Asociația aporturilor dietetice și a concentrațiilor serice determinate genetic de acizi grași mono și polinesaturați asupra bolilor cronice de rinichi: perspective din analiza dietetică și randomizarea mendeliană

Abstract

Aportul de acizi grași polinesaturați (PUFA) este în general asociat cu o funcție renală mai bună, în timp ce asocierea acizilor grași mononesaturați (MUFA) rămâne neconfirmată. Analiza de randomizare mendeliană (MR) a fost utilizată pentru a obține estimări neconfundate ale asocierii cauzale a aportului alimentar și a nivelurilor serice de PUFA și MUFA determinate genetic cu măsurile funcției renale. Au fost utilizate date de la participanții la Sondajele naționale de examinare a sănătății și nutriției (NHANES) de la 2005 la 2010. Datele din cele mai mari studii de asociere la nivelul genomului (GWAS) privind MUFA, PUFA, eGFR și boala renală cronică (CKD) au fost analizate pentru întregul eșantion. Au fost incluși în total 16.025 de participanți. eGFR s-a îmbunătățit de-a lungul quartilelor în creștere ale aportului total de PUFA de la 86,3 ± 0,5 (Q1) la 96,2 ± 0,5 mL/min/1,73 m2 (Q4), (p < 0,001). În schimb, nu a existat nicio asociere între aportul de MUFA și măsurile funcției renale (toate p > 0,21). În modelele multivariabile, quartila superioară a aportului de PUFA a avut un risc cu 21% mai mic pentru CKD, dar nu a existat o asociere semnificativă între riscul CKD și aportul de MUFA. Concentrațiile serice de MUFA (heptadecenoat (17:1), acid miristoleic (14:1) și acid palmitoleic (16:1)) și PUFA (acid -linolenic și acid eicosapentaenoic) determinate genetic nu au avut o asociere semnificativă cu eGFR și riscul CKD. În plus, nu a fost găsită nicio asociere în analizele stratificate în funcție de starea diabetului. Aportul alimentar mai mare de PUFA este asociat cu un risc mai scăzut de CKD, în timp ce nu a existat nicio asociere cu nivelurile serice de MUFA sau PUFA. Sunt justificate studii suplimentare, inclusiv studii clinice.

Cuvinte cheie

randomizare mendeliană; acizi grași serici; acizi grași mononesaturați; boală cronică de rinichi; acizi grași polinesaturați; functie renala.

Faceți clic aici pentru a afla care sunt beneficiile Cistanche pentru Rinichi

Introducere

Boala cronică de rinichi (IRC) este definită ca o afectare semnificativă a funcției renale, identificată printr-o rată redusă de filtrare glomerulară (RFG) sau creșterea excreției urinare de albumină (albuminurie), care sunt confirmate de două sau mai multe ori la interval de cel puțin 3 luni [1]. Prevalența globală a CKD a fost estimată între 11 și 13%, prevalența crescând odată cu vârsta și până la 34% dintre subiecții cu vârsta peste 70 de ani au un eGFR scăzut, indicând prezența CKD [2,3]. Se știe că CKD este asociată și contribuie la povara bolii multiple a comorbidităților, inclusiv diabetul [4–6], hipertensiunea [7,8], obezitatea [9,10] și în special bolile cardiovasculare [11–14] și ca astfel, este asociat cu o mortalitate mai mare de toate cauzele [13].

Atât concentrațiile plasmatice scăzute, cât și aportul alimentar de n-3 și n-6 acizi grași polinesaturați (PUFA) au fost anterior asociate cu afectarea funcției renale [15–17], în timp ce un acizi grași saturati (SFA) mai scăzut aportul a fost asociat cu îmbunătățirea funcției renale [18]. Asocierea dintre acizii grași mononesaturați (MUFA) și riscul de CKD rămâne însă puțin înțeleasă. Un mecanism potențial prin care PUFAs pot juca un rol protector în funcția rinichilor este prin reglarea în jos a anumitor aspecte ale răspunsului inflamator, de exemplu, o reducere a citokinelor proinflamatorii [19]. Într-adevăr, niveluri mai scăzute de markeri plasmatici ai inflamației cronice, cum ar fi CRP și factorul de necroză tumorală alfa, au fost observate la adulții în vârstă cu niveluri serice mai mari de PUFA [20]. Cu toate acestea, astfel de date observaționale nu pot fi utilizate pentru a determina cauzalitatea PUFA serice în etiologia CKD.

Analiza randomizării mendeliane (MR) utilizând polimorfisme de nucleotidă unică (SNP) funcționale asociate cu modificări specifice ale expunerilor fiziologice (cum ar fi MUFA și PUFA seric), ca instrumente genetice de analiză, sunt capabile să furnizeze dovezi imparțiale și solide cu privire la mecanismele patogenezei bolii și eficacitatea tratamentelor. În comparație cu epidemiologia convențională a factorilor de risc, aceste studii sunt considerabil mai puțin predispuse la confuzie, părtinire reziduală și cauzalitate inversă [21]. În timp ce studiile randomizate controlate (RCT) sunt considerate utile pentru determinarea cauzalității, acestea sunt adesea limitate de cost, timp și constrângeri etice, în funcție de caracteristicile expunerii și de starea bolii studiate. Studiile MR pot fi considerate o modalitate de a evita aceste probleme inerente ale RCT și, în plus, datele din astfel de studii pot fi utilizate pentru a îmbunătăți dezvoltarea de RCT pilot și strategii pentru studiile clinice prin elucidarea potențialei eficacități a unei intervenții sau chiar și amploarea efectului la indivizi și grupuri selectate [22].

Prin urmare, datele sondajului național (Sondaje de examinare a nutriției și sănătății (NHANES)) și analiza randomizării mendeliane (MR) au fost utilizate pentru a determina estimări imparțiale ale asocierii ocazionale a nivelurilor serice determinate genetic și a aportului alimentar de MUFA și PUFA cu funcția renală.

