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Depressione, alimentazione emotiva e cambiamenti di peso a lungo termine: uno studio prospettico basato sulla popolazione

Konttinen H, van Strien T, Männistö S, Jousilahti P, Haukkala A, et al. - 20 Marzo 2019
traduzione a cura di Aggiornamenti in Medicina

Background

È stato stimato che in tutto il mondo oltre 300 milioni di persone soffrono di depressione e oltre 650 milioni sono affetti da obesità[1, 2]. Le conseguenze di queste condizioni in termini di perdita di salute, funzionamento e qualità della vita sono enormi – la depressione e l’obesità sono entrambe correlate ad un elevato rischio di sviluppare diverse malattie croniche e la depressione è uno dei principali fattori che contribuiscono alla morte per suicidio [1, 2]. C’è quindi una necessità critica di sviluppare interventi che siano efficaci nel ridurre il verificarsi di entrambe le condizioni. Numerosi studi hanno dimostrato che la depressione e l’obesità si verificano spesso insieme e sono associate in modo bidirezionale nel tempo[3, 4]. In un’esplorazione dei possibili meccanismi sottostanti che collegano la depressione e l’obesità, uno studio trasversale basato sulla popolazione ha mostrato che il legame deve essere mediato dall’alimentazione emotiva[5, 6]. L’alimentazione emotiva si riferisce alla tendenza a mangiare in risposta alle emozioni negative (ad esempio, depressione, ansia, stress) e i cibi scelti sono principalmente quelli ad alta densità energetica e appetibili[6-8]. Può essere causata da vari meccanismi, come l’uso del mangiare per far fronte alle emozioni negative o la confusione degli stati interni di fame e sazietà con i cambiamenti fisiologici associati alle emozioni[9]. Utilizzando i dati di follow-up a 7 anni dello stesso campione di popolazione, il presente studio ha valutato se l’alimentazione emotiva agisce anche come mediatore tra la depressione e il successivo aumento di peso e se tale effetto di mediazione dipende da altri fattori, tra cui il sesso, la durata del sonno notturno e l’attività fisica. Una conoscenza più dettagliata di questi fattori può indicare nuovi obiettivi per migliorare gli interventi sull’obesità e la depressione per diminuire il carico globale della malattia e aumentare il benessere individuale.

La depressione (depressione-melancholia) è tipicamente caratterizzata da perdita di appetito e conseguente perdita di peso, ma esiste anche un sottotipo di depressione che è caratterizzato dal sintomo vegetativo atipico dell’aumento dell’appetito e dell’aumento di peso[10- 12]. L’alimentazione emotiva è stata considerata un indicatore di questo sottotipo atipico di depressione, perché condivide con questo sottotipo di depressione la caratteristica atipica dell’aumento dell’appetito in risposta all’angoscia[13, 14]. Il legame depressione – obesità può quindi essere mediato da un’alimentazione emotiva, per la quale c’è stato effettivamente un sostegno in vari studi trasversali per entrambi i sessi [5, 6, 15, 16] e per le donne [17]. Ad oggi, gli studi hanno raramente esaminato i legami tra depressione, alimentazione emotiva e aumento di peso in un contesto prospettico. Come eccezione, uno studio di 5 anni su genitori olandesi[18] e uno studio di 18 anni su adulti americani di mezza età[19] hanno dimostrato che l’alimentazione emotiva ha agito da mediatore tra la depressione e l’aumento dell’IMC o lo sviluppo dell’obesità, in particolare nelle donne. Con l’evidenza degli studi di cui sopra riguardo al genere in parte mista, rimane inconcludente se l’effetto di mediazione dell’alimentazione emotiva varia tra le donne e gli uomini. Il genere è stato quindi uno dei moderatori testati nel presente studio prospettico.

L’effetto di mediazione dell’alimentazione emotiva tra la depressione e l’aumento di peso può anche dipendere dall’attività fisica e dalla durata del sonno, anche se a nostra conoscenza i loro effetti moderatori in questo contesto non sono stati direttamente testati in precedenza. Entrambi i fattori sono stati collegati allo stress e alla sua gestione: l’esercizio fisico è un trattamento per la depressione e i disturbi d’ansia[20- 22] e la breve durata del sonno è associata allo stress psicologico [23,24]. Una maggiore attività fisica è stata anche associata a una minore alimentazione emotiva[25, 26]. Di conseguenza, è stato proposto che l’aumento dell’attività fisica potrebbe essere una strategia praticabile per ridurre l’assunzione eccessiva di cibi ad alto contenuto di grassi e zuccheri sotto stati emotivi negativi[27] e l’estensione della durata del sonno potrebbe avere effetti comparabili[28]. L’esercizio fisico potrebbe quindi attenuare gli effetti della depressione e dell’alimentazione emotiva sull’aumento di peso attraverso il miglioramento della regolazione delle emozioni. Al contrario, una breve durata del sonno potrebbe rafforzare i loro effetti sull’aumento di peso – cioè un sonno ridotto può essere visto come un fattore di stress e un indicatore dello stress percepito [29,30] e sta emergendo l’evidenza che interferisce con la regolazione delle emozioni [31]. A sostegno di ciò, i risultati di uno studio di laboratorio di 64 donne hanno suggerito che la breve durata del sonno (meno di 7 ore a notte) può agire come un fattore di stress e portare a un’elevata assunzione di snack in coloro che sono inclini a mangiare emotivamente[32].

Alcuni studi osservazionali hanno anche scoperto che la durata del sonno e l’attività fisica hanno moderato l’associazione emozionale mangiare – aumento di peso. Van Strien e Koenders[29] hanno studiato un campione di dipendenti olandesi e hanno osservato che le donne con una combinazione di breve durata del sonno e di un’alimentazione emozionale elevata hanno sperimentato i maggiori aumenti dell’indice di massa corporea (IMC) nell’arco di 2 anni. Un modello simile di risultati è stato riportato da Chaput et al.[33] in un campione di adulti franco-canadesi con 6 anni di follow-up e informazioni sul comportamento alimentare disinibito (cioè la tendenza a mangiare troppo in risposta a stimoli alimentari o emotivi). Inoltre, l’alimentazione emotiva era meno fortemente associata all’IMC e al suo aumento nei partecipanti con un’attività fisica elevata rispetto a quelli con un’attività fisica ridotta nel campione di dipendenti olandesi[34] e in un’indagine sulla popolazione svizzera[26]. Tuttavia, è importante esplorare se questi risultati possono essere replicati ed estesi utilizzando un campione indipendente di adulti con follow-up a lungo termine, nonché informazioni sui sintomi della depressione e sui cambiamenti nell’obesità addominale.

