閱讀題目、摘要篩選獲得文獻(xiàn)121篇，經(jīng)全文閱讀后最終納入9篇［3-11］。文獻(xiàn)篩選流程見圖2。

2.2 納入文獻(xiàn)基本特征

納入研究的9篇文獻(xiàn)采用橫斷面設(shè)計，并使用IBDA方法與傳統(tǒng)膳食評估方法（WFR方法或24-HDR方法）進(jìn)行比較（表1）。

2.3 納入文獻(xiàn)的質(zhì)量評估

使用改良的Newcastle-Ottawa Scale（NOS）對納入的9項研究進(jìn)行質(zhì)量評估。包括3個領(lǐng)域：（1）樣本（最高3分）：評估樣本隨機(jī)性、樣本量和無應(yīng)答。評估標(biāo)準(zhǔn)：通過自愿報名的受試者樣本得1分；樣本量≥50得1分；無應(yīng)答≤10%得1分。（2）對出現(xiàn)的混雜因素進(jìn)行控制得1分。（3）評估結(jié)果盲目性和統(tǒng)計檢驗（最高2分）。改良后的NOS評分最高得分為6分，質(zhì)量效果分為低等（0～2分）、中等（3或4分）、良好（5或6分）。其中3項研究［4，8，11］質(zhì)量良好（5或6分），7項研究［3，5-8，9-10］質(zhì)量中等（3或4分），沒有一項研究質(zhì)量為低等（表2）。

2.4 Meta分析結(jié)果

2.4.1 鈉攝入評估的比較 6項研究［3-5，8-10］比較了IBDA方法對鈉攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗無異質(zhì)性（P=0.42，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法對鈉攝入的估計差異無統(tǒng)計學(xué)意義［MD=46.65 mg，95%CI（-148.14，241.43），P=0.64］。亞組分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法、24-HDR方法比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）（圖3）。

2.4.2 鈣攝入評估的比較 9項研究［3-11］比較了IBDA方法對鈣攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗有異質(zhì)性（P＜0.000 1，I2=75%），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。發(fā)表偏倚采用漏斗圖進(jìn)行檢查，無明顯不對稱，提示不存在發(fā)表偏倚。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法對鈣攝入的估計差異無統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-3.94 mg，95%CI（-64.65，56.77），P=0.90］。亞組分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法及24-HDR方法比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）（圖4）。

2.4.3 鉀攝入評估的比較 6項研究［3-5，8-10］比較了IBDA方法對鉀攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗有異質(zhì)性（P=0.05，I2=54%），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法對鉀攝入的估計差異無統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-287.35 mg，95%CI（-601.86，27.16），P=0.07］。亞組分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法、24-HDR方法比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）（圖5）。

2.4.4 鎂攝入評估的比較 6項研究［3-5，8-10］比較了IBDA方法對鎂攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗異質(zhì)性較小（P=0.22，I2=29%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法對鎂攝入的估計差異有統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-44.59 mg，95%CI（-61.48，-27.71），P＜0.05］。亞組分析IBDA方法與不同方法進(jìn)行比較，結(jié)果顯示，其與WFR方法比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。經(jīng)計算，IBDA方法比WFR方法平均低估鎂攝入約7.6%；其與24-HDR方法比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）（圖6）。

2.4.5 鋅攝入評估的比較 8項研究［3-10］比較了IBDA方法對鋅攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗異質(zhì)性較?。≒=0.38，I2=6%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法對鋅攝入的估計差異有統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-0.39 mg，95%CI（-0.51，-0.27），P＜0.05］。亞組分析IBDA方法與不同方法進(jìn)行比較，結(jié)果顯示，其與WFR方法比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。經(jīng)計算，IBDA方法比WFR方法平均低估鋅攝入約4.5%；其與24-HDR方法比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）（圖7）。

2.4.6 鐵攝入評估的比較 9項研究［3-11］比較了IBDA方法對鐵攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗異質(zhì)性較?。≒=0.22，I2=26%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。發(fā)表偏倚采用漏斗圖進(jìn)行檢查，無明顯不對稱，提示不存在發(fā)表偏倚。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法對鐵攝入的估計差異有統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-0.63 mg，95%CI（-0.81，-0.45），P＜0.05］。亞組分析IBDA方法與不同方法進(jìn)行比較，結(jié)果顯示，其與WFR方法及24-HDR方法比較，差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。經(jīng)計算，IBDA方法比WFR方法平均低估鐵攝入約4.2%；比24-HDR方法平均低估鐵攝入約9.2%（圖8）。

