高蛋白饮食对超重肥胖患儿人体测量指标及血脂影响的Meta分析

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本文刊于：中华儿科杂志，2022,60(5) : 426-434

：蒋燕芬王蜜源张建端

单位： 华中科技大学同济医学院公共卫生学院儿少卫生与妇幼保健学系

通信： 张建端， Email：jd_zh@hust.edu.cn

摘要

目的

评估高蛋白饮食对超重肥胖患儿人体测量指标及血脂的影响，为超重肥胖患儿的饮食管理提供依据。

方法

Meta分析，分别以“child”“adolescent”“obesity”“overweight”“pediatric obesity”“weight loss”“dietary protein”“dietary carbohydrate”“caloric restrict”或“儿童”“青少年”“超重”“肥胖”“膳食蛋白质”“膳食碳水化合物”为关键词，系统检索PubMed、Web of science、Embase、Cochrane Library和中国知网等数据库中建库至2022年1月19日发表的有关高蛋白饮食对超重肥胖患儿人体测量指标或血脂指标影响的随机对照试验的文献。根据Cochrane偏倚风险评估标准对纳入的文献进行质量评价，具体包括随机化过程偏倚、偏离既定干预措施的偏倚、结局数据缺失的偏倚、结局测量的偏倚、选择性报告结果的偏倚等。利用Review Manager 5.4和Stata 16.0软件分析数据，计算合并的均数差（95% CI ）、检验异质性、评估发表偏倚。

结果

从检索的4 836篇文献中，最终纳入8篇文献，均为英文文献，样本量为14~120名。相对于标准蛋白饮食组，高蛋白饮食组干预后的体质指数（均数差=-0.66，95% CI -1.76~0.44）、体质指数Z评分（均数差=-0.09，95% CI -0.23~0.05）、脂肪含量百分比（均数差=-1.07，95% CI -2.88~0.74）、高密度脂蛋白（均数差=0.02，95% CI -0.02~0.06）和低密度脂蛋白（均数差=0.04，95% CI -0.08~0.17）的差异均无统计学意义（ P =0.240、0.220、0.250、0.360和0.480）。敏感性分析结果显示，在短期干预的情况下，两组饮食间干预后的体质指数差异有统计学意义（均数差=-1.60，95% CI -3.14~-0.06， P =0.040）。

结论

短期高蛋白饮食干预能够改善超重肥胖患儿的体质指数状态，但尚未发现高蛋白饮食干预对其他人体测量指标及血脂的影响，需要更多的大样本高质量研究进一步论证。

儿童的超重肥胖问题已经成为世界范围内重要的公共卫生问题。近30年来，全球肥胖患儿人数快速增长，据估计2016年超重肥胖患儿已超过1.2亿。2020年，中国6~17岁儿童超重肥胖率接近20%。肥胖严重影响了儿童的身心健康，显著增加儿童罹患慢性疾病及代谢性疾病的风险，儿童时期的肥胖更与成年期肥胖及相关疾病，如高血压、糖尿病、代谢综合征和癌症等密切相关，给家庭和社会带来沉重的疾病和经济负担。近年来，高蛋白饮食已被证实能够改善成人的体重状态以及血脂相关指标，但这种饮食模式对于超重肥胖患儿的适用性和效果尚不明确。本研究通过对以高蛋白饮食为主要干预措施，探索其对儿童超重肥胖影响的随机对照试验的文献进行Meta分析，为儿童超重肥胖的针对性干预提供理论依据。

资料和方法

一、文献检索策略

1.文献检索：采用主题词与自由词结合的方式，英文检索式为（“child”or“adolescent”）and（“obesity”or“overweight”or“pediatric obesity”or“weight loss”）and（“dietary protein”or“dietary carbohydrate”or“macronutrient”or“caloric restriction”），中文检索式为（“儿童”或“青少年”或“孩子”或“男童”或“女童”）和（“超重”或“肥胖”或“降低体重”或“减重”或“体重下降”或“体重减低”或“体重减少”）和（“膳食蛋白质”或“膳食碳水化合物”或“蛋白质”或“碳水化合物”或“宏量营养素”或“能量限制”或“低能量饮食”），系统检索PubMed、Embase、Web of Science、Cochrane Library数据库和中国知网数据库发表的高蛋白饮食与标准蛋白饮食对超重肥胖患儿影响的随机对照试验。检索时间为建库至2022年1月19日，语言种类为中文和英文。

2.文献纳入标准：（1）研究对象年龄6~18岁；（2）研究对象超重或肥胖；（3）以高蛋白饮食干预为试验组，以标准蛋白饮食干预为对照组，分析2种饮食模式对人体测量指标或血脂的影响（高蛋白饮食组定义为蛋白质摄入量占总能量摄入量的20%~30%，标准蛋白饮食组定义为蛋白质摄入量占总能量的10%~20%）；（4）干预持续时间至少为4周；（5）研究结局包含高蛋白饮食与标准蛋白饮食干预后的体质指数、体质指数Z评分、体脂含量百分比、高密度脂蛋白和低密度脂蛋白等指标之一的数据。