Nel presente studio, abbiamo utilizzato un’ampia coorte prospettica di adulti di 7 anni basata sulla popolazione per aumentare le nostre conoscenze sull’interazione tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamenti di peso nel contesto del genere, della durata del sonno notturno e dei modelli di attività fisica. A causa dell’ampia fascia di età (tra i 25 e i 74 anni alla linea di base) in questo campione, ci siamo anche interessati ai possibili effetti moderatori dell’età. Più specificamente, i nostri obiettivi erano di esaminare 1) se l’alimentazione emotiva mediasse le associazioni tra i sintomi della depressione e il cambiamento di 7 anni dell’IMC e della circonferenza della vita (WC), e 2) se il sesso, l’età, la durata del sonno notturno o l’attività fisica moderassero queste associazioni.

Metodi

Partecipanti e procedura

I partecipanti erano uomini e donne finlandesi di età compresa tra i 25 e i 74 anni che hanno partecipato alle fasi di base(n=5024) e di follow-up (n=3735) dello studio DILGOM (per un diagramma di flusso dei partecipanti, vedi [35]). La fase di base è stata condotta nel 2007 nell’ambito dello studio FINRISK 2007, in cui un campione casuale di 10.000 persone, stratificato per fasce d’età e sesso di 10 anni, è stato estratto dal registro della popolazione finlandese in cinque grandi aree di studio[36]. Tutti i partecipanti che hanno partecipato allo studio FINRISK 2007(n = 6258, tasso di risposta = 63%) nel periodo gennaio-marzo sono stati invitati allo studio DILGOM 2007 (n = 5044, tasso di risposta = 80%) condotto in aprile-giugno. La fase di base prevedeva un esame della salute (comprese le misurazioni di altezza, peso e toilette) presso un centro studi e diversi questionari auto-somministranti compilati durante la visita o a casa. Tutti i partecipanti di base in vita alla fine dell’anno 2013 hanno ricevuto un invito alla fase di follow-up condotta in aprile-giugno 2014 (n=3735, tasso di risposta=82%). La raccolta dei dati è stata effettuata in due gruppi: 1) i partecipanti che vivevano nelle zone di Turku e Loimaa e nelle città di Helsinki e Vantaa sono stati invitati a un esame sanitario simile a quello di base(n==1312); 2) i partecipanti che vivevano nelle altre tre aree di studio (Carelia settentrionale, Savo settentrionale, Oulu) hanno ricevuto un questionario per posta e si sono autodenunciati sul loro peso e altezza attuali (n=2423). Hanno anche misurato il loro WC da soli, con un nastro di misurazione che è stato inviato loro insieme a dettagliate istruzioni di misurazione. I partecipanti che non hanno partecipato alla fase di follow-up erano più spesso uomini (χ 2 = 7,22, df = 1, P = 0.007) e tendenzialmente più giovani (F(1, 5022) = 13,83, P<0 ,001, η 2 = 0.003) e hanno un IMC e WC più alti (F(1, 5015) = 26,56, P<0,001, η 2 = 0 ,005 e F(1, 4992) = 30.88, P<0,001, η 2=0,006, rispettivamente) alla linea di base rispetto ai partecipanti al follow-up, ma queste differenze medie erano di piccole dimensioni. Non ci sono state differenze statisticamente significative tra questi due gruppi di partecipanti in termini di istruzione di base (F(1, 4983) = 3,68, P = 0, 055, η 2 = 0.001), depressione (F(1, 4727) = 3,70, P = 0,055, η 2 = 0,001) o alimentazione emotiva (F(1, 4853) = 0,60, P = 0,438, η 2 = 0,000).

I protocolli di ricerca degli studi di base e di follow-up del DILGOM sono stati progettati e condotti in conformità alle linee guida della Dichiarazione di Helsinki e sono stati approvati dal Comitato etico del distretto ospedaliero di Helsinki e dell’Uusimaa (decisione n. 229/E0/2006 e 332/13/03/00/2013, rispettivamente). Inoltre, è stato ottenuto il consenso informato scritto da tutti i partecipanti.

Variabili di risultato

IMC e WC

Infermieri di ricerca formati hanno misurato l’altezza, il peso e la toilette dei partecipanti utilizzando protocolli internazionali standardizzati [37]alla linea di base e al follow-up. Il peso è stato misurato con un’approssimazione di 0,1 kg, l’altezza con un’approssimazione di 0,1 cm e il WC con un’approssimazione di 0,5 cm. Tutte le misurazioni sono state effettuate in posizione eretta in abiti leggeri e senza scarpe. WC è stato misurato ad un livello a metà strada tra il margine inferiore delle costole e la cresta iliaca. Alla linea di base, le misurazioni del peso e dell’altezza erano disponibili per 5017 (99,9%) partecipanti per calcolare l’IMC (kg/m2), mentre la misurazione del WC era disponibile per 4994 (99,4%) partecipanti. Al follow-up, l’IMC e il WC erano basati su informazioni misurate(n=1310 e 1305, rispettivamente) o su informazioni auto-dichiarate (n=2352 e 2288, rispettivamente). In un recente studio di validazione condotto in un sottoinsieme di partecipanti al DILGOM, le differenze medie tra l’altezza, il peso e il WC misurati dall’infermiera e quelli misurati dall’infermiera erano piccole e le correlazioni intra-classe erano di 0,95 o superiori in entrambi i generi[38]. Gli intervistati con dati antropometrici misurati e auto-rappresentati al follow-up sono stati quindi inclusi in questo studio.

