Вплив добавок вітаміну D на загальне та центральне ожиріння: результати 20 рандомізованих контрольованих досліджень із залученням очевидно здорових груп населення

Навчально-дослідний центр громадського здоров’я та профілактичної медицини

Університет китайської медицини Хенань, Східна дорога Цзіньшуй 156

Чженчжоу, Хенань 450046 (Китай)

Статті, пов’язані з "

Facebook
Twitter
LinkedIn
Електронна пошта

Анотація

Вступ

Ожиріння визначається як ненормальне або надмірне накопичення жиру в організмі в результаті дисбалансу між споживанням та витратою енергії. За оцінками, в 2016 році епідемія ожиріння вразила 650 мільйонів дорослих та 124 мільйони дітей [1], і цей стан підвищує ризик хронічних захворювань, таких як діабет, серцево-судинні захворювання та рак [2]. В даний час він вважається п'ятим найбільшим фактором ризику смертності [1]. Низький рівень вітаміну D у сироватці крові є одним із порушень обміну речовин, пов’язаних із ожирінням [3]. Рівні 25-гідроксивітаміну D (25 [OH] D) у сироватці крові зазвичай використовуються як біомаркер для довготривалого харчового статусу особи з вітаміном D [4]. Інститут медицини визначає дефіцит вітаміну D (VDD) як медичний результат, який характеризується рахітом та остеомаляцією, із апоптотичним шляхом, що опосередковує концентрацію 2 (OH) D у сироватці крові 2+ у жировій тканині, що полегшує ожиріння за рахунок зменшення жиру в організмі [14 ]. Крім того, рецептор вітаміну D та ферменти, що метаболізують вітамін D, які виробляють 25 (OH) D та 1,25 (OH) 2D, експресуються в жировій тканині людини, що наводить на думку, що існує складний взаємозв’язок між вітаміном D та ожирінням [13, 15].

Враховуючи ці передумови, метою цього дослідження було вивчити, чи покращення статусу вітаміну D корелювало зі зниженими показниками ожиріння, щоб прийняти обгрунтовані рішення щодо введення вітаміну D. Тому ми провели мета-аналіз 20 РКД із залученням очевидно здорове населення, яке, як повідомляється, не брало участі в жодних програмах зниження ваги.

Методи

Цей систематичний огляд із мета-аналізом був зареєстрований, а його протокол опублікований у Міжнародному перспективному реєстрі систематичних оглядів PROSPERO (www.crd.york.ac.uk/PROSPERO/CRD42019130375). Ми провели дослідження, дотримуючись рекомендацій Пріоритетних елементів звітування для систематичних оглядів та мета-аналізів (PRISMA) [27]. Повний контрольний список PRISMA міститься в додатковій Інтернет-таблиці матеріалів S1 (див. Www.karger.com/doi/10.1159/000507418 для всіх додаткових матеріалів в Інтернеті).

Джерела даних та стратегії пошуку літератури

Обшуки проводив Л.Д. та Ю.В. з січня 1995 р. по грудень 2019 р. за допомогою баз даних Pubmed, Embase, Web of Knowledge та Китайської національної інфраструктури знань з такими ключовими словами або термінами MeSH: «вітамін D», «холекальциферол», «кальцифедіол», «ергокальциферол», «25 (OH) D, "1,25 (OH) 2D", "25-гідроксивітамін D", "1,25-дигідроксивітамін D", "добавки вітаміну D", "індекс маси тіла", "ІМТ", "обхват талії", "WC", "співвідношення талії та стегон", "WHR", "ожиріння", "ожиріння живота", "надмірна вага" та "ожиріння". Крім того, записи були обмежені публікаціями англійською чи китайською мовами та дослідженнями людини. Для доповнення електронного пошуку ми також переглянули дослідження, включені до відповідних систематичних оглядів та списків відповідних статей. Детальна інформація про стратегію пошуку літератури описана в додатковій онлайн-таблиці S2.

Критерії включення та виключення

Два автори (Л.Д. та Ю.В.) самостійно переглянули заголовки та тези, щоб визначити статті для потенційно відповідних джерел. Повні їх тексти просили оцінити відповідність вимогам. Статті були включені, якщо вони відповідали наступним критеріям: (1) відповідали дизайну RCT; (2) досліджував зв'язок між добавками вітаміну D та ефектом показників ожиріння; (3) включали загально здорове населення, а не пацієнтів із конкретними захворюваннями; (4) окремо повідомляли про зміни ІМТ, WC або WHR в групах втручання та контролю до та після втручання. Ми виключили дослідження, якщо: (1) дані були не повністю доступні після зв’язку з авторами електронною поштою; (2) це були мета-аналізи або систематичні огляди; (3) це були дублікати досліджень; (4) учасниками були діти, вагітні жінки або суб'єкти з діагнозом хронічного медичного захворювання; (5) учасники, які займаються спеціальними професіями; (6) випробовувані брали участь у будь-якій програмі схуднення, включаючи баріатричну хірургію, препарати, що знижують вагу, або фізичні вправи. Розбіжності між двома авторами були вирішені шляхом обговорення та після досягнення консенсусу з третім автором (Л.Х.).