3.文献排除标准：（1）试验组和对照组间的蛋白质摄入量占能量百分比的差异无统计学意义；（2）重复报告文献或原始数据不完整，向咨询但未收到回复；（3）综述、会议摘要、协议或评论类文献；（4）非中、英文文献。

二、数据提取与质量评价

由2名研究人员独立筛选并提取文献中的数据，完成后进行交叉核对，出现分歧时进行讨论决定。提取数据信息包括：第一、发表年份及国家、干预持续时间、年龄、超重肥胖判断标准、研究对象的超重肥胖情况、干预膳食特征（蛋白质占能量摄入百分比及能量摄入量）。对于不能获取全文的文献，通过电子邮件联系，以尽可能获得需要的信息和数据。设计阶段拟在纳入研究包含多个分组时，选取符合蛋白质摄入标准的组别进行分析（但实施过程中纳入的文献未出现多组均符合蛋白质摄入标准的情况）；对于干预后有多次随访测量数据，提取第1次随访时的测量数据进行分析。利用Cochrane风险偏倚评估工具ROB2，对纳入研究的选择偏移、实施偏倚和测量偏倚等进行评估，判断纳入文献的研究质量。

三、统计学分析

利用Review Manager 5.4和Stata 16.0软件对数据进行统计分析。采用随机效应模型计算合并的均值及其95% CI ；采用 I 2 统计量来评估研究间的异质性，若 I 2 ≥50%则认为研究间存在显著的异质性，采用亚组分析探讨异质性

来源，分组因素包括干预持续时间（<12周、≥12周）和年龄（≤10岁、>10岁）。使用逐一剔除文献的方法进行敏感性分析，若结果变化不大，则提示结果较为稳定。采用Egger检验来评估发表偏倚。双侧检验，检验水准定义为α=0.05， P <0.05为差异有统计学意义。

结果

一、文献筛选

一共检索到4 836篇文献，剔除1 076篇重复文献后，剩下3 760篇文献，通过阅读标题和摘要后，3 506篇文献被排除，获得254篇文献，经全文阅读后获得符合纳入和排除标准的文献共8篇，均为英文。文献筛选流程见图1。

二、纳入文献特征及质量评价

8篇文献基线时样本量为14~120例，均为随机对照试验，干预持续时间从4周到6个月不等。4篇报告了饮食干预后的体质指数Z评分 ，6篇报告了干预后的体质指数，5篇研究报告了饮食干预后的脂肪含量百分比，6篇报告了饮食干预后的高密度脂蛋白含量和低密度脂蛋白含量。高蛋白饮食组与标准蛋白饮食组研究对象的基线特征差异均无统计学意义（均 P >0.05），数据分析时比较饮食干预后的变量值。纳入文献的基本特征见表1。

对文献进行偏倚风险评估，1篇文献判断为高风险，主要原因是缺乏对随机化过程的详细描述，对失访者的数据没有采取合适的分析方法来判断失访是否对结局指标产生影响；2篇判断为不清楚，主要原因是缺乏对随机化过程的描述。另外5篇文献在偏倚评估的5个方面均判断为低风险。

三、高蛋白饮食与标准蛋白饮食干预对人体测量指标的影响

1.高蛋白饮食与标准蛋白饮食干预对体质指数的影响：如图2所示，高蛋白饮食相对于标准蛋白饮食，短期干预（干预持续时间<12周）情况下，干预后的体质指数差异无统计学意义（均数差=-0.92，95% CI -2.49~0.64， P =0.250， I 2 =67%）；长期干预（干预持续时间≥12周）情况下，干预后的体质指数差异无统计学意义（均数差=-0.03，95% CI -1.48~1.43， P =0.970， I 2 =0%）；将短期和长期干预研究合并分析，2组干预后体质指数差异也无统计学意义（均数差=-0.66，95% CI -1.76~0.44， P =0.240， I 2 =51%）。在青春期前，高蛋白饮食与标准蛋白饮食相比，干预后体质指数的差异无统计学意义（均数差=-0.21，95% CI -1.30~0.87， P =0.700， I 2 =25%），在青春期差异无统计学意义（均数差=-1.20，95% CI -3.41~1.01， P =0.290， I 2 =68%），综合2个年龄段来看，2组干预后的体质指数差异也无统计学意义（均数差=-0.66，95% CI -1.76~0.44， P =0.240， I 2 =51%）。