Variabili predittive

Depressione

Il Center for Epidemiological Studies – Depression (CES-D) Scale[39] è stato utilizzato per misurare i sintomi depressivi al basale. La scala è stata progettata per misurare la sintomatologia depressiva nella popolazione generale, ed è stato trovato per essere adeguatamente correlato alle valutazioni cliniche della depressione[40]. Per ogni item, gli intervistati indicano la frequenza con cui si sono sentiti nel modo descritto durante la scorsa settimana utilizzando una scala a quattro punti (da 0 “raramente o nessuno del tempo” a 3 “quasi tutto il tempo”). Una meta-analisi di 28 studi che esaminano la struttura della scala CES-D ha concluso che la struttura a quattro fattori proposta (effetto negativo, attività somatica e ritardata, mancanza di effetto positivo, difficoltà interpersonali) descrive al meglio la scala[41]. In linea con questo e con il nostro precedente studio trasversale[5], abbiamo modellato la depressione come fattore latente con quattro indicatori in cui ogni indicatore era la media degli item appartenenti al rispettivo fattore originale. È degno di nota il fatto che la scala CES-D contiene un item sulla perdita di appetito (“Non avevo voglia di mangiare; il mio appetito era scarso”), mentre non c’è un item corrispondente sull’aumento dell’appetito. Abbiamo deciso di escludere la voce sulla perdita di appetito dalle presenti analisi, perché rappresenta una misura sbilanciata del cambiamento dell’appetito con una potenziale polarizzazione della misura verso un sottotipo di depressione caratterizzato da una diminuzione dell’appetito e da una perdita di peso. Così, la variabile dell’indicatore di attività somatica e ritardata è stata calcolata sulla base di 6 voci invece di 7 voci.

Alimentazione emotiva

L’alimentazione emotiva al livello di base è stata valutata utilizzando la scala dell’alimentazione emotiva del questionario sull’alimentazione a tre fattori a 18 voci (TFEQ-R18)[42]. Karlsson et al.[42] hanno sviluppato il TFEQ-R18 sulla base di un’analisi dei fattori del TFEQ originale a 51 voci nello studio svedese sui soggetti obesi ed è stato trovato valido nella popolazione generale[43, 44]. La scala contiene tre voci che sono tutte classificate su una scala a quattro punti (da 1″ non mi descrive affatto″ a 4″ mi descrive esattamente″): 1) Quando mi sento ansioso, mi ritrovo a mangiare, 2) Quando mi sento triste mangio spesso troppo, e 3) Quando mi sento solo, mi consolo mangiando. In linea con il nostro precedente studio trasversale[5], il mangiare emotivo è stato modellato come un fattore latente con i tre elementi come indicatori.

Moderatori e covariate

Durata del sonno notturno e attività fisica

La durata del sonno notturno al basale è stata valutata con la seguente domanda “Quante ore a notte dormite di solito? L’item è stato trattato come una variabile continua nelle analisi. L’attività fisica alla linea di base è stata misurata con il Questionario Internazionale di Attività Fisica – Forma Breve (IPAQ-SF)[45]. Chiede agli intervistati di segnalare la loro attività fisica negli ultimi 7 giorni attraverso una serie completa di domini (tempo libero, lavoro, trasporti, lavori domestici e giardinaggio) e tre livelli di intensità (attività vigorose, attività moderate e camminare). I dati sono stati valutati secondo il manuale IPAQ e nelle analisi principali è stato utilizzato un punteggio di attività fisica totale combinata (minuti a settimana) su scala continua. Abbiamo ripetuto le analisi con un punteggio di attività fisica vigorosa (minuti a settimana), ma va notato che il 41,6% dei partecipanti non ha svolto alcuna attività vigorosa durante la scorsa settimana.

Età e sesso

L’età di riferimento è stata trattata nelle analisi come variabile continua (anni) e il sesso come variabile dicotomica (1=uomini, 2=donne).

Metodi statistici

Abbiamo usato la modellazione delle equazioni strutturali (SEM) per testare i modelli di mediazione ipotizzati tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento a 7 anni degli indicatori di adiposità. La depressione e l’alimentazione emotiva sono stati modellati come fattori latenti perché ignorare l’errore di misurazione nei predittori può portare a coefficienti di regressione distorti e le variabili latenti permettono di tenere conto dell’errore di misurazione[46]. Le analisi sono state condotte in tre fasi. In primo luogo, l’analisi dei fattori di conferma con due fattori latenti (depressione e alimentazione emotiva) è stata utilizzata per verificare se i quattro indicatori di depressione e i tre indicatori di alimentazione emotiva caricati su fattori separati. In secondo luogo, i modelli di mediazione ipotizzati con l’età di base e il sesso come covariate sono stati stimati separatamente per il cambiamento dell’IMC e della toilette – cambiamento modellato regredendo la misurazione al follow-up della misurazione di base. L’assenza di un’interazione tra l’esposizione (cioè il fattore di latenza della depressione) e il mediatore (cioè il fattore di latenza alimentare emozionale) in entrambi i modelli ci ha permesso di applicare l’approccio SEM all’analisi della mediazione (β=0.12, SE=0.07, P=0 .080 e β=0.04, SE=0.07, P=0.585 per l’interazione nel modello per IMC e WC, rispettivamente) [46, 47]. I risultati sono stati riportati come gli effetti totali, diretti e indiretti (cioè i coefficienti di regressione e i coefficienti di regressione e gli intervalli di confidenza del 95% di bootstrap corretti in base alla polarizzazione) della depressione e dell’alimentazione emotiva. L’effetto indiretto riportato riflette quanto dell’associazione tra la depressione e il cambiamento dell’indicatore di adiposità sia spiegato dall’alimentazione emotiva[48]. L’effetto totale rappresenta la relazione tra la depressione e il cambiamento dell’indicatore di adiposità prima dell’aggiustamento per l’alimentazione emotiva. In terzo luogo, gli effetti moderatori di genere, età, durata del sonno notturno e attività fisica sono stati esaminati in un insieme separato di modelli aggiungendo un moderatore (nel caso della durata del sonno e dell’attività fisica) e termini di interazione (moderatore × alimentazione emozionale, moderatore × depressione) come predittori, e testando la significatività di queste interazioni (il codice Mplus è stato ottenuto da Stride et al. [49] – modello 59 con X e M come variabili latenti).