Вилучення даних

Дані про характеристики досліджень та пов’язану з ними інформацію збирали у форматі Excel за допомогою попередньо складеного контрольного списку одним рецензентом (L.D.), а потім переглядали іншим автором (YW). Вилучено таку інформацію: (1) інформація про дослідження (прізвище першого автора, рік публікації, регіон дослідження, обсяг вибірки кожної групи, тип та кількість втручання, тривалість втручання та втручання в поєднанні з кальцієм чи ні); (2) характеристики учасників (вік, стать, 25 рівнів [ОН] D на базовому рівні та стан здоров'я учасників); (3) зміни ІМТ, WC, WHR або 25 (OH) D у групах втручання та контролю до та після втручання. Були зроблені спроби зв’язатися з відповідним або першим автором щодо недоступної інформації.

Ризик оцінки упередженості

Два автори (L.D. та Y.W.) незалежно оцінили якість усіх включених досліджень, дотримуючись інструменту Cochrane Collaboration [28] (онлайн-доповнення, таблиця S3). Було оцінено сім аспектів (генерування випадкової послідовності, приховування розподілу, засліплення учасників та персоналу, засліплення оцінки результатів, неповні дані про результати, вибіркова звітність та інші упередження). Підсумкові оцінки досліджень були визначені як "високі", "низькі" або "незрозумілі" відповідно до упередженості ризику для кожного важливого результату. Розбіжності вирішувались шляхом групової дискусії.

Синтез даних та статистичний аналіз

Середньозважена різниця середніх показників (ЗМЗ) та 95% довірчий інтервал (ДІ) використовувались для оцінки сукупних змін ІМТ, WC, WHR та 25 (OH) D від вихідного рівня для подальшого спостереження між випадково призначеними групами втручання та плацебо. Якщо для зміни середнього значення повідомлялося про SE, ми розрахували відповідне стандартне відхилення (SD), помноживши на √n. Якщо середнє значення та SD для змін ІМТ, WC, WHR та 25 (OH) D до та після втручання не повідомлялися, ми обчислювали їх на основі наступної формули, описаної в Посібник Кокрана для систематичних оглядів втручань [28]:

SDchange = baseSD 2 базовий + SD 2 остаточний - (2 × Corr × SD baseline × SDfinal).

Коефіцієнт кореляції (Corr) був оцінений на основі розрахунків інших параметрів, які надали повні дані для SDbaseline, SDfinal, SDchange як для групи втручання, так і для плацебо.

Статистичну неоднорідність між різними дослідженнями вимірювали з використанням χ 2 Питання і Я 2 статистичні дані. Залежно від неоднорідності було прийнято або модель із фіксованим ефектом, або модель із випадковим ефектом (якщо неоднорідність Я 2 - понад 50%, використана модель випадкового ефекту; в іншому випадку застосовувалася модель із фіксованим ефектом). Були проведені окремі мета-аналізи для різних підгруп, включаючи стать, регіон, тривалість втручання, дозу втручання, статус вітаміну D на вихідному рівні (VDD чи ні), базовий ІМТ (≥30 чи ні), ризик упередженості (високий, низький або незрозуміло) та чи поєднувалось це із введенням Са (так чи ні).

Аналіз чутливості проводили для оцінки надійності підсумкових оцінок, пропускаючи по одному дослідженню та повторюючи мета-аналіз з іншими. Упередженість публікації оцінювали за допомогою візуального огляду ділянок воронки Бегга та тестів лінійної регресії Еггера. Якщо було виявлено деяке упередження публікації, метод корекції та заповнення використовувався для коригування результатів метааналізу шляхом додавання даних з потенційно відсутніх досліджень [29]. стор значення 2; 95% ДІ –0,19 до 0,01; стор = 0,08; Я 2 = 63,1%, сторнеоднорідність 2 = 68,0%, сторнеоднорідність 2 = 41,1%; сторнеоднорідність = 0,131; Рис. 3b).

Рис.3.

Лісові ділянки впливу добавок вітаміну D на туалет [17, 18, 24-26, 32, 36, 37, 40-43] (a) та WHR [19, 24-26, 31, 42] (b).

Мета-аналіз сироватки 25 (OH) D

Було побудовано лісову ділянку, що демонструє вплив добавок вітаміну D на зміни сироватки 25 (OH) D, включаючи дані 7 РКД. Після прийому вітаміну D спостерігався значний сприятливий вплив на рівень D (OH) D у сироватці крові (об’єднане ЗМЗ 13,20 нг/мл; 95% ДІ 9,83–16,58; стор 2 = 75,7%, сторнеоднорідність