Задайте вопрос
Я подтверждаю свое согласие на обработку моих персональных данных.
Нажимая, вы принимаете условия Соглашение
Ваш вопрос успешно отправлен. Ответ будет выслан на указанный Вами e-mail.

Специалистам

Панангин→Специалистам→Потребление калия с пищей и риск инсульта. Мета-анализ проспективных исследований с оценкой дозозависимого эффекта

Потребление калия с пищей и риск инсульта. Мета-анализ проспективных исследований с оценкой дозозависимого эффекта

Susanna C. Larsson, PhD; Nicola Orsini, PhD; Alicja Wolk, DrMSc

Артериальная гипертензия является важным модифицируемым фактором риска инсульта.1 Некоторые алиментарные факторы могут влиять на артериальное давление и, следовательно, на риск инсульта. Доказанные изменения питания, ведущие к снижению артериального давления, — это снижение массы тела, уменьшение количества хлорида натрия (соли) в пище и сокращение употребления алкоголя.2 Также есть данные, указывающие, что увеличенное потребление калия может снижать артериальное давление.2,3 По результатам мета-анализов рандомизированных контролируемых исследований прием калийсодержащих добавок в отдельности или в сочетании с кальцием и/или магнием приводит к небольшому снижению артериального давления.3-5

В недавно проведенном мета-анализе результатов 9 наблюдательных исследований потребления калия и риска инсульта был получен совокупный относительный риск любого инсульта 0,79 (95  % ДИ 0,68–0,90) в категории самого высокого по сравнению с самым низким потреблением калия (7 исследований) или при увеличении потребления калия на 10 ммоль/сут (1 исследование) или на 800 мг/сут (1 исследование).6 Максимальный и минимальный уровни потребления калия в исследованиях существенно различались, что затрудняло интерпретацию общей оценки на основании результатов, полученных в исследуемых выборках с разными диапазонами потребления калия. Более надежным методом объединения результатов отдельных исследований является вычисление совокупного относительного риска при нормированном увеличении потребления калия.

Мета-анализ с оценкой дозозависимого эффекта решает проблему различных диапазонов уровня потребления калия в разных выборках и облегчает количественную оценку связи между потреблением калия и риском инсульта. Чтобы количественно оценить потенциальную связь между потреблением калия и риском инсульта, мы провели мета-анализ проспективных исследований с оценкой дозозависимого эффекта. Поскольку этиологические факторы ишемического инсульта, внутримозгового кровоизлияния и субарахноидального кровоизлияния различаются,7 мы провели стратифицированный анализ по подтипам инсульта.

Методы

Поиск и отбор литературы

Мы следовали стандартным критериям проведения и описания мета-анализов наблюдательных исследований.8 Мы выполнили поиск литературы с января 1966 г. по март 2011 г. в базе данных PubMed по комбинации ключевых слов «потребление калия» и «инсульт». Поиск ограничивался исследованиями с участием людей. Списки литературы в найденных статьях также тщательно проверялись с целью поиска дополнительных исследований по изучаемому вопросу. Ограничения по языку публикации не применялись.

Исследования были включены в мета-анализ при условии соответствия следующим критериям: (1) проспективное исследование; (2) исследуемое воздействие — потребление калия; (3) в качестве исходов рассматривался нефатальный и/или фатальный инсульт; (4) представлены сведения об относительном риске (ОР) и 95 % ДИ как минимум для 3 количественных категорий потребления калия. Показатели ОР должны были быть скорректированы, как минимум, с учетом возраста и пола участников (если применимо).

Извлечение данных

Из каждого исследования извлекались следующие данные: фамилия первого автора, год публикации, название когортного исследования, место проведения исследования, годы наблюдения, пол, возраст, объем выборки (количество случаев и общее количество участников), категории потребления калия, ковариаты, учтенные в многофакторном анализе, и ОР с 95 % ДИ для каждой категории потребления калия. Мы извлекли ОР, которые в наибольшей степени отражали поправки на потенциальные искажающие факторы. Извлечение данных проводили 2 исследователя (S.L., N.O.) независимо друг от друга, разногласия разрешались путем консенсуса.

