A D-vitamin-kiegészítés általános és központi elhízásra gyakorolt ​​hatása: 20 véletlenszerűen ellenőrzött, nyilvánvalóan egészséges populációt bevonó vizsgálat eredményei

Közegészségügyi és megelőző orvoslás oktató és kutató központ

központi

Henan Kínai Orvostudományi Egyetem, Jinshui East Road 156

Zhengzhou, Henan 450046 (Kína)

Kapcsolódó cikkek a következőhöz: "

  • Facebook
  • Twitter
  • LinkedIn
  • Email

Absztrakt

Bevezetés

Az elhízás a testzsír rendellenes vagy túlzott felhalmozódása, amelyet az energiafogyasztás és a ráfordítás közötti egyensúlyhiány okoz. Az elhízási járvány becslések szerint 650 millió felnőttet és 124 millió gyermeket érintett 2016-ban [1], és ez az állapot növeli a krónikus betegségek, például a cukorbetegség, a szív- és érrendszeri betegségek és a rák kockázatát [2]. Jelenleg a halálozás ötödik legnagyobb kockázati tényezőjének tekintik [1]. Az alacsony szérum D-vitamin-szint az elhízással járó anyagcsere-zavarok egyike [3]. A 25-hidroxi-D-vitamin (25 [OH] D) szérumszintjét általában biomarkerként használják az egyén hosszú távú D-vitamin-tápláltsági állapotához [4]. Az Orvostudományi Intézet a D-vitamin-hiányt (VDD) olyan betegségként definiálja, amelyet rachita és osteomalacia jellemez, a szérum 25 (OH) D-koncentráció 2+ által közvetített apoptotikus úton a zsírszövetben, amely a testzsír csökkentésével enyhítené az elhízást [14 ]. Ezenkívül a D-vitamin-receptor és a D-vitamint metabolizáló enzimek, amelyek 25 (OH) D és 1,25 (OH) 2D-t termelnek, az emberi zsírszövetben expresszálódnak, ami erősen arra utal, hogy a D-vitamin és az elhízás között összetett kapcsolat van [13]., 15].

Ezt a hátteret figyelembe véve e tanulmány célja annak megvizsgálása volt, hogy a D-vitamin állapot javulása összefügg-e a csökkent elhízási indexekkel annak érdekében, hogy megalapozott döntéseket hozzunk a D-vitamin beadásáról. Ezért 20 RCT meta-elemzését végeztük egészséges populációk, akik állítólag nem vettek részt semmilyen fogyókúrás programban.

Mód

Ezt a metaanalízissel ellátott szisztematikus áttekintést nyilvántartásba vették, és protokollját a PROSPERO szisztematikus áttekintések nemzetközi leendő nyilvántartásában (www.crd.york.ac.uk/PROSPERO/CRD42019130375) tették közzé. A tanulmányt a Preferred Reporting Items for Systematic Review and Meta-Analyses (PRISMA) [27] útmutatásait követve végeztük. A teljes PRISMA ellenőrzőlista az online kiegészítő S1 anyagtáblázatban található (lásd az összes online kiegészítő anyagot a www.karger.com/doi/10.1159/000507418 oldalon).

Adatforrások és irodalomkeresési stratégiák

A kereséseket L.D. és Y.W. 1995 januárjától 2019 decemberéig a Pubmed, Embase, Web of Knowledge és a Chinese National Knowledge Infrastructure adatbázisok felhasználásával a következő kulcsszavakkal vagy MeSH kifejezésekkel: „D-vitamin”, „kolekalciferol”, „kalcifediol”, „ergokalciferol”, „25 (OH) D, „1,25 (OH) 2D”, „25-hidroxi-D-vitamin”, „1,25-dihidroxi-D-vitamin”, „D-vitamin pótlás”, „testtömeg-index”, „BMI”, „derék kerülete”. „WC”, „derék és csípő arány”, „WHR”, „elhízás”, „hasi elhízás”, „túlsúly” és „zsírosodás”. Ezenkívül az iratok csak angol vagy kínai és humán tanulmányok publikációira korlátozódtak. Az elektronikus keresés kiegészítéseként áttanulmányoztuk a releváns cikkek releváns szisztematikus áttekintéseiben és referencialistáiban szereplő tanulmányokat is. A szakirodalom keresési stratégiájának részleteit az online kiegészítő S2 táblázat ismerteti.

Bevonási és kizárási kritériumok

Két szerző (L. D. és Y. W.) egymástól függetlenül vizsgálta felül a címeket és az összefoglalókat, hogy azonosítsa a potenciálisan releváns forrásokhoz tartozó cikkeket. Teljes szövegüket kérték a jogosultság értékeléséhez. A cikkek akkor kerültek be, ha megfelelnek a következő kritériumoknak: (1) RCT-tervet követtek; (2) összefüggést vizsgált a D-vitamin-kiegészítés és az elhízási indexek hatása között; (3) általános, egészséges populációt tartalmazott, nem pedig specifikus betegségben szenvedő betegeket; (4) külön jelentették a BMI, a WC vagy a WHR változását az intervenciós és kontrollcsoportokban a beavatkozás előtt és után. Kizártuk a vizsgálatokat, ha: (1) az adatok e-mailen történő kapcsolatfelvétel után nem voltak teljes mértékben elérhetőek; (2) metaanalízisek vagy szisztematikus felülvizsgálatok voltak; (3) kettős vizsgálatok voltak; (4) a résztvevők gyermekek, terhes nők vagy krónikus betegségben diagnosztizált alanyok voltak; (5) különleges foglalkozásokat folytató résztvevők; (6) az alanyok bármilyen súlycsökkentő programban vettek részt, beleértve a bariatrikus műtétet, a súlycsökkentő gyógyszereket vagy a testmozgást. 2 szerző közötti eltéréseket megbeszéléssel oldották meg, és miután konszenzusra jutottak a harmadik szerzővel (L. H.).

