Les régimes méditerranéen, DASH et MIND et l'incidence de l'hypertension sur un suivi médian

BMC Public Health volume 22, Article number: 2374 (2022) Citer cet article

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Malgré les effets favorables des régimes alimentaires bien connus dans le traitement de l'hypertension (HTN), tels que les régimes méditerranéens (MED) et Dietary Approach to Stop Hypertension (DASH), il n'est pas certain que l'adhésion à ces régimes puisse réduire le risque d'hypertension. HTN, en particulier dans les populations non méditerranéennes. De plus, aucune des études précédentes n'a évalué l'association entre l'adhésion au régime de l'intervention MED-DASH pour le retard neurodégénératif (MIND) et l'incidence de l'HTN. Par conséquent, nous avons cherché à évaluer l'association de l'adhésion à ces régimes avec le développement de HTN chez les adultes.

Cette étude prospective a inclus 2706 adultes sans HTN qui ont été sélectionnés à partir de l'étude sur les lipides et le glucose de Téhéran. Les scores de régime MED, DASH et MIND ont été calculés au départ à l'aide des informations alimentaires recueillies avec le questionnaire de fréquence alimentaire. Les associations entre les indices alimentaires et le risque d'HTN sur un suivi médian de 7,4 ans ont été examinées à l'aide de l'analyse de régression des risques proportionnels de Cox.

L'âge moyen initial des participants était de 37,9 ± 12,5 ans (tranche d'âge : 20 à 79 ans) et 52,4 % étaient des femmes. Au cours du suivi de 18262 années-personnes, 599 incidents de HTN ont été identifiés. Il n'y avait pas de relation significative entre les scores alimentaires et le risque d'HTN, que ce soit en tant que variables continues ou catégorielles, même après avoir exclu les personnes ayant un diagnostic précoce/tardif d'HTN, une préhypertension, un diabète ou une maladie rénale chronique au départ. Une interaction significative a été trouvée entre l'indice de masse corporelle (IMC) et le DASH (interaction P < 0,001). Des analyses stratifiées basées sur l'état initial de l'IMC ont révélé une association inverse entre le DASH et le risque d'HTN chez les personnes de poids normal (HR = 0,84, IC à 95 % = 0,71–0,98, P = 0,031), bien que cette association n'ait pas atteint la signification statistique dans l'ensemble de la période. tertiles de DASH.

Dans cette étude, MED, DASH et MIND n'ont montré aucune association significative avec la survenue d'HTN chez les adultes. D'autres études prospectives sur diverses populations sont nécessaires pour évaluer si l'adhésion aux régimes MED, DASH et MIND est une stratégie efficace pour réduire l'incidence du HTN.

Rapports d'examen par les pairs

L'hypertension artérielle (HTN), premier facteur de risque des maladies cardiovasculaires, est une préoccupation majeure de santé publique qui touche des millions d'individus dans le monde [1]. Selon l'Organisation mondiale de la santé, le nombre de personnes atteintes d'HTN a augmenté au cours des 50 dernières années, avec une augmentation plus importante dans les pays à revenu faible et intermédiaire [2]. Bien que l'HTN soit une affection à multiples facettes, les principales approches préventives et thérapeutiques ont été entièrement axées sur la modification du mode de vie, les considérations diététiques étant en tête de liste [3]. Les méta-analyses d'essais contrôlés randomisés (ECR) indiquent que les régimes méditerranéen (MED) et Dietary Approach to Stop Hypertension (DASH) réduisent la pression artérielle par rapport au régime habituel [4, 5]. En outre, une méta-analyse d'études observationnelles a estimé que les risques d'HTN étaient inférieurs de 13 % chez les personnes ayant une adhésion plus élevée ou plus faible au régime MED. Cependant, la plupart des études incluses dans cette méta-analyse (87,5 %) étaient transversales, ce qui rend impossible la détermination d'une association de cause à effet [6]. Par conséquent, il n'est pas clair si l'adhésion aux régimes peut réduire le risque d'HTN, en particulier dans les populations non méditerranéennes. Dans une recherche transversale à grande échelle sur des adultes iraniens, ni les régimes DASH ni les régimes MED n'étaient liés à l'hypertension artérielle [7]. De même, une étude prospective portant sur 4793 adultes iraniens n'a trouvé aucune association significative entre le régime DASH et le risque d'HTN sur une durée de suivi de 6,3 ans [8].

