生酮饮食干预2型糖尿病疗效的Meta分析

赵 岩, 李 力, 董贤慧, 王菊阳

(1. 河南中医药大学第一临床医学院, 河南 郑州, 450000; 2. 杭州师范大学, 浙江 杭州, 321004;3. 杭州师范大学附属医院, 浙江 杭州, 310000; 4. 河南中医药大学第一附属医院, 河南 郑州, 450000)

近年来，中国的糖尿病患病率不断上升。截至2013年，中国18岁及以上人群糖尿病患病率为10.9%, 已诊断的糖尿病患病率为4.0%, 糖尿病前期的患病率达35.7%[1]。长期以来，糖尿病被认为是一种慢性进行性疾病，需要长期药物或胰岛素治疗，但这种观点可能会随着采用新的生活方式干预治疗而改变，例如极低碳水化合物(CHO)饮食或者生酮饮食(KD)。

生酮饮食是一种以高脂肪、低碳水化合物为主，配比适量蛋白质组成的医学营养治疗方案[2-3], 又称为高脂低碳饮食(HFLC)。脂肪、蛋白质、CHO在理论上的比例应该为(5～7)∶2∶1[4]。生酮饮食最初主要用于治疗儿童难治性癫痫，现已在肿瘤[5]、肥胖[6]、糖尿病[7]、神经系统疾病等多个领域有所应用。近年来，生酮饮食作为一种全新的2型糖尿病(T2DM)治疗方法，已被证实能有效降低T2DM患者的糖化血红蛋白(HbA1c)、体质量及空腹胰岛素水平，从而改善血糖控制水平，减少血糖波动。值得注意的是，大多数研究样本量较小，可信度不高，争议较大，导致生酮饮食的安全性受到质疑。研究低碳水化合物治疗T2DM的有效性的Meta分析[8-9]显示，相关研究中干预组的CHO为20～130 g, 占总能量摄入的5%～40%, 而生酮饮食中CHO推荐量为20～50 g/d或低于2 000 kcal/d饮食的10%左右，这个标准依据大多数人诱导酮症所需的CHO水平。本研究纳入干预组中CHO摄入量小于50 g/d以便体内产生营养性酮症(血酮水平一般控制在0.5～3.0 mmol/L, 且血液pH值正常)为目的的生酮饮食研究，采用Meta分析的方法系统评价其对T2DM患者血糖代谢等各项指标的影响，现将结果报告如下。

1 资料与方法

1.1 文献来源和检索策略

本研究使用Pubmed、Cochrane Library、Embase、CNKI电子数据库，全面、系统地检索了2020年2月前公开发表的有关生酮饮食与其他饮食对T2DM患者影响的临床随机对照试验(RCT)。检索词以医学主题词(Mesh)与自由词以及词的变异相结合的形式来建立电子数据库检索式，英文检索“Ketogenic Diet”“Diets，Ketogenic”“KetogenicDiets”“High fat and low-carbohydrate diet”“Atkins diet”“Very-low-cabohydrate Ketogenic diet” 和“Diabetes Mellitus，type 2”“Type 2 diabetes”“Diabetes type 2”“Non-insulin dependent diabetes mellitus”。中文检索“生酮饮食”“高脂低碳饮食”“阿特金斯饮食”“极低碳水化合物生酮饮食”“2型糖尿病”“非胰岛素依赖性糖尿病”。另外，从相关文献和综述的参考文献中手工检索，获取符合纳入标准的文献。

1.2 纳入标准

① 研究类型: 随机对照试验，包括平行设计和交叉设计; ② 研究对象: 年满18周岁，被确诊为T2DM的患者; ③ 干预措施: 试验组为生酮饮食，对照组为非生酮饮食; ④ 结局指标: 至少包含反映血糖控制的指标，如HbA1c、空腹血糖(FPG)。

1.3 排除标准

① 研究对象为1型糖尿病、妊娠糖尿病及其他特殊类型的糖尿病; ② 合并严重的糖尿病并发症及内外科疾病; ③ 未能提供相关具体数据及结局指标; ④ 重复发表的文献、个案报告、综述、评论、社论、非人群研究。

1.4 文献的筛选

文献检索由2名评价员独立完成，检索完成后将初检文献导入Endnote中，经过分组、整理、去重等排除不符合纳入标准的文献后，最终获得纳入文献。在文献筛选过程中，若出现2名评价员意见不一致时，可请第三方判定。