Статистический анализ

Поскольку диапазон потребления калия и границы категорий потребления в исследованиях различались, мы оценили ОР и 95 % ДИ для увеличения потребления калия на 1000 мг/сут в каждом исследовании. Мы использовали метод, предложенный Greenland и Longnecker9 и Orsini и соавт.,10 чтобы вычислить тенденцию коррелирующих логарифмических оценок ОР в категориях потребления калия. В каждом исследовании для каждой категории каждому ОР были установлены соответствующие медианы или средние значения потребления калия. Если медиана или среднее значение потребления в каждой категории в статье указаны не были, мы подставляли среднюю величину между верхней и нижней границами категории в качестве среднего потребления. Если нижняя или верхняя границы категории самого низкого и самого высокого потребления, соответственно, не были указаны, мы предполагали, что границы имели тот же размах, что и ближайшая категория. Если результаты потребления калия были представлены в виде непрерывной переменной (напр., увеличение потребления на 1 стандартное отклонение), мы пересчитывали ОР на увеличение потребления на 1000 мг/сут.

Чтобы оценить потенциальную нелинейную зависимость риска инсульта от уровня потребления калия, мы провели 2-этапный мета-анализ с оценкой дозозависимого эффекта со случайными эффектами. Для этого мы использовали моделирование потребления калия с помощью ограниченных кубических сплайнов с 3 узлами в фиксированных перцентилях распределения 10 %, 50 % и 90 %.11 На первом этапе модель ограниченных кубических сплайнов оценивали с помощью обобщенной регрессии наименьших квадратов с учетом корреляции в каждом наборе опубликованных ОР, как описано в публикации Orsini и соавт.10 На втором этапе мы обобщили оценки в конкретных исследованиях с помощью метода ограниченного максимального правдоподобия в многофакторном мета-анализе со случайными эффектами.12 Вероятность нелинейности была рассчитана при проверке нулевой гипотезы, предполагающей что коэффициент второго сплайна равен 0.

Статистическую неоднородность исследований оценивали с помощью критерия I2.13 Рассматривались две пограничные отсечки значений I2: <30 % (неоднородность исследований отсутствует или минимальна), от 30 до 75 % (небольшая неоднородность) и >75 % (существенная неоднородность). Мы выполнили анализы, стратифицированные по месту проведения исследования, полу, срокам наблюдения и подтипу инсульта. Систематическую ошибку, связанную с предвзятостью публикаций, оценивали с помощью регрессионного критерия Эггера.14 Все статистические анализы проводились в программе Stata (StataCorp, Колледж-Стейшен, Техас, США). Вероятность <0,05 считалась статистически значимой.

Результаты

Характеристики исследования

В литературном поиске было найдено 107 исследований с участием людей, 94 из которых были исключены из мета-анализа после рассмотрения названий или аннотаций (рисунок 1). Было рассмотрено 13 полнотекстовых статей.15-27 Мы исключили 1 исследование, потому что ОР был указан только для верхнего терциля по отношению к нижнему терцилю потребления калия.19 Еще одно исследование было исключено, потому что в нем отсутствовала информация об ОР.16 Далее мы также исключили 1 исследование, в котором оценивалась связь между экскрецией калия с мочой и риском всех сердечно-сосудистых заболеваний.25 Таким образом, в мета-анализ было включено 10 независимых проспективных исследований, опубликованных за период с 1987 по 2011 годы (таблица). В совокупности в этих исследованиях было зарегистрировано суммарно 8695 случаев инсульта и участвовало 268 276 человек. Пять исследований были проведены в США, 3 – в Европе, 1 – в Японии и 1 – на Тайване. В большинстве исследований были указаны ОР с коррекцией с учетом возраста (все 10 исследований), курения (9 исследований), употребления алкоголя (8 исследований), индекса массы тела (8 исследований), сахарного диабета в анамнезе (8 исследований), артериальной гипертензии в анамнезе или данных изменения артериального давления (8 исследований), уровня физической активности (7 исследований) и потребления других питательных веществ (6 исследований).