2.4.7 磷攝入評估的比較 4項研究［3-4，9-10］比較了IBDA方法相對于WFR方法對磷攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗異質(zhì)性較?。≒=0.34，I2=10%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法對磷攝入的估計差異有統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-145.96 mg，95%CI（-205.11，-86.80），P＜0.05］。經(jīng)計算，IBDA方法比WFR方法平均低估磷攝入約8.9%（圖9）。

2.4.8 維生素B1攝入評估的比較 5項研究［3，6-8，10］比較了IBDA方法相對于WFR方法對維生素B1攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗有異質(zhì)性（P＜0.000 01，I2=86%），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法對維生素B1攝入的估計差異無統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-0.14 mg，95%CI（-0.29，0.02），P=0.08］（圖10）。

2.4.9 維生素B2攝入評估的比較 3項研究［3，8，10］比較了IBDA方法相對于WFR方法對維生素B2攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗無異質(zhì)性（P=0.56，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法對維生素B2攝入的估計差異有統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-0.32 mg，95%CI（-0.42，-0.22），P＜0.05］。經(jīng)計算，IBDA方法比WFR方法平均低估維生素B2攝入約10.5%（圖11）。

2.4.10 煙酸攝入評估的比較 4項研究［3，7-8，10］比較了IBDA方法相對于WFR方法對煙酸攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗有異質(zhì)性（P＜0.000 01，I2=91%），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法對煙酸攝入的估計差異無統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-2.24 mg，95%CI（-5.93，1.45），P=0.23］（圖12）。

2.4.11 維生素B6攝入評估的比較 3項研究［3，8，10］比較了IBDA方法相對于WFR方法對維生素B6攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗無異質(zhì)性（P=0.94，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法對維生素B6攝入的估計差異有統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-0.26 mg，95%CI（-0.36，-0.15），P＜0.05］。經(jīng)計算，IBDA方法比WFR方法平均低估維生素B6攝入約6.8%（圖13）。

2.4.12 葉酸攝入評估的比較 4項研究［3，7-8，10］比較了IBDA方法相對于WFR方法對葉酸攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗有異質(zhì)性（P=0.007，I2=75%），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法對葉酸攝入的估計差異無統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-0.04 mg，95%CI（-0.12，0.03），P=0.22］（圖14）。

2.4.13 維生素B12攝入評估的比較 3項研究［3，8，10］比較了IBDA方法相對于WFR方法對維生素B12攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗無異質(zhì)性（P=0.63，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法對維生素B12攝入的估計差異無統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-0.68 μg，95%CI（-1.79，-0.42），P=0.23］（圖15）。

2.4.14 維生素C攝入評估的比較 8項研究［3，5-11］比較了IBDA方法對維生素C攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗有異質(zhì)性（P＜0.000 01，I2=83%），采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法對維生素C攝入的估計差異無統(tǒng)計學(xué)意義［MD=3.39 mg，95%CI（-17.94，24.72），P=0.76］。亞組分析IBDA方法與不同方法進(jìn)行比較，結(jié)果顯示，其與WFR方法比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）；其與24-HDR方法比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）。經(jīng)計算，IBDA方法比24-HDR方法平均高估維生素C攝入約18.8%（圖16）。

2.4.15 維生素D攝入評估的比較 5項研究［3，5，8-10］比較了IBDA方法對維生素D攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗無異質(zhì)性（P=0.95，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法對維生素D攝入的估計差異無統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-0.98 μg，95%CI（-2.48，0.51），P=0.20］。亞組分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法及24-HDR方法比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）（圖17）。

2.4.16 維生素E攝入評估的比較 6項研究［3，5-8，11］比較了IBDA方法對維生素E攝入評估的有效性，經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗無異質(zhì)性（P=0.93，I2=0%），采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。因納入文獻(xiàn)過少，未進(jìn)行發(fā)表偏倚檢查。Meta分析結(jié)果顯示，IBDA方法與傳統(tǒng)方法對維生素E攝入的估計差異有統(tǒng)計學(xué)意義［MD=-0.06 mg，95%CI（-0.12，-0.00），P=0.04］。亞組分析結(jié)果顯示，IBDA方法與WFR方法及24-HDR方法比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）（圖18）。

2.5 敏感性分析

逐一排除所納入研究，重新估計合并效應(yīng)量。結(jié)果顯示，剔除Kikunaga等［11］研究后，鉀、維生素B1、煙酸、葉酸攝入的異質(zhì)性均消失；排查鈣、維生素C攝入的異質(zhì)性來源時，敏感性分析結(jié)果前后基本一致。