Pudra de Cistanche

Materiale și metode

Ancheta Nationala

1. Populația

Am folosit date din NHANES, care au fost publicate anterior în detaliu [23]. Pe scurt, sondaje transversale repetate sunt efectuate de Centrul Național de Statistică a Sănătății din SUA (NCHS). Acestea constau în vizite la domiciliu în care sunt folosite chestionare pentru a colecta date despre demografie și obiceiuri de sănătate, cum ar fi dieta. Proceduri complexe de eșantionare probabilă în mai multe etape sunt folosite de NHANES pentru a asigura reprezentarea rasială/etnică adecvată, precum și recrutarea din diverse locații [23]. Consiliul de evaluare a eticii cercetării NCHS a aprobat protocolul și toți participanții au furnizat consimțământul informat.

Metodele pentru analizele specifice pot fi găsite în Manualul de proceduri de laborator/tehnologi medicali NHANES [24–27]. Sângele a fost extras dintr-o venă antecubitală urmând un protocol standard. Metoda ratei Jaffe (picrat alcalin cinetic) a fost utilizată în partea de chimie modulară D×C800 pentru a determina concentrația de creatinine în ser. Calibrarea creatininei a fost trasabilă la o metodă de referință prin spectrometrie de masă cu diluție izotopică [28]. Creatinina urinară și albumina urinară (care au fost evaluate utilizând un imunotest fluorescent în fază solidă a unei probe de urină aleatoare) [29] au fost utilizate pentru a calcula raportul albumină în urină la creatinina (ACR). eGFR a fost calculat utilizând ecuația CKD Epidemiology Collaboration (CKD-EPI) (în ml/min/1,73 m2). IRC prevalentă a fost identificată ca un eGFR<60 mL/min/1.73 m2 [29].

2. Aportul alimentar

Aportul alimentar a fost evaluat prin rechemarea de 24 de ore, obținută cu asistența unui intervievator instruit, prin utilizarea metodei automate de trecere multiplă (AMPM) al Departamentului de Agricultură al Statelor Unite, care este un sistem de interviu cu sonde standardizate care este ajutat de un sistem computerizat [30,31]. Pe scurt, tipul și cantitatea tuturor alimentelor și băuturilor ingerate în perioada de 24 de ore înainte de interviul dietetic (de la 12:00 la 12:00) au fost colectate folosind AMPM. AMPM este conceput pentru a asigura o colectare de date mai completă și mai precisă, reducând în același timp sarcina asupra participanților [31,32]. În studiul actual, am folosit datele privind aportul total de MUFA, precum și aportul de MUFA specifici: 16:1 (hexadecenoic, cunoscut sub numele de acid palmitoleic), 18:1 (octadecenoic, cunoscut în mod obișnuit ca acid oleic (OA) ), 20:1 (eicosenoic) și 22:1 (Tetracosenoic). De asemenea, am analizat date privind aportul de PUFA totale, precum și PUFA individuale: PUFA 18:2 (octadecadienoic, cunoscut în mod obișnuit ca acid linoleic (LA)), PUFA 18:3 (octadecatrienoic, cunoscut sub numele de acid -linolenic (ALA) )), PUFA 18:4 (octadecatetraenoic), PUFA 20:4 (eicosatetraenoic (ETA)), PUFA 20:5 (eicosapentaenoic (EPA)), PUFA 22:5 (docosapentaenoic (DPA)) și PUFA 22:6 ( docosahexaenoic (DHA)).

3. Analiza Statistică

Au fost utilizate liniile directoare ale CDC pentru analiza datelor complexe NHANES, folosind metodele de ponderare adecvate și contabilizarea varianței mascate [33]. Media și eroarea standard a mediei (SEM) au fost utilizate pentru măsurile continue (analiza varianței) și procentele pentru variabilele categoriale (chi-pătrat). Pentru a evalua normalitatea datelor, a fost aplicat testul Kolmogorov-Smirnov. Media ajustată a markerilor funcției renale specifice (creatinină serică, ACR și eGFR) în quartilele MUFA și PUFA au fost estimate utilizând analiza covarianței (ANCOVA). Aceste modele au fost ajustate pentru vârstă, sex, rasă, raportul sărăcie-venit, glicemia a jeun, tensiunea arterială sistolică și diastolică, aportul de energie, aportul de carne roșie, indicele de masă corporală (IMC, kg/m2), diabetul (DM) (antecedente auto-raportate de DZ sau glucoză plasmatică a jeun Mai mare sau egală cu 126 mg/dL) și hipertensiune arterială (HTN), diagnosticată la persoanele cu tensiune arterială sistolica Mai mare sau egală cu 140 mmHg, sânge diastolic presiune mai mare sau egală cu 90 mmHg, sau la cei cu medicamente antihipertensive [34]. Transformările jurnalului au fost efectuate pentru variabilele cu o abatere de la o distribuție normală. Modele de regresii logistice cu trei niveluri diferite de ajustări (modelul 1: vârstă, sex, rasă și raportul sărăcie/venit; modelul 2: vârstă, sex, rasă, raport sărăcie/venit, glicemia a jeun, tensiunea arterială sistolică și diastolică și hipertensiune arterială (HTN) și modelul 3: vârstă, sex, rasă, raportul sărăcie-venit, glicemia a jeun, tensiunea arterială sistolică și diastolică, HTN, trigliceride (TG) și colesterol cu ​​lipoproteine ​​de înaltă densitate (HDL), diabet zaharat (DM) ), indicele de masă corporală (IMC) și proteina C-reactivă (CRP)), au fost apoi utilizate pentru a deriva raportul de cote (OR) și intervalul de încredere (CI) de 95 la sută pentru asocierea cu CKD prevalentă în quartilele MUFA și PUFA. Cel mai mic quartila a fost întotdeauna folosit ca valoare de referință. Factorii de inflație ale varianței (VIF) au fost aplicați la fiecare pas pentru a evalua multi-colinearitatea pentru regresiile liniare multiple [35]. Multi-colinearitatea a fost considerată ridicată atunci când VIF a fost mai mare de 10 [35]. Toate testele au fost cu două fețe, iar o valoare p mai mică de 0,05 a caracterizat rezultate semnificative.

Cistanche tubulosa

Randomizare mendeliană

1. Proiectarea studiului

Acest studiu a folosit un design de studiu MR cu două eșantioane. Pe scurt, statistici rezumative din diferite studii de asociere la nivelul genomului (GWAS) au fost analizate pentru expunerile (MUFA serice și PUFA) și rezultatele (funcția renală) de interes, pentru a estima efectele primelor asupra celor din urmă [36]. Adică, predictorii genetici ai MUFA serice și PUFA au fost aplicați la studiile de caz-control cu ​​genotip extensiv ale funcției renale (eGFR și riscul de CKD) pentru a obține estimări ale asocierii lor.

