简介

生活方式干预措施可有效治疗肥胖，并可同时降低与肥胖有关的疾病风险[1］．然而，保持体重减轻和风险降低仍然是一个挑战[2］．这很可能是由于逐渐恢复旧的生活习惯[3.］．更深入地了解与改变行为的维持相关的因素对于开发更有效的治疗是必不可少的。

生活方式干预旨在减肥和维持体重的一个关键目标是饮食行为。三因素饮食问卷(TFEQ)测量了进食行为的三个维度，其中反映了故意抑制食物摄入以控制体重(认知克制)、对某些外部和内部刺激做出反应的暴饮暴食倾向(去抑制)以及对饥饿和食物渴望的主观感受(饥饿)[4］．在相对短期(1年或更短)的减肥干预措施的背景下，认知克制的增强，以及抑制解除和饥饿感的减少一直与更大的体重减轻有关[5，6，7，8］．此外，一项研究报告称，在最初减重3年后，持续减少不受控制的饮食(类似于去抑制)与更好的体重维持有关[9］．我们之前也在PREVIEW研究中表明，在3年的减肥和维持干预期间，认知克制与BMI呈负相关，而去抑制和饥饿与BMI呈正相关[10］．

因为之前的研究都是相当短期的，专注于预测体重随饮食行为的变化[5，6，7，8的研究中，人们对预测饮食行为变化长期维持的因素知之甚少。一个潜在的因素是压力，这在当今社会越来越普遍。11］．压力被定义为一种状态，在这种状态下，环境需求超过了个人的适应能力，导致生物、心理和行为反应，并有潜在的健康影响[12］．局部生物学反应包括激活下丘脑-垂体-肾上腺轴，导致与食欲增加有关的皮质醇升高[13，这可能会让人更难保持低水平的去抑制和饥饿感。此外，保持行为改变可能需要大量的认知资源和自我调节能力，而这些在压力下可能会减少[11］．

感知压力指的是一个人对生活中各种情况的压力的主观评价[14］．在横断面研究中，高感知压力通常与较少的认知约束有关[15]，但刚性约束程度较高[16］．这一层面的克制，指的是严格的全有或全无的饮食方式，与更高的饮食抑制解除相关，因此可能不如灵活的克制，其特点是适度控制、暴饮暴食，没有剥夺和内疚[17］．此外，感知压力与暴饮暴食的更高倾向有关，即抑制解除和饥饿[16，18，以及不受控制的情绪化进食[15］．这些横断面研究结果表明，在干预研究中，感知压力与饮食行为特征相关，与较不成功的减肥和维持体重有关[5，6，7，8，9，10，19，20.］．然而，目前尚不清楚在生活方式干预期间，感知压力是否与饮食行为的变化保持相关。本研究旨在为填补这一空白作出贡献。

我们的研究利用了为期3年的PREVIEW干预(通过生活方式干预和在欧洲和世界各地的人口研究预防糖尿病)的数据，该研究旨在测试两种饮食和两种体育活动项目对2型糖尿病预防和体重维持的有效性，在超重和糖尿病前期的参与者在最初的低能量饮食诱导体重减轻后[21］．在目前的二次观察分析中，两个主要目标是:首先，检验在积极行为改变阶段(6个月)后测量的感知压力是否预测了在行为维持阶段(剩余的2.5年)中饮食行为变化(灵活和严格的饮食约束、解除抑制和饥饿)的维持。第二，在行为维持阶段是否频繁经历压力与进食行为的变化有关。为了将饮食行为的变化与干预的主要目标(即减肥维持)联系起来，我们还研究了3年减肥成功与整个干预期间饮食行为变化之间的关联。

参与者和方法

预览参与者和设计

招聘与设计[21]，主要结果[22(ClinicalTrials.gov NCT01777893)之前已经详细报道过。成年(25 - 70岁)超重(BMI≥25 kg/m)的男女2)和糖尿病前期患者在2013年6月至2015年2月期间通过报纸、广播和电视广告以及初级和职业卫生保健提供者招募。预先甄别是透过电话进行的，有可能符合资格的参加者(n= 5472，补充图1)获邀请按美国糖尿病协会的标准进行筛检，以确认糖尿病前期23］．有关纳入/排除标准的更多细节，请参见Fogelholm等人[21］．在八个国家也进行了类似的干预:丹麦、芬兰、荷兰、英国、西班牙、保加利亚、澳大利亚和新西兰。当地的人类伦理委员会审查了每个干预中心的研究方案。所有参与者在任何筛查程序之前都提供书面知情同意。