2.高蛋白饮食与标准蛋白饮食干预对体质指数Z评分的影响：如图3所示，短期干预（干预时间<12周）后，高蛋白饮食组相对于标准蛋白饮食组，具有更低的体质指数Z评分（均数差=-0.25，95%CI -0.44~-0.05，P =0.010，I 2 =0%）；但在长期干预（干预时间≥12周）情况下，2组干预后的体质指数Z评分的差异无统计学意义（均数差=-0.00，95%CI -0.07~0.06，P =0.880，I 2 =0%）；综合来看，Meta分析结果表明，随机效应模型下合并的效应量差异无统计学意义（均数差=-0.09，95%CI -0.23~0.05，P =0.220，I 2 =53%）。在青春期前，高蛋白饮食与标准蛋白饮食相比，干预后体质指数Z评分的差异无统计学意义（均数差=-0.10，95%CI -0.47~0.27，P =0.600），在青春期差异无统计学意义（均数差=-0.09，95%CI -0.26~0.08，P =0.280，I 2 =68%），综合2个年龄段来看，差异也无统计学意义（均数差=-0.09，95%CI -0.23~0.05，P =0.220，I 2 =53%）。

3.高蛋白饮食与标准蛋白饮食干预对脂肪含量百分比的影响：如图4所示，高蛋白饮食组与标准蛋白饮食组相比，无论是短期干预（干预时间<12周）还是长期干预（干预时间≥12周），饮食干预后的身体脂肪含量百分比的差异均无统计学意义（均P <0.05）。综合来看，随机效应模型下合并的效应量差异无统计学意义（均数差=-1.07，95%CI -2.88~0.74，P =0.250，I 2 =55%）。在青春期前，高蛋白饮食与标准蛋白饮食相比，干预后脂肪含量百分比的差异无统计学意义（均数差=-0.53，95%CI -1.62~0.55，P =0.340，I 2 =0%），在青春期差异无统计学意义（均数差=-1.37，95%CI -5.12~2.39，P =0.480，I 2 =75%），综合2个年龄段来看，差异也无统计学意义（均数差=-1.07，95%CI -2.88~0.74，P =0.250，I 2 =55%）。

四、高蛋白饮食与标准蛋白饮食干预对血脂的影响

如图5、6所示，高蛋白饮食与标准蛋白饮食相比，干预后的高密度脂蛋白（均数差=0.02，95% CI -0.02~0.06， P =0.360， I 2 =0%）、低密度脂蛋白（均数差=0.04，95% CI -0.08~0.17， P =0.480， I 2 =0%）差异均无统计学意义。

五、敏感性分析

表2显示将纳入研究的文献逐一排除后，对结局变量体质指数进行敏感性分析，对于总效应量而言，排除其中任何1篇文献，均不会影响结果的判断。但在亚组分析中，排除Izadi等的研究后，在短期干预（干预时间<12周）的情况下，2组饮食间干预后的体质指数的差异有统计学意义（均数差=-1.60，95% CI -3.14~-0.06， P =0.040）。但对其他结局变量进行敏感性分析时，总效应量及亚组分析的结果均较稳定（均 P >0.05）。

六、发表偏倚分析

针对每个结局变量进行发表偏倚分析的结果，Egger检验未发现发表偏倚（均 P> 0.05，表3）。

讨论

目前有研究认为高蛋白饮食能够降低成年肥胖患者的体重，血糖、血脂水平也会明显降低，但针对儿童的高蛋白饮食干预研究相对较少，关于是否采用高蛋白饮食治疗儿童的超重肥胖问题尚没有统一的推荐。Krebs等认为高蛋白、碳水化合物限制饮食应被视为在医学监督下治疗青少年严重肥胖症的安全有效选择，而《中国肥胖与预防控制蓝皮书》中指出高蛋白膳食能够减脂、保留瘦体重，但不适用于儿童。目前的研究针对高蛋白饮食对肥胖患儿的治疗效果也是不一致的，1项针对11~18岁重度肥胖患儿的干预研究结果显示高蛋白摄入会降低体重并改善其心理社会生活质量；但荷兰1项的前瞻性队列研究表明8岁时蛋白质摄入量每增加5%（占能量摄入量的5%），其10岁时的超重肥胖风险将会增加50%，即高蛋白饮食会增加儿童超重肥胖的风险；除此之外，有关系统综述的研究结果还显示高蛋白饮食可能会导致肾小球的高滤过，并可能与许多对肾脏健康有害的代谢并发症有关；此外高蛋白饮食还可能通过增加尿钙的排泄和促使碳酸盐从骨骼中释放，从而增加骨骼的负担，对于生长发育中的儿童可能存在一定的风险。这些原因可能限制了高蛋白饮食在肥胖患儿中的应用。本研究纳入的8篇文献中，仅有3篇文献对不良结局进行了随访观察，均未出现不良结局。