Full Information Maximum Likelihood (FIML) è stato usato come stimatore, che permette la stima con i dati mancanti[50, 51]. Non imputa i valori mancanti, ma stima i parametri direttamente usando tutti i dati osservati. L’adattamento del modello è stato valutato utilizzando la statistica chi-quadrata, il Chi-quadrato standardizzato, l’indice di Tucker-Lewis (TLI), l’indice di adattamento comparativo (CFI) e l’errore quadratico medio quadratico di approssimazione (RMSEA). Come proposto da Hu e Bentler[52], sono stati definiti i valori TLI e CFI ≥0,95, i valori SRMR ≤0,08 e i valori RMSEA ≤0,06 per indicare un adattamento adeguato dei dati. Le statistiche descrittive sono state derivate da IBM SPSS Statistics for Windows, versione 24.0 (IBM Corp., Armonk, NY), mentre tutte le altre analisi sono state eseguite con Mplus versione 8 (Muthén & Muthén, Los Angeles, CA).

Risultati

Le caratteristiche descrittive dei partecipanti al DILGOM al punto di partenza nel 2007 e al follow-up nel 2014 sono riportate nella Tabella 1. I WC dei partecipanti sono aumentati per lo più durante il periodo di studio di 7 anni con un aumento medio di 2.3-6,4 cm negli uomini e 2,1-7,5 cm nelle donne, mentre il loro IMC è rimasto piuttosto stabile (variazione media di 0,0-2,0 kg/m2 negli uomini e 0,2-2,3 kg/m2 nelle donne). Utilizzando la definizione di mantenimento del peso suggerita da Stevens et al.[53], un quarto dei partecipanti (26% degli uomini e 25% delle donne) potrebbe essere definito come perdente di peso (perso ≥3% del loro peso iniziale) e un terzo di loro (33% degli uomini e 39% delle donne) potrebbe essere definito come un aumento di peso (guadagnato ≥3% del loro peso iniziale). Variazione dell’IMC (F(2, 3657) = 99,88, P<0 ,001, η 2 = 0,052) e WC (F(2, 3571) = 59.70, P<0,001, η 2=0,032) variava tra le varie fasce d’età con i 25-39 anni (0,6±±2,4 kg/m2 per l’IMC e 3.6±±7,6 cm per WC) e 40-59 anni (0,4±1,9 kg/m2 e 2,9±6.4 cm, rispettivamente) che mostrano aumenti medi maggiori rispetto ai 60-74 anni (-0,5±±2,1 kg/m2 e 0,5±7,1 cm, rispettivamente). La durata media del sonno notturno è stata di 7,3 ore con il 18,5% dei partecipanti che hanno dormito meno di 7 ore a notte. Le rispettive percentuali per 7 ore, 8 ore e 9 ore o più sono state 38,2, 34,9 e 8,4%. In media, i partecipanti hanno trascorso 12,4 ore (mediamente 9,0 ore) alla settimana in attività fisica di intensità vigorosa o moderata o camminando. Per un’attività fisica vigorosa, i valori medi e mediani sono stati di 2,8 h e 1,0 h a settimana. Le correlazioni di Pearson tra le principali variabili dello studio possono essere trovate nel file aggiuntivo 1.Tabella 1Caratteristiche descrittive dei partecipanti al DILGOM finlandese al baseline nel 2007 e al follow-up nel 2014Tutti i partecipantiPartecipanti che hanno partecipato alle fasi di baseline e follow-upAnno 2007Anno 2007Anno 2007Anno 2014Numero di partecipantia4729-50243554-37353593-3735Age (anni)52.6 ± 13.5b53.0 ± 13.060.0 ± 13.0Generale Uomo (%) 46.345.245,2 Donna (%) 53.754.854,8Educazione (anni) 12,6±4,012,7±4.0-BMI (kg/m2)27,0±4,926,8±4,7c26,9±4.7cWC (cm)91,4±13,790,6±13,1c92,8±13.3cOverweight, BMI≥ 25 kg/m2 (%)62.561. 4c62.3cObesità, BMI≥ 30 kg/m2 (%)21.719.9c20.6cDurata del sonno(ore)7.3 – Attività fisica totale (min/settimana) 743,7 – 648,0759,6 – 652,4 – Attività fisica intensa (min/settimana) 170.7 – 249,1176,4 – 253,7 – Depressiond9,9 – 7.39,8±7,3-Mangiare emotivamente1,9±0,71,9±0.7- Indice di massa corporea BMI, DILGOM DIETICO, Stile di vita e determinanti genetici dell’obesità e della sindrome metabolica, circonferenza vita WCaRange sono indicati come numero di partecipanti con dati mancanti (da 0,0 a 5.9%) variava tra le variabili dello studiobMean±SD (tutti questi valori) cCalcolato per i partecipanti con informazioni sulla rispettiva variabile da entrambe le fasi dello studiodSum punteggio di 19 item del Center for Epidemiological Studies – Depression ScaleeMean punteggio di 3 item emozionali da mangiare dal questionario a tre fattori-R18

I risultati dell’analisi dei fattori di conferma hanno supportato la struttura a due fattori degli indicatori della depressione e dell’alimentazione emotiva. Il modello a due fattori ha avuto un adeguato adattamento con i dati (Chi-quadrato = 48,4, df = 13, p<0.001; CFI = 1,00; TLI = 1,00; RMSEA = 0,02; SRMR = 0.01) e ogni indicatore si carica in modo significativo(P<0,001) sul suo rispettivo fattore latente con carichi di fattore standardizzati che variano da 0,79 a 0,90 per l’alimentazione emotiva e da 0,45 a 0,91 per la depressione.