1.png
2.png
3.png

Потребление калия и инсульт

Мы не выявили признаков нелинейной связи между потреблением калия и риском инсульта (P для нелинейности = 0,35). Расчетные показатели ОР любого инсульта при увеличении потребления калия на 1000 мг/сут в каждом исследовании и совокупный ОР представлены на рисунке 2. Совокупный ОР всех инсультов при увеличении потребления калия на каждые 1000 мг/сут составил 0,89 (95 % ДИ 0,83–0,97) с небольшой неоднородностью между исследованиями (P = 0,03, I2 = 50,8 %). В анализе чувствительности мы установили, что наблюдаемая неоднородность обусловлена исследованием Khaw и соавт.15 После исключения этого исследования совокупный ОР составил 0,91 (95 % ДИ 0,86–0,96) с минимальной неоднородностью между исследованиями (P = 0,25, I2 = 20,7 %). Дозозависимая связь между потреблением калия и риском инсульта представлена на рисунке 3. В данный анализ невозможно было включить 2 исследования, в которых представлен ОР для потребления калия, анализируемого в качестве непрерывной переменной.15,22 Критерий регрессии Эггера не показал значимой асимметрии воронкообразной диаграммы (P = 0,14), что свидетельствует об отсутствии существенной систематической ошибки, связанной с предвзятостью публикаций.

Когда мы ограничили анализ 6 исследованиями с поправкой на потребление других питательных веществ,17,18,20,22,24,27 совокупный ОР всех инсультов при увеличении потребления калия на каждые 1000 мг/сут составил 0,90 (95 %                      ДИ 0,83–0,97). Связь между уровнем потребления калия и риском инсульта была аналогичной у мужчин (ОР 0,87; 95 % ДИ 0,73–1,05), женщин (ОР 0,81; 95 % ДИ 0,58–1,14) и при комбинации исследований с участием мужчин и женщин (ОР 0,90; 95 % ДИ 0,80–1,01). Совокупный ОР инсульта при увеличении потребления калия на 1000 мг/сут составил 0,88             (95 % ДИ 0,77–1,02) в исследованиях, проведенных в США, 0,93 (95 % ДИ 0,88–0,98) в европейских исследованиях и 0,77 (95 % ДИ 0,57–1,06) в азиатских исследованиях. Связь между потреблением калия и риском инсульта была аналогичной в исследованиях с периодом наблюдения <10 лет (ОР 0,86; 95 % ДИ 0,69–1,08) и в исследованиях с периодом наблюдения ≥10 лет (ОР 0,92; 95 % ДИ 0,88–0,96).

В пяти исследованиях были представлены результаты по подтипам инсульта.18,23,24,26,27 В этих исследованиях совокупный ОР при увеличении потребления калия на 1000 мг/сут составил 0,89 (95 % ДИ 0,81–0,97) для ишемического инсульта, 0,95 (95 % ДИ 0,83–1,09) для внутримозгового кровоизлияния и 1,08 (95 % ДИ 0,92–1,27) для субарахноидального кровоизлияния.

4.png

5.png

Обсуждение

Результаты данного мета-анализа 10 проспективных исследований указывают на наличие статистически достоверной обратной ассоциации между уровнем потребления калия и риском инсульта. Увеличение потребления калия на 1000 мг/сут сопровождалось снижением риска любого инсульта и ишемического инсульта на 11 %. Потребление калия не влияло на частоту геморрагических инсультов. Выявленная связь была аналогичной в исследованиях, проведенных в США, Европе и Азии.