3年的干预包括两个阶段(补充图。2)．干预始于使用商业低能量饮食产品(The Cambridge weight Plan®)进行2个月的减肥阶段，以实现每日能量摄入3.4 MJ [24］．由于干预的主要目标包括体重维持，因此持续到34个月的体重维持阶段需要体重下降≥8%。合资格参加者(n= 1857)随机接受两种干预饮食中的一种(中等蛋白质，中等血糖指数(GI)饮食，目标是15e %的蛋白质，55e %的碳水化合物，GI > 56或高蛋白，低GI饮食，目标是25e %的蛋白质，45e %的碳水化合物，GI < 50)和体育活动计划(高强度运动75分钟/周或中等强度运动150分钟/周)。

行为改变干预依赖于专门为PREVIEW设计的基于理论和证据的PREVIEW行为修正干预工具箱(PREMIT) [25］．PREMIT提供了一种基于跨理论模型的基于阶段的行为修正方法[26］．前6个月包括积极的行为改变(学习新技能，经常团体访问)，剩下的2.5年被认为是行为维持阶段。PREMIT行为矫正干预是在干预过程中组织的团体访问中进行的，但频率逐渐降低。在总共17个团体访问中，有10个是在前6个月组织的(补充图。2)．尽管干预是以小组为基础的，但参与者被指导在研究饮食和体育活动项目的限制下，做出最适合他们个人喜好的选择。例如，他们可以自由选择各种各样的食物和运动。

本研究的分析样本

目前的分析着重于饮食行为变化的长期维持。分析样本包括1311名参与者，他们在6个月后(在行为维持阶段)至少参加了一次研究访问，并提供了至少一种饮食行为的数据(补充图)。1)．

被排除在分析样本之外的参与者(n= 912，补充图1)更年轻，在基线和6个月时有更高的BMI和感知的压力水平(所有p< 0.001，补充表1)比分析样本中的参与者多。关于减肥成功的分析包括962名完成研究的参与者。在基线时，完成者年龄较大，体重指数较低p< 0.001)比晚退学生(n= 349)，他们被纳入分析样本，但没有参加最后的研究访问。他们感受到的压力水平也较低(p= 0.023)。

PREVIEW干预包括两种不同的研究饮食，饮食行为可能与饮食组成有关[27］．然而，我们之前曾报道过，饮食组之间在饮食行为维度的变化上没有差异[28为了帮助理解，我们在本研究中也展示了它(补充图)3.)．此外，根据加速度计的数据，两组之间的总体力活动(以每分钟次数评估)没有差异[22］．因此，在当前的分析中，参与者被合并为一组，而不考虑原始的随机化。

测量

这里只描述与当前分析相关的度量。欲了解更多信息，请参阅PREVIEW方法论论文[21］．在整个干预过程中，在以下时间点进行临床调查:基线、2、6、12、18、24、36个月。在这些访问中，进行了人体测量，参与者完成了几份问卷。

饮食行为和感知压力

使用广泛使用和验证的心理测量问卷评估饮食行为和感知压力:51项三因素饮食问卷(TFEQ) [4]及10项“感知压力量表”[29］．除18个月外，所有测量点均采用计算机平台自行填写问卷。

三因素饮食问卷(TFEQ)

计算去抑制总分(0-16分)和饥饿总分(0-14分)。Westenhoefer等人将原有的TFEQ认知约束量表进一步划分为柔性维度和刚性维度(均为0-7分)。[17］．在所有四种量表中，得分越高表明对特定饮食行为的倾向越强。分别计算六个时间点的Cronbach 's alpha值。对于灵活约束，它们的范围在0.65到0.72之间，刚性约束从0.43到0.55之间，去抑制从0.77到0.82之间，饥饿从0.81到0.84之间。

感知压力量表(PSS)

问卷包含10个项目，评分从0(从不)到4(经常)。对六个时间点分别计算总结得分(范围从0到40，得分越高表示感受到的压力越大)和Cronbach 's Alphas(范围从0.78到0.87)。

除了使用6个月时的持续PSS评分外，我们还想确定在行为维持阶段经常处于高压力水平的参与者，因为我们有理由假设长期的高压力对行为有更强的影响。PSS评分没有确定的临界值来筛选高压力。因此，我们确定了基线时PSS的最高得分20%，这导致了高压力的截止值≥20。以前曾使用过类似的相对截止方法[30.，31］．干预期间频繁的高压力被定义为在6个月至研究结束期间四个测量点中至少有两个有高的感知压力。