Le figure 1 e 2 mostrano che i modelli di mediazione tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento a 7 anni dell’IMC o del WC si adattano adeguatamente ai dati. La depressione e l’alimentazione emotiva sono state associate positivamente l’una con l’altra ed entrambe hanno previsto un aumento maggiore a 7 anni dell’IMC e della toilette. Gli effetti della depressione sul cambiamento dell’IMC (std. β = 0,025, P = 0,001 per l’effetto indiretto) e WC (std. β = 0,028, P = 0,001 per l’effetto indiretto) sono stati mediati dall’alimentazione emotiva. Questi modelli di mediazione hanno spiegato il 4,8 e il 4,5% della varianza nel cambiamento dell’IMC e del WC, rispettivamente. Le analisi di sensibilità che includono solo quei partecipanti(n=1305-1310) con dati antropometrici misurati di entrambe le fasi di studio hanno prodotto stime comparabili con l’eccezione che gli effetti della depressione e dell’alimentazione emotiva sul cambiamento di IMC non erano statisticamente significativi a P<0.Fig. 1 Risultati del modello di mediazione tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento dell’IMC a 7 anni (n = 4986). La depressione e l’alimentazione emotiva sono stati modellati come fattori latenti. Il cambiamento dell’IMC è stato modellato facendo regredire la misurazione al follow-up della misurazione di base. Il modello è stato anche regolato per l’età e il sesso (non mostrato in figura). Coefficienti di regressione non standardizzati e standardizzati (con intervalli di confidenza di bootstrap corretti al 95%) sono rappresentati sulle frecce. Nota. Effetto totale = c+ab. Effetto indiretto=ab. Effetto indiretto della depressione sulla variazione a 7 anni dell’IMC: β=0,068; 95% CI=0,026, 0,105; P=0,001 e std. β=0.025; 95% CI=0,009, 0,038; P=0 ,001Fig. 2Risultati del modello di mediazione tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento di 7 anni nei WC (n=4985). La depressione e l’alimentazione emotiva sono stati modellati come fattori latenti. Il cambiamento nella toilette è stato modellato facendo regredire la misurazione al follow-up della misurazione di base. Il modello è stato anche regolato per l’età e il sesso (non mostrato in figura). Coefficienti di regressione non standardizzati e standardizzati (con intervalli di confidenza di bootstrap corretti al 95%) sono rappresentati sulle frecce. Nota. Effetto totale = c+ab. Effetto indiretto=ab. Effetto indiretto della depressione sul cambiamento di 7 anni nei WC: β= 0,077; 95% CI= 0,041, 0.118; P<0,001 e std. β=0,028; 95% CI=0,016, 0,043; P<0,001

Il genere non ha moderato le associazioni di depressione(P=0,205-0,214 per i termini di interazione) o di alimentazione emotiva (P=0,260-0,284 per i termini di interazione) con il cambiamento dell’IMC o del WC (Tabella 2). Tuttavia, mentre la depressione e l’alimentazione emotiva prevedevano un aumento dell’IMC e della toilette nelle donne, le stime non erano significative negli uomini. L’alimentazione emotiva ha anche mediato gli effetti della depressione sul cambiamento dell’IMC (β=0,041, P=0,190 negli uomini e β=0.085, P=0,001 nelle donne) e WC (β=0,051, P=0,110 negli uomini e β=0,093, P=0,001 nelle donne) solo nelle donne. Le associazioni della depressione con il cambiamento dell’IMC(P=0,001 per l’interazione) e del WC (P=0,065 per l’interazione) tendevano a variare a seconda dell’età (Tabella 2). Per interpretare queste interazioni, abbiamo calcolato semplici test di pendenza a diversi valori del moderatore di età[49]: la depressione prevedeva un aumento dell’IMC e del WC più elevato all’età di 35 anni e all’età di 50 anni, ma non all’età di 65 anni.Tabella 2Gender e l’età come moderatori delle associazioni tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento a 7 anni nell’indicatore di adipositàsaMenWomenGender * interazione fattore latente35 anni50 anni50 anni65 anniAge * interazione fattore latenteβ (SE)bβ(SE)bβ(SE)β (SE)β (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ(SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ (SE)bβ) Modelli per l’IMCEE 2007 ➔ Variazione dell’IMC0.066 (0,050) P=0,1820,136 (0,037) P<0,0010,070 (0,062) P=0.2600,078 (0,051)P=0,1250,104 (0,031)P=0,0010,131 (0,040)P=0.0010.002 (0.002) P=0.428 Depressione 2007 ➔ Variazione IMC0.082 (0.085) P=0.3300.219 (0.067) P=0.0010.137 (0.108) P=0.2050.456 (0.092)P<0,0010,218 (0,054)P<0,001-0,020 (0,071)P=0,780-0.016 (0,004)P<0,001Modelli per WCEE 2007 ➔ Cambio WC0,082 (0,050)P=0,1010,149 (0.0,0010,067 (0,063) P=0,2840,027 (0,051) P=0,5950,108 (0,031) P=0.0010.190 (0.040)P<0.0010.005 (0.002)P=0.016 Depressione 2007 ➔ Cambio WC0.082 (0,084)P=0,3290,217 (0,068)P=0,0010,134 (0,108)P=0,2140,303(0.093)P=0,0010,186 (0,054)P=0,0010,070 (0,072)P=0,333-0,008 (0,004)P=0.065BMI indice di massa corporea, EE emozionale mangiare, WC circonferenza vitaaI modelli per il genere sono stati corretti per l’età e modelli per l’età sono stati corretti per il generebEstimates sono stati derivati calcolando semplici test di pendenza a diversi valori del moderatore[49].

