兒茶素對超重肥胖成年人群影響的Meta分析

張瑩，李可基

研究表明，超重/肥胖是高血壓、冠心病、糖尿病以及癌癥等慢性非傳染性疾病的重要危險因素［1-2］，不僅直接增加疾病負(fù)擔(dān)，而且使治療肥胖及與其相關(guān)慢性疾病的費用逐年增加，加重國家的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)［3］。因此，預(yù)防肥胖也成為全球面臨的重大公共衛(wèi)生問題。近年來，越來越多的研究結(jié)果證明，綠茶、兒茶素和表沒食子兒茶素沒食子酸酯 (EGCG)等具有減肥、抗癌等多種保健功效［4-5］，其抗肥胖及維持體質(zhì)量的作用也受到越來越廣泛的關(guān)注。由于各研究在調(diào)查對象納入、研究設(shè)計等方面的不同，研究結(jié)果并不一致，甚至結(jié)論相互矛盾。單個研究的結(jié)果，對預(yù)防和治療肥胖的指導(dǎo)意義有限。因此，本研究收集了2013年以前發(fā)表的有關(guān)兒茶素對成年人超重/肥胖影響的隨機(jī)對照試驗 (RCT)進(jìn)行Meta分析，為今后預(yù)防成年人肥胖和制定干預(yù)措施提供醫(yī)學(xué)依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 納入與排除標(biāo)準(zhǔn) 納入標(biāo)準(zhǔn):(1)研究類型為RCT;(2)研究對象為超重/肥胖〔體質(zhì)指數(shù) (BMI)≥22 kg/m2〕的成年人，年齡≥18周歲;(3)試驗組飲用/服用含有高劑量兒茶素制成的飲料、片劑或膠囊，對照組為安慰劑對照、飲品對照或低劑量兒茶素對照;(4)觀察指標(biāo)至少包括下列中的一項:體質(zhì)量、BMI、體脂率和腰圍。排除標(biāo)準(zhǔn):(1)受試者飲用/服用成分復(fù)雜的產(chǎn)品，如含有辣椒素、N-油醇-磷脂酰乙醇胺等可能對結(jié)局指標(biāo)產(chǎn)生影響的成分;(2)無法獲得全文或無詳細(xì)數(shù)據(jù)的研究;(3)重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)。

1.2 文獻(xiàn)檢索策略 計算機(jī)檢索Cochrane圖書館、PubMed、EMBase、中國知網(wǎng) (CNKI)、中國生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(CBMdisc)、維普、萬方中文數(shù)據(jù)庫，檢索時限從建庫至2013年。中文檢索詞為“茶”“兒茶素”“超重”“肥胖”“體重”“體脂”，英文檢索詞為“tea”“catechin”“EGCG”“obesity”“overweight”“body weight” “body fat”，收集關(guān)于兒茶素對成年人超重/肥胖影響的RCT研究。

1.3 資料提取 瀏覽文獻(xiàn)標(biāo)題和摘要，下載可能有關(guān)的文獻(xiàn)全文。由2名研究人員獨立地審閱文獻(xiàn)全文，提取原始資料，包括作者姓名、發(fā)表年份、研究類型、受試者基本信息、樣本量、試驗組和對照組干預(yù)措施、檢測指標(biāo)的均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和95%CI等。將資料輸入Excel中進(jìn)行整理核對，不一致處討論確定。

1.4 文獻(xiàn)質(zhì)量評估 使用改良版的Jadad量表對納入的文獻(xiàn)進(jìn)行方法學(xué)質(zhì)量評估。該評分量表包括以下4方面:隨機(jī)序列的產(chǎn)生 (恰當(dāng)、不清楚、不恰當(dāng))、隨機(jī)化隱藏 (恰當(dāng)、不清楚、不恰當(dāng))、盲法 (恰當(dāng)、不清楚、不恰當(dāng))、退出和失訪(描述、未描述)。恰當(dāng)評為2分，不清楚評為1分，不恰當(dāng)評為0分，描述評為1分，未描述評為0分。總分7分，1～3分為低質(zhì)量研究，4～7分為高質(zhì)量研究。