2. Predictorii genetici ai expunerilor

Am extras date rezumate pentru asocierea dintre SNP și patru MUFA circulanți (acid miristoleic (14:1 (octadecenoic)), acid palmitoleic (16:1 (hexadecenoic)), 10-heptadecenoat (17:1), acid oleic (18:1 (octadecenoic))) din GWAS (7824 de adulți de ascendență europeană) (Tabelul suplimentar S1). Genotipizarea, controlul calității și procedurile de imputare au fost elaborate anterior [37]. Pentru analiza PUFA serice, am extras date rezumative pentru asocierea dintre SNP și concentrația circulantă de ALA și EPA din meta-GWAS CHARGE (n=8866 adulți, de origine europeană) [38]. În cazurile în care un SNP nu a fost disponibil pentru statisticile rezumate GWAS de rezultat, au fost identificate SNP-uri proxy. A fost necesar un dezechilibru minim de legătură (LD) r2=0.8 pentru astfel de SNP-uri proxy. Estimările de părtinire a efectului pot fi induse de corelația dintre SNP-uri și, pentru a minimiza această părtinire, instrumentele noastre genetice au fost limitate la SNP-uri independente care nu se află în dezechilibru de legătură (p=0.0001). Ne referim la un set de SNP care procurează MUFA și PUFA seric ca „instrumente genetice”.

3. Predictorii genetici ai rezultatelor

O meta-analiză constând din cel mai mare eșantion de studiu genotipizat (n=133,413 cu replicare la până la 42166 de participanți) a fost utilizată pentru a obține asocieri genetice cu eGFR [39], care a fost determinată folosind Modificarea cu patru variabile a Ecuația de studiu a dietei în bolile renale (MDRD) [39]. Determinarea CKD a fost un eGFR<60 mL/min/1.73 m2 and that of type 2 diabetes (T2 D) was fasting glucose ≥126 mg/dL, antidiabetic drug treatment, or self-reported. Kidney function and T2 D were assessed simultaneously. For the GWAS analysis, a centralized analysis plan was applied with each study regressing sex- and age-adjusted residuals of the logarithm of eGFR on the SNP dosage levels. Furthermore, logistic regression of CKD was performed on SNP dosage levels, adjusting for sex and age. For all traits, adjustment for appropriate study-specific features, such as study site and genetic principal components, was included in the regression, and family-based studies appropriately accounted for relatedness.

4. Statistici

Am combinat efectul instrumentelor folosind metoda ponderată cu variația inversă (IVW). Valoarea Q pentru IVW a fost utilizată pentru a determina eterogenitatea. Deoarece estimarea efectului final poate fi potențial afectată de variantele pleiotrope, a fost efectuată o analiză a sensibilității care include mediana ponderată (WM) și MR-Egger și folosind metoda leave-one-out [36]. Estimările cauzale în MR-Egger sunt mai puțin precise decât cele obținute folosind IVW MR [40] datorită unei rate mai mici de fals-pozitive și unei rate mai mari de fals-negative asociate, ceea ce duce la o putere statistică mai mică [41].

Statistica de eterogenitate Q0 a fost utilizată pentru a determina eterogenitatea dintre estimările variantelor genetice individuale [42]. În plus, ipoteza de „excludere-restricție” a analizei variabilelor instrumentale a fost evaluată utilizând versiunea Ensembl (http: //useast.ensembl.org/index.html, accesată la 2 aprilie 2020) și PhenoScanner (fenotipurile SNP sunt furnizate de Ensembl și de fenotipurile SNP-urilor corelate sunt furnizate de PhenoScanner).

5. Analiza de sensibilitate

Analiza de sensibilitate a fost efectuată utilizând MR-Egger și testul MR-pleiotropie residual sum and outlier (MR-PRESSO) [42]. Estimările efectelor outlier au fost detectate de cadrul MR-PRESSO, care ulterior le-a eliminat din analiză. Acest lucru a fost realizat prin regresia asocierilor variante-rezultat pe asocierile variante-expunere. În plus, scorul MR-Robust Adjusted Profile (RAPS) a fost aplicat pentru a corecta pleiotropia. Pentru a se califica ca rezultat, estimările cauzale trebuie să fie de acord atât în ​​direcție cât și în amploare în cadrul metodelor MR, trebuie să aibă o semnificație nominală în IVW MR și nu trebuie să prezinte nicio dovadă de părtinire din pleiotropia orizontală. Toate analizele au fost efectuate folosind software-ul R (versiunea 3.4.2 R Core Team, 2017).

Cistanche capsule

Discuţie

În acest articol, am analizat datele dietetice privind aportul de MUFA și PUFA, împreună cu un set de variante genetice care s-a demonstrat a fi asociate cu patru MUFA și PUFA serice circulante pentru a determina asocierea lor cu funcția renală. Nu a fost observată nicio asociere semnificativă între diferitele aporturi alimentare de MUFA. În schimb, aportul alimentar de PUFA a fost invers asociat cu măsurile funcției renale și CKD prevalentă. Cu toate acestea, analizele MR nu au susținut niciun efect cauzal al diferitelor concentrații de MUFA sau PUFA asupra CKD.

CKD este frecvent observată ca o comorbiditate în bolile cronice ale stilului de viață, inclusiv diabet, hipertensiune arterială, obezitate și boli cardiovasculare [4–14], toate acestea fiind componente ale sindromului metabolic (MetS), care în sine a fost asociat cu CKD în mai multe meta. -analize [43,44]. Schimbarea stilului de viață care implică intervenția alimentară este văzută ca un tratament potențial rentabil pentru MetS [45,46]. În special, modularea acizilor grași dietetici, cuprinzând înlocuirea acizilor grași saturați (SFA) cu MUFA și PUFA, este benefică pentru prevenirea și îmbunătățirea componentelor MetS [47-51]. Datorită prevalenței și semnificației clinice a CKD [1,2], determinarea rolului macronutrienților specifici în etiologia acesteia ar trebui considerată importantă.