人体测量学与3年减肥成功

在禁食、空膀胱、穿着内衣或其他轻便衣物的情况下，测量每个时间点的体重。测量距离最近的0.1公斤。在筛查来访时(基线前)测量身高至最近的0.5 cm。

以基线体重((3年体重-基线体重)/基线体重× 100%)的百分比计算整个干预期间的总体重减轻。为了便于可视化和有意义的解释结果，根据3年后总体重减轻成功程度，参与者被分为三类:(1)成功，总体重减轻了>8%，(2)部分成功，总体重减轻了1 - 8%，(3)不成功，总体重减轻了<1%。

统计方法

描述性数据用均值(SD)或n(%)除非另有说明。从直方图直观地评价了分布的正态性。采用最大似然估计的线性混合效应模型分析了进食行为维度的变化。该估计方法使用来自所有参与者的所有可用数据，尽管在一些或几个时间点缺失数据，但它是处理缺失数据的强大工具，与多重imputation一样[32］．主要效应用于分析预测因素(感知压力和减肥成功)是否与整体饮食行为水平相关。预测器的相互作用项∗添加时间来分析预测因素是否与饮食行为的改变有关。在最终报告的模型中省略了不重要的交互项。为了控制潜在的混杂，对模型进行了固定效应(签署知情同意书时的年龄(年)、性别、干预饮食、基线时的饮食行为和BMI)和随机效应(参与者ID和干预中心)的调整。P-固定效应的值是使用Satterthwaite自由度近似估计的[33),p-交互的值来自方差分析表。

混合模型的结果报告为beta估计(95%置信区间，CI)。计算估计的边际均值和95% ci，以可视化有关类别预测因子的结果。在每个相关时间点进行Bonferroni校正两两比较。Levene检验用于检验饮食行为方差的同质性，并假设方差相等，因为该检验表明在许多时间点的方差相似。为了评估效应大小，我们计算了作为连续变量的感知应力的标准化beta估计值，以及科恩的d年代计算相关时间点的组间比较[34］．此外，组间科恩的d年代在选定的时间段内计算饮食行为的变化。

使用统计程序R版本4.0.3进行统计分析[35与R工作室合作。包lme4用于进行线性混合效应分析[36]和packagelmerTest用来获取p固定效果的值[37］．统计显著性的阈值设置为p< 0.05。

结果

在目前的分析样本中，共有1311名参与者(65%为女性)1)．平均(SD)年龄54(10)岁，基线BMI 34.3 (5.7) kg/m2．在主动行为阶段(前6个月)，灵活和刚性约束增加，去抑制和饥饿减少(所有p< 0.001)，但感觉压力没有变化。

表1在6个月时间点后至少进行一次随访的PREVIEW参与者的基线和6个月时的参与者特征、饮食行为和感受到的压力(n= 1311)。
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感知压力和饮食行为变化的维持

6个月时的感知压力不能预测6个月到36个月期间饮食行为的变化，这是由混合模型中与时间的不显著交互项表明的(表2)．然而，从第6个月到第36个月，较高的感知压力与整体较低的灵活约束和较高的去抑制和饥饿相关(显著的主要影响，所有p< 0.001)。感知压力的标准化beta估计值(95% CI)在灵活约束下为−0.16(−0.20，−0.12)，在去抑制下为0.13(0.10,0.17)，在饥饿下为0.13(0.09,0.17)。

表2 6个月时的感知压力作为饮食行为(EB)维度从6个月到36个月变化的预测因子，结果来自线性混合效应模型的最大似然估计。
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频繁的高应激与第6至36个月柔性约束的变化有关，显著的组*时间相互作用项(p= 0.026)。在经常有压力的参与者中(n= 132, 18%)，与没有频繁压力的参与者相比，灵活约束减少更多(n= 588，图。1)．6个月时，两组在灵活约束方面没有差异，但在研究结束时，科恩的d年代(95% CI)为0.50(0.31 ~ 0.70)。在6 - 36个月期间，经常有压力的参与者在灵活约束方面的平均变化(SD)为−1.1(2.1)，而在不经常有压力的参与者中为−0.7 (1.8)(Cohen 's d年代(95% ci) = 0.24(0.04-0.43))。至于其他的饮食行为，两组之间的变化没有区别∗时间相互作用项不显著)。然而，从第6个月到第36个月，频繁的高应激与整体较高的去抑制相关(beta估计(95% CI) = 1.00 (0.58-1.43)，p< 0.001)，频繁高压力的参与者在所有时间点上的去抑制得分都高于无频繁压力的参与者(Cohen 's d年代(95%CI分别为0.66(0.46 ~ 0.85)、0.56(0.36 ~ 0.75)、0.64(0.44 ~ 0.84)、0.67(0.47 ~ 0.87)。