3 討論

膳食和生活方式評估的創(chuàng)新來自許多方面。這一領(lǐng)域在20世紀(jì)里已經(jīng)形成了完整的循環(huán)，從20世紀(jì)初記錄日常食物的“家?！狈椒ǖ浇裉斓淖詣踊途W(wǎng)絡(luò)化系統(tǒng)。這一領(lǐng)域已經(jīng)從20世紀(jì)上半葉的手工計算營養(yǎng)素攝入量，發(fā)展到下半葉的計算機(jī)輔助計算。IBDA方法的開發(fā)旨在簡化數(shù)據(jù)收集，并使大量膳食攝入數(shù)據(jù)的積累成為可能［12］。本研究采用Meta分析，通過與傳統(tǒng)膳食評估方法WFR和24-HDR進(jìn)行比較，驗證了IBDA方法對礦物質(zhì)和維生素攝入的有效性。

3.1 IBDA方法評估礦物質(zhì)和維生素攝入方面的有效性

研究發(fā)現(xiàn)，IBDA方法與傳統(tǒng)方法在評估大部分微量營養(yǎng)素攝入方面無顯著性差異。原因可能為隨著人工智能技術(shù)的不斷發(fā)展，儀器設(shè)備對食物圖像的識別越來越準(zhǔn)確。而評估結(jié)論不一致的原因可能為微量元素在體內(nèi)的含量較少，膳食重量估計的準(zhǔn)確性會對微量元素含量的評估造成較大影響。但總的來說，IBDA方法在大多數(shù)情況下可以提供中等至良好的有效性［13］。經(jīng)計算，IBDA方法平均低估礦物質(zhì)攝入約6.3%，平均低估維生素攝入約8.7%，與“金標(biāo)準(zhǔn)”WFR方法一致性較好，且兼顧回顧性和前瞻性方法的優(yōu)點，能較為準(zhǔn)確和有效地監(jiān)測微量營養(yǎng)素的攝入，更好地捕獲用戶的膳食模式，可引領(lǐng)新一輪營養(yǎng)調(diào)查科技革命和產(chǎn)業(yè)變革，實現(xiàn)跨越式發(fā)展［14］。

3.2 WFR方法及24-HDR方法的優(yōu)缺點

在傳統(tǒng)膳食評估中WFR方法是膳食評估的金標(biāo)準(zhǔn)。WFR方法調(diào)查數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性高，能獲得可靠的食物攝入量，但需要被調(diào)查者具有一定的文化水平并積極配合、不適合長期和大規(guī)模調(diào)查、不適于在外就餐調(diào)查等；24-HDR方法省事省力且簡便易行，但24-HDR方法容易產(chǎn)生回憶偏倚、估計食物份量難度大、對調(diào)查員的要求較高、不適合于兒童和老人等。

3.3 人工智能膳食輔助評估技術(shù)發(fā)展模式探索

依托現(xiàn)有新技術(shù)，人工智能膳食輔助評估技術(shù)創(chuàng)新了營養(yǎng)健康工作領(lǐng)域，實現(xiàn)了營養(yǎng)工作模式的跨越，將信息化的工作方式和手段引入營養(yǎng)健康工作，提升營養(yǎng)工作各環(huán)節(jié)間信息交流效率，從量變到質(zhì)變，引領(lǐng)了營養(yǎng)健康工作的革命［15］。這對我國生命健康領(lǐng)域技術(shù)預(yù)見研究、關(guān)鍵技術(shù)選擇、重大科技決策和產(chǎn)業(yè)政策制定具有重要的現(xiàn)實意義和理論價值［16］。IBDA方法獲取膳食營養(yǎng)數(shù)據(jù)是對我國營養(yǎng)調(diào)查未來發(fā)展模式探索，在大數(shù)據(jù)、云計算、移動互聯(lián)等新興信息技術(shù)指導(dǎo)下，探索智慧營養(yǎng)路徑，創(chuàng)新膳食評估共性關(guān)鍵技術(shù)（膳食圖像識別、智能體重）是未來發(fā)展方向［17］。