La durata del sonno notturno ha moderato le relazioni del mangiare emozionale con il cambiamento dell’IMC(P=0,007 per l’interazione) e del WC (P=0,026 per l’interazione) (Tabella 3). Abbiamo di nuovo calcolato semplici test di pendenza a diversi valori del moderatore per interpretare queste interazioni: l’alimentazione emotiva prevedeva un aumento dell’IMC e del WC particolarmente elevato a 6 ore di sonno e a 7 ore di sonno, mentre non sono state osservate associazioni di questo tipo a 9 ore di sonno. Inoltre, l’alimentazione emotiva ha mediato gli effetti della depressione sul cambiamento dell’IMC (ad esempio β=0,078, P=0,049 per 6 h e β=-0,002, P=0.905 per 9 h) e WC (ad esempio β=0,075, P=0,052 per 6 h e β=0,009, P=0,672 per 9 h) solo nei partecipanti con durata di sonno più breve. L’attività fisica totale non ha moderato le relazioni di depressione o di mangiare emotivo con il cambiamento nel BMI o WC (Tabella 3).Tabella 3Dormire e PA come moderatori delle associazioni tra depressione, mangiare emotivo e 7 anni di cambiamento di 7 anni in indicatore di adipositàsaDurata notturna del sonno (ore per notte)6 h7 h8 h9 hSleep * fattore di interazione latente95.7 minb743,7 minb1391,7 minbPA * interazione del fattore latente* (SE)cβ(SE)cβ (SE)cβ(SE)cβ (SE)cβ (SE)cβ(SE)β (SE)β (SE)cβ (SE)cβ (SE)cβ (SE)cβ (SE)cβ (SE)cβ (SE)cβ) Modelli per l’IMCEE 2007 ➔ Cambiamento dell’IMC0,212 (0.0,0010,139 (0,032) P=0,0010,066 (0,035) P=0,059-0,006 (0,054) P=0.905-0,073 (0,027)P=0,0070,106 (0,042)P=0,0120,108 (0,030)P<0,0010,110 (0,043)P=0.0100.000 (0.000)P=0,937 Depressione 2007 ➔ Variazione IMC0,073 (0,075)P=0,3330,128 (0,054)P=0.0190,184 (0,063)P=0,0030,239 (0,093)P=0,0100,056 (0,043)P=0,1920,267(0,076)P<0.0010.174 (0.053)P=0.0010.082 (0.079)P=0.3000.000 (0.000)P=0.097Modelli per WCEE 2007 ➔ Cambio WC0.209 (0,047) P<0,0010,147 (0,032) P<0,0010,086 (0,036) P=0,0170,024 (0.0,662-0,062 (0,028)P=0,0260,133 (0,042) P=0,0020,125 (0,031) P=0,0010,116 (0.043)P=0,0060.000 (0,000)P=0,778 Depressione 2007 ➔ Cambio WC0,124 (0,075)P=0,1010,145 (0.0,0080,166 (0,064)P=0,0090,187 (0,094) P=0,0450,021(0,043) P=0,6220.191 (0,077)P=0,0130,172 (0,054)P=0,0010,154 (0,078)P=0,0490,000(0,000)P=0.737BMI Indice di massa corporea, EE alimentazione emotiva, attività fisica PA, circonferenza vita WCaI modelli sono stati corretti per età e sessob1 SD al di sotto della media (95,7 min/settimana), media (743,7 min/settimana), e 1 SD al di sopra della media (1391,7 min/settimana)cEstimatesono state derivate calcolando semplici test di pendenza a diversi valori del moderatore[49].

Infine, l’associazione tra depressione e alimentazione emotiva non variava a seconda del sesso(P=0,970-0,981 per i termini di interazione), dell’età (P=0,766-0).782, rispettivamente), durata del sonno notturno(P=0,120-0,131, rispettivamente) o attività fisica (P=0,072-0,075, rispettivamente) in uno qualsiasi dei modelli testati.

Fig. 1.Risultati del modello di mediazione tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento a 7 anni dell’IMC(n = 4986). La depressione e l’alimentazione emotiva sono stati modellati come fattori latenti. Il cambiamento dell’IMC è stato modellato facendo regredire la misurazione al follow-up della misurazione di base. Il modello è stato anche regolato per l’età e il sesso (non mostrato in figura). Coefficienti di regressione non standardizzati e standardizzati (con intervalli di confidenza di bootstrap corretti al 95%) sono rappresentati sulle frecce. Nota. Effetto totale = c+ab. Effetto indiretto=ab. Effetto indiretto della depressione sulla variazione a 7 anni dell’IMC: β=0,068; 95% CI=0,026, 0.105; P=0,001 e std. β=0,025; 95% CI=0,009, 0,038; P=0,001

Fig. 2.Risultati del modello di mediazione tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento di 7 anni nel WC(n = 4985). La depressione e l’alimentazione emotiva sono stati modellati come fattori latenti. Il cambiamento nella toilette è stato modellato facendo regredire la misurazione al follow-up della misurazione di base. Il modello è stato anche regolato per l’età e il sesso (non mostrato in figura). Coefficienti di regressione non standardizzati e standardizzati (con intervalli di confidenza di bootstrap corretti al 95%) sono rappresentati sulle frecce. Nota. Effetto totale = c+ab. Effetto indiretto=ab. Effetto indiretto della depressione sul cambiamento di 7 anni nei WC: β= 0,077; 95% CI= 0,041, 0.118; P<0,001 e std. β=0,028; 95% CI=0,016, 0,043; P<0,001

Discussione

Per quanto ne sappiamo, questo è il primo studio che esamina l’effetto di mediazione dell’alimentazione emotiva tra la depressione e i cambiamenti di peso a lungo termine nel contesto del sesso, dell’età, della durata del sonno notturno e dei modelli di attività fisica. Ci sono due risultati principali: In primo luogo, abbiamo scoperto che il mangiare in risposta alle emozioni negative ha mediato le associazioni positive tra la depressione e l’aumento dell’IMC e del WC nell’arco di 7 anni – una scoperta che fornisce un supporto all’ipotesi che il mangiare emotivo sia un meccanismo comportamentale tra la depressione e il successivo sviluppo dell’obesità e dell’obesità addominale. In secondo luogo, abbiamo osservato che la durata del sonno notturno ha moderato le associazioni dell’alimentazione emotiva: gli individui con un’alimentazione emotiva più elevata e una durata del sonno più breve erano particolarmente vulnerabili all’aumento dell’IMC e del WC.