Récemment, un nouveau modèle alimentaire connu sous le nom d'intervention MED-DASH pour le retard neurodégénératif (MIND) a été créé, combinant les régimes MED et DASH [9]. Ce régime a été supposé être efficace dans les troubles neurodégénératifs liés à l'âge [10]. Par rapport aux deux indices alimentaires précédents, le régime MIND comprend non seulement le fromage, les aliments rapides/frits et le beurre/la margarine en tant que groupes d'aliments distincts, mais son objectif principal est également la consommation de baies et de légumes à feuilles vertes plutôt que de considérer tous les types. de fruits ou de légumes en tant que catégorie générale. De plus, le régime MIND suggère l'huile d'olive comme huile principale pour la consommation quotidienne [9]. L'association entre le régime MIND et la pression artérielle n'a été étudiée que dans une étude transversale au meilleur de nos connaissances. Les résultats de l'étude n'ont montré aucune association significative entre le régime MIND et les risques d'hypertension artérielle [11].

En raison de l'augmentation continue de la prévalence de l'HTN et de la nécessité d'étudier l'association entre différents indices alimentaires et l'HTN dans différentes populations, nous avons cherché à examiner les associations prospectives entre l'adhésion aux régimes MED, DASH et MIND et l'incidence de HTN dans une cohorte d'adultes iraniens.

L'étude sur les lipides et le glucose de Téhéran (TLGS) est une étude communautaire prospective continue lancée en 1990-2001 en recrutant 15 005 personnes âgées de 3 à 69 ans du district 13 de Téhéran [12]. Suite aux examens initiaux, les participants ont été suivis tous les trois ans pour mettre à jour leurs informations. Les données alimentaires de l'examen 3 (2005-2008) ont été recueillies à l'aide d'un questionnaire de fréquence alimentaire (FFQ). Sur les 12125 personnes âgées de ≥ 18 ans lors des examens 3 ou 4 (2008-2011), que nous considérons comme les phases de référence pour notre présente analyse, celles pour lesquelles il manquait des informations au départ ou au suivi pour définir le statut HTN (n = 1504 ), ceux avec HTN prévalent (n = 1730), les femmes enceintes et allaitantes (n = 260), les utilisateurs de corticostéroïdes (n = 108) et ceux avec des informations manquantes sur l'évaluation alimentaire (n = 5487) ont été exclus. Nous avons en outre exclu les personnes ayant une consommation d'énergie invraisemblable selon les 1er et 99e centiles des apports énergétiques spécifiques au sexe (n = 60) et celles pour lesquelles il manquait des covariables (n = 271). Enfin, 2706 individus ont été suivis jusqu'à la fin de l'examen 6 (2014-2018) pour un suivi médian de 7,4 ans (Fig. 1). Dans TLGS, un sous-échantillon de participants a été choisi au hasard pour compléter les informations diététiques. Les comparaisons des caractéristiques des participants avec et sans données alimentaires au troisième ou au quatrième examen ont montré que la proportion d'hommes, de fumeurs, de personnes ayant des antécédents familiaux de maladie cardiovasculaire, de personnes ayant fait des études universitaires et le niveau d'activité physique étaient similaires entre les deux groupes. Cependant, l'âge et l'indice de masse corporelle (IMC) des individus ayant rempli le FFQ au quatrième examen étaient légèrement inférieurs à ceux sans données alimentaires (40,8 ± 14,1 vs 44,8 ± 17,1 ans et 27,3 ± 4,9 vs 27,7 ± 5,2 kg/ m2, respectivement) [8, 13]. Toutes les méthodes de la présente étude ont été réalisées conformément à la Déclaration d'Helsinki. La présente étude a été approuvée par le comité d'éthique de l'Institut de recherche en sciences endocriniennes de l'Université des sciences médicales Shahid Beheshti (IR.SBMU.ENDOCRINE.REC.1400.098). Un formulaire de consentement éclairé écrit a été obtenu de chaque individu (Fig. 1).

Sélection de l'échantillon de l'étude

Les données concernant l'âge, le sexe, le niveau d'éducation, le statut tabagique, les antécédents médicaux et l'utilisation de médicaments ont été recueillies par un questionnaire. Nous avons classé les individus en deux groupes pour l'éducation : ≤ 12 ans ou > 12 ans (formation universitaire) et trois groupes pour le statut tabagique : non-fumeurs, ex-fumeurs et fumeurs actuels. Tout incident de maladie cardiovasculaire chez les membres féminins de première année de la famille de 65 ans ou moins ou les membres masculins de la famille de première année de 55 ans ou moins étaient considérés comme ayant des antécédents familiaux prématurés de maladie cardiovasculaire [14].

