Karşılaştırma Havuzu, Yüksek Yağlı Diyet Sıçanlarında 73 Hazırlıklı Beslenme Taramasında Aday Listesini Belirler

Orijinal Araştırma Makalesi

Front. Nutr., 11 Kasım 2026

Sec. Beslenme Metodolojisi

Cilt 13 – 2026 | https://doi.org/10.3389/fnut.2026.2012267

• JZ

  Jing Zhang 1

• YL

  Yan-Min Liu 2

• YD

  Yu-Sheng Deng 2

• ZY

  Zhi-Min Yang 2

• QQ

  Qin-Wei Qiu 2

• XS

  Xiao-Xiao Shang 2

• CW

  Cheng-Rui Wang 2

• XL

  Xiao-Ping Li 3,4,5*

• YC

  Yang Chen 2,6*

• 1. Guangdong İlaç Üniversitesi, Yaşam Bilimleri ve Biyofarmasevtik Fakültesi, Guangzhou, Çin

• 2. Guangzhou Tıp Üniversitesi İkinci Bağlı Hastanesi, Çin Tıbbı Nem Sendromu Ana Laboratuvarı, Guangzhou, Çin

• 3. BGI Research, Shenzhen, Çin

• 4. Kopenhag Üniversitesi, Biyoloji Bölümü, Genomik ve Moleküler Biyomedisin Laboratuvarı, Kopenhag, Danimarka

• 5. Shenzhen Çevresel Mikrobiyal Genomik ve Uygulama Ana Laboratuvarı, BGI-Shenzhen, Shenzhen, Çin

• 6. Guangzhou Tıp Üniversitesi İkinci Bağlı Hastanesi, Çin Tıbbı Sendromu Ana Laboratuvarı, Guangzhou, Çin

Makale metrikleri

Özet

Arka Plan:

Beslenme hazırlıklarının taramaları, birçok adayı ortak bir kontrol grubuna karşı sınar. Bir aday için seçilen referans, hangi adayların öne çıkacağını belirler.

Yöntem:

Bu çalışmada, 824 erkek C57BL/6 fare kaynaklı bir veri seti kullandık. Bu kaynak, sekiz kohortta beslenme yoluyla uygulanan 86 fitokodlu formülasyon içeriyordu. Bunların 73’ü, altı kohortta karşılaştırmalı tarama için önceden belirlenen kriteri karşıladı. Tarama, 365 testlik bir metabolik aile ve 218 testlik bir doku aileinde 583 formülasyon-karşılaştırma karşılaştırması sağladı. Her formülasyon, kendi kohortundaki diğer formülasyonlarla ve tedavi edilmemiş yüksek yağ diyeti kontrolüyle karşılaştırıldı. Sahte keşif oranını aileler düzeyinde Benjamini-Hochberg kontrolüyle sınırladık. Ayrıca, tüm karşılaştırma kümesinde bir model geçerlilik önşartıyla birlikte indirgenmiş maks-statistik permütasyonu çalıştırdık.

Sonuçlar:

Vücut ağırlığı artışı ve yağ deposu kütlesi, yüksek yağ diyeti modelinin sekiz kohortun tamamında kurulduğu iki uç noktaydı. İki referans, karşılaştırmaların %83,4’ünde uyum gösterdi ve blok düzeyindeki ortalama fark +/-10 puan içinde eşitleşti. Karşılaştırma düzeyindeki farklar olguların %95’inde -33,3 ile +31,4 puan arasında yer aldı. Yayılımı ayrıştırdık: karşılaştırma kumesi ile tedavi edilmemiş kontrol arasındaki farkın her bir puanı, %0,99 uyumsuzluk ekledi (R2 = 0,87). İki referansın boyutundaki 14 katlık fark ise hiçbir şey eklemedi (R2 = 0,00). Üç formülasyon, indirgenmiş düzeltilmiş P değerleri 0,000-0,022 aralığında aile düzeyinde anlamlılığa ulaştı ve her biri 1 000 bootstrap yeniden örnekleminin tamamında seçildi. Yedi tanesi q < 0,05’e ulaştı ve bu yedi içinde beşinde vücut ağırlığı artışı 27,4-70,6% daha düşük, beşinde yağ deposu kütlesi 42,5-69,0% daha düşüktü. Dokuzu keşifsel düzeye ulaştı. aday listesi, 64 analiz spesifikasyonunda kararlı bir çekirdek ve spesifikasyona bağlı bir çevre korudu. Bu spesifikasyonlar referansı, analiz birimini, çoklu karşılaştırma yaklaşımını ve eşiği değiştiriyor. Bu çekirdek DaSS %94, LuHu %88, YiRn %78 ve JuFn %75’ti.

Sonuç:

Karşılaştırma kümesini bir yöntem olarak okumak, aday listesini hangi formülasyonların hangi referans altında hayatta kaldığına dair bir ifade haline getirir.