Adatok kinyerése

A vizsgálatok jellemzőire vonatkozó adatokat és a kapcsolódó információkat Excel formátumban gyűjtötték össze egy ellenőr (L.D.) előre elkészített ellenőrzőlistájával, majd egy másik szerző (Y.W.) kétszer ellenőrizte. A következő információkat vonták ki: (1) a vizsgálatra vonatkozó információk (az első szerző vezetékneve, a megjelenés éve, a vizsgálati régió, az egyes csoportok mintamérete, az intervenció típusa és mennyisége, a beavatkozás és a beavatkozás időtartama kalciummal kombinálva vagy sem); (2) a résztvevők jellemzői (életkor, nem, 25 [OH] D szint a kiinduláskor és a résztvevők egészségi állapota); (3) a BMI, a WC, a WHR vagy a 25 (OH) D változásai az intervenciós és kontrollcsoportokban a beavatkozás előtt és után. Megpróbálták megkeresni a megfelelő vagy az első szerzőt nem elérhető információkért.

Az elfogultsági értékelés kockázata

Két szerző (L.D. és Y.W.) függetlenül értékelte az összes mellékelt vizsgálat minőségét a Cochrane Collaboration eszközének [28] (online kiegészítő. S3. Táblázat) követésével. Hét szempontot (véletlenszerű szekvenciagenerálás, allokáció elrejtése, a résztvevők és a személyzet elvakítása, az eredményértékelés vakítása, hiányos eredményadatok, szelektív jelentések és egyéb torzítások) becsülték. A vizsgálatok összefoglaló értékeléseit „magasnak”, „alacsonynak” vagy „nem egyértelműnek” ítélték meg az egyes fontos eredmények kockázati torzításának megfelelően. A nézeteltéréseket csoportos beszélgetés útján oldották meg.

Adatszintézis és statisztikai elemzés

A súlyozott átlagkülönbséget (WMD) és a 95% -os konfidencia intervallumot (CI) használtuk a BMI, WC, WHR és 25 (OH) D kombinált változásainak kiértékeléséhez az alapszinttől a követésig a véletlenszerűen kiosztott intervenciós és a placebo csoport között. Ha az SE-t az átlag változása miatt jelentettük, akkor kiszámítottuk a megfelelő szórást (SD) szorozva √-veln. Ha a BMI, a WC, a WHR és a 25 (OH) D változásainak átlagát és SD-jét nem jelentettük a beavatkozás előtt és után, akkor a következő képlet alapján számoltuk őket, amelyet a Cochrane kézikönyve a beavatkozások szisztematikus áttekintéséhez [28]:

SDchange = √SD 2 alapvonal + SD 2 végleges - (2 × Corr × SDbaseline × SDfinal).

A korrelációs együtthatót (Corr) más paraméterek számításai alapján becsültük meg, amelyek teljes adatokat szolgáltattak az SDbaseline, SDfinal, SDchange értékekről mind az intervenciós, mind a placebo csoportban.

A különböző vizsgálatok közötti statisztikai heterogenitást χ 2 alapú módszerrel mértük Q és én 2 statisztika. A heterogenitástól függően vagy fix hatású, vagy véletlenszerű modellt alkalmaztunk (ha a heterogenitás én 2 értéke 50% fölött volt, a véletlen hatású modellt alkalmaztuk; egyébként a fix hatású modellt alkalmazták). Külön metaanalízist végeztünk különböző alcsoportokra, beleértve a nemet, a régiót, a beavatkozás időtartamát, a beavatkozás dózisát, a D-vitamin állapotát a kiinduláskor (VDD vagy nem), a kiindulási BMI-t (≥30 vagy nem), az elfogultság kockázatát (magas, alacsony vagy nem világos), és hogy kombinálták-e Ca beadással (igen vagy nem).

Szenzitivitás-elemzéseket végeztünk az összefoglaló becslések megbízhatóságának felmérésére úgy, hogy egyszerre 1 vizsgálatot hagytunk ki, és a metaanalízist megismételtük a többivel. A publikáció torzítását Begg tölcsértábláinak szemrevételezésével és Egger lineáris regressziós tesztjeivel értékeltük. Ha valamilyen publikációs torzítást észleltek, a trim-and-fill módszert alkalmazták a meta-analízis eredményeinek kiigazítására a potenciálisan hiányzó vizsgálatok adatainak hozzáadásával. o értékek 2; 95% CI -0,19-0,01; o = 0,08; én 2 = 63,1%, oheterogenitás 2 = 68,0%, o2. heterogenitás = 41,1%; oheterogenitás = 0,131; 3b. Ábra).

3. ábra.

Erdei ábrák a D-vitamin-kiegészítés WC-re gyakorolt ​​hatásairól [17, 18, 24-26, 32, 36, 37, 40-43] (a) és WHR [19, 24-26, 31, 42] (b).

A szérum 25 (OH) metaanalízise D

Erdei parcellát készítettünk, amely bemutatja a D-vitamin-kiegészítés szérum 25 (OH) D-változásaira gyakorolt ​​hatását, beleértve 7 RCT adatait. A D-vitamin-kiegészítést követően jelentős jótékony hatás volt a szérum 25 (OH) D-szintre (összesített WMD 13,20 ng/ml; 95% -os CI 9,83–16,58; o 2 = 75,7%, oheterogenitás