Le poids a été mesuré avec des vêtements légers à 0,1 kg près à l'aide d'une balance numérique (Seca 707; Seca Corporation, Hanover, Maryland; gamme, 0,1–150 kg). La taille a été évaluée en position debout à l'aide d'un stadiomètre à 0,1 cm près, tandis que les chaussures étaient retirées et que les épaules étaient dans un alignement normal. L'indice de masse corporelle (IMC) a été calculé en divisant le poids (Kg) par la taille au carré (m2).

L'activité physique au cours de l'année écoulée a été évaluée à l'aide du questionnaire d'activité modifiable (MAQ) [15]. Le MAQ est composé de deux types de questions basées sur les loisirs et les activités liées au travail. Les participants ont rapporté la fréquence et le temps consacrés à chaque activité dans chaque catégorie en fonction de quatre types d'intensité (légère, modérée, intense et très intense). L'activité physique a été exprimée en minutes métaboliques équivalentes par semaine (MET-min/semaine).

Après un jeûne nocturne d'environ 12 à 14 heures, des échantillons de sang de tous les participants ont été prélevés en position assise entre 7h00 et 9h00. Les échantillons ont été immédiatement centrifugés dans les 30 à 45 minutes. La glycémie à jeun (FSG), le cholestérol total (TC) et les triglycérides (TG) ont été évalués à l'aide d'une méthode colorimétrique enzymatique. Le cholestérol à lipoprotéines de haute densité sérique (HDL-C) a été évalué après précipitation des lipoprotéines contenant l'apolipoprotéine B avec de l'acide phosphotungstique. Les variations des coefficients inter/intra-essai (CV) étaient à la fois de 2,2 % pour le FSG, de 0,5 et 2 % pour le TC et le HDL-C, et de 0,6 et 1,6 % pour les TG, respectivement) [16]. Les taux de créatinine sérique ont été mesurés à l'aide d'un Jaffe colorimétrique cinétique avec une sensibilité de 0,2 mg/dL (plage, 18-1330 µmol/L (0,2-15 mg/dL) et les CV intra- et inter-essais étaient inférieurs à 3,1 %. Tous les échantillons de sang ont été analysés au laboratoire de recherche TLGS lors de la collecte à l'aide de l'auto-analyseur Selectra 2 (Vital Scientific, Spankeren, Pays-Bas) Les mesures biochimiques ont été effectuées à l'aide de kits commerciaux (Pars Azmoon Inc., Téhéran, Iran).

Les apports alimentaires des participants ont été examinés par des diététistes formés à l'aide du FFQ semi-quantitatif.

La validité et la fiabilité de la FFQ ont déjà été évaluées [17]. Les participants ont été invités à estimer leur consommation de chaque aliment au cours de l'année précédente en utilisant une fréquence quotidienne, hebdomadaire ou mensuelle et des tailles de portions prédéterminées. À l'aide des mesures des ménages, toutes les quantités de portions alimentaires ingérées ont été converties en grammes. La consommation absolue de composants alimentaires a été utilisée pour estimer chaque score alimentaire. Un score plus élevé pour l'un des indices alimentaires suggère une plus grande observance.

Le score MED a été calculé selon l'approche publiée par Trichopoulou et al [18]. La méthode comprend 9 composants : légumes, légumineuses, fruits et noix, céréales, poisson, viande et produits carnés, produits laitiers, le rapport des acides gras monoinsaturés (MUFA) aux acides gras saturés (SFA) et de l'alcool. Nous n'avons pas considéré la consommation d'alcool comme un composant alimentaire en raison du manque d'informations. Des valeurs de 0 ou 1 ont été attribuées à chaque composante, en utilisant la médiane spécifique au sexe comme seuil. Ainsi, pour les 5 composantes bénéfiques attendues (légumes, légumineuses, fruits et noix, céréales et poisson), les individus dont la consommation était égale ou supérieure à la médiane spécifique au sexe se sont vu attribuer une valeur de 1, et une valeur de zéro a été attribuée pour individus dont la consommation était inférieure à la médiane. De même, une valeur de 1 a été attribuée si le rapport AGMI/AGS était égal ou supérieur à la valeur médiane spécifique au sexe et une valeur de zéro a été attribuée pour une consommation inférieure à la médiane. Pour les composants présumés nuisibles (viandes ou produits carnés et produits laitiers), 1 point était attribué si la consommation était inférieure à la valeur médiane spécifique au sexe et les participants dont la consommation était égale ou supérieure à la médiane se voyaient attribuer une valeur de 0. Enfin, la les scores MED totaux variaient de zéro à 8.