Giriş

Obezite küresel ölçekte yaygın bir sağlık sorunu haline gelmiş olup, enerji dengesine etki eden beslenme müdahaleleri bu alanda en çok incelenen yaklaşımlar arasında yer alıyor (1–3). Zayıf beslenme, küresel hastalanmanın önlenebilir başlıca nedenlerinden biri olmaya devam ediyor (4). Yenebilir ve tıbbi bitkilerden elde edilen hazırlıklar, beslenmenin bir parçası olarak tüketildikleri için beslenme müdahalelerinde cazip adaylar niteliği taşıyor. Beden ağırlığı, glukoz toleransı ve lipid metabolizması üzerindeki bildirilen etkileri, bunları beslenme araştırmalarının odak noktasına dönüştürdü (5–9). Tanımlı diyet lifleri ve bitkisel polifenollerin kontrollü çalışmaları, beden ağırlığı ve yağlanma konusunda tutarlı ancak mütevazı azalmalar raporluyor (10–13). Ortak yüksek yağlı diyet kontrolü kullanılan tek hazırlıklı kemirgen çalışmalar, yağlanmayı azaltan hazırlıkları ortaya çıkarıyor (14–16). Tek bir deney içinde paralel tarama, bu hazırlıkların önceliklendirilmesi için standart yöntemdir. Tek bir kohort içinde birden fazla hazırlık, tek bir kontrol grubu ile birlikte verilir ve en büyük görünür etkiye sahip olanlar ileriye taşınır (16–19).

Bu tasarımın iki özelliği, ortaya çıkan sıralamanın nasıl yorumlanacağını belirler. Her bir hazırlık genellikle tek kez test edildiğinden, hazırlık kimliği ile kohort kimliği aynı değişkendir. Hazırlık düzeyindeki tekrarlar bu tarama tasarımının dışında kalır. Tek bir kontrol grubu, bir kohortun tüm hazırlıklarını karşılar; böylece hazırlıklar ortak bir karşılaştırmacı paylaşıır ve tahminleri korelasyon gösterir. Çoğu-bir tasarımlar ikinci özellik etrafında kurgulanmıştır. Dunnett testi gibi prosedürler, her tedaviyi ortak bir kontrol ile aile düzeyinde hata oranı kontrolü altında karşılaştırır (20). Ortak kontrollü çok kollu deneyler için öneriler, ortak karşılaştırmacının güç ve hata kontrolü açısından ne kadar maliyetli olduğunu nicelendirir (21–23). Klinik araştırmadaki master protokoller, bir deneyde çok sayıda adayın test edilmesi sorununu aynı biçimde çözdü. Karşılaştırma yapısını ve çoklılık kuralını önceden belirtirler (24, 25). Anlamlılık, deney birimleri bağımsız olmadığında şişer ve hayvan araştırmaları bu etkiyi ortaya koymuştur (26–29). Analitik seçimler, bildirilen etkilerin tekrarlanabilirliğini değiştirir; bu, biyomedikal literatürde süregelen bir endişedir (30–34). Tarama uygulamasında nicelendirilmemiş olan, bu sonuçların gerçek bir kaynak içinde ne kadar büyük olduğudur. Sorunlardan biri, karşılaştırmacının okuyucuların varsaydığı konumda olup olmadığıdır. Diğeri ise, eş-zamanlı test edilen hazırlıklara göre kurulan bir sıralamanın, tedavi edilmemiş kontrola göre kurulan sıralama ile uyumlu olup olmadığıdır.

Bu nedenle karşılaştırma sorunu, çoklu-hazırlık taramaları için açık kalmaya devam eder. Yayınlanan taramaların çoğu tek bir referans bildirir; dolayısıyla aday listesindeki bu seçime bağlılık ne ölçülür ne de sınırlanır. Birkaç tarama, iki referansı konumları ve boyutları açısından tanımlar. Hayvan modelleri, soruna ikinci bir katman ekler. Kontrol diyetinin bileşimi ve içine katılan test malzemesinin miktarı, bir hazırlığın yargılanacağı metabolik tabanı her ikisi de kaydırır (35–38). Diyetle tetiklenen obezite fenotipi, hayvanlar arasında ve kohortlar arasında belirgin biçimde değişir (39–41).

