Мери Катрин Даунър

1 Катедра по епидемиология, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс, САЩ

промяна

2 Чанинг отдел по мрежова медицина, Медицински отдел, Болница Бригам и жени и Медицинско училище в Харвард, Бостън, Масачузетс, САЩ

Моника Л. Бертоя

3 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс, САЩ

Кен Дж Мукамал

3 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс, САЩ

4 Катедра по медицина, Beth Israel Deaconess Medical Center, Бостън, Масачузетс, Съединени американски щати, Бостън, Масачузетс, САЩ

Ерик Б Рим

1 Катедра по епидемиология, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс, САЩ

2 Чанинг отдел по мрежова медицина, Медицински отдел, Болница Бригам и жени и Медицинско училище в Харвард, Бостън, Масачузетс, САЩ

3 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс, САЩ

Meir J Stampfer

1 Катедра по епидемиология, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс, САЩ

2 Чанинг отдел по мрежова медицина, Медицински отдел, Болница Бригам и жени и Медицинско училище в Харвард, Бостън, Масачузетс, САЩ

3 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс, САЩ

Свързани данни

Резюме

Обективен

Опитахме се да проучим проспективно потенциалните ефекти на алкохола по подтип върху докладваната дългосрочна промяна на теглото.

Методи

Проучихме промяна в приема на алкохол (общо, вино, лека бира, обикновена бира, алкохол) и едновременна промяна в отчетеното телесно тегло в рамките на четиригодишни периоди от 1986 до 2010 г. от американски мъже в последващото проучване на здравните специалисти. Приспособихме се към възрастта, промяната в начина на живот и диетичните ковариати и сърдечно-съдовите рискови фактори.

Резултати

Наблюдавахме 44 603 четиригодишни периода от 14 971 мъже. Общият алкохол, общата бира, обикновената бира и ликьор, моделирани като увеличение на теглото на увеличение на питие/ден, са пряко свързани с умерено наддаване на тегло през четиригодишни периоди, в лири: общ алкохол: 0,23 (0,10–0,35 ); общо бира: 0,29 (0,08–0,51); обикновена бира: 0,61 (0,22–1,00); ликьор: 0,28 (0,09–0,48). Резултатите за вино и лека бира са вино: 0,16 (−0,04–0,36); лека бира: -0,38 (-1,07-0,08). Резултатите бяха най-силни при мъжете Ключови думи: алкохол, телесно тегло, промяна на теглото

Въведение

Проучванията последователно показват, че умереният прием на алкохол е свързан с по-нисък риск от сърдечно-съдови заболявания (ССЗ) (1, 2) и диабет тип 2. (3-5) Въпреки това, връзката между приема на алкохол и телесното тегло е неясна. Обикновено алкохолните калории допълват, вместо да заменят хранителните калории. (6) Някои доказателства сочат, че приемът на алкохол може дори да доведе до увеличен прием на храна (7) чрез засилване на сигналите за възнаграждение на храната и нарушаване на ситостта. (8, 9)

Нито едно проучване не е изследвало проспективно потенциалните ефекти на алкохола по подтип върху дългосрочната промяна на теглото. Дългосрочните, перспективни и многократни оценки на алкохолния подтип и телесното тегло са уникално предимство на данните от последващото проучване на здравните специалисти (HPFS). Проучваме проспективно връзката между промяната в приема на алкохол и промяната на теглото във времето сред мъжете в САЩ.

Методи

Включваме мъже от HPFS, продължаващо проспективно кохортно проучване на 51 529 мъже на средна и по-възрастна възраст в САЩ, които са били на възраст 40-75 години към 1986 г. Съветът за преглед на комитета по човешките субекти в Харвард T.H. Училището за обществено здраве Чан одобри протокола за изследване.

Една единица за наблюдение е един четиригодишен период от една оценка на алкохола до следващата. Между 1986 и 2010 г. участниците попълваха валидиран (19) 131-позиционен полуколичествен въпросник за честотата на храните (FFQ) на всеки четири години. По този начин имахме до седем FFQ и шест измервания на диетичните промени за шест четиригодишни периода. Всеки въпросник задава средна консумация на червено вино, бяло вино, бира и алкохол. Започвайки през 1994 г., обикновената бира и светлата бира се искаха отделно. Средните коефициенти на корелация на Пиърсън, сравняващи оценката на диетата от нашата FFQ с множество седемдневни записи на храни, варират от 0,66 до 0,78 за отделни алкохолни продукти. (20)

Мъжете съобщават за ръст (инчове) и отчетено тегло (паунда [lbs]) на изходно ниво и тегло двугодишно след това по време на проследяването. В проучване за валидиране, коефициентът на корелация на Пиърсън, сравняващ самоотчетеното тегло с теглото, проведено от техник, сред 123 мъже в HPFS е 0,97. (21) Изчислихме промяна в теглото на всеки четири години, в същото време, когато алкохолът и диетата бяха оценени от изваждане на теглото от началото на всеки четиригодишен период от теглото в края на периода. По този начин положителните оценки представляват средно наддаване на тегло, а отрицателните стойности представляват средна загуба на тегло, свързано с увеличение на едно питие през четиригодишния период.