Le score DASH a été calculé par Epstein et al. basé sur les apports de 10 composants alimentaires : céréales totales, fruits, légumes, noix, graines et haricots secs, produits laitiers, viandes, volaille et poisson, % d'apport énergétique provenant des lipides totaux, % d'apport énergétique provenant des graisses saturées, des sucreries et du sodium . Sur la base du nombre de portions recommandé, un score de 1, 0,5 ou 0 a été attribué à chacun des 10 composants alimentaires, et les scores ont ensuite été additionnés [19]. Le score DASH variait entre 0 et 10.

Le score MIND a été développé par Morris et al. [9]. Étant donné que notre FFQ n'a pas enquêté sur la consommation principale d'huile et d'alcool, ces composants alimentaires ont été omis de notre calcul de score MIND. Par conséquent, les 13 groupes d'aliments suivants ont été pris en compte pour calculer le score MIND : grains entiers, légumes à feuilles vertes, autres légumes, baies, viandes et produits rouges, poisson, volaille, haricots, noix, aliments rapides ou frits, beurre, margarine, pâtisseries ou bonbons. Selon le nombre de portions recommandé, chaque composant s'est vu attribuer une note de 1, 0,5 ou 0 ; ces scores ont ensuite été combinés. Le score MIND variait entre 0 et 13.

La pression artérielle a été mesurée par un médecin formé en position assise deux fois avec un intervalle d'une minute sur le bras droit à l'aide d'un sphygmomanomètre à mercure. Avant l'évaluation, chaque participant a été invité à se reposer pendant 15 minutes en position assise. La moyenne des deux mesures a été considérée comme la mesure finale de la tension artérielle.

En l'absence de traitement antihypertenseur, la préhypertension était définie par une PAS de 120 à 139 mmHg et/ou une PAD de 80 à 89 mmHg [20]. HTN a été défini sur la base du septième rapport du Comité national mixte sur la prévention, la détection, l'évaluation et le traitement de l'hypertension artérielle (JNC-VII) [1] comme une pression artérielle systolique (PAS) ≥ 140 mmHg ou une pression artérielle diastolique (PAD ) ≥ 90 mmHg, ou l'utilisation d'agents hypotenseurs. Un questionnaire prétesté a été utilisé pour évaluer l'utilisation de tout agent hypotenseur, y compris les diurétiques, les bêta-bloquants, les inhibiteurs de l'enzyme de conversion de l'angiotensine, les inhibiteurs calciques et les inhibiteurs des récepteurs de l'angiotensine au départ et tout au long des visites de suivi.

Le diabète sucré de type 2 (DT2) était défini comme une FSG ≥ 126 mg/dl ou une glycémie plasmatique 2 h après la provocation ≥ 200 mg/dl, ou la prise de médicaments antidiabétiques [21]. L'insuffisance rénale chronique (IRC) a été définie sur la base du calcul du débit de filtration glomérulaire estimé (eGFR) à l'aide de l'équation CKD Epidemiology Collaboration (CKD-EPI) [22]. La dyslipidémie a également été décrite comme ayant un ou plusieurs des critères suivants : TG sériques ≥ 200 mg/dL, TC ≥ 240 mg/dL, HDL-C < 40 mg/dL ou prise de médicaments hypolipémiants [23] .

Nous avons examiné les histogrammes pour évaluer si la distribution des variables était approximativement normale. Les caractéristiques de base des participants dans les catégories de quartile de chaque score alimentaire ont été comparées à l'aide d'une analyse de variance (ANOVA) pour les variables continues et d'un test du chi carré pour les variables catégorielles. Avant l'analyse, les variables non distribuées normalement telles que l'activité physique, les FSG, les TG et les apports en caféine et en olives ont été transformées en logarithme naturel. Les données ont été présentées sous forme de moyenne ± écart type (ET) pour les variables normalement distribuées, médiane (intervalle interquartile) pour les variables asymétriques et pourcentage pour les variables catégorielles. Les associations entre les indices alimentaires et le risque d'HTN ont été examinées à l'aide de l'analyse de régression des risques proportionnels de Cox. Le rapport de risque (HR) et l'intervalle de confiance (IC) à 95 % ont été estimés par changement d'une unité dans chaque score alimentaire (en tant que variable continue) et dans leurs catégories de quartile, en considérant le premier groupe comme référence. Les associations ont été ajustées sur l'âge (continu) et le sexe dans le modèle 1, et ajustées en plus sur l'activité physique (continu), la formation scolaire (oui/non), les antécédents familiaux prématurés de maladie cardiovasculaire (oui/non), le tabagisme (fumeurs, non-fumeurs et ex-fumeurs), IMC initial, prévalence initiale de la maladie, y compris le DT2 (oui/non), l'IRC (oui/non), la préhypertension (oui/non) et la dyslipidémie (oui/non), la prise d'aspirine ( oui/non), et les apports alimentaires en énergie totale (en continu) et en huile d'olive (en continu). La valeur médiane a été attribuée à chaque quartile et traitée comme une variable continue pour calculer P pour la tendance. Pour étudier les interactions entre le sexe et l'IMC avec les scores alimentaires pour le risque d'HTN, des termes d'interaction ont été inclus dans le modèle multivariable de Cox. L'hypothèse de risque proportionnel du modèle multivariable de Cox a été évaluée à l'aide du test global des résidus de Schoenfeld.