Deși se crede că asocierea cauză-efect dintre CKD și anumite componente ale MetS (diabet și hipertensiune arterială) este bidirecțională [11], iar aportul mai mare de MUFA: SFA, împreună cu aportul crescut de PUFA, poate duce la îmbunătățirea acestor condiții. [50–52], există puține dovezi care să arate o asociere directă între aportul de MUFA în mod specific și CKD. De exemplu, în timp ce aportul de PUFA a fost asociat cu un risc mai scăzut de CKD la o populație non-diabetică, o astfel de asociere nu a fost observată pentru MUFA [17]. În mod similar, într-un studiu observațional la o populație diabetică, aportul de MUFA nu a fost asociat cu îmbunătățiri ale funcției renale, în timp ce a fost observată o asociere pentru raportul MUFA: SFA și aportul de PUFA [18]. Există mai multe mecanisme presupuse prin care un aport crescut de PUFA ar putea proteja funcția renală, variind de la efectele asupra moleculelor de reglare implicate în procesele inflamatorii renale [53], reducerea proteinuriei [54], îmbunătățirea nivelului tensiunii arteriale [55], reducerea ale trigliceridelor serice [56] și chiar îmbunătățiri ale funcției vaselor de sânge [57].

Nu am găsit nicio asociere semnificativă între diferitele aporturi alimentare de MUFA totale și individuale și CKD. Adăugarea analizei MR face ca studiul nostru să fie superior studiilor observaționale simple, deoarece MR este un instrument puternic pentru detectarea cauzalității [21], iar rezultatele noastre nu susțin o asociere cauzală între MUFA serice și CKD. De asemenea, analiza RM nu a arătat o astfel de asociere între markerii determinați genetic ai ALA și EPA seric și funcția renală. Acest lucru ar putea indica faptul că rezultatele studiului observațional al aportului alimentar ar putea fi afectate de cauzalitate confuză sau chiar inversă. Pe scurt, alegerile dietetice sănătoase (cum ar fi aportul crescut de PUFA) apar adesea împreună cu alți factori de dietă sau stil de viață sănătoși [58], ceea ce duce la interpretarea confuză a rezultatelor. De exemplu, modelele alimentare sănătoase, cum ar fi Mediterranean, DASH și Prudent, care tind să fie bogate în fructe, legume și cereale integrale și mai scăzute în carne roșie și procesată, cereale rafinate și zahăr adăugat, sunt asociate cu un risc redus. a bolilor cronice precum obezitatea, diabetul și bolile cardiovasculare [59] și, ulterior, cu un risc redus de CKD [60]. Compoziția generală a acestor modele alimentare mai sănătoase, precum și alte comportamente de stil de viață sănătoase care apar adesea împreună [58,61] și care pot promova o mai bună funcție renală, pot încurca o analiză alimentară concentrată pe nutrienți specifici, în acest caz, PUFA. Într-adevăr, acest lucru poate explica diferența de rezultate pentru analiza dietei și randomizarea mendeliană despre PUFA și riscul de CKD. În mod similar, cauzalitatea inversă, prin care cunoașterea stării bolii sau a markerului bolii influențează alegerile dietetice, poate fi deosebit de problematică în studiile retrospective [62]. Cu toate acestea, ar trebui luat în considerare un alt motiv posibil pentru discrepanța dintre analiza dietei și rezultatele RM. Nu trebuie trecut cu vederea faptul că se știe că acizii grași serici sunt determinați în mare parte din cauza aportului alimentar [63]. Prin urmare, acest studiu poate evidenția faptul că MR poate să nu fie o metodă de analiză adecvată pentru determinarea rolului unor astfel de markeri serici care sunt mai dependenți de dietă decât de genetică.

Studiul nostru are unele limitări. În primul rând, incapacitatea bazei de date NHANES de a distinge între MUFA de origine animală și vegetală ar putea contribui la lipsa asocierii în acest și alte studii observaționale ale CKD. În modelul „dieta occidentală”, MUFA sunt furnizate în principal de alimente de origine animală, în timp ce în țările care urmează o dietă mediteraneană, de exemplu, uleiul de măsline extravirgin este sursa majoră a acestor acizi grași [64]. În consecință, intervențiile alimentare bogate în MUFA de origine vegetală (din ulei de măsline sau nuci) s-au dovedit a avea beneficii asupra sănătății cardiometabolice, inclusiv hipertensiunea arterială și controlul glucozei [46,65], în timp ce studiile care nu diferențiază sursele de MUFA nu au găsit beneficiu [16]. Există o dezbatere dacă beneficiile observate ale MUFA se pot datora acizilor grași înșiși sau altor componente bioactive din sursele de grăsimi sau modelelor alimentare [66-69]. Astfel, elucidarea rolului aportului de MUFA din plante sau animale în această cohortă particulară nu este posibilă. O altă limitare este că se știe că analiza MR are o putere statistică limitată, astfel încât o lipsă de constatare în analiza noastră s-ar putea datora unor efecte cauzale mici care nu au fost detectabile în studiul nostru. În cele din urmă, deși am folosit cel mai mare GWAS disponibil în prezent în literatură pentru această analiză, disponibilitatea viitorului GWAS cu o dimensiune mai mare a eșantionului, oferind astfel mai multă putere statistică, poate justifica o analiză suplimentară a acestui subiect în acel moment.

Concluzii

În concluzie, nu am găsit nicio dovadă care să susțină o asociere între aportul de MUFA totale sau individuale, nici un efect cauzal al MUFA serice asupra CKD. Deși nu a putut fi determinat niciun efect cauzal al PUFA seric determinate genetic asupra IRC prevalentă, a fost observată o asociere inversă clară între aportul alimentar de PUFA și CKD. Deși sunt necesare investigații suplimentare cu privire la rolul PUFA în dezvoltarea CKD, aceste constatări nu contrazic baza actuală de dovezi pentru beneficiul înlocuirii SFA din dietă cu MUFA și, de preferință, PUFA [70].

