Wpływ ekstraktu Channa Striata na zapalenie jelit i status żywieniowy u niedożywieniem maluchom po terapii albendazolowej w dystrykcie Południowej Bangka (Striatin1)

Uczestnikami badania były niedożywione dzieci w wieku od 1,5 do 5 lat. Dane dotyczące niedożywionych dzieci uzyskano z lokalnego Departamentu Zdrowia. Na podstawie tych danych uczestnicy zostali wybrani spośród kilku sub-dystryktów o najwyższych przypadkach niedożywienia, w tym TOBOALI (wioski RIAS i TOBOALI), Payung, Air Gegas i Batu Betumpang. Po wysłaniu zaproszeń do uczestników, zostali zarejestrowani za pomocą karty rejestracji rodziny i przypisali numer kolejki lub kod badawczy. Plan badań i procedury badawcze zostały następnie wyjaśnione uczestnikom. Najpierw przeprowadzono pomiary antropometryczne, w tym wagę i wysokość, z wyników wprowadzonymi do kalkulatora Anthro WHO (-3 SD do <-2 SD). Wyjściowe próbki krwi zebrano i oznaczono butelki z próbkami kału. Próbki świeżych stołków zebrano następnego dnia w wyznaczonym miejscu. Część 100 mg każdej próbki kału przeniesiono do 1,5 ml rurki Eppendorf i przechowywano w zamrażarce -20 ° C. Każdą próbkę podzielono na dwie rurki: jedną do analizy mikroflory jelit, a druga dla testów AAT i kalprotektyny przy użyciu ELISA. Dodatkowo zastosowano metodę Kato-Katz do zbadania świeżych próbek stolca dla infekcji robaków. Po zbieraniu próbek stołka uczestnicy otrzymali albendazol przy odpowiedniej dawce. Analiza próbki krwi obejmowała całkowitą liczbę krwi, badanie aminokwasowe przy użyciu bibuły filtracyjnej, ferrytyny w surowicy za pomocą mini Vidas Immunology Analyzer, żelazo w surowicy, całkowitą zdolność wiązania żelaza (TIBC) przy użyciu analizatora chemii VITROS i poziomów retinolu w surowicy za pomocą ELISA. Dwa tygodnie po podaniu albendazolu próbki stolca ponownie zbadano metodą Kato-Katz w celu potwierdzenia braku infekcji robaków. Następnie uczestnicy zostali losowo przydzieleni w sposób podwójnie ślepa do dwóch grup: jeden odbierający ekstrakt z ryb węża (forte inbumin), a drugi otrzymujący placebo. W oparciu o obliczenia wielkości próby wymagane było minimum 98 uczestników, a uwzględniając 20% wskaźnik upadku, całkowita wielkość próby ustalono na 122 dzieci. Przetwarzanie danych przeprowadzono za pomocą SPSS. Przeprowadzono analizę jednoczynnikową w celu określenia rozkładu danych w stosunku, skalach nominalnych i porządkowych. Dane kategoryczne (nominalne i porządkowe) zostały przedstawione jako częstotliwości i odsetki. Testy normalności danych numerycznych przeprowadzono za pomocą testu Kolmogorowa-Smirnova, z rozkładem normalnym określonym, czy p> 0,05. Dane normalnie rozproszone zostały przedstawione jako średnie i odchylenie standardowe, podczas gdy dane niezmiennie rozproszone zostały pokazane jako mediana i zakres (minimum maksymalne).

Przeprowadzono analizę dwuwymiarową w celu ustalenia, czy istniały znaczące różnice stanu żywieniowego, poziomów makroskładników i mikroelementów, markerów zapalnych, przepuszczalności jelit i mikroflory jelitowej między dziećmi otrzymującymi suplementację białka prążkowia i dzieci otrzymujących placebo. Zastosowano sparowany test t, jeśli dane były normalnie rozmieszczone w celu analizy średnich różnic między dwiema grupami. Jeśli dane nie były normalnie rozmieszczone, zastosowano test chi-kwadrat lub test Manna-Whitneya. Wpływ spożycia białka striatyny na badane zmienne oceniono za pomocą analizy regresji liniowej. Wyniki testu hipotezy interpretowano na poziomie ufności 95% (α = 0,05), przy czym hipoteza zerowa (H₀) została odrzucona, jeśli p <0,05.