L'heure de l'événement de HTN a été censurée par intervalle car l'heure de début précise était incertaine, malgré la probabilité que l'événement se soit produit entre les deux rendez-vous d'examen. Pour l'analyse du résultat censuré par intervalle, par conséquent, la censure médiane a été utilisée. Selon la censure à mi-parcours, la date de l'événement HTN a été définie comme le point médian entre les données de l'examen de suivi lorsque HTN a été identifié pour la première fois et l'examen de suivi le plus récent précédant le diagnostic. Le temps de suivi a également été calculé en fonction de la différence entre la date estimée à mi-temps et la date à laquelle les individus sont entrés dans l'étude. Le temps de survie était l'intervalle entre la première et la dernière date d'examen pour les individus censurés.

Plusieurs analyses de sensibilité ont été effectuées, éliminant les individus avec 1 diagnostic précoce d'HTN (moins de 2 ans), 2 diagnostics tardifs d'HTN (plus de 10 ans) et 3 préhypertension au départ, 4-T2DM au départ et 5 -IRC au départ. Toutes les analyses ont été effectuées à l'aide d'IBM SPSS pour Windows version 20 (IBM, New York, États-Unis), une valeur P bilatérale <0, 05 étant considérée comme significative.

La moyenne ± ET pour l'âge et l'IMC des participants était de 37,9 ± 12,5 ans et 26,7 ± 4,72 kg/m2, respectivement. Les femmes représentaient 52,4 % du total. La moyenne (intervalle) des scores MED, DASH et MIND chez les participants était de 4,4 (0, 8), 4,8 (1–9) et 6,8 (2,5–11,5), respectivement. Le tableau 1 montre les caractéristiques de base des participants selon les quartiles de ces scores alimentaires. Les participants des quartiles supérieurs des régimes DASH et MIND par rapport aux quartiles inférieurs étaient plus âgés, plus actifs physiquement, avaient une FSG et une SBP de base plus élevées et étaient plus susceptibles d'utiliser de l'aspirine. Ceux du quartile le plus élevé des scores DASH et MIND avaient des valeurs de HDL-C, de TG et de DBP plus élevées que ceux du premier quartile. En outre, la prévalence de la préhypertension, du DT2 et de la dyslipidémie était plus élevée dans le quartile 4 du régime DASH par rapport au quartile 1. La consommation d'énergie et d'huile d'olive était significativement plus élevée dans les quartiles les plus élevés des trois scores alimentaires par rapport aux quartiles les plus bas.

Au cours d'un suivi médian de 7,4 ans (quartile 1, quartile 3 : 4,6, 9,0 ans), 18 262 personnes-années de suivi, 599 incidents HTN ont été identifiés (294 hommes et 305 femmes). Le tableau 2 montre les associations entre les scores alimentaires et l'incidence de l'HTN. Il n'y avait pas de relation significative entre les scores alimentaires et le risque d'HTN, que ce soit en tant que variables continues ou catégorielles. Les résultats n'ont pas été modifiés après l'exclusion des personnes ayant un diagnostic précoce ou tardif d'HTN, celles souffrant de préhypertension, de DT2 ou d'IRC au départ (données non présentées).

Des interactions significatives ont été trouvées entre l'IMC et le DASH (interaction P < 0,001). Par conséquent, nous avons effectué des analyses stratifiées basées sur le statut initial de l'IMC [poids normal (IMC < 24,9 kg/m2) et surpoids (IMC ≥ 24,9 kg/m2)] pour le score DASH. Une analyse stratifiée basée sur le statut de l'IMC a révélé une association inverse significative entre le régime DASH en tant que variable continue et le risque d'HTN chez les adultes de poids normal (HR = 0,84, IC à 95 % = 0,71 à 0,898, P = 0,031) dans l'étude multivariée ajustée modèle (Fig. 2B). Ce résultat n'a pas été observé chez les adultes en surpoids/obésité (Fig. 2A).