1.5 资料的提取

设计制作相应的表格，从符合纳入标准的文献中提取需要的数据资料，包括文章题目、作者、发表时间、研究特征、研究对象的基本信息、基线数据、干预措施、对照情况及结局指标等。提取的数据采用统一的标准，前者转换为常规单位[如总胆固醇(TC)、高密度脂蛋白胆固醇(HDL-C)、低密度脂蛋白胆固醇(LDL-C)等指标, 1 mg/dL转换为0.025 86 mmol/L; 甘油三酯(TG) 1 mg/dL转换为0.011 3 mmol/L; 血糖1 mg/dL转换为0.055 5 mmol/L]。

1.6 文献质量评估

文献质量评估采用Cochrane Handbook[10](Higgins 2011版)制定的质量评价准则，由2名研究员独立完成评估，若存在意见不一致时，由第三方介入协调。对下述方面进行评价，每一项按“高风险偏倚(high risk of bias)”“低风险偏倚(low risk of bias)”“不清楚(uncertain risk of bias)”进行评估: ① 随机序列的产生(sequence generation)。文献中交代了随机分组序列产生的方法。② 分配隐藏(allocation concealment)。研究者使用了正确的分配隐藏方法，如中央随机化、按顺序编号的不透明密封信封等。③ 盲法(blinding)。对受试者或研究人员使用盲法。④ 不完全结局指标(incomplete outcome data)。没有丢失结局数据，或缺失数据可通过适当的方法估计。⑤ 无选择性结局(no selective outcome reporting)。⑥ 其他偏倚来源(other sources of bias)。研究中不存在其他潜在偏倚。满足上述质量标准的为低风险偏倚，不满足的为高风险偏倚，文献中未提及或者其他的用“不清楚”表示。

1.7 统计学分析

采用ReveMan 5.3软件进行Meta分析，选用均数差(MD)及其95%可信区间(CIs)作为效应量,P<0.05为差异有统计学意义。异质性检验采用 CochraneQ检验和不一致指数(I2)检验进行评估，异质性检验结果为I2≤50%、P≥0.10, 采用固定效应模型分析; 若I2>50%、P<0.10, 采用随机效应模型分析。使用CochraneQ检验评估时,P≤0.10为研究间存在显著异质性。采用I2检验可评估的纳入研究间异质性的程度,I2=25%认为异质性小,I2=50%认为中度异质性,I2=75%认为异质性较大[11-12]。如果纳入各研究间存在显著异质性，可通过敏感性分析和亚组分析来探讨异质性来源。

2 结 果

2.1 文献检索结果

本研究通过计算机初步检索文献691篇，通过阅读相关综述和系统评价，追加参考文献后，手工检索21篇。去重262篇，经阅读文献题目和摘要后，不符合纳入标准的文献、个案报道、会议、综述、动物实验共剔除381篇。剩余69篇需进一步阅读全文。经阅读全文后，不符合的文献60篇。最终纳入9篇文献，共包括 695例T2DM患者符合纳入标准进行Meta分析。

2.2 纳入研究的基本特征

纳入的9项研究的基线特征见表1，所有纳入的研究均为英文文献，纳入研究的基线资料包括文献来源、样本量、干预措施、干预时间、结局指标等。虽然纳入研究中的生酮饮食的营养素种类和比例略有不同，但都包括了生酮饮食的主要营养成分和构成比例。

表1 纳入的9项研究的基线资料

2.3 纳入文献的质量评估

纳入的9篇文献中，均为随机对照试验，其中WESTMAN 2008、DAVIS 2009、SASLOW 2014、TAY 2015和MYETTE-COTE 2018均通过计算机软件产生随机数字序列，其余4篇分别通过随机数字表法、分层随机法、区组或区块随机法产生随机序列。对于分配隐藏，有3篇文献提到，其中SASLOW 2014和SASLOW Ⅱ 2017描述了实施分配隐藏的方法，其余6篇未提及。在膳食研究中，给研究对象和研究实施者设盲比较困难，因此纳入的9篇文献中没有1篇文献对研究对象和研究实施者设盲。有2篇文献的结局评估者处于盲态，分别为TAY 2015和SASLOW I 2017, WESTMAN 2008中未对结局评估者设盲，其余6篇文献均未提及结局评估者是否处于盲态。

结局数据的完整性方面: SASLOW II 2017中的干预组与对照组的脱落率不平衡，分别为8%和46%, 有可能引起结果偏差，因此为高风险偏倚; MYETTE 2018中使用均数和标准差对缺失的数据进行合理估算，且缺失数据的合理效应规模不影响最终的观察结果; 其余7篇文献中, 2组的流失原因和流失率相似，或不同饮食组的基线水平相似，差异无统计学意义(P>0.05)。所有研究中无选择性报告偏倚，其他偏倚风险未知。见表2。