Referințe

1. Eckardt, KU; Coresh, J.; Devuyst, O.; Johnson, RJ; Kottgen, A.; Levey, AS; Levin, A. Evoluția importanței bolii renale: de la subspecialitate la povara globală a sănătății. Lancet 2013, 382, ​​158–169. [CrossRef]

2. Deal, NR; Fatoba, ST; Bine, JL; Hirst, JA; O'Callaghan, CA; Lasserson, DS; Hobbs, FD Prevalența globală a bolii cronice de rinichi — O revizuire sistematică și meta-analiză. PLoS ONE 2016, 11, e0158765. [CrossRef] [PubMed]

3. Levey, AS; Eckardt, KU; Tsukamoto, Y.; Levin, A.; Coresh, J.; Rossert, J.; De Zeeuw, D.; Hostetter, TH; Lameire, N.; Eknoyan, G. Definiția și clasificarea bolii cronice de rinichi: O declarație de poziție din Kidney Disease: Improving Global Outcomes (KDIGO). Rinichi Int. 2005, 67, 2089–2100. [CrossRef] [PubMed]

4. Iwai, T.; Miyazaki, M.; Yamada, G.; Nakayama, M.; Yamamoto, T.; Satoh, M.; Sato, H.; Ito, S. Diabetul zaharat ca cauză sau comorbiditate a bolii cronice de rinichi și rezultatele sale: Studiul Gonryo. Clin. Exp. Nefrol. 2018, 22, 328–336. [CrossRef] [PubMed]

5. Pugliese, G.; Penno, G.; Natali, A.; Barutta, F.; Di Paolo, S.; Reboldi, G.; Gesualdo, L.; De Nicola, L. Diabetic kidney disease: New clinical and therapeutic issues. Declarație comună de poziție a Societății Italiene de Diabet și a Societății Italiane de Nefrologie privind „Istoria naturală a bolii renale diabetice și tratamentul hiperglicemiei la pacienții cu diabet zaharat de tip 2 și insuficiență renală”. J. Nephrol. 2020, 33, 9–35. [CrossRef] [PubMed]

6. Kramer, HJ; Nguyen, QD; Curhan, G.; Hsu, CY Insuficiență renală în absența albuminuriei și retinopatiei la adulții cu diabet zaharat de tip 2. JAMA 2003, 289, 3273–3277. [CrossRef] [PubMed]

7. Seccia, TM; Caroccia, B.; Calo, LA Nefropatie hipertensivă. Trecerea de la mecanismele patogenetice clasice la cele emergente. J. Hypertens 2017, 35, 205–212. [CrossRef] [PubMed]

8. Rao, MV; Qiu, Y.; Wang, C.; Bakris, G. Hipertensiune și CKD: Programul de evaluare timpurie a rinichilor (KEEP) și Sondajul național de examinare a sănătății și nutriției (NHANES), 1999–2004. A.m. J. Rinichi Dis. 2008, 51, S30–S37. [CrossRef] [PubMed]

9. Kim, YJ; Hwang, SD; Oh, TJ; Kim, KM; Jang, HC; Kimm, H.; Kim, HC; Jee, SH; Lim, S. Asociația între obezitate și boala cronică de rinichi, definită atât de rata de filtrare glomerulară, cât și de albuminurie, la adulții coreeni. Metab. Sindr. Relat. dezordine. 2017, 15, 416–422. [CrossRef] [PubMed]

10. Garofalo, C.; Borrelli, S.; Minutolo, R.; Chiodini, P.; De Nicola, L.; Conte, G. O revizuire sistematică și o meta-analiză sugerează că obezitatea prezice debutul bolii cronice de rinichi în populația generală. Rinichi Int. 2017, 91, 1224–1235. [CrossRef]

11. Gansevoort, RT; Correa-Rotter, R.; Hemmelgarn, BR; Jafar, TH; Heerspink, HJ; Mann, JF; Matsushita, K.; Wen, CP Boala renală cronică și riscul cardiovascular: epidemiologie, mecanisme și prevenire. Lancet 2013, 382, ​​339–352. [CrossRef]

12. Herzog, CA; Asinger, RW; Berger, Alaska; Charytan, DM; Diez, J.; Hart, RG; Eckardt, KU; Kasiske, BL; McCullough, PA; Passman, RS; et al. Boala cardiovasculară în boala cronică de rinichi. O actualizare clinică din Kidney Disease: Improving Global Outcomes (KDIGO). Rinichi Int. 2011, 80, 572–586. [CrossRef] [PubMed]

13. Matsushita, K.; van der Velde, M.; Astor, BC; Woodward, M.; Levey, AS; de Jong, PE; Coresh, J.; Gansevoort, RT Asociația ratei estimate de filtrare glomerulară și albuminurie cu toate cauzele și mortalitatea cardiovasculară în cohortele populației generale: o meta-analiză în colaborare. Lancet 2010, 375, 2073–2081. [CrossRef] [PubMed]

14. Wu, CK; Yang, CY; Tsai, CT; Chiu, FC; Huang, YT; Lee, JK; Cheng, CL; Lin, LY; Lin, JW; Hwang, JJ; et al. Asocierea ratei scăzute de filtrare glomerulară și albuminurie cu boala arterială periferică: Sondajul național de examinare a sănătății și nutriției, 1999-2004. Ateroscleroza 2010, 209, 230–234. [CrossRef] [PubMed]

15. Lauretani, F.; Semba, RD; Bandinelli, S.; Miller, ER, al 3-lea; Ruggiero, C.; Cherubini, A.; Guralnik, JM; Ferrucci, L. Acizii grași polinesaturați plasmatici și declinul funcției renale. Clin. Chim. 2008, 54, 475–481. [CrossRef] [PubMed]

16. Dos Santos, ALT; Duarte, CK; Santos, M.; Zoldan, M.; Almeida, JC; Brut, JL; Azevedo, MJ; Lichtenstein, AH; Zelmanovitz, T. Consumul scăzut de acid linolenic și linoleic este asociat cu boala cronică de rinichi la pacienții cu diabet zaharat de tip 2. PLoS ONE 2018, 13, e0195249. [CrossRef] [PubMed]

17. Yuzbashian, E.; Asghari, G.; Mimiran, P.; Hosseini, FS; Azizi, F. Asociații de macronutrienți dietetici cu rata de filtrare glomerulară și disfuncție renală: studiu de lipide și glucoză din Teheran. J. Nephrol. 2015, 28, 173–180. [CrossRef] [PubMed]