图1:压力组在PREVIEW干预的整个行为维持阶段进食行为的估计边际均值(EMM)和95%置信区间(CI)。
图1

经常有高压力的人(n在行为维持阶段(6-36个月)有2个或更多的时间点报告了较高的感知压力量表得分(≥20)。采用线性混合效应模型，其中最大似然估计调整了年龄、性别、饮食(高蛋白质vs中蛋白质)、基线(第0个月)饮食行为和BMI作为固定效应，参与者ID和干预中心作为随机效应，包括组*时间交互项。在每个时间点进行两两比较，差异显著(p< 0.05, Bonferroni校正)平均值用不同的字母表示。

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减肥成功与饮食习惯

在962名完成者中，293人(30%)在3年内减肥成功，405人(42%)部分成功，264人(27%)减肥失败。数字2说明了在3年干预期间，这些组之间在所有饮食行为方面的变化是不同的(显著组∗时间的相互作用p< 0.001)。

图2:3年减重成功组在PREVIEW干预期间饮食行为的估计边际均值(EMM)和95%置信区间(CI)(减重成功=从基线到研究结束减重>基线体重的8%，n= 293;部分成功减重=体重减轻1-8%，n= 405;减肥失败=体重下降<1%，n= 264)。
图2

采用线性混合效应模型，最大似然估计调整了年龄、性别、饮食(高蛋白质vs中蛋白质)和基线(第0个月)BMI作为固定效应，参与者ID和干预中心作为随机效应，包括组*时间交互项。在每个时间点进行两两比较，差异显著(p< 0.05, Bonferroni校正)平均值用不同的字母表示。

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在研究结束前6个月，所有组的灵活约束和刚性约束均有所增加，并高于基线水平。然而，在减肥成功的参与者中，灵活约束在6个月后保持稳定，直到研究结束，而在减肥部分成功或不成功的参与者中，灵活约束在6个月后下降，在减肥不成功的参与者中下降最显著。对于刚性约束，模式相似，但效应量小于柔性约束(补充表2)．科恩的维年代成功组和失败组之间0到36个月的总变化(95% CI)为1.16(0.96-1.35)，刚性约束组为0.55(0.37-0.72)。

从基线到第6个月，所有组的抑制解除和饥饿感均有所下降。然而，在成功减肥的参与者中观察到的下降幅度最大。在部分成功组和不成功组中，抑制解除和饥饿感在6个月后似乎略有增加，研究结束时与6个月相比显示出更大的平均差异(补充表2)．科恩的维年代成功组和失败组之间0 - 36个月总变化的95% CI为0.61(0.42-0.80)去抑制组和0.51(0.32-0.70)饥饿组。

讨论

在本研究中，在主动行为改变阶段(6个月)后的感知压力并不能预测进食行为的后续变化(即变化的维持)。然而，行为维持阶段频繁的高应激与改进的柔性约束缺失有关。此外，6个月时较高的感知压力预示着在行为维持阶段整体上柔性约束较低，去抑制和饥饿较高，而频繁的高压力与在同一时间段内较高的去抑制相关。

众所周知，压力与肥胖和饮食有多种机制的联系[11，13，38］．我们感兴趣的是，高感知压力是否会损害饮食行为已取得的有益变化的长期维持。我们可以合理地假设，在有压力的情况下，个人的注意力会转向应对这些情况，可能没有时间和精力去努力维持已经实现的行为变化。然而，6个月时评估的压力与随后饮食行为维度的变化无关。必须指出的是，平均而言，本研究的参与者不能被认为特别紧张(PSS的平均(SD)得分为13.3(6.3)，范围为0─40)。尽管如此，早前一项包括有心理困扰的参与者(14项PSS平均分25.8(8.0)-26.9(7.8)，范围0─56)的研究报告了类似的结果[39］．他们发现接受和承诺治疗干预减少了不受控制的进食(类似于去抑制)，但这种变化并没有被基线感知压力所缓和。

为了捕捉长期的压力，我们确定了那些经常经历高压力的参与者，并发现与其他参与者相比，他们在保持更高水平的灵活约束方面有更多的困难。我们用科恩的d来评估效应大小年代，表明研究结束时两组间的中等效应(0.50)[34］．必须指出的是，对于高压力或频繁高压力并没有既定的界限，这使得我们的定义有些武断。无论如何，我们的结果表明，尝试捕捉长期的高压力可能是有用的，而不是依赖于一个测量点。

