En systematisk gjennomgang og meta-analyse
Bakgrunn: Selv om det finnes et betydelig antall kliniske studier på nitrat (NO 3 ) rik rødbetjuice (BRJ) og hypertensjon, er det vanskelig å indikere de reelle effektene av NO 3 fra BRJ på BP hos hypertensive pasienter fordi det fortsatt ikke er noen estimater av effekten av NO 3 avledet fra BRJ på BP hos hypertensjonspasienter.
Mål: For å klargjøre disse effektene utviklet vi en systematisk litteraturgjennomgang med en metaanalyse av randomiserte kliniske studier (RCT).
Design: Søkene ble utført gjennom databaser EMBASE, Cochrane Library, MEDLINE, CINAHL, Web of Science og LILACS. Studien inkluderte enkelt- eller dobbeltblindede RCT-er og deltakere eldre enn 18 år med hypertensjon [systolisk BP (SBP) > 130 mmHg og diastolisk BP (DBP) > 80 mmHg]. NO 3 BRJ ble pålagt å bli konsumert i et format som muligens blindet deltakere/forskere. Disse studiene bør også rapportere SBP- og DBP-verdier (mmHg) målt før og etter behandlingen. Risk of Bias-verktøy og GRADE ble håndhevet.
Resultater: Sju studier ble inkludert (218 deltakere). BRJ intervensjonstid varierte fra 3 til 60 dager med daglige doser på 70–250 ml BRJ. Etter intervensjonen med NO 3 fra BRJ, gjennomgikk SBP signifikante endringer ( p < 0,001) på -4,95 (95 % KI: −8,88; −1,01) (GRAD: ⊕⊕⊕○ Moderat), men ikke for DBP ( p = 0,06) −0,93 %Hg (-1,90 mmHg; −1,90 mmHg; 1,36) (KARAKTER: ⊕⊕⊕○ Moderat), sammenlignet med kontrollgruppen.
Konklusjoner: NO 3 avledet fra BRJ reduserer SBP, men ikke DBP hos pasienter med arteriell hypertensjon.
Systematisk anmeldelsesregistrering: https://www.crd.york.ac.uk/prospero/display_record.php?RecordID=269339 .
Introduksjon
Rødbetejuice (BRJ) er rik på nitrat (NO 3 ) og har potensial til å redusere blodtrykket (BP). NO 3 er en forløper for produksjon av nitrogenoksid (NO) og øker konsentrasjonen i blodet, og optimaliserer endotelfunksjonen (f.eks. vasodilatasjon) ( 1 ). En fersk meta-analyse fant at BRJ NO 3 (2–56 dager med intervensjon) reduserte typisk -3,55 mmHg og -1,32 mmHg for henholdsvis systolisk (SBP) og diastolisk BP (DBP), i en blandet prøve av individer med og uten arteriell hypertensjon ( 2 ). Dette resultatet er av klinisk relevans ved kontroll av arteriell hypertensjon, da en 2 mmHg reduksjon i BP kan redusere dødeligheten av iskemisk hjertesykdom med 7 og 10 % av dødeligheten fra hjerneslag ( 3 ). Den siste systematiske oversikten med kun hypertensive pasienter konkluderte med at det ikke er tilstrekkelig bevis for å støtte eller tilbakevise bruken av uorganisk NO 3 som en strategi for å redusere blodtrykket. Imidlertid inkluderte denne gjennomgangen studier som intervenerte med NO 3- salter, ikke fra bare rødbeter og fysiske treningsprogrammer, som manglet et estimat for effekten av intervensjonen. Derfor er det betydelige begrensninger for konklusjonene om påvirkning av BRJ hos hypertensive pasienter begrenset til funnene ( 4 ).
Rødbeter er rike på bioaktive forbindelser (betalainer, flavonoider og polyfenoler), som kan påvirke endotel- og trykkresponsene annerledes enn NO 3- salter ( 5 ). Selv om det er et betydelig antall kliniske studier på BRJ rik på NO 3 og hypertensjon, er det vanskelig å indikere de reelle effektene av NO 3 fra BRJ på BP hos hypertensive pasienter fordi det fortsatt ikke finnes noen estimater av effekten av NO 3 avledet fra BRJ på BP hos pasienter med hypertensjon. Basert på informasjonen presentert ovenfor, reiser vi følgende spørsmål: er NO 3 av BRJ i stand til å redusere BP hos hypertensive pasienter? For å avklare dette problemet hadde vår studie som mål å gjennomføre en systematisk oversikt med metaanalyse for å verifisere effekten av NO 3 av BRJ på BP hos pasienter med hypertensjon og å inkludere subanalyser med BP-verdier oppnådd ved kliniske målinger og ambulant 24-timers overvåking.
Materialer og metoder
Registrering
Gjennomgangen ble beskrevet i henhold til anbefalingene fra Preferred Reporting Items for Systematic Review and Meta-Analyzes (PRISMA) ( 6 ) og er registrert i PROSPERO-databasen (CRD42021269339).
Søkestrategi og studievalg
Søkene ble utført gjennom databasene EMBASE, Cochrane Library, MEDLINE (via PubMed), CINAHL, Web of Science og LILACS ved bruk av søkeordene «Beetroot juice» OR «Nitrates» OR «Red beet» OR «Beta vulgaris» OG «Blood Press» ELLER «Hypertension». Søket baserte seg på boolsk IKKE for beskrivelsen "Trening."
Alle identifiserte artikler ble eksportert til Rayyan QCRI-programmet (Qatar Computing Research Institute, Qatar) for å utelukke duplikater. Studiene ble vist i Rayyan-programmet ved å lese tittelen og sammendraget. Kvalifikasjonsstadiet ble oppnådd ved å lese artiklene i sin helhet av to uavhengige anmeldere (CJRB og AAP). En annen anmelder ble invitert til å avgi en dom (VEV) hvis det var uenighet om en studie.