I nostri risultati relativi all’effetto di mediazione dell’alimentazione emotiva sono coerenti con due studi prospettici condotti su genitori olandesi[18] e adulti americani di mezza età[19] con antropometria auto-rappresentata (IMC e un composto di IMC e WC, rispettivamente) e confermano i nostri risultati trasversali nei dati di base dello studio DILGOM[5]. La presente ricerca prospettica estende le osservazioni dei campioni olandesi e statunitensi avendo misurato anche le informazioni sugli indicatori dell’obesità (IMC) e dell’obesità addominale (WC), analizzandoli come risultati separati e testando diversi moderatori (cioè sesso, età, sonno e attività fisica) contemporaneamente. Nei campioni olandesi e statunitensi, l’alimentazione emotiva ha agito da mediatore tra la depressione e il rischio di sviluppare l’obesità solo nelle donne. Anche se il genere non ha avuto effetti moderatori statisticamente significativi nel nostro studio, abbiamo trovato una tendenza coerente che assomiglia a questa differenza di genere: gli effetti diretti e indiretti della depressione e dell’alimentazione emotiva sull’IMC e sull’aumento del WC erano più pronunciati nelle donne che negli uomini (e significativi solo nelle donne). Gli effetti più forti nelle donne sono probabilmente legati alla loro maggiore suscettibilità ad impegnarsi nell’alimentazione emotiva[5, 16, 26] e a sperimentare sintomi di depressione[54]. Anche le differenze di sesso nella risposta allo stress fisiologico potrebbero avere una certa rilevanza. La tipica risposta fisiologica è l’iperattivazione dell’asse ipotalamo-ipofisi-surrene e la diminuzione dell’appetito, mentre le donne adulte mostrano spesso una minore risposta ipotalamo-ipofisi-surrene e risposte da stress autonomo rispetto agli uomini della stessa età[55]. Le prove hanno inoltre suggerito un ruolo per la risposta del cortisolo smussato piuttosto che per il miglioramento della risposta del cortisolo allo stress in un aumento dell’assunzione di cibo da parte di mangiatori emotivi elevati[56], mangiatori di abbuffate [57] o cronicamente altamente stressati[58].

In accordo con due studi precedenti che esaminano l’interazione tra il cibo emozionale e la durata del sonno nello sviluppo dell’obesità, abbiamo trovato che le associazioni positive del mangiare emozionale con l’IMC e il guadagno di WC erano più forti nelle traversine brevi (per esempio 6 ore a notte) che nelle traversine lunghe (per esempio 9 ore a notte). L’alimentazione emotiva ha di conseguenza mediato il legame tra depressione e aumento di peso soprattutto nelle persone che dormono meno ore a notte. Il fatto che un simile effetto di moderazione sia stato ora rilevato in tre campioni indipendenti di adulti franco-canadesi[33], impiegati olandesi[29] e adulti finlandesi costruisce la fiducia sulla solidità di questa osservazione. Emerge anche la prova che la restrizione del sonno migliora l’attivazione neuronale del cervello in risposta a stimoli alimentari malsani rispetto al sonno non limitato[59] – suggerendo che la breve durata del sonno è un tipo di fattore di stress che è particolarmente probabile che induca un aumento dell’assunzione di cibo nei mangiatori emotivi. È comunque degno di nota il fatto che i dormienti di breve durata sono un gruppo eterogeneo che coinvolge almeno tre tipi di individui: quelli per i quali la breve durata del sonno rappresenta il loro modo naturale di funzionare, quelli che riducono il loro tempo di sonno per soddisfare altre esigenze della vita quotidiana, e quelli che hanno difficoltà a dormire[60]. Pertanto, il sonno breve è probabilmente una fonte di stress o un indicatore di stress percepito solo per questi ultimi due tipi di persone. Tuttavia, nel complesso, i nostri risultati evidenziano che gli individui con una combinazione di una minore durata del sonno notturno e di un più elevato grado di alimentazione emotiva possono richiedere approcci su misura nei programmi di gestione del peso.

In contrasto con le nostre aspettative, non abbiamo trovato prove che il livello di attività fisica totale modererebbe le relazioni tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento dell’IMC e WC. Tuttavia, in linea con le osservazioni precedenti[25, 26], gli individui con livelli più elevati di attività fisica vigorosa e totale hanno ottenuto un punteggio leggermente inferiore nell’alimentazione emotiva. Per quanto riguarda la mancanza dell’effetto moderatore, è possibile che impegnarsi in attività di intensità vigorosa sia particolarmente rilevante: alcuni studi osservazionali (anche se non tutti) hanno riportato associazioni più forti tra l’attività fisica vigorosa e la diminuzione della probabilità di depressione rispetto alle associazioni che comportano attività moderate[61]. Nello studio dei dipendenti olandesi, l’attività fisica particolarmente faticosa (correre, allenarsi) ha moderato l’associazione dell’alimentazione emotiva con il cambiamento dell’IMC[34]. Abbiamo ripetuto le analisi dei moderatori con punteggi di attività fisica dicotomica (42% non vigorosa contro il 58% vigorosa) e continuativa, ma anche in questo caso non abbiamo rilevato interazioni statisticamente significative(P=0.194-0.971 per le interazioni che coinvolgono l’alimentazione emotiva e P=0.106-0.771 per le interazioni che coinvolgono la depressione). Tuttavia, questo potrebbe essere almeno in parte spiegato dai livelli relativamente bassi di attività vigorose dei partecipanti attuali.

A causa dell’ampia fascia d’età (tra i 25 e i 74 anni al livello di base) nel nostro studio, abbiamo inoltre esaminato se le associazioni variavano tra le varie fasce d’età. I risultati hanno suggerito che i sintomi della depressione prevedevano un aumento dell’IMC e della toilette soprattutto nei partecipanti più giovani. I cambiamenti legati all’età nella composizione corporea e nel peso offrono una potenziale spiegazione per questa osservazione. Per esempio, l’invecchiamento è noto per portare a riduzioni della massa muscolare[62]. Nel presente campione, WC è aumentato più in 25-34 anni rispetto a 65-74 anni e BMI anche leggermente diminuito in 65-74 anni oltre 7 anni. È quindi possibile che tali modelli legati all’età abbiano oscurato gli effetti negli adulti più anziani.