Rapport de risque (IC à 95 %) pour l'hypertension selon les indices alimentaires séparément chez les personnes en surpoids/obèses (A, n = 1 677) et de poids normal (B, n = 1 029). Ajusté sur l'âge (continu), le sexe, l'activité physique (continu), la formation scolaire (oui/non), les antécédents familiaux de MCV (oui/non), le tabagisme (fumeur/non-fumeur/ex-fumeur), l'IMC initial (continu ), la prévalence initiale de maladies telles que l'IRC (oui/non), le diabète sucré (oui/non), la pré-hypertension (oui/non) et la dyslipidémie (oui/non), l'apport d'aspirine (oui/non) et l'énergie alimentaire totale ( continue), la caféine (continue) et la consommation d'olives (continue). *P = 0,031

Dans cette étude prospective, nous n'avons trouvé aucune association significative entre les scores alimentaires MED, DASH ou MIND et l'incidence de l'HTN chez les adultes iraniens. Cependant, en tant que variable continue, le régime DASH était associé à un risque plus faible de HTN chez les participants de poids normal après ajustement pour toutes les covariables potentielles.

Bien que plusieurs méta-analyses d'ECR aient démontré les effets bénéfiques des régimes MED et DASH sur le traitement de l'HTN [4, 5], il existe une rareté des données d'observation et une incohérence sur l'association entre MED et DASH en tant que scores de régime a priori et le prévention de l'HTN. La plupart des études observationnelles précédentes qui ont évalué cette association étaient transversales [7, 11, 24, 25], et il existe peu d'études prospectives longitudinales à cet égard [26, 27, 28, 29, 30].

Semblable aux résultats actuels, une étude prospective menée auprès d'une population méditerranéenne (la cohorte SUN) n'a trouvé aucune association bénéfique entre l'adhésion au régime MED et le risque d'HTN chez 9408 hommes et femmes espagnols après un suivi médian de 4,2 ans [26]. L'autre enquête menée auprès de cette cohorte avec une durée de suivi plus longue et un nombre plus élevé de participants a suggéré qu'une plus grande adhésion au régime MED en combinaison avec d'autres facteurs de mode de vie sain, tels que le non-fumeur, l'activité physique, un IMC bas, un la consommation d'alcool et l'évitement de la consommation excessive d'alcool étaient associés à une diminution du risque d'HTN sur un suivi médian de 10 ans. Cependant, lorsque la contribution individuelle du régime MED a été étudiée, l'association inverse entre le régime MED et le risque d'HTN était marginalement significative [HR (IC à 95 %) = 0,82 (0,79-1,00) chez les personnes ayant un score MED ≥ 4 par rapport à ceux < 4] [27]. Les études de cohorte SUN ont utilisé le score en 9 points de Trichopoulou et al. méthode de notation pour évaluer les régimes MED similaires aux nôtres, mais les auto-déclarations des participants ont été utilisées pour déterminer l'incidence de l'HTN. En revanche, une cohorte de femmes australiennes d'âge moyen a démontré une association inverse entre le score MED et la probabilité d'HTN autodéclarée après 15 ans de suivi [28]. L'étude a généré le score du régime MED selon Sofi et al., un système de notation dans lequel les valeurs seuils ont été spécifiées pour chaque composant alimentaire afin de représenter plus précisément le potentiel de promotion de la santé du régime MED traditionnel [31]. Dans notre étude, seuls 8,3 % des participants avaient la plus grande adhésion au régime MED (quartile le plus élevé), tandis que 35 % de la population de l'étude australienne se situaient dans le quartile le plus élevé du régime MED. Par conséquent, le niveau d'adhésion au régime MED parmi la majorité de notre population d'étude n'a peut-être pas été suffisamment élevé pour identifier une association favorable entre ce régime et la pression artérielle. Cependant, dans une méta-analyse récemment publiée, il y avait une grande hétérogénéité dans les résultats des études observationnelles portant sur l'association entre MED, SBP et DBP. Cette méta-analyse en regroupant les données de 54 études a montré une PAS légèrement inférieure chez les personnes ayant l'adhésion la plus élevée par rapport à la plus faible au régime MED, mais la PAD ne différait pas significativement entre les deux groupes. Dans la majorité des études incluses dans cette méta-analyse, qui avait une conception transversale, la PAS moyenne des groupes avec une adhésion élevée et faible à la MED était normale (PAS = 130 mmHg) [32]. Par conséquent, le régime MED seul peut ne pas être suffisant pour prévenir l'incidence de l'HTN.