Богатыми источниками калия являются фрукты, овощи, корнеплоды, бобовые и молочные продукты. В США рекомендуемая суточная норма потребления калия для взрослых установлена на уровне 4700 мг.28 Приблизительное содержание калия в некоторых продуктах питания составляет: 420 мг в 1 банане среднего размера, 470 мг в 1 стакане апельсинового сока, 800 мг в 1 стакане томатного соуса, 610 мг в 1 картофелине в мундире, 360 мг в половине стакана приготовленной фасоли, 380 мг в 1 стакане обезжиренного молока и 580 мг в 225 г обезжиренного йогурта.28

Обратная зависимость между уровнем потребления калия и риском инсульта, по всей видимости, ограничивается ишемическим инсультом. Если бы потенциальное профилактическое действие калия в отношении риска инсульта было опосредовано снижением артериального давления, потребление калия снижало бы риск и геморрагического инсульта. Следовательно, по всей вероятности, влияние калия на ишемический инсульт хотя бы частично объясняется другими механизмами. Исследования на животных показали, что рацион, обогащенный калием, подавляет образование свободных радикалов29-31 и оказывает защитное действие при эндотелиальной дисфункции.32 Кроме того, в исследованиях in vitro установлено, что увеличение потребления калия с пищей подавляет пролиферацию гладкомышечных клеток сосудов.33

Сильной стороной данного мета-анализа является проспективный дизайн включенных исследований, что позволило избежать систематической ошибки отбора и ошибки памяти, которые могли бы стать проблемой при включении в анализ ретроспективных исследований по типу «случай-контроль». Также следует упомянуть и несколько потенциальных ограничений. Во-первых, в связи с наблюдательным дизайном, нельзя исключить вероятность того, что другие факторы могли служить причиной выявленной зависимости. Тем не менее, в большинстве исследований, включенных в данный мета-анализ проводилась коррекция с учетом потенциальных искажающих факторов, включая возраст, курение, индекс массы тела, уровень физической активности, артериальную гипертензию и сахарный диабет в анамнезе, употребление алкоголя и потребление других питательных веществ. Богатые калием фрукты и овощи также содержат много других питательных веществ, таких как витамин С, фолиевая кислота, магний, каротиноиды и пищевые волокна, которые могут влиять на риск инсульта. Обратная зависимость между потреблением калия и риском инсульта сохранялась, когда мы ограничивали анализ исследованиями, в которых применялась поправка на другие питательные вещества. В одном исследовании, в котором описаны результаты оценки зависимости между приемом калийсодержащих добавок и риском инсульта, выявлена сильная обратная ассоциация между приемом калийсодержащих добавок и инсультом после коррекции с учетом наличия артериальной гипертензии в анамнезе (ОР 0,55; 95 % ДИ 0,35–0,86).17 Эти данные подтверждают тот факт, что результаты настоящего мета-анализа объясняются потреблением калия, а не других питательных веществ. Второе ограничение — это возможная ошибка в классификации потребления калия, что, вероятнее всего, могло привести к недооценке истинной зависимости между потреблением калия и риском инсульта. В-третьих, результаты мета-анализа опубликованных исследований могут быть подвержены систематической ошибке, связанной с предвзятостью публикаций. Тем не менее, мы не выявили признаков данной систематической ошибки в настоящем мета-анализе.

В заключение необходимо отметить, что в данном мета-анализе установлена статистически достоверная обратная ассоциация между уровнем потребления калия и риском инсульта. В будущих исследованиях необходимо попытаться оценить, является ли эта связь причинно обусловленной и различается ли она в зависимости от подтипа инсульта.

Источники финансирования

Данное исследование проведено при поддержке грантов от Шведского совета по трудовой деятельности и социологическим исследованиям (FAS) и Стипендиальной программы поддержки исследователей Каролинского института (S.C.L.). Источники финансирования не имели отношения к разработке дизайна и проведению исследования; сбору, управлению, анализу и интерпретации данных; или подготовке, обзору и утверждению рукописи.

Раскрытие конфликта интересов

Конфликт интересов отсутствует.


Получено 1 апреля 2011 г.; принято 5 мая 2011 г.