本结果显示，无论短期还是长期干预，高蛋白饮食对干预后的体脂含量百分比、高密度脂蛋白、低密度脂蛋白等人体测量指标和血脂指标均无影响；无论是在青春期前还是在青春期，高蛋白饮食干预对体质指数、体质指数Z评分、体脂含量百分比、高密度脂蛋白、低密度脂蛋白等人体测量指标和血脂指标均无影响。产生这一结论的原因可能有以下几点：首先，纳入的8篇文献中有6篇文献对研究对象的总能量摄入进行了限制，组间膳食差异主要体现在蛋白质和碳水化合物的供能比上。有研究提示，改善儿童的体重或体成分可能并非通过调节各类宏量营养素的摄入量，而是通过减少膳食摄入的总能量来实现。在1项关于宏量营养素对超重肥胖患儿影响的Meta分析中也得出了一致的结论，认为饮食干预的目标主要是降低总能量摄入，而不是改变宏量营养素的分布。其次，本研究采用的对高蛋白饮食和标准蛋白饮食的界定标准也可能会影响研究结果。目前对于蛋白质摄入情况主要有3种界定方式：（1）每天蛋白质的绝对摄入量（g/d）；（2）每天每公斤体重所摄入的蛋白质含量［g/（kg·d）］；（3）蛋白质摄入量占能量摄入量的百分比（%）。这些对蛋白质摄入不同的界定方式可能会影响对高蛋白饮食或标准蛋白饮食的判定。例如根据“中国超重/肥胖医学营养治疗指南（2021）”的推荐，如果1个人饮食中蛋白质含量占能量摄入量的22%，此时可以判定为是一种高蛋白饮食；然而，假定其总膳食能量摄入为6 000 kJ/d，此时相当于每天摄入79.04 g蛋白质（蛋白质的生热系数为16.7 kJ/g），对于体重60 kg的人来说，其蛋白质摄入量则为1.317 g/（kg·d），根据第2种界定方式则蛋白质摄入量为正常水平而非高蛋白饮食［指南推荐蛋白质摄入量大于1.5 g/（kg·d）可认定为高蛋白饮食］。有研究显示，用第3种界定方式即蛋白质摄入占总能量摄入百分比的方式来描述蛋白质摄入情况易于管理，在临床被广泛应用；因此，本研究采用该方式来对标准蛋白饮食和高蛋白饮食进行定义。此外，研究间的异质性也可能会影响结果的判断，例如不同研究间超重肥胖的判断标准、干预持续时间以及结局指标均存在一定的差异，研究间是否均限制了总能量的摄入也可能成为影响异质性的原因之一。当前针对肥胖患儿的高蛋白饮食干预的研究很少，现有的研究样本量又相对有限，利用随机效应模型进行效应量合并，得出的结果比较保守，这些可能也限制了更多阳性结果的发现。利用干预时间和年龄作为分组变量进行亚组分析时，仅干预时间对体质指数Z评分影响的异质性显著降低。干预时间可能是异质性的主要

来源之一。

在进行敏感性分析时，排除Izadi等的研究后，在短期干预（干预时间<12周）的情况下，2组饮食间干预后的体质指数的差异有统计学意义。首先，该研究对超重肥胖状态的定义是：根据国际参考标准，体质指数≥ P 85 为超重，体质指数≥ P 90 为肥胖；其次，虽然文章提及纳入的研究对象是超重肥胖的6~11岁的儿童，但是在基线测量时高蛋白饮食组和标准蛋白饮食组的研究对象的体质指数分别为（22.48±0.38）和（21.69±0.39）kg/m 2 ，与纳入的其他研究的研究对象的基线体质指数相差较大，不同研究间的研究对象体重状态差异可能是发生该结果的原因之一。但是该分析也间接证明了相对于标准蛋白饮食而言，短期高蛋白饮食能够改善超重肥胖患儿体质指数状态。这与Gately等的研究结果一致，提示短期高蛋白饮食干预能够改善超重肥胖患儿的体质指数等指标。虽然在对体质指数这个结局指标进行敏感性分析时，短期干预（干预持续时间<12周）下会产生结果不一致的现象，但是在对体质指数Z评分、脂肪含量百分比、高密度脂蛋白以及低密度脂蛋白等结局变量进行敏感性分析时，结果均较为稳定。因此，可以初步认定高蛋白饮食相比于标准蛋白饮食而言，对其他人体测量及血脂相关指标的影响并不大。

本研究存在一定的局限性，受限于当前的研究情况，纳入的文献数量仅有8篇且具有较大的异质性；样本量均较小，可能缺乏一定的代表性；干预措施持续时间较短，对结局指标的影响较小；原始研究未提供性别分组变量，因此无法进行性别亚组分析。

参考文献（略）

来源：玫瑰妈妈说宝事儿