18. Cardenas, C.; Bordiu, E.; Bagazgoitia, J.; Calle-Pascual, AL Consumul de acizi grași polinesaturați poate juca un rol în declanșarea și regresia microalbuminuriei la persoanele cu diabet zaharat de tip 1 și tip 2 bine controlate: un studiu multicentric de 7-an, prospectiv, bazat pe populație, observațional. Diabetes Care 2004, 27, 1454–1457. [CrossRef]

19. Calder, PC Modificarea dietetică a inflamației cu lipide. Proc. Nutr. Soc. 2002, 61, 345–358. [CrossRef]

20. Ferrucci, L.; Cherubini, A.; Bandinelli, S.; Bartali, B.; Corsi, A.; Lauretani, F.; Martin, A.; Andres-Lacueva, C.; Senin, U.; Guralnik, JM Relația acizilor grași polinesaturați din plasmă cu markerii inflamatori circulanți. J. Clin. Endocrinol. Metab. 2006, 91, 439–446. [CrossRef]

21. Smith, GD; Ebrahim, S. „Randomizarea Mendelian”: Poate epidemiologia genetică să contribuie la înțelegerea determinanților de mediu ai bolii? Int. J. Epidemiol. 2003, 32, 1–22. [CrossRef] [PubMed]

22. Plotnikov, D.; Guggenheim, JA Randomizarea mendeliană și scopul de a deduce cauzalitate din studiile observaționale în științele vederii. Physiol oftalmic. Opta. 2019, 39, 11–25. [CrossRef] [PubMed]

23. Sondajul Naţional de Sănătate şi Nutriţie, Centrul Naţional de Statistică în Sănătate. Disponibil online: http://www.cdc. gov/nchs/nhanes.htm (accesat la 31 martie 2020).

24. Needham, BL; Adler, N.; Gregorich, S.; Rehkopf, D.; Lin, J.; Blackburn, EH; Epel, ES Statutul socioeconomic, comportamentul de sănătate și lungimea telomerilor leucocitelor în Sondajul național de examinare a sănătății și nutriției, 1999-2002. Soc. Sci. Med. 2013, 85, 1–8. [CrossRef] [PubMed]

25. Remer, T. Influența nutriției asupra echilibrului acido-bazic-aspecte metabolice. EURO. J. Nutr. 2001, 40, 214–220. [CrossRef] [PubMed]

26. Mazidi, M.; Michos, ED; Banach, M. Asocierea lungimii telomerilor și a nivelurilor serice de 25-hidroxivitamina D la adulții din SUA: Sondajul național de examinare a sănătății și nutriției. Arc. Med. Sci. 2017, 13, 61–65. [CrossRef] [PubMed]

27. Sondajul Naţional de Sănătate şi Nutriţie, Manual de proceduri de laborator. Disponibil online: http://www.cdc.gov/NCHS/data/nhanes/nhanes_09_10/CRP_F_met.pdf (accesat la 13 august 2019).

28. Selvin, E.; Manzi, J.; Stevens, LA; Van Lente, F.; Lacher, DA; Levey, AS; Coresh, J. Calibrarea creatininei serice în anchetele naționale de examinare a sănătății și nutriției (NHANES) 1988–1994, 1999–2004. A.m. J. Rinichi Dis. 2007, 50, 918–926. [CrossRef] [PubMed]

29. Chavers, BM; Simonson, J.; Michael, AF Un imunotest fluorescent în fază solidă pentru măsurarea albuminei urinare umane. Rinichi Int. 1984, 25, 576–578. [CrossRef] [PubMed]

30. Ahluwalia, N.; Andreeva, VA; Kesse-Guyot, E.; Hercberg, S. Dietary patterns, inflammation, and the metabolic syndrome. Diabet Metab. 2013, 39, 99–110. [CrossRef] [PubMed]

31. Ahluwalia, N.; Dwyer, J.; Terry, A.; Moshfegh, A.; Johnson, C. Update on NHANES Dietary Data: Focus on Collection, Release, Analytical Considerations, and Uses to Inform Public Policy. Adv. Nutr. 2016, 7, 121–134. [CrossRef]

32. Moshfegh, AJ; Rodos, DG; Baer, ​​DJ; Murayi, T.; Clemens, JC; Rumpler, WV; Paul, DR; Sebastian, RS; Kuczynski, KJ; Ingwersen, LA; et al. Metoda automată de trecere multiplă a Departamentului Agriculturii SUA reduce părtinirea în colectarea aportului de energie. A.m. J. Clin. Nutr. 2008, 88, 324–332. [CrossRef]

33. Centrul Naţional de Statistică în Sănătate. Orientări analitice și de raportare. Disponibil online: http://www.cdc.gov/nchs/data/nhanes/nhanes0304/nhanesanalyticguidelinesdec2005.pdf (accesat la 31 martie 2020).

34. Nwankwo, T.; Yoon, SS; Burt, V.; Gu, Q. Hipertensiune arterială în rândul adulților din Statele Unite ale Americii: Sondaj național de examinare a sănătății și nutriției, 2011–2012. NCHS Data Brief 2013, 133, 1–8.

35. Slinker, BK; Glantz, SA Regresie multiplă pentru analiza datelor fiziologice: problema multicoliniarității. A.m. J. Physiol. 1985, 249, R1–R12. [CrossRef] [PubMed]

36. Bowden, J.; Davey Smith, G.; Haycock, PC; Burgess, S. Estimare consistentă în randomizarea mendeliană cu unele instrumente invalide utilizând un estimator median ponderat. Genet. Epidemiol. 2016, 40, 304–314. [CrossRef] [PubMed]

37. Shin, SY; Fauman, EB; Petersen, Alaska; Krumsiek, J.; Santos, R.; Huang, J.; Arnold, M.; Erte, I.; Forgetta, V.; Yang, TP; et al. Un atlas al influențelor genetice asupra metaboliților din sângele uman. Nat. Genet. 2014, 46, 543–550. [CrossRef] [PubMed]

38. Lemaitre, RN; Tanaka, T.; Tang, W.; Manichaikul, A.; Foy, M.; Kabagambe, EK; Nettleton, JA; King, IB; Weng, LC; Bhattacharya, S.; et al. Loci genetici asociați cu fosfolipidele plasmatice n-3 acizi grași: o meta-analiză a studiilor de asociere la nivelul întregului genom de la Consorțiul CHARGE. PLoS Genet. 2011, 7, e1002193. [CrossRef] [PubMed]