Кафедра эпидемиологии питания, Национальный институт гигиены окружающей среды, Каролинский институт, Стокгольм, Швеция.

Адрес для переписки: Сюзанна К. Ларссон (Susanna C. Larsson), д-р фил., кафедра эпидемиологии питания, Национальный институт гигиены окружающей среды, Каролинский институт, п/я 210, SE-17177 Стокгольм, Швеция. Эл почта: susanna.larsson@ki.se

© 2011 Американская ассоциация кардиологов, Инк.

Список литературы

  1. O’Donnell MJ, Xavier D, Liu L, Zhang H, Chin SL, Rao-Melacini P, et al. Risk factors for ischaemic and intracerebral haemorrhagic stroke in 22 countries (the Interstroke study): a case– control study. Lancet. 2010;376: 112–123.
  2. Savica V, Bellinghieri G, Kopple JD. The effect of nutrition on blood pressure. Annu Rev Nutr. 2010;30:365– 401.
  3. Whelton PK, He J, Cutler JA, Brancati FL, Appel LJ, Follmann D, Klag MJ. Effects of oral potassium on blood pressure. Meta-analysis of randomized controlled clinical trials. JAMA. 1997;277:1624 –1632.
  4. Beyer FR, Dickinson HO, Nicolson DJ, Ford GA, Mason J. Combined calcium, magnesium and potassium supplementation for the management of primary hypertension in adults. Cochrane Database Syst Rev. 2006;3: CD004805.
  5. Dickinson HO, Nicolson DJ, Campbell F, Beyer FR, Mason J. Potassium supplementation for the management of primary hypertension in adults. Cochrane Database Syst Rev. 2006;3:CD004641.
  6. D’Elia L, Barba G, Cappuccio FP, Strazzullo P. Potassium intake, stroke, and cardiovascular disease a meta-analysis of prospective studies. J Am Coll Cardiol. 2011;57:1210 –1219.
  7. Leppa¨la¨ JM, Virtamo J, Fogelholm R, Albanes D, Heinonen OP. Different risk factors for different stroke subtypes: association of blood pressure, cholesterol, and antioxidants. Stroke. 1999;30:2535–2540.
  8. Stroup DF, Berlin JA, Morton SC, Olkin I, Williamson GD, Rennie D, et al. Meta-analysis of observational studies in epidemiology: a proposal for reporting. Meta-analysis of Observational Studies in Epidemiology (MOOSE) group. JAMA. 2000;283:2008 –2012.
  9. Greenland S, Longnecker MP. Methods for trend estimation from summarized dose–response data, with applications to meta-analysis. Am J Epidemiol. 1992;135:1301–1309.
  10. Orsini N, Bellocco R, Greenland S. Generalized least squares for trend estimation of summarized dose–response data. Stata J. 2006;6:40 –57.
  11. Harrell FE Jr, Lee KL, Pollock BG. Regression models in clinical studies: determining relationships between predictors and response. J Natl Cancer Inst. 1988;80:1198 –1202.
  12. Jackson D, White IR, Thompson SG. Extending Dersimonian and Laird’s methodology to perform multivariate random effects meta-analyses. Stat Med. 2010;29:1282–1297.
  13. Higgins JP, Thompson SG. Quantifying heterogeneity in a meta-analysis. Stat Med. 2002;21:1539 –1558.
  14. Egger M, Davey Smith G, Schneider M, Minder C. Bias in meta-analysis detected by a simple, graphical test. BMJ. 1997;315:629–634.
  15. Khaw KT, Barrett-Connor E. Dietary potassium and stroke-associated mortality. A 12-year prospective population study. N Engl J Med. 1987; 316:235–240.
  16. Lee CN, Reed DM, MacLean CJ, Yano K, Chiu D. Dietary potassium and stroke. N Engl J Med. 1988;318:995–996.