先前的研究报告了高感知压力和较少认知克制之间的横截面联系[15，但较高的刚性约束[16］．我们的研究结果表明，频繁的高应力与柔性约束的减少有关，以及在行为维持阶段整体的较低的柔性约束。此外，6个月时的感知压力与整体较低的弹性约束相关。相反，没有发现应力和刚性约束之间的联系。综合来看，我们的研究结果表明，在干预过程中，感知到的压力可能会破坏特别灵活的约束。对于我们的发现，一个可能的解释与灵活的克制有关，包括逐渐控制饮食，而没有任何严格禁止的食物选择[17］．这需要对与食物相关的决策进行持续的相对判断，因此，在负担重重的情况下，包括在长期压力下，采取并保持这种行为的能力可能是具有挑战性的。

感知压力和灵活约束之间的联系很有趣，因为早期的研究表明，在支持长期体重维持方面，灵活约束可能比刚性约束更可取[19，20.］．在目前的研究中，成功的3年减重与认知克制的两个维度相关。然而，灵活约束的相关性更强，这支持了早期的发现[19，20.］．认知约束对体重管理的益处受到了质疑[40，41］．在横断面研究中，认知克制通常与较高的BMI有关[42]，但在针对超重和减肥目标参与者的干预研究中，认知克制的增强始终与有益的结果相关[5，6，7，8，42］．尽管我们的研究结果并不意味着严格的约束是有害的，但灵活的约束对于保持减肥似乎更重要。在非常不同的背景下也有类似的观察。在保持正常体重(BMI < 25 kg/m)的个体中进行的定性研究2)的研究表明，灵活的饮食规律是他们成功的关键[43］．在未来的干预中，特别注意支持灵活的饮食控制方法可能是很重要的。

我们还发现，在整个行为维持阶段，6个月时的感知压力与较高的去抑制和饥饿相关，而频繁的高压力与较高的去抑制相关。以前的横断面研究也报告了类似的结果[15，16，18］．这些联系背后的潜在机制可能包括生理反应(即皮质醇、瘦素、胰岛素和神经肽Y的增加)，这些反应促进食欲和奖励食物的价值[13］．人们也可能把吃东西作为一种应对机制(应激性进食)，对高糖和高脂肪的美味食物更加偏爱[11，44］．

据我们所知，这是第一项在较长时间内报告感知压力和反复测量的饮食行为之间联系的研究。以前许多关于饮食行为的研究都只包括女性，但我们的大样本包括了年龄范围广泛的两性(基线为26-70岁)。此外，样本是多国的，在八个研究地点采用了标准化措施。

然而，本研究也存在一定的局限性。由于这是一项干预研究的二次观察分析，我们不能排除潜在的未测混杂因素，这些因素可能导致偏倚。选择偏差也可能存在。首先，在最初2个月的减重阶段中，参与者需要成功减轻≥8%的体重才能继续研究。其次，退学率很高(43%的参与者完成了研究)，之前的分析表明，感知压力越大，退学的可能性就越大。10］．这是可以理解的，因为参与干预是有要求的，那些已经觉得自己的生活充满压力的参与者可能会想要停止研究，以排除额外的责任。然而，这种情况更有可能削弱而不是增加观察到的关联。

我们使用了广泛使用和验证的问卷(TFEQ)来测量进食行为，但已知的限制是由少量项目组成的灵活和刚性约束量表。然而，正如预期的那样，基于这两个量表的发展[17]，在本样本中刚性约束也是正的(r = 0.07，p= 0.010)和柔性约束为负(r =−0.27，p< 0.001)与去抑制相关，表明认知约束在这两个维度上存在差异。此外，Cronbach的刚性约束的Alpha值在0.43 - 0.55之间，表明可靠性较差，但这也可能与该量表仅包含7个2分制量表记录的项目有关，这些项目是影响Alpha的因素[45］．自我报告的饮食行为和压力容易导致报告偏差。然而，自我报告是自然的，而且可能是捕捉个人对日常生活中不同情况下压力的主观感知的唯一方法。14］．

总之，在本研究中，压力与较低水平的灵活约束和较高的过度饮食倾向(去抑制和饥饿)有关，并且在保持灵活约束的改善方面有更多的困难。这些饮食行为的特征可能会挑战成功的体重管理，这在目前的研究中也有所体现。因此，未来长期随访的干预措施应该考察，至少对处于高压力水平的参与者来说，是否能将减压和管理技术结合起来，产生更有效的治疗效果。