1.5 統(tǒng)計學(xué)方法 采用RevMan 5.0和Stata 11.0進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)分析，計量資料采用均數(shù)差 (MD)及其95%CI進(jìn)行分析。統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性采用χ2檢驗，如P＞0.10，I2＜50%，表明各文獻(xiàn)間無異質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型，反之采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析。對于存在異質(zhì)性的結(jié)局指標(biāo)，從使用單獨兒茶素還是兒茶素和咖啡因混合物、種族 (亞洲人和非亞洲人)和意向性分析方法〔全分析集分析 (FAS)和符合方案分析集分析(PPS)〕進(jìn)行亞組分析。采用Begg秩相關(guān)法檢驗發(fā)表偏倚。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 入選文獻(xiàn)基本特征及質(zhì)量評價 初檢獲得160篇不重復(fù)發(fā)表文獻(xiàn)，通過閱讀文題、摘要及全文后，最終納入25篇［6-30］文獻(xiàn)，文獻(xiàn)篩選流程見圖1。其中Nagao等［22］是針對不同受試者的3項獨立試驗 (3項試驗受試者樣本量不同)，Hursel等［14］和Smith等［24］均是分別設(shè)計2項獨立試驗 (2項試驗的受試者接受的干預(yù)措施各不相同)，因此，從25篇文獻(xiàn)中共提取出29項RCT記錄。共納入2 191例患者，其中試驗組1 187例，對照組1 004例，文獻(xiàn)基本特征見表1。根據(jù)Jadad評分法，29項試驗中有22項為高質(zhì)量研究 (≥4分)，7項為低質(zhì)量研究 (＜4分)。

表1 納入文獻(xiàn)的基本特征Table 1 Basic characteristics of included literature

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖Figure 1 Flow chart of literature screening

2.2 Meta分析結(jié)果

2.2.1 體質(zhì)量 共 23 篇文獻(xiàn)［6，8-23，25-30］報告體質(zhì)量，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=91%，P＜0.001)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量較對照組降低，差異有統(tǒng)計學(xué)意義 〔MD=-0.89，95%CI(-1.46， -0.32)，P=0.002，見圖 2〕。

2.2.2 BMI 共 22 篇文獻(xiàn)［6-17，19-23，25-30］報告 BMI，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=91%，P＜0.001)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，試驗組BMI較對照組降低，差異有統(tǒng)計學(xué)意義 〔MD=-0.32，95%CI(-0.56， -0.09)，P=0.007，見圖 3〕。

2.2.3 體脂率 共 16 篇文獻(xiàn)［6-9，11-12，14，16-17，20-21，24，27-30］報告體脂率，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=86%，P＜0.001)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，試驗組體脂率較對照組降低，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.75，95%CI(-1.27，-0.24)，P=0.004，見圖 4〕。

2.2.4 腰圍 共 20 篇文獻(xiàn)［6-7，9，11-17，19-23，25-29］報告腰圍，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=90%，P＜0.001)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，試驗組腰圍較對照組降低，差異有統(tǒng)計學(xué)意義 〔MD=-0.66，95%CI(-1.24， -0.07)，P=0.03，見圖 5〕。

圖2 試驗組和對照組體質(zhì)量比較的森林圖Figure 2 Forest plot of the comparison of body mass between trial group and control group

圖3 試驗組和對照組BMI比較的森林圖Figure 3 Forest plot of the comparison of BMI between trial group and control group

圖4 試驗組和對照組體脂率比較的森林圖Figure 4 Forest plot of the comparison of body fat rate between trial group and control group

2.2.5 亞組分析

2.2.5.1 單獨兒茶素或兒茶素與咖啡因混合物 有11篇文獻(xiàn)［11，18-21，23，25-26，28-30］試驗組使用的是兒茶素和咖啡因混合物，對照組中含咖啡因匹配，除腰圍指標(biāo)各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性外 (I2=74%，P=0.001)，其他3個指標(biāo)各文獻(xiàn)間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=31%，P=0.15;I2=22%，P=0.25;I2=50%，P=0.08)，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量、BMI、體脂率和腰圍均較對照組降低 〔MD=-0.97，95%CI(-1.31，-0.64)，P＜ 0.001;MD=-0.40，95%CI(-0.54，-0.26)，P＜ 0.001;MD=-0.90，95%CI(-1.39，-0.42)，P=0.0003;MD=-1.16，95%CI(-1.99，-0.34)，P=0.006〕。有 7 篇文獻(xiàn)［6，8-9，13-14，16，24］試驗組中兒茶素和咖啡因混合物，對照組中無咖啡因匹配，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=85%，P＜0.001;I2=73%，P=0.001;I2=72%，P＜0.001;I2=61%，P=0.02)，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量、BMI、體脂率和腰圍與對照組比較，差異均無統(tǒng)計學(xué)意義 〔MD=-0.88，95%CI(-2.08，0.31)，P=0.15;MD=-0.37，95%CI(-0.81，0.07)，P=0.10;MD=-0.59，95%CI(-1.34，0.16)，P=0.12;MD=-0.59，95%CI(-1.69， 0.50)，P=0.29 〕。 有 7 篇 文獻(xiàn)［7，10，12，15，17，22，27］試驗組使用的是單獨兒茶素，對照組使用的是安慰劑對照或空白對照，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=91%，P＜0.001;I2=96%，P＜0.001;I2=96%，P＜0.001;I2=95%，P＜0.001)，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量、BMI、體脂率和腰圍與對照組比較，差異均無統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.81，95%CI(-2.23，0.61)，P=0.26;MD=-0.28，95%CI(-0.76，0.20)，P=0.26;MD=-0.77，95%CI(-2.27，0.74)，P=0.32;MD=-0.61，95%CI(-1.63，0.42)，P=0.25〕。