  17. Ascherio A, Rimm EB, Hernan MA, Giovannucci EL, Kawachi I, Stampfer MJ, et al. Intake of potassium, magnesium, calcium, and fiber and risk of stroke among US men. Circulation. 1998;98:1198 –1204.
  18. Iso H, Stampfer MJ, Manson JE, Rexrode K, Hennekens CH, Colditz GA, et al. Prospective study of calcium, potassium, and magnesium intake and risk of stroke in women. Stroke. 1999;30:1772–1779.
  19. Fang J, Madhavan S, Alderman MH. Dietary potassium intake and stroke mortality. Stroke. 2000;31:1532–1537.
  20. Bazzano LA, He J, Ogden LG, Loria C, Vupputuri S, Myers L, et al. Dietary potassium intake and risk of stroke in us men and women: National Health and Nutrition Examination Survey I epidemiologic follow-up study. Stroke. 2001;32:1473–1480.
  21. Green DM, Ropper AH, Kronmal RA, Psaty BM, Burke GL. Serum potassium level and dietary potassium intake as risk factors for stroke. Neurology. 2002;59:314 –320.
  22. Geleijnse JM, Witteman JC, Stijnen T, Kloos MW, Hofman A, Grobbee DE. Sodium and potassium intake and risk of cardiovascular events and all-cause mortality: the Rotterdam study. Eur J Epidemiol. 2007;22: 763–770.
  23. Larsson SC, Virtanen MJ, Mars M, Ma¨nnisto¨ S, Pietinen P, Albanes D, Virtamo J. Magnesium, calcium, potassium, and sodium intakes and risk of stroke in male smokers. Arch Intern Med. 2008;168:459–465.
  24. Umesawa M, Iso H, Date C, Yamamoto A, Toyoshima H, Watanabe Y, et al. Relations between dietary sodium and potassium intakes and mortality from cardiovascular disease: the Japan Collaborative Cohort Study for evaluation of cancer risks. Am J Clin Nutr. 2008;88:195–202.
  25. Cook NR, Obarzanek E, Cutler JA, Buring JE, Rexrode KM, Kumanyika SK, et al. Joint effects of sodium and potassium intake on subsequent cardiovascular disease: the trials of hypertension prevention follow-up study. Arch Intern Med. 2009;169:32– 40.
  26. Weng LC, Yeh WT, Bai CH, Chen HJ, Chuang SY, Chang HY, et al. Is ischemic stroke risk related to folate status or other nutrients correlated with folate intake? Stroke. 2008;39:3152–3158.
  27. Larsson SC, Virtamo J, Wolk A. Potassium, calcium, and magnesium intake and risk of stroke in women. Am J Epidemiol. 2011 May 3 [Epub ahead of print].
  28. Dietary Guidelines for Americans. Key Recommendations. Office of Disease Prevention and Health Promotion, Office of the Assistant Secretary for Health, Office of the Secretary, US Department of Health and Human Services; 2005. Available at: https://get.health/. gov/dietaryguidelines/dga2005/document/default.htm.
  29. McCabe RD, Bakarich MA, Srivastava K, Young DB. Potassium inhibits free radical formation. Hypertension. 1994;24:77– 82.
  30. Ishimitsu T, Tobian L, Sugimoto K, Everson T. High potassium diets reduce vascular and plasma lipid peroxides in stroke-prone spontaneously hypertensive rats. Clin Exp Hypertens. 1996;18:659–673.
  31. Kido M, Ando K, Onozato ML, Tojo A, Yoshikawa M, Ogita T, Fujita T. Protective effect of dietary potassium against vascular injury in saltsensitive hypertension. Hypertension. 2008;51:225–231.
  32. Ishimitsu T, Tobian L. High potassium diets reduce endothelial permeability in stroke-prone spontaneously hypertensive rats. Clin Exp Pharmacol Physiol. 1996;23:241–245.
  33. McCabe RD, Young DB. Potassium inhibits cultured vascular smooth muscle cell proliferation. Am J Hypertens. 1994;7:346 –350.

cкачать