39. Pattaro, C.; Teumer, A.; Gorski, M.; Chu, AY; Li, M.; Mijatovic, V.; Garnaas, M.; Tin, A.; Sorice, R.; Li, Y.; et al. Asociațiile genetice la 53 de loci evidențiază tipurile de celule și căile biologice relevante pentru funcția rinichilor. Nat. comun. 2016, 7, 10023. [CrossRef] [PubMed]

40. Bowden, J.; Davey Smith, G.; Burgess, S. Randomizare mendeliană cu instrumente invalide: estimarea efectului și detectarea părtinirii prin regresia Egger. Int. J. Epidemiol. 2015, 44, 512–525. [CrossRef] [PubMed]

41. Burgess, S.; Bowden, J.; Fall, T.; Ingelsson, E.; Thompson, SG Analize de sensibilitate pentru inferență cauzală robustă din analizele de randomizare mendeliană cu mai multe variante genetice. Epidemiologie 2017, 28, 30–42. [CrossRef] [PubMed]

42. Bowden, J.; Del Greco, MF; Minelli, C.; Davey Smith, G.; Sheehan, N.; Thompson, J. Un cadru pentru investigarea pleiotropiei în două eșantioane de date rezumate Randomizare mendeliană. Stat. Med. 2017, 36, 1783–1802. [CrossRef] [PubMed]

43. Toma, G.; Sehgal, AR; Kashyap, SR; Srinivas, TR; Kirwan, JP; Navaneethan, SD Sindromul metabolic și boala renală: o revizuire sistematică și meta-analiză. Clin. J. Am. Soc. Nefrol. 2011, 6, 2364–2373. [CrossRef] [PubMed]

44. Rashidbeygi, E.; Safabakhsh, M.; Delshad Aghdam, S.; Mohammed, SH; Alizadeh, S. Sindromul metabolic și componentele sale sunt legate de un risc mai mare de albuminurie și proteinurie: Dovezi dintr-o meta-analiză pe 10.603.067 de subiecți din 57 de studii. Diabet Metab. Sindr. 2019, 13, 830–843. [CrossRef] [PubMed]

45. Di Daniele, N.; Noce, A.; Vidiri, MF; Moriconi, E.; Marrone, G.; Annicchiarico-Petruzzelli, M.; D'Urso, G.; Tesauro, M.; Rovella, V.; De Lorenzo, A. Impactul dietei mediteraneene asupra sindromului metabolic, cancerului și longevității. Oncotarget 2017, 8, 8947–8979. [CrossRef] [PubMed]

46. ​​Babio, N.; Toledo, E.; Estruch, R.; Trandafir.; Martinez-Gonzalez, MA; Castaner, O.; Bullo, M.; Corella, D.; Aros, F.; Gomez-Gracia, E.; et al. Dietele mediteraneene și starea sindromului metabolic în studiul randomizat PREDIMED. CMAJ 2014, 186, E649–E657. [CrossRef]

47. Mach, F.; Baigent, C.; Catapano, AL; Koskinas, KC; Casula, M.; Badimon, L.; Chapman, MJ; De Backer, GG; Delgado, V.; Ference, BA; et al. Orientări 2019 ESC/EAS pentru managementul dislipidemiilor: Modificarea lipidelor pentru a reduce riscul cardiovascular: Grupul operativ pentru managementul dislipidemiilor al Societății Europene de Cardiologie (ESC) și Societății Europene de Ateroscleroză (EAS). EURO. Heart J. 2019, 41, 111–188. [CrossRef]

48. Mensink, RP; Zock, PL; Kester, AD; Katan, MB Efectele acizilor grași și carbohidraților din dietă asupra raportului dintre totalul seric și colesterolul HDL și asupra lipidelor și apolipoproteinelor serice: o meta-analiză a 60 de studii controlate. A.m. J. Clin. Nutr. 2003, 77, 1146–1155. [CrossRef] [PubMed]

49. Riserus, U.; Willett, WC; Hu, FB Grăsimile dietetice și prevenirea diabetului de tip 2. Prog. Lipid Res. 2009, 48, 44–51. [CrossRef]

50. Mozaffarian, D. Priorități alimentare și politice pentru boli cardiovasculare, diabet și obezitate: o revizuire cuprinzătoare. Tiraj 2016, 133, 187–225. [CrossRef]

51. Rasmussen, BM; Vessby, B.; Uusitupa, M.; Berglund, L.; Pedersen, E.; Riccardi, G.; Rivellese, AA; Tapsell, L.; Hermansen, K. Efectele acizilor grași saturati, mononesaturați și n-3 din dietă asupra tensiunii arteriale la subiecții sănătoși. A.m. J. Clin. Nutr. 2006, 83, 221–226. [CrossRef]

52. Farvid, MS; Ding, M.; Pan, A.; Soare, Q.; Chiuve, SE; Steffen, LM; Willett, WC; Hu, FB Acidul linoleic alimentar și riscul de boală coronariană: o revizuire sistematică și meta-analiză a studiilor prospective de cohortă. Tiraj 2014, 130, 1568–1578. [CrossRef]

53. Kielar, ML; Jeyarajah, DR; Zhou, XJ; Lu, CY Acidul docosahexaenoic ameliorează insuficiența renală acută ischemică murină și previne creșterea abundenței ARNm atât pentru TNF-alfa, cât și pentru sintetaza oxidului nitric inductibil. J. Am. Soc. Nefrol. 2003, 14, 389–396. [CrossRef]

54. De Caterina, R.; Caprioli, R.; Giannessi, D.; Sicari, R.; Galli, C.; Lazzerini, G.; Bernini, W.; Carr, L.; Rindi, P. n-3 acizii grași reduc proteinuria la pacienții cu boală glomerulară cronică. Rinichi Int. 1993, 44, 843–850. [CrossRef] [PubMed]

55. Cicero, AF; Derosa, G.; Di Gregori, V.; Bove, M.; Gaddi, AV; Borghi, C. Suplimentarea cu acizi grași polinesaturați Omega 3 și nivelurile tensiunii arteriale la pacienții hipertrigliceridemici cu tensiune arterială normală-hipertă netratate și cu sau fără sindrom metabolic: un studiu retrospectiv. Clin. Exp. Hypertens 2010, 32, 137–144. [CrossRef] [PubMed]