Studiene ble pålagt å stamme fra fagfellevurderte tidsskrifter publisert fra avskjæringen av databasen til 14. juli 2021. For inkludering er artiklene som trengs for å oppnå alle kriteriene beskrevet nedenfor som følger: enkel- eller dobbeltblindet RCT-design; deltakere eldre enn >18 år, tidligere diagnostisert med hypertensjon eller høyere BP inklusjonskriterier for baseline SBP > 130 mmHg og DBP > 80 mmHg i henhold til American College of Cardiology (ACC) og American Heart Association (AHA) ( 7 ). NO 3 fra BRJ bør nødvendigvis konsumeres i et format som blindet deltakere og forskere, og kontrollintervensjon bør bruke BRJ i en NO 3 -utarmet tilstand. Disse studiene rapporterte at SBP- og DBP-verdiene (mmHg) ble målt før og etter intervensjonen.
Datautvinning
Informasjon om forfatteren, studiedesign, trekk ved studiedeltakerne, intervensjon og resultatene fra de respektive studiene ble rapportert. Manglende data ble forespurt ved å kontakte de tilsvarende studieforfatterne. Dette stadiet ble fullført uavhengig av en anmelder (CJRB). Når forfatterens korrespondent ikke svarte, ble Web Plot Digitizer® brukt for å trekke ut data presentert i grafene. Vi tok i bruk kriteriene for å trekke ut data etter intervensjon, og gjennomsnitt og standardavvik (MSD) ble logget. Verdier presentert med "standardfeil" eller "konfidensintervall" (CI) i studiene ble transformert til MSD.
Vurdering av risikoen for skjevhet
Bias-analysen ble fullført ved Risk of Bias-verktøy med opprinnelse i Cochrane-organisasjonen ( 8 ) via Review Manager-programmet (RevMan 5.4.1). Risk of bias er et verktøy basert på domenene ( 9 ). Evalueringen ble delt inn i syv felt: «Generering av tilfeldig sekvens», «skjulering av allokering», «Blinding av deltakere og personell», «Blinding av resultatvurdering», «Ufullstendige utfallsdata», «Selektiv rapportering» og «Annen skjevhet». Klassifiseringen ble delt inn i tre direkte svar: lav risiko, uklar risiko og høy risiko. Våre fradrag var basert på tabellen utviklet av Carvalho et al. ( 9 ), "Anmelderens vurdering og kriterier for vurdering." To uavhengige forfattere oppnådde analysen av risikoen for skjevhet (CJRB & AAP) og en tredje (VEV) ble konsultert hvis det var noen avvik i beslutningene.
GRADE (Bevisnivåer)
Arbeidsgruppen Grade of Recommendation, Assessment, Development, and Evaluation (GRADE) (GRADE Working Group, 2004) ble undersøkt for å analysere bevissikkerheten, inkludert studiedesignet av randomiserte studier (sterk bevis). Studiekvalitet (detaljerte studiemetoder og utførelse) og signifikante begrensninger ble sekundært vurdert i styrken av evidensanalyse (10 ). Sammendraget av funntabellen ble laget ved å bruke GRADEpro GDT versjon 4® (McMaster University, ON, Canada).
Kvalitativ analyse (systematisk gjennomgang)
En narrativ syntese ble utført for å beskrive detaljerte data om hvordan hver studie ble fullført. Detaljene for hver studie ble introdusert i tekster og tabeller. Resultatene av den individuelle kvalitative analysen for hver studie ble laget ved å analysere oppførselen til SBP og DBP (mmHg) før og etter intervensjon BRJ rik på NO 3 eller uten NO 3 .
Kvantitativ analyse (metaanalyse)
I metaanalysen satte vi inn SBP- og DBP-kliniske verdier (målt med et blodtrykksmåler) og ambulerende 24 timer (målte hvert 15.–30. minutt under 24-timers overvåking). Effekten av BRJ-intervensjoner på SBP og DBP ble vurdert på endringen mellom intervensjons- og kontrollgruppen. Dataene som ble håndhevet for å konstruere metaanalysen var perioden etter intervensjon.
Heterogenitet ble beregnet via I 2- statistikken, hvor et tall >50 % ble ansett for å indikere betydelig heterogenitet mellom testene (11 ). For verdiene "95 % CI" og "Test for total effektstørrelse" ble verdier på p < 0,05 antatt som signifikante forskjeller. Vi håndhevet en tilfeldig-effekt-modell, med tanke på at dette er en mer konservativ metode som gjør at heterogeniteten til studien kan svinge utover tilfeldighetene, noe som gir ytterligere generaliserbare resultater ( 8 ). Alle data ble laget av Review Manager-programmet (RevMan 5.4.1).
Resultater
Totalt 326 studier ble identifisert via søk i databasene. Etter fjerning av duplikater ( n = 116), ble 210 publikasjoner screenet for inkludering. Blant dem ble 137 poster ekskludert etter gjennomgang av tittelen/abstraktet. De resterende 79 oppgavene ble valgt ut for fulltekstlesing. Til slutt ble syv studier inkludert i den kvalitative (systematiske oversikten) og kvantitative (metaanalyse) syntesen. Søkeprosessen og seleksjonstrinndetaljene bekreftes i flytskjemaet til PRISMA-protokollen ( figur 1 ).
Referanser
Originalartikkel: https://www.frontiersin.org/journals/nutrition/articles/10.3389/fnut.2022.823039/full