2.2.5.2 種族 有 18 篇文獻(xiàn)［6，8，10-11，13，15，17，19-23，25-30］受試者為亞洲人，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=90%，P＜0.001;I2=90%，P＜0.001;I2=84%，P＜0.001;I2=86%，P＜0.001)，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量、BMI、體脂率和腰圍均較對照組降低，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-1.01，95%CI(-1.63， -0.38)，P=0.002;MD=-0.41，95%CI(-0.67， -0.16)，P=0.002;MD=-1.21，95%CI(-1.86， -0.57)，P=0.0002;MD=-0.79，95%CI(-1.47， -0.11)，P=0.02〕。有 7 篇文獻(xiàn)［7，9，12，14，16，18，24］受試者為非亞洲人，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=87%，P＜0.001;I2=73%，P=0.003;I2=73%，P=0.0004;I2=74%，P=0.002)，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量、BMI、體脂率和腰圍與對照組比較，差異均無統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.52，95%CI(-1.70，0.66)，P=0.39;MD=-0.07，95%CI(-0.36，0.22)，P=0.63;MD=-0.15，95%CI(-0.76，0.46)，P=0.63;MD=-0.33，95%CI(-1.22，0.56)，P=0.47〕。

2.2.5.3 數(shù)據(jù)分析集 有 11 篇文獻(xiàn)［6，8-11，16，18，22，24，27-28］采用FAS，研究指標(biāo)為體質(zhì)量、BMI和腰圍時，各文獻(xiàn)間無統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=40%，P=0.07;I2=35%，P=0.12;I2=0，P=0.90)，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量、BMI和腰圍均較對照組降低，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.75，95%CI(-1.29，-0.20)，P=0.007;MD=-0.27，95%CI(-0.46，-0.07)，P=0.007;MD=-0.54，95%CI(-0.95，-0.12)，P=0.01〕。研究指標(biāo)為體脂率時，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=56%，P=0.02)，結(jié)果顯示，兩組體脂率比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義 〔MD=-0.53，95%CI(-1.07，0.01)，P=0.05〕。有 14 篇文獻(xiàn)［7，12-15，17，19-21，23，25-26，29-30］采用PPS，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=94%，P＜0.001;I2=94%，P＜0.001;I2=92%，P＜0.001;I2=94%，P＜0.001)，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量、BMI、體脂率和腰圍均較對照組降低，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.99，95%CI(-1.78， -0.20)，P=0.01;MD=-0.35，95%CI(-0.68， -0.02)，P=0.04;MD=-0.92，95%CI(-1.73， -0.11)，P=0.03;MD=-0.83，95%CI(-1.64， -0.03)，P=0.04〕。

2.2.6 敏感性分析 排除低質(zhì)量文獻(xiàn)［10-11，15，19，22］后進(jìn)行 Meta分析，結(jié)果顯示，各文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計學(xué)異質(zhì)性 (I2=93%，P＜0.001;I2=93%，P＜ 0.001;I2=86%，P＜ 0.001;I2=92%，P＜0.001)，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量、BMI、體脂率和腰圍均較對照組降低，差異有統(tǒng)計學(xué)意義〔MD=-0.95，95%CI(-1.64， -0.26)，P=0.007;MD=-0.36，95%CI(-0.64， -0.07)，P=0.01;MD=-0.74，95%CI(-1.27， -0.21)，P=0.006;MD=-0.81，95%CI(-1.50， -0.13)，P=0.02〕。此結(jié)果與原 Meta 分析結(jié)果無明顯差異，說明分析結(jié)果敏感性低，結(jié)論相對穩(wěn)定可靠。

2.2.7 發(fā)表偏倚 使用Begg秩相關(guān)法對結(jié)局指標(biāo)的發(fā)表偏倚進(jìn)行定量檢測，結(jié)果顯示，體質(zhì)量、BMI、體脂率和腰圍均無顯著的發(fā)表偏倚 (Z=0.49，P=0.624;Z=1.17，P=0.243;Z=0.79，P=0.428;Z=0.26，P=0.792)。

