ТИРОНЕТ – все о щитовидной железе Для специалистов Журнал Тиронет Архив журнала 2000 год № 5-6
Метаанализ исследований по йоду и его связи с умственным развитием
Nico Bleichrodt, Marise Ph. Born
Свободный Университет Амстердама, Нидерланды
На русском языке статья впервые опубликована в 1999 году в сборнике "Преодоление последствий дефицита йода: зарубежный опыт" при поддержке детского фонда ООН (ЮНИСЕФ) под редакцией Г.А. Герасимова
Публикуется с разрешения издателя
ПРЕДМЕТ ИССЛЕДОВАНИЯ
Существует ли связь между присутствием или отсутствием дефицита йода у детей и взрослых и их умственным развитием, и, если так, то насколько сильна эта связь?
ОТБОР ИССЛЕДОВАНИЙ
Данный метаанализ включает исследования, посвященные влиянию йодной недостаточности на умственное развитие. Это означает, что для анализа отобраны работы, в которых население йоддефицитных регионов сравнивалось с населением обеспеченных йодом областей, а также те, в которых описывается влияние введения йода на умственное развитие (йодная профилактика против плацебо).
Поскольку литература, посвященная йоду и умственному развитию, весьма ограничена, подобрать соответствующие исследования не составляло труда. Всего оказалась 21 работа, подходящая для метаанализа. Пригодные для метаанализа данные были обнаружены в международных журналах, трудах симпозиумов, монографиях, информационных бюллетенях по ЙДЗ и тезисах.
Исследования, содержащие сведения об общей познавательной функции у детей и взрослых, проживающих в йоддефицитных районах, включались в метаанализ в том случае, если в них приводились необходимые для такого анализа статистические данные (например, средние величины со стандартными отклонениями или показатели значимости различий и размеры выборки). Иногда, например, одна и та же группа обследовалась с помощью разных тестов. В таких случаях в анализ включались только выводы одного исследования. Однако метаанализу подвергались все работы, которые были выполнены даже в одном и том же регионе, но с использованием разных тестов на интеллектуальность для разных возрастных групп, что удовлетворяло условию независимости данных.
Для интеграции результатов отдельных исследований прежде всего требовалось превратить разные статистические показатели (t, F, r и т.д.) в один общий. В качестве последнего, был выбран коэффициент корреляции.
Некоторые особенности работ, включенных в метаанализ, перечислены в таблице 1. Обследовались представители совершенно разных культур. Интеллектуальные способности часто оценивались с помощью "западных" тестов, хотя в ряде случаев они были адаптированы к условиям местной культуры. Интересно отметить, что в некоторых исследованиях применялись тесты со значительным вербальным компонентом, который очень чувствителен к влияниям окружающих условий и культурной среды.
Всего в 21 работе было обследовано 2676 человек, причем количество обследованных колебалось от 20 в работе № 2 до 499 в работе № 4. Для каждой работы указано общее число обследованных как в основной, так и в контрольной группе. Возраст обследованных колебался от 2 месяцев до 45 лет. Однако почти во всех работах обследовались дети не старше 15 лет.
Как видно из правого столбца таблицы 1, степень всех эффектов, выраженная в виде коэффициента корреляции, рассчитанного для каждой работы, была "положительной", т.е. средний показатель умственного развития в группах, не испытывающих дефицита йода, был выше, чем в "йоддефицитных" группах. Четырнадцать из этих корреляций были значимыми (р £ 0,01). В таблице 2 корреляции представлены в виде "stem and leaf" [8]. После трансформации размера каждого эффекта в z-критерий Фишера была произведена оценка общего размера эффекта по методу Шмидта-Хантера [9]. Этот метод придает разным исследованиям разный вес, исходя из объема исследованной выборки. Работам, проведенным на большем числе испытуемых, придается больший вес, поскольку выводы из этих более обширных исследований значительно надежнее, чем выводы из работ с меньшим числом обследованных. Взвешенный размер по популяционного эффекта, рассчитанный как коэффициент корреляции, оказался равным 0,34 (при р = 0,00001). 95%-ный доверительный интервал этого размера популяционного эффекта составляет 0,31 -0,38. Наглядное изображение размеров эффекта и доверительных интервалов приведено на рисунке. 1.
Таблица 1.