表2 纳入的9项研究的质量评估

2.4 生酮饮食的效果评价

2.4.1 HbA1c(%): 共有8项研究报告了主要结局指标HbA1c的结果。Meta分析结果显示，纳入各研究间存在显著异质性(P<0.001,I2= 94%)。与对照饮食相比，生酮饮食组HbA1c水平下降了0.33%, 差异有统计学意义(MD=-0.33, 95%CI为-0.53～-0.13,P=0.001)。干预时间的亚组分析显示，干预时间≤6个月时，生酮饮食组降低HbA1c的效果优于对照组，差异有统计学意义(MD=-0.41, 95%CI为-0.46～-0.35,P<0.001); 干预时间>6个月时, 2组差异无统计学意义(MD=-0.15, 95%CI为-0.42～0.12,P=0.270)。见图1。

图1 生酮饮食与对照饮食治疗前后HbA1c变化森林图(干预时间的亚组分析)

2.4.2 FPG(mmol/L): 共有6项研究报告了FPG指标的结果，异质性检验结果为P=0.16,I2=34%(I2≤50%,P≥0.10)。采用固定效应模型结果显示，生酮饮食组降低FPG效果优于对照饮食组，差异有统计学意义(MD=-0.22, 95%CI为-0.29～-0.15,P<0.001)。见图2。

图2 生酮饮食与对照饮食治疗前后FPG变化森林图

2.4.3 空腹素胰岛(μU/mL): 共有5项研究报告了空腹胰岛素指标，纳入各研究间未见显著异质性(P=0.26,I2=23%)。采用固定效应模型结果显示，生酮饮食组降低空腹胰岛素水平的效果优于对照组，差异有统计学意义(MD=-1.23, 95%CI为-1.89～-0.57,P=0.000 3)。见图3。

图3 生酮饮食与对照饮食治疗前后空腹素胰岛变化森林图

2.4.4 HOMA-IR: 共有4项研究报告了HOMA-IR指标，纳入各研究间无显著异质性(P=0.95,I2=0%)。采用固定效应模型结果显示，生酮饮食组降低HOMA-IR的效果优于对照饮食组，差异有统计学意义(MD=-0.10, 95%CI为-0.20～-0.01,P=0.03)。见图4。

图4 生酮饮食与对照饮食治疗前后HOMA-IR变化森林图

2.4.5 体质量(kg): 共有7项研究报告了体质量指标的结果。Meta分析结果显示，纳入各研究间存在显著异质性(P<0.001,I2=84%)。随机效应模型结果显示，生酮饮食组降低体质量的效果优于对照组，差异有统计学意义(MD=-2.89，95%CI为-4.49～-1.29,P=0.000 4)。干预时间的亚组分析显示，当干预时间≤6个月时，生酮饮食组T2DM患者体质量下降较对照饮食组患者更大，差异有统计学意义(MD=-2.46, 95%CI为-3.98～-0.94,P=0.002); 当干预时间>6个月时，生酮饮食组与对照饮食组差异无统计学意义(MD=-3.49，95%CI为-7.82～0.84,P=0.110)。见图5。

图5 生酮饮食与对照饮食治疗前后体质量变化森林图(干预时间的亚组分析)

2.4.6 BMI(kg/m2): 共有5项研究报告了BMI指标的结果。Meta分析结果显示，纳入各研究间存在显著异质性(P<0.001,I2=93%), 与对照饮食组相比，生酮饮食组BMI下降了0.28 kg/m2, 差异有统计学意义(MD=-0.28, 95%CI为-0.56～-0.01,P=0.050)。干预时间的亚组分析显示，当干预时间≤6个月时，生酮饮食组降低BMI的效果优于对照组，差异有统计学意义(MD=-3.07, 95%CI为-3.77～-2.37,P<0.001); 当干预时间>6个月时, 2组差异无统计学意义(MD=0.26，95%CI为-0.05～-0.57,P=0.10)。见图6。

图6 生酮饮食与对照饮食治疗前后BMI变化森林图(干预时间的亚组分析)

2.4.7 TC(mmol/L): 共有4项研究报告了TC的结局指标，纳入各研究间存在显著异质性(P=00007,I2=76%), 随机效应模型结果显示，与对照组相比，生酮饮食组的总胆固醇水平增高了0.11 mmol/L, 差异有统计学意义(MD=0.11, 95%CI为0.01～0.20,P=0.03)。见图7。

图7 生酮饮食与对照饮食治疗前后TC变化森林图(干预时间的亚组分析)