En ce qui concerne le score DASH, une étude prospective portant sur 20 993 femmes de race blanche n'a indiqué aucune association significative entre une plus grande adhésion au DASH et le risque d'HTN autodéclarée sur 11 ans de suivi après prise en compte des autres facteurs de risque. Comme aucune femme dans cette enquête n'a atteint une adhésion totale au régime DASH et que peu de femmes (19 % avec un score de 6,5 à 10) ont obtenu une adhésion élevée, les auteurs ont conclu qu'une concordance très élevée, comme observée dans les essais DASH, pourrait être nécessaire pour voir les bienfaits du régime DASH [29]. Une étude prospective menée auprès d'adultes chinois a également montré que les participants pourraient ne pas bénéficier de DASH à moins qu'ils ne respectent rigoureusement les recommandations alimentaires. Cette étude a examiné l'association du régime DASH seul ou en combinaison avec un IMC normal et une activité physique modérée ou intense avec le risque d'HTN. Fait intéressant, ils ont constaté qu'avoir un IMC normal en combinaison avec l'adoption de la concordance la plus élevée avec le DASH était lié à un risque inférieur de 34 % (IC à 95 % = 20 à 46 %) d'HTN. L'adoption des trois composantes d'un faible risque était liée à un risque de HTN de 42 % inférieur (IC à 95 % = 29 à 53 %) [30]. Dans l'étude actuelle, nous avons observé l'association inverse entre le DASH et le risque d'HTN chez les individus de poids normal, ce qui est conforme aux études précédentes suggérant qu'une combinaison de facteurs de mode de vie sain, tels qu'un IMC normal et une alimentation saine, peut être importante. pour la prévention de l'HTN [27, 30].

Le développement initial du régime MIND était basé sur les preuves disponibles reliant les composants alimentaires à la prévention du déclin cognitif. Malgré la similitude générale avec les régimes MED et DASH, le régime MIND spécifie la consommation d'huile d'olive comme huile principale, les légumes à feuilles vertes, le fromage (mais pas les autres produits laitiers), les baies (mais pas les autres fruits) et les noix comme groupes d'aliments distincts. . De plus, les aliments de restauration rapide, les aliments frits, le beurre et la consommation de margarine sont également pris en compte dans le régime MIND qui ne sont pas inclus dans le calcul des scores MED et DASH [9]. Récemment, l'étude de l'association entre MIND et la santé cardio-métabolique est intéressante. Une étude transversale menée auprès de 836 adultes iraniens d'âge moyen n'a trouvé aucune association significative entre l'ESPRIT et la TA élevée en tant que composante du syndrome métabolique [11]. Dans la présente étude prospective dans laquelle nous avons évalué pour la première fois l'association entre le régime MIND et le risque d'HTN, nous n'avons trouvé aucun résultat significatif.

Les points forts de l'étude comprennent sa conception prospective, l'évaluation des apports alimentaires à l'aide d'un FFQ valide, le calcul de trois scores diététiques a priori distincts et la détermination de l'incidence de l'HTN sur la base de mesures objectives de la PAS et de la PAD, ainsi que la prise en compte de l'abaissement de la TA médicaments. Différentes analyses de sensibilité ont été menées pour tenir compte des variables susceptibles de modifier les résultats, ce qui est un autre mérite de cette étude.

Il convient également de souligner les limites du présent travail. Premièrement, malgré l'utilisation du FFQ valide, des erreurs de mesure dans l'évaluation des apports alimentaires sont possibles en raison du biais de rappel et du biais de notification des participants [33]. Deuxièmement, les scores alimentaires ont été calculés à l'aide de données alimentaires recueillies au départ, qui peuvent ne pas refléter les apports alimentaires réels des participants tout au long de l'étude. Troisièmement, nous manquons d'informations sur la consommation d'alcool, qui est l'une des composantes des scores MED et MIND. En outre, l'utilisation primaire d'huile d'olive a été supprimée du calcul MIND en raison d'un manque de données. En conséquence, nous n'avons pas pu fournir une caractéristique complète de l'adhésion au régime basée sur leur système de notation d'origine. Quatrièmement, les participants ont été sélectionnés dans le district 13 de Téhéran, qui peut ne pas être représentatif de la population iranienne. Par conséquent, la généralisabilité de nos résultats est limitée à ce groupe de participants.