3 討論

截至目前，僅有2篇［31-32］Meta分析報道兒茶素的減肥功效。Hursel等［31］只研究了兒茶素和咖啡因的混合物對體質(zhì)量的影響，結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量較對照組減低1.13 kg(P＜0.001)，但有高度的異質(zhì)性 (I2=94%，P＜0.001);兒茶素對亞洲人的作用大于非亞洲人。本研究結(jié)果顯示，試驗組體質(zhì)量較對照組降低 (P=0.002)，也有高度的異質(zhì)性 (I2=91%，P＜0.001);亞洲人體質(zhì)量減少量大于非亞洲人。Hursel等［31］認(rèn)為，種族可能是一個調(diào)節(jié)因子，影響兒茶素的功效。兒茶素能通過抑制兒茶酚對甲基轉(zhuǎn)移酶 (COMT)的活性使去甲腎上腺素增高，增強脂肪的氧化分解。亞洲人高活性的COMT-H等位基因 (Val/Val)出現(xiàn)的頻率要高于非亞洲人，而非亞洲人低活性的COMT-L等位基因 (Met/Met)出現(xiàn)的頻率更高，這有可能解釋了亞洲人和非亞洲人對兒茶素敏感性的差異。

本研究亞組分析結(jié)果顯示，試驗組 (兒茶素和咖啡因混合物)的體質(zhì)量、BMI和腰圍較對照組降低 (有咖啡因匹配)，而在單獨使用兒茶素的試驗中，試驗組與對照組的上述3個指標(biāo)均無顯著的組間差異。與Phung等［32］研究結(jié)果相似，唯一不同的是，Phung等［32］研究試驗組 (單獨使用兒茶素)體質(zhì)量低于對照組。綠茶來源的兒茶素一般都含有少量的咖啡因，咖啡因一直被認(rèn)為有生熱作用，能促進(jìn)脂肪氧化。Hursel等［31］進(jìn)行的Meta分析結(jié)果亦顯示，兒茶素和咖啡因混合物對脂肪氧化分解作用大于單獨咖啡因。相比Phung等［32］分析，盡管本研究納入了更多的文獻(xiàn)，但分析結(jié)果也不能證實單獨兒茶素有降低體質(zhì)量、BMI和腰圍的獨立作用。

本研究亦對體脂率凈變量進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，試驗組體脂率較對照組降低，但具有高度的異質(zhì)性。盡管本研究又從3個方面進(jìn)行亞組分析探究異質(zhì)性來源，但該指標(biāo)在各亞組內(nèi)仍有顯著的異質(zhì)性。試驗組 (兒茶素和咖啡因混合物)體脂率較對照組降低 (有咖啡因匹配)，而試驗組 (單獨兒茶素)體脂率的變化量與對照組 (安慰劑對照或空白對照)無顯著的組間差異。在種族比較的亞組中，兒茶素降低亞洲人體脂率的作用要大于非亞洲人。對體脂率進(jìn)行進(jìn)一步的探究發(fā)現(xiàn)，除Hursel等［14］研究有陽性結(jié)果外，其他均為陰性。Brown 等［7］研究時間為8周，低于平均研究周期 (12周)，而且使用了單獨兒茶素。Diepvens等［9］研究中，試驗組和對照組的能量攝入量控制為能量消耗的60%。Hursel等［14］研究中，試驗組和對照組均攝入高量蛋白。相對比，亞洲人的試驗相對統(tǒng)一，無運動和飲食干預(yù)。由于不同種族對象研究存在的差異性，目前還不能確定兒茶素對體脂率的影響是否真正存在種族差異。在數(shù)據(jù)分析集比較的亞組中，F(xiàn)AS結(jié)果顯示試驗組和對照組體脂率無顯著差異，而PPS結(jié)果顯示試驗組體脂率較對照組降低。鑒于高度異質(zhì)性的存在，體脂率的定量合并是否科學(xué)還需進(jìn)一步研究，本研究尚不能斷定兒茶素和咖啡因的混合物有降低人群體脂的功效。

本研究存在以下局限性:(1)只收集公開發(fā)表的文獻(xiàn)，一些陰性結(jié)果而未發(fā)表的文獻(xiàn)未被列入分析;(2)非英語國家的研究者可能將研究發(fā)表在本國地方性雜志而產(chǎn)生語言性發(fā)表偏倚;(3)部分納入文獻(xiàn)的樣本量較小，數(shù)據(jù)的變異性較大，另外部分文獻(xiàn)加入了其他干預(yù)手段，使得納入文獻(xiàn)間的部分指標(biāo)存在顯著異質(zhì)性，影響該系統(tǒng)評價的可靠性，其推廣性也受到一定限制。因此尚需納入更多高質(zhì)量的RCT研究，降低檢測指標(biāo)的異質(zhì)性，提高研究的可信度。

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