2.4.8 TG(mmol/L): 共有7项研究报告了TG的结局指标，纳入各研究间存在显著异质性(P=0.002,I2=65%)。采用随机效应模型结果显示，与对照饮食相比，生酮饮食组T2DM患者TG水平下降了0.22 mmol/L, 差异有统计学意义(MD=-0.22, 95%CI为-0.35～-0.08,P=0.002)。亚组分析结果显示，在降低TG方面，当干预时间≤6个月时, 2组差异无统计学意义(MD=-0.07, 95%CI为-0.19～0.05,P=0.28); 当干预时间>6个月时，生酮饮食组TG水平降低更大，差异有统计学意义(MD=-0.36, 95%CI为-0.49～-0.22,P<0.001)。见图8。

图8 生酮饮食与对照饮食治疗前后TG变化森林图(干预时间的亚组分析)

2.4.9 HDL-C(mmol/L): 共有6项研究报告了HDL-C指标的结果，纳入各研究间存在显著异质性(P<0.001,I2=90%)。随机效应模型结果显示，生酮饮食组提高HDL-C的效果优于对照组，差异有统计学意义(MD=0.07, 95%CI为0～0.14,P=0.05)。干预时间的亚组分析显示，当干预时间≤6个月时, 2组差异无统计学意义(MD=0.04, 95%CI为-0.06～0.14,P=0.41); 当干预时间>6个月时，与对照饮食相比，生酮饮食HDL-C水平升高，差异有统计学意义(MD=0.09, 95%CI为0.02～0.17,P=0.02)。见图9。

图9 生酮饮食与对照饮食治疗前后HDL-C变化森林图(干预时间的亚组分析)

2.4.10 LDL-C(mmol/L): 共有6项研究报告了LDL-C指标的结果，纳入各研究间存在显著异质性(P<0.001,I2=87%), 随机效应模型结果显示，与对照饮食相比，生酮饮食组LDL-C升高了0.14 mmol/L，差异有统计学意义(MD=0.14, 95%CI为0.03～0.24,P=0.01)。干预时间的亚组分析显示，当干预时间≤6个月时, 2组差异有统计学意义(MD=0.11, 95%CI为-0.08～0.30,P=0.000 2); 当干预时间>6个月时, 2组差异也有统计学意义(MD=0.19, 95%CI为-0.01～0.39,P<0.001)。见图10。

图10 生酮饮食与对照饮食治疗前后LDL-C变化森林图(干预时间的亚组分析)

2.5 敏感性分析

在敏感性分析中, HbA1c、FPG、空腹胰岛素、HOMA-IR、体质量、TC、TG、LDL-C这8项指标，无论换用固定模型合并效应量，还是将纳入的研究逐一剔除后重新合并效应量(重新合并后的效应量和异质性均未发生显著改变)，结果均较为稳健。对于HDL-C这个指标，当改用固定效应模型时，重新合并后的效应量发生改变，在提高HDL-C水平方面，生酮饮食组效果并不优于对照组(MD=-0.03, 95%CI为-0.05～-0.02,P<0.001)。BMI敏感性分析结果显示，使用逐一剔除法，当剔除TAY 2015此项研究后，重新合并后的效应量和异质性均发生显著变化(MD=-2.95, 95%CI为-3.61～-2.28,I2= 31%)。

3 讨 论

生酮饮食通常不限制脂类的摄入，由于摄入过量饱和脂肪酸会增高胆固醇，而血浆胆固醇与心血管疾病相关。一项针对前瞻性流行病学研究[22]的分析表明，没有明显的证据表明膳食饱和脂肪与增高冠心病或心血管疾病的发生风险有关。血浆饱和脂肪酸更多地受膳食碳水化合物的控制，而不是膳食脂质的控制[23-24]。另外，胆固醇生物合成的一个关键酶是HMGCoA还原酶(他汀类药物的靶标)，它被胰岛素激活，这意味着血糖以及胰岛素水平的升高将导致内源性胆固醇合成的增加。因此，饮食中碳水化合物的减少和胆固醇的正确摄入将导致胆固醇生物合成的抑制。有学者[25]认为生酮饮食会引起蛋白质代谢过程中高水平的氮排泄，从而导致肾小球压力增加和超滤，加重T2DM患者的肾病。然而，将生酮饮食等同于高蛋白饮食是不准确的，生酮饮食推荐每天摄入正常蛋白质含量约为1.0g/(kg·d)。>GOLDSTEIN T等[26]研究发现，生酮饮食过程中, T2DM患者的血尿素氮有一过性升高，但没有肾功能的其他并发症，这是由于饮食中的高蛋白摄入导致，而不是肾功能的丧失或脱水。研究[27, 7]证明短期生酮饮食结合处方运动可改善肥胖个体的肺功能和心脏代谢状况，且未观察到肌肉质量损失和骨密度减少以及其对营养状况的任何负面影响，包括肌少症、骨矿物质含量、血脂分布以及肝、肾功能等。