在剔除Kikunaga等［11］研究后，鉀、維生素B1、煙酸、葉酸攝入的異質(zhì)性均消失，原因可能為該項研究時間年份較早，攝像設(shè)備落后，所拍攝的照片存在感知問題，使受試者在估計食物量時產(chǎn)生了較大的估計誤差。另外，大多數(shù)文獻(xiàn)沒有記錄從膳食中測得礦物質(zhì)或維生素的過程，而是直接記錄了最終測得礦物質(zhì)或維生素的值，這會因攝入膳食種類的不同造成對結(jié)果的偏差，例如評估膳食維生素C時，很多水果富含維生素C，但含量不同，對每一種水果維生素C的評估都會影響最終結(jié)果。并且，微量營養(yǎng)素的生理適宜劑量和中毒劑量差距較小，低估會導(dǎo)致攝入過多而中毒，高估會導(dǎo)致攝入過少而不足?；诖耍枰粩嗤晟剖澄飯D像數(shù)據(jù)庫、食物密度數(shù)據(jù)庫，并且提高食物識別、評估和算法的準(zhǔn)確性，以提高IBDA方法的科學(xué)性。我們課題組已經(jīng)開展了人工智能膳食輔助評估系統(tǒng)、中國食物圖像數(shù)據(jù)庫和食物重量體積數(shù)據(jù)庫的研制，為中國在人工智能膳食輔助評估技術(shù)領(lǐng)域開發(fā)提供數(shù)據(jù)支撐。

總之，IBDA方法對微量營養(yǎng)素的攝入評估是具備有效性的，且其優(yōu)勢在社會調(diào)查、臨床和科研領(lǐng)域擁有十分廣闊的應(yīng)用前景。未來，營養(yǎng)學(xué)人工智能系統(tǒng)的發(fā)展可能會減少個人與營養(yǎng)師的接觸，面對當(dāng)代流行病的威脅，這具有更重大意義。利用IBDA方法來動態(tài)發(fā)展膳食評估系統(tǒng)將會建立一個全球網(wǎng)絡(luò)，能夠積極支持和監(jiān)測營養(yǎng)素的個性化供應(yīng)。在這種情況下，在管理食物和營養(yǎng)素時也應(yīng)考慮到地理和文化差異。營養(yǎng)工作者應(yīng)該主動加深與信息和互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)間的合作，充分發(fā)揮先進(jìn)技術(shù)的積極作用［18］。IBDA方法這一創(chuàng)新工具為營養(yǎng)健康工作提供了新思路、新方法，其必將成為膳食評估的科學(xué)支撐，促使我國的營養(yǎng)健康更上一個臺階。

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Validity of Image-based Dietary Assessment Method Based on Micronutrients

XING Xin-xin，JIN Zi-cheng，YANG Xu-bo，WANG Ye，WANG Shu-xia，YANG Zhen-yu，LAI Jian-qiang

（National Institute for Nutrition and Health，Chinese Center for Disease Control and Prevention/

Key Laboratory of Trace Element Nutrition of National Health Commission，Beijing 100050，China）

Abstract：Objective To study the validity of image-based dietary assessment in evaluating minerals and vitamins intake，and compared with two traditional methods including weighed food record （WFR）and 24-hour dietary review （24-HDR）.Method Studies were retrieved and collected from various databases including CNKI，WanFang Database，VIP Database，PubMed，Web of Science，Cochrane Library and Embase，screened according to the inclusion and exclusion criteria.After extracting the data，all the data were Meta-analyzed through RevMan 5.4.Result A total of nine studies were included.Meta-analysis results showed that IBDA showed no statistical significance in the assessment of sodium，potassium，vitamin B1，niacin，folic acid，vitamin B12，vitamin C and vitamin D intake compared with traditional methods （Pgt;0.05）.There were statistically significant differences in the intake evaluation of magnesium，zinc，iron，phosphorus，vitamin B2，vitamin B6 and vitamin E （P＜0.05）.The results of subgroup analysis showed that there were statistically significant differences between IBDA method and WFR method in the evaluation of magnesium，zinc and iron intake and between IBDA method and 24-HDR method in the evaluation of vitamin C intake （P＜0.05）.Conclusion There was no significant difference between IBDA methods and traditional methods in assessing most micronutrients intakes，and it is feasible to apply it to the investigation of dietary micronutrients.Dietary assessment technology provides a guarantee for the high-quality development of nutritional survey.

Keywords：image；micronutrient；dietary assessment；validity；Meta analysis

作者簡介：邢新新（1996— ），女，在讀碩士研究生，研究方向：婦幼營養(yǎng)。

通信作者：賴建強(qiáng)（1969— ），男，博士生導(dǎo)師，研究員，研究方向：婦幼營養(yǎng)。