Gli individui possono impegnarsi in un’alimentazione emotiva per far fronte allo stress e ad altre emozioni negative, ma a lungo termine è spesso una strategia di regolazione delle emozioni disadattante. Oltre al fatto che l’alimentazione emotiva può portare a modelli di assunzione di cibo meno sani e al conseguente aumento di peso, è improbabile che porti a miglioramenti a lungo termine dell’umore – cioè l’assunzione di cibo appetitoso ha dimostrato di migliorare immediatamente lo stato d’animo negativo indotto sperimentalmente, ma l’effetto tende ad essere a breve termine ed è facilmente seguito da altre emozioni negative (ad esempio, sentimenti di colpa), soprattutto nelle diete [63,64]. Gli individui con un’alta suscettibilità all’alimentazione emotiva potrebbero quindi beneficiare di interventi che insegnano le capacità di regolazione delle emozioni come si fa nella terapia del comportamento dialettico[65] o che incorporano l’addestramento alla consapevolezza[66]. I risultati attuali implicano anche che i futuri studi randomizzati controllati potrebbero verificare se l’allungamento del sonno sia una strategia praticabile per prevenire l’aumento di peso e promuovere un’assunzione di cibo più sana nei mangiatori emotivi. È interessante notare che un recente studio pilota su traversine abitualmente brevi (senza alcuna informazione sull’alimentazione emotiva) ha dimostrato che l’estensione del sonno è fattibile e ha portato a una diminuzione dell’assunzione di zuccheri liberi[28].

Un punto di forza particolare del presente studio è che si è basato su un ampio campione di popolazione con un follow-up di 7 anni sia sull’IMC che sulla toilette. La ricchezza di informazioni relative alla salute, sia misurate che auto-riferite, e il disegno prospettico ci ha permesso di fornire nuove intuizioni sulla depressione e sull’alimentazione emotiva come fattori di rischio per l’obesità (addominale). Tuttavia, è necessario tenere conto di alcuni limiti nell’interpretazione dei risultati. In primo luogo, sebbene il campione sia stato inizialmente derivato in modo casuale dal registro della popolazione finlandese, come in tutti gli studi osservazionali, non vi sono stati partecipanti. Abbiamo rilevato piccole differenze tra i partecipanti e i non partecipanti al follow-up in termini di età di base, sesso, IMC e WC. Nonostante abbiamo usato la FIML per gestire i dati mancanti, che ha dimostrato di produrre stime meno tendenziose rispetto alle tecniche convenzionali, come la cancellazione di lista[50, 51], le nostre osservazioni potrebbero comunque generalizzare meno bene agli uomini più giovani e agli individui con un peso iniziale più elevato. In secondo luogo, sebbene i dati antropometrici misurati fossero disponibili per tutti i partecipanti alla linea di base, due terzi dei partecipanti si sono auto-rappresentati in seguito con i dati misurati disponibili per un terzo[38]. Ciononostante, le analisi di sensibilità, escluse quelle con auto-rapporti antropometrici al follow-up, hanno supportato i nostri risultati producendo stime puntuali abbastanza comparabili. In terzo luogo, anche la scala CES-D, ampiamente utilizzata, e la TFEQ-R18 hanno alcune restrizioni: la prima non fornisce informazioni sulla depressione clinica, mentre la seconda contiene solo tre elementi per misurare l’alimentazione emotiva. In quarto luogo, la durata del sonno notturno e l’attività fisica testata come moderatori in questo studio potrebbero in alternativa essere ipotizzati per mediare il legame tra depressione e obesità. Per questo motivo, abbiamo condotto una serie finale di modelli di mediazione testando queste ipotesi, ma non c’erano prove coerenti per l’effetto di mediazione dell’attività fisica(P=0.529 per l’effetto indiretto sull’IMC e P=0,684 per l’effetto indiretto sulla toilette) o sulla durata del sonno (P=0,056 e P=0,682, rispettivamente) in linea con un recente studio prospettico di coorte di 4 anni [67]. Infine, va notato che i modelli di mediazione testati, tra cui la depressione, l’alimentazione emotiva, il sesso e l’età come predittori, hanno spiegato solo circa il 5% della varianza nel cambiamento dell’IMC e della toilette, il che evidenzia il fatto ben noto che i cambiamenti di peso a lungo termine sono influenzati da una miriade di fattori.

Conclusioni

I presenti risultati evidenziano l’interazione tra depressione, alimentazione emotiva e breve durata del sonno notturno nell’influenzare il successivo sviluppo dell’obesità e dell’obesità addominale. Le ricerche future dovrebbero testare il significato clinico delle nostre osservazioni, adattando i programmi di gestione del peso in base a queste caratteristiche.

File aggiuntivi

File aggiuntivo 1: coefficienti di correlazione di Pearson tra le principali variabili dello studio. (DOCX 14 kb)File aggiuntivo 2:Risultati dell’analisi di sensibilità che include solo i partecipanti(n=1310) la cui altezza e peso sono stati misurati alla linea di base e al follow-up: il modello di mediazione tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento a 7 anni dell’IMC. (DOCX 36 kb)File aggiuntivo 3: Risultati dell’analisi di sensibilità che include solo i partecipanti (n=1305) i cui WC sono stati misurati al baseline e al follow-up: il modello di mediazione tra depressione, alimentazione emotiva e cambiamento a 7 anni di WC. (DOCX 37 kb)

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Fonte

Konttinen H, van Strien T, Männistö S, Jousilahti P, Haukkala A, et al. (2019) Depression, emotional eating and long-term weight changes: a population-based prospective study. The International Journal of Behavioral Nutrition and Physical Activity 1628. https://doi.org/10.1186/s12966-019-0791-8

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