La présente étude a montré qu'aucun des régimes MED, DASH ou MIND n'était associé à un risque réduit d'HTN dans une cohorte d'adultes iraniens. Cependant, des scores DASH plus élevés (en tant que variables continues) chez les adultes de poids normal étaient associés à un risque plus faible d'HTN. Des études plus prospectives sont nécessaires pour évaluer si l'adhésion aux régimes MED, DASH ou MIND, seule ou en combinaison avec d'autres caractéristiques d'un mode de vie sain, est une stratégie efficace pour prévenir l'HTN.

Tous les ensembles de données sont disponibles auprès de l'auteur correspondant sur demande raisonnable.

Approche diététique pour arrêter l'hypertension

Intervention méditerranéenne-DASH pour le retard neurodégénératif

méditerranéen

Hypertension

Maladie rénale chronique

Taux de dangerosité

Essai contrôlé randomisé

Questionnaire de fréquence alimentaire

Indice de masse corporelle

Questionnaire d'activité modifiable

Équivalent métabolique

Glycémie à jeun

Cholestérol total

Triglycérides

Lipoprotéine de haute densité-cholestérol

Variations des coefficients

Cholestérol à lipoprotéines de basse densité

Comité national mixte sur la prévention, le dépistage, l'évaluation et le traitement de l'hypertension artérielle

Tension artérielle systolique

Pression sanguine diastolique

Diabète de type 2

Débit de filtration glomérulaire estimé

Collaboration en épidémiologie CKD

Analyse de variance

Écart-type

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Nous tenons à remercier les participants et le personnel du TLGS pour leur collaboration. Nous remercions également l'Université des sciences médicales Shahid Beheshti pour son soutien. Les auteurs déclarent n'avoir aucun conflit d'intérêts. Tous les auteurs ont lu l'accord de paternité de la revue et la politique de divulgation des conflits d'intérêts potentiels.

N'est pas applicable.

Elham Razmpoosh et Nazanin Moslehi ont contribué à parts égales à ce travail et doivent être considérés comme co-premiers auteurs.

Centre de recherche sur la nutrition et l'endocrinologie, Institut de recherche sur les sciences endocriniennes, Université des sciences médicales Shahid Beheshti, Téhéran, Iran

Elham Razmpoosh & Nazanin Moslehi

Département de nutrition, École de santé publique, Université des sciences médicales du Nord Khorasan, Bojnurd, Iran

Shima Abdullah

Centre de recherche cardiovasculaire de Yazd, Université des sciences médicales Shahid Sadoughi, Yazd, Iran

Sepideh Soltani

Département de nutrition clinique et de diététique, Faculté de nutrition et de technologie alimentaire, Institut national de recherche sur la nutrition et la technologie alimentaire, Université des sciences médicales Shahid Beheshti, Téhéran, Iran

Miroirs Parvin

Centre de recherche endocrinienne, Institut de recherche en sciences endocriniennes, Université des sciences médicales Shahid Beheshti, Téhéran, Iran

Feridoun Azizi

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Conceptualisation, NM, ER et SA ; Analyse formelle, NM et SS ; Méthodologie, NM, ER et PM ; Supervision, NM et PM ; Rédaction du brouillon original, ER et SS ; Révision d'écriture et édition, ER et NM. Tous les auteurs ont lu et approuvé le manuscrit final.

Correspondance à Nazanin Moslehi ou Parvin Mirmiran.

Toutes les méthodes de la présente étude ont été réalisées conformément à la Déclaration d'Helsinki. La présente étude a été approuvée par le comité d'éthique de l'Institut de recherche en sciences endocriniennes de l'Université des sciences médicales Shahid Beheshti (IR.SBMU.ENDOCRINE.REC.1400.098). Un formulaire de consentement éclairé écrit a été obtenu de chaque individu.

N'est pas applicable.

Les auteurs déclarent n'avoir aucun intérêt concurrent.

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Réimpressions et autorisations

Razmpoosh, E., Moslehi, N., Abdollahi, S. et al. Les régimes méditerranéen, DASH et MIND et l'incident d'hypertension sur un suivi médian de 7,4 ans dans l'étude sur les lipides et le glucose de Téhéran. BMC Public Health 22, 2374 (2022). https://doi.org/10.1186/s12889-022-14843-w

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Reçu : 25 mai 2022

Accepté : 08 décembre 2022

Publié: 17 décembre 2022

DOI : https://doi.org/10.1186/s12889-022-14843-w

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