Статистически анализ

Използвахме обобщени модели на линейна регресия, за да изследваме връзката между четиригодишната промяна на теглото (lbs, непрекъснато) и едновременната четиригодишна промяна в приема на алкохол (общо, вино, бира и алкохол; порции/ден, непрекъснато), както е описано по-горе. (22) За да проучим връзката доза-отговор, ние също категоризираме промяната в приема на алкохол (намалена с ≥2, 1 до 15 lbs в рамките на пет години преди изходното ниво. Ние цензурирахме мъжете четири години преди диагностицирането на рак, бъбречна недостатъчност, чернодробно заболяване, язвена болест, белодробна болест, туберкулоза, множествена склероза, амиотрофична латерална склероза и болест на Паркинсон, тъй като те могат да доведат до значителна загуба на тегло. . Пропуснахме четиригодишни периоди, в които липсва информация за алкохола или теглото, тези с неправдоподобен енергиен прием (4200 kcals/ден) или ако участник има ИТМ> 30 в началото на периода. След изключвания, 14 971 мен n допринесоха за 44 603 четиригодишни периода на наблюдение. Таблица S1 предоставя броя на тези изключения.

За да сведем до минимум влиянието на извънредните стойности, ние спечелихме промяна във всички стойности на теглото, алкохола и диетичните ковариации при 0,5 и 99,5 th процентили. За липсващи данни използвахме липсващи индикатори за категорични ковариати и пренесохме последната отчетена стойност за непрекъснати ковариати. Това е еквивалентно на предположението, че ковариативната стойност не се е променила през четиригодишния период. За алкохол и тегло липсващите стойности се пренасочват най-много веднъж; всеки четиригодишен период на промяна, изискващ втора поредна липсваща стойност, е пропуснат. Когато разследвахме лека и обикновена бира, ние включихме информация само от 1994 г. нататък, когато за първи път бяха попитани отделно; ние не пренасяхме информация от въпросници преди 1994 г. за тези анализи.

За да тестваме дали подвидовете са свързани със значително различно наддаване на тегло, проведохме три двупосочни теста на Wald, сравняващи коефициентите за бира, вино и алкохол в нашия основен анализ.

За да изследваме модификацията на ефекта по възраст, ИТМ и прием на алкохол в началото на четиригодишния период, ние се разделихме на ИТМ (2), възраст (1 до 2 и> 2 до 4 напитки/ден), с отделни модели за всяка ковариантна категория. Отчитаме р-стойности за мултипликативни термини на взаимодействие между категориалната променлива на стратификацията и променливата за непрекъсната промяна на алкохола, за да оценим взаимодействието.

Основните анализи не са коригирани за промяна в общата енергия; за разлика от повечето диетични компоненти, алкохолът вероятно не се консумира като заместител на други компоненти. (6-9) Ние обаче включихме алтернативен модел, допълнително коригиран за промяна в общата енергия. Също така проведохме анализи на чувствителността, за да тестваме стабилността на асоциациите, наблюдавани в нашите първични анализи: 1) пропускане на наблюденията, липсващи експозиция, резултат или ковариатни стойности в началото или края на периода (за разлика от използването на наблюдения с липсващи стойности, както е описано по-горе); 2) коригиране на ИТМ за изходно ниво от 1986 г. вместо ИТМ в началото на всеки период; 3) без адаптиране към диетични ковариати; 4) допълнително коригиране на теглото и общия прием на алкохол в началото на всеки четиригодишен период; 5) различни различни критерии за изключване. Използвахме SAS версия 9.2 (SAS Institute) и 0,05 двустранно алфа ниво за всички анализи.

Резултати

14 971 мъже, включени в нашия анализ, допринесоха средно за 3,0-годишни периоди на наблюдение в продължение на проследяване. Таблица 1 показва средни четиригодишни промени в начина на живот и диетичните фактори според едновременната промяна в общия прием на алкохол. Мъжете качват средно по 2 кг през всеки период. Повечето вариращи във времето ковариати не се различават в зависимост от промяната в приема на алкохол, въпреки че промяната в приема на алкохол пряко съответства на промяната в часовете/седмицата на гледане на телевизия (r промени (Δ) в начина на живот и диетичните фактори според едновременните 4-годишни промени в общ прием на алкохол 1, сред HPFS мъже без затлъстяване, 1986–2010. (n = 14 971 мъже, допринасящи за 44 603 4-годишни периода)