56. Svensson, M.; Schmidt, EB; Jorgensen, KA; Christensen, JH Efectul n-3 acizilor grași asupra lipidelor și lipoproteinelor la pacienții tratați cu hemodializă cronică: un studiu de intervenție randomizat controlat cu placebo. Nefrol. Apelează. Transplant. 2008, 23, 2918–2924. [CrossRef] [PubMed]

57. Abeywardena, MEA; Head, RJ Longchain n-3 acizi grași polinesaturați și funcția vaselor de sânge. Cardiovasc. Res. 2001, 52, 361–371. [CrossRef]

58. Smith, GD; Lawlor, DA; Harbord, R.; Timpson, N.; Ziua, I.; Ebrahim, S. Medii grupate și gene randomizate: O distincție fundamentală între epidemiologia convențională și genetică. PLoS Med. 2007, 4, e352. [CrossRef] [PubMed]

59. Medina-Remón, A.; Kirwan, R.; Lamuela-Raventós, RM; Estruch, R. Tiparele dietetice și riscul de obezitate, diabet zaharat de tip 2, boli cardiovasculare, astm și boli neurodegenerative. Crit. Rev. Food Sci. Nutr. 2018, 58, 262–296. [CrossRef] [PubMed]

60. Ajjarapu, AS; Hinkle, SN; Li, M.; Francis, EC; Zhang, C. Modele dietetice și rezultatele sănătății renale în populația generală: o revizuire concentrată pe studii prospective. Nutrienți 2019, 11, 1877. [CrossRef]

61. Hawkins, MS; Sevick, MA; Richardson, CR; Prăjit, LF; Arena, VC; Kriska, AM Asociația dintre activitatea fizică și funcția rinichilor: Sondajul național de examinare a sănătății și nutriției. Med. Sci. Exercițiu sportiv. 2011, 43, 1457–1464. [CrossRef]

62. Qi, L. Randomizare mendeliană în epidemiologia nutrițională. Nutr. Rev. 2009, 67, 439–450. [CrossRef] [PubMed]

63. Hodson, L.; Skeaff, CM; Fielding, BA Compoziția de acizi grași a țesutului adipos și a sângelui la om și utilizarea sa ca biomarker al aportului alimentar. Prog. Lipid Res. 2008, 47, 348–380. [CrossRef]

64. Linseisen, J.; Welch, AA; Ocke, M.; Amiano, P.; Agnoli, C.; Ferrari, P.; Sonestedt, E.; Chajes, V.; Bueno-de-Mesquita, HB; Kaaks, R.; et al. Aportul de grăsimi din alimentație în cadrul anchetei europene prospective în cancer și nutriție: rezultate din rechemarile alimentare de 24-h. EURO. J. Clin. Nutr. 2009, 63 (Suppl. S4), S61–S80. [CrossRef] [PubMed]

65. Toledo, E.; Hu, FB; Estruch, R.; Buil-Cosiales, P.; Corella, D.; Salas-Salvado, J.; Covas, MI; Aros, F.; Gomez-Gracia, E.; Fiol, M.; et al. Efectul dietei mediteraneene asupra tensiunii arteriale în studiul PREDIMED: Rezultatele unui studiu controlat randomizat. BMC Med. 2013, 11, 207. [CrossRef] [PubMed]

66. Alkhatib, A.; Tsang, C.; Tuomilehto, J. Nutraceutice cu ulei de măsline în prevenirea și gestionarea diabetului: de la molecule la stilul de viață. Int. J. Mol. Sci. 2018, 19, 2024. [CrossRef] [PubMed]

67. Degirolamo, C.; Rudel, LL Acizii grași mononesaturați din dietă par să nu ofere cardioprotecție. Curr. Aterosclerul. Rep. 2010, 12, 391–396. [CrossRef] [PubMed]

68. Lopez, S.; Bermudez, B.; Montserrat-de la Paz, S.; Jaramillo, S.; Abia, R.; Muriana, FJ Ulei de măsline virgin și hipertensiune arterială. Curr. Vasc. Pharmacol. 2016, 14, 323–329. [CrossRef] [PubMed]

69. Zong, G.; Li, Y.; Sampson, L.; Dougherty, LW; Willett, WC; Wanders, AJ; Alssema, M.; Zock, PL; Hu, FB; Sun, Q. Grăsimi mononesaturate din surse vegetale și animale despre riscul bolilor coronariene în rândul bărbaților și femeilor din SUA. A.m. J. Clin. Nutr. 2018, 107, 445–453. [CrossRef] [PubMed]

70. Huang, X.; Lindholm, B.; Stenvinkel, P.; Carrero, JJ Modificarea grăsimilor dietetice la pacienții cu boală cronică de rinichi: N-3 acizi grași și nu numai. J. Nephrol. 2013, 26, 960–974. [CrossRef]

Mohsen Mazidi 1,2,3, Andre P. Kengne 4 , Mario Siervo 5 și Richard Kirwan 6

1 Medical Research Council Population Health Research Unit, Universitatea din Oxford, Oxford OX3 7LF, Marea Britanie

2 Unitatea de servicii de studii clinice și Unitatea de studii epidemiologice (CTSU), Departamentul de Sănătate a Populației Nuffield, Universitatea din Oxford, Oxford OX3 7LF, Marea Britanie

3 Departamentul de cercetare gemenă și epidemiologie genetică, South Wing St Thomas', King's College London, London SE1 7EH, Marea Britanie

4 Unitatea de Cercetare a Bolilor Netransmisibile, Consiliul de Cercetare Medicală din Africa de Sud, Universitatea din Cape Town, Cape Town 7505, Africa de Sud; andre.kengne@mrc.ac.za

5 School of Life Sciences, Queen's Medical Centre, The University of Nottingham Medical School, Nottingham NG7 2RD, Marea Britanie; mario.siervo@nottingham.ac.uk

6 Școala de Științe Biologice și de Mediu, Liverpool John Moores University, Liverpool L3 3AF, Marea Britanie; rpkirwan@2018.ljmu.ac.uk