Характеристика исследований, включенных в метаанализ (* - возраст в месяцах)
| Страна | n | Возраст (годы) | Тест на ннтеллектуальность | r |
| Индонезия | 102 | 13-20 | Test Intelligensy Kollektip Indonesia | 0.57 |
| Новая Гвинея | 20 | 10-12 | Pacific Design Construction Test | 0.56 |
| Испания | 97 | 2,5-5 | McCarthy Scales of Children's Abilities | 0.53 |
| Китай | 499 | 7-14 | Combined Raven's Test for Rural China | 0.51 |
| Эквадор | 32 | 3-5 | Stanford-Binet Intelligence Scale | 0.50 |
| Эквадор | 46 | 6-10 | Goodenough Draw-A-Man Test | 0.48 |
| Эквадор | 67 | 3,5-5,5 | Stanford-Binet Intelligence Scale | 0,48 |
| Испания | 184 | 6-12 | Cattell Culture Fair Intelligence | 0.45 |
| Эквадор | 124 | 3,5-5,5 | Stanford-Binet Intelligence Scale | 0.37 |
| Индонезия | 143 | 6-12 | Test Intelligent Anak | 0.36 |
| Испания | 74 | 2-30* | Bayley Scale of Infant Development | 0.36 |
| Китай | 192 | 7-14 | 0.28 | |
| Китай | 99 | 25-45 | 0.28 | |
| Индонезия | 163 | 5-20 | Raven Coloured Progressive Matrices | 0,28 |
| Заир | 138 | 4-23* | Brunet-Lezine Scale | 0,26 |
| Эквадор | 50 | 6-10 | Goodenough Draw-A-Man Test | 0,24 |
| Чили | 90 | 6-12 | Wechler Intelligence Scale for Children. Revised | 0.20 |
| Китай | 94 | 0-7 | 0,18 | |
| Эквадор | 108 | 12-15 | Wechler Intelligence Scale for Children | 0,12 |
| Эквадор | 154 | 8-12 | Stanford-Binet Intelligence Scale | 0,08 |
| Боливия | 200 | 5,5-12 | Stanford-Binet Intelligence Scale | 0.04 |
Таблица 2.
Размеры эффектов, наблюдаемых в 21 исследовании, в форме "Stem-and-leaf"
| 0 | ||||||
| 0 | ||||||
| +0,1 | 4 | 8 | ||||
| +0,2 | 2 | 8 | ||||
| +0,3 | 0 | 4 | 6 | 8 | 8 | 8 |
| +0,4 | 6 | 6 | 7 | |||
| +0,5 | 5 | 8 | 8 | |||
| +0,6 | 0 | 1 | 3 | 6 | 7 | |
| +0,7 |
Рис. 1.
Наглядное изображение размеров и доверительных интервалов эффекта, зарегистрированного в 21 исследовании общего умственного развития, а также (взвешенного) размера популяционного эффекта - rho (за исключением работ 19, 20 и 21).
При интерпретации размера популяционного эффекта важно учитывать степень гомогенности отдельных данных. Для определения гомогенности исследований мы применили показатель Stoffelmayr и др. [7]. Этот показатель рассчитывается следующим образом: разброс, обусловленный ошибками выборки, вычитается из общего разброса группы коэффициентов корреляции. Если остаток (остаточное стандартное отклонение) не превышает четверти размера популяционного эффекта, то данную группу исследований можно считать гомогенной. В нашем случае остаточное стандартное отклонение составляло 0,14. Это больше четверти размера популяционного эффекта (0,25 х 0,344 = 0,086). Таким образом, анализируемая группа исследований оказалась гетерогенной. Иными словами, все эти исследования были проведены не на однородной популяции.
Более тщательный анализ отдельных работ позволил установить, что структура трех из них, в которых размеры эффекта были наименьшими, отличалась от структуры остальных одним важным обстоятельством. Данные в этих трех работах были получены при обследовании отобранной группы, состоящей исключительно из школьников, но ничего не сообщалось о тех, кого не включили в обследуемую группу. Это явилось достаточной причиной для переоценки гомогенности работ с исключением из анализа указанных трех исследований.
Оставшиеся 18 работ оказались гомогенными, что позволяет считать обследованные в них группы населения однородными (остаточное SD = 0,097, т.е. меньше четверти размера популяционного эффекта, равной 0,25 х 0,40). Взвешенный размер популяционного эффекта, вычисленный по данным оставшихся 18 работ, составил 0,40 (р = 0,00001) при доверительном интервале 0,36 - 0,43.