生酮饮食存在一些潜在的不良反应，如低血糖、饥饿感、头痛、便秘、抑郁、面色潮红伴心率增快、皮肤风疹与瘙痒，这些不良反应大多是暂时的，当身体适应使用酮体替代葡萄糖作为主要能量供给后可自然消失[28]。在纳入的9项研究中，干预组均未发现包括糖尿病酮症酸中毒在内的严重不良事件，只有GODAY 2016的生酮饮食组中41%的受试者在前2周出现轻微的乏力、头痛、恶心、呕吐，但在最后一次随访中，这些不良事件的人数显著下降，受试者更易出现便秘和直立性低血压，只有1例患者出现与酮症相关的恶心。然而，在实施生酮饮食之前，必须对T2DM患者进行医学评估，制定不良事件的应对措施; 治疗期间做好后续医疗评估，定期监测血酮水平，并对不良反应进行及时处理。

Meta分析结果表明，生酮饮食干预对T2DM患者HbA1c、TG、HDL-C水平有积极影响，明显改善了机体的空腹胰岛素水平和HOMA-IR。在降低TC、LDL-C水平方面，生酮饮食组并不优于对照组，甚至有研究[29]显示生酮饮食有增加TC和LDL-C的风险。研究[30]表明, LDL-C与心血管风险的相关性根据颗粒大小而有所不同，与小而密集的LDL-C颗粒不同，低碳水化合物生酮饮食会优先通过增加大的、可漂浮的LDL-C颗粒来改变其亚类的分布，从而降低发生动脉粥样硬化的可能性[31]。因此，总LDL-C的增加可能并不伴随着心血管疾病风险的增高。在体质量管理方面，亚组分析显示，生酮饮食在短期内(≤6个月)降低体质量和BMI的作用优于对照组，但从长期来看(>6个月)，生酮饮食并不优于对照饮食，这可能与患者对生酮饮食的依从性较差以及其他低热量饮食也具有相同的改善体质量的作用有关。

本研究的优势: ① 系统而全面地检索了相关文献，纳入了符合入组标准的随机对照试验，并且评估了更多的结局指标。与先前的2017年MENG Y等[8]的研究相比，增加了空腹胰岛素水平、HOMA-IR、BMI的研究。此外, YAN 2017的Meta分析中，干预组的CHO含量为20～130 g, 占每日总能量的5%～20%, CHO含量的差异可能直接导致非均质性较高，使总的结果受到影响，而此项Meta分析纳入的研究中，干预组每天CHO摄入量均不超过50 g, 以在体内产生营养性酮症为目的。② 本研究中纳入的研究对象均为明确诊断的T2DM患者，这在很大程度上消除了由非 T2DM人群引起的干扰，使研究结果可信度更高。③ 本Meta分析严格按照Cochrane系统评价的要求，纳入的研究全部为随机对照试验，以减少结果偏倚。

本研究的缺陷: ① 本研究将生酮饮食作为一种独立的饮食，对其治疗T2DM的临床效果进行Meta分析，因此样本量相对不足，且纳入的研究质量高低不一，今后需要纳入更多的高质量、大样本临床随机对照试验。②在纳入的研究中，随着时间的延长，部分研究对象对生酮饮食的依从性下降，在随访期CHO摄入量会有所增加，因而会对结果造成一定的影响。③部分研究结果中，异质性检验较为显著，这可能与对照饮食构成较为复杂或者其他不确定性因素相关。

总之，与对照饮食相比，生酮饮食明显降低了HbA1c、FPG、HOMA-IR以及空腹胰岛素水平，降低了T2DM患者的体质量和BMI, 但其长期效果不如短期效果显著。长期的生酮饮食对降低TG和升高HDL-C水平具有积极影响，但对降低TC和LDL-C水平无显著作用。在充分的营养评估和医师的指导下，生酮饮食对T2DM患者而言，具有较高的安全性和良好的耐受性。

本研究通过对生酮饮食或低碳饮食干预2型糖尿病等慢性病的一系列临床实践的系统评价，这些临床实践最大的学术价值在于：打破了长期以来国内外学术界关于“糖尿病是一种慢性进行性疾病，需长期进行药物或胰岛素治疗”的思维定势，全新的生活方式干预可能是治疗糖尿病的根本之道。