Bu çalışmada, soru, 824 erkek C57BL/6 fare içeren tek bir kaynakta ele alındı. Bu kaynakta, 86 preparat, yüksek yağlı diyet kontrolü ve normal beslenme kontrolüyle birlikte sekiz kohortta diyet yoluyla verildi. Karşılaştırmalı tarama için 73’ü altı kohortta korundu. Her preparatı, bulunduğu kohort içinde kendisiyle birlikte test edilen preparatlarla ve tedavi edilmemiş yüksek yağlı diyet kontrolüyle karşılaştırdık. Yanlış bulgu oranını, önceden tanımlanmış uç nokta aileleri içinde kontrol ettik. Aile düzeyinde hata oranını, tüm karşılaştırma kümesi üzerinde basamaklı permütasyon prosedürüyle (42–45) kontrol ettik. İki referansı iki ölçüm yöntemi gibi okuduk: yanlımlarını, anlaşılırlık sınırlarını ve önceden belirlenmiş bir marj ile denkliklerini (46–49). Ardından aday listesini, farelerin 1.000 bootstrap ile yeniden örnekleme ve 64 savunulabilir analiz belirtimi (50, 51) üzerinden izledik. Aday listesini ayrıca, karşılaştırma kümesinden her seferinde en güçlü preparatı çıkararak da izledik. Karşılaştırıcının konumu, boyutu değil, iki referansın ne kadar sapacağını belirler. Yağlanma uç noktaları, incelenen her referansın ve her belirtimin üstünden geçen bir aday listesi taşır. Bu listenin çevresi, preparatların değil, referansın ölçülebilir bir özelliğidir.

Gereç ve yöntemler

Sporcular, diyetler ve preparatların verilmesi

Erkek C57BL/6 viltipri fareler Guangdong Eyaleti Laboratuvar Hayvanları Merkezi’nden temin edildi. Fareler spesifik patojen-fre koşullarda beslendi ve analiz birimi fare oldu. 4 haftalık olduklarında fareler gruplara rastgele ayrıldı. Onlar üç diyetten biri atandı: tahıl esaslı kemirici maması, yüksek yağlı diyet (HFD) veya tek bir hazırlıkla zenginleştirilmiş bir HFD. Mamada ağırlığa göre %5 yağ, enerji nin %10–15’ine eşdeğer ve %15–25 lif vardı. HFD ağırlığa göre %55 yağ, enerji nin %60’ına eşdeğer ve lif kaynağı olarak %5 selüloz içeriyordu (Trophic Animal Feed High-tech Co., Ltd., Çin). Hayvanlar Guangdong Eyaleti Laboratuvar Hayvanları Merkezi’nden satın alınan spesifik patojen-fre derecesinde erkek C57BL/6 farelerdi. Hem sade formülasyon hem de test bileşenleri eklenen formülasyonlu mam ve yüksek yağlı diyet aynı merkezden satın alındı. Her hazırlık esas olarak Yifang İlaç’tan (Foshan, Çin) gelen katı ticari formülasyon peletiydi ve yüksek yağlı diyetle karıştırıldı. Her hazırlığın eklenme oranı, insan günlük dozundan yayılmış doz dönüşümüne göre belirlendi ve kaynaklarıyla birlikte Ek Tablo S1’de listelendi. Rastgeleleştirme grup atamasında yapıldı ve varyans iki düzeyde tahmin edildi: birey fare ve bağışçı grup.

Sekiz haftalık müdahalenin ardından fareler CO2 soluması ardından omurilik ayrılması ile ölümlendirildi.

Kaynak, ardışık sekiz kohortta üretilmiş; dizileme ve fenotipleştirme sağlayıcısının kayıtlarında B01’den B10’a kadar etiketlenmiştir. B07 ve B08 hiç teslim edilmemiştir. Her tablonun kaynak kayıtlarıyla eşleşmesini sağlamak için sağlayıcının çalışma etiketlerini koruduk. Altı kohort (B03, B04, B05, B06, B09 ve B10) karşılaştırmalı tarama için kriteri karşıladı. Bu çalışmada boyunca kullanılan dört harfli hazırlık kodları (DaSS, FPnZ, HHLn, HZhn, JQoM, JuFn, KuSh, LHGo, LuHu, MDaP ve YiRn) sağlayıcının ot kodlarıdır; Ek Tablo S2, her kod için farmakope ismini, kabul görmüş binom adını ve farmakopeal Latince adı verir. Şekil 1a,b, her kohortun bileşimini ve her kohorttaki her son noktanın kapsamını gösterir. Şekil 1c, diyetdeki her hazırlığın miktarını gösterir.

Şekil 1

Hazırlıklar

Fenotipleştirme kayıtları 86 ot kodlu grup içeriyordu. Bir hazırlığı, türün CITES Ek I’de listelenmesi ve öğenin 2020 Çin Farmakopesi’nden çıkarılması nedeniyle pangolin pullarından oluşan bir hazırlığı hariç tuttuk. Altı grup doğrulanabilir botanik özelliğe sahipti ve hariç tutuldu, böylece 79 hazırlık kaldı. Ek Tablo S3, kaynağın tüm gruplarını, her aşamada hariç tutulan grupları ve nedeni listeler. Bunların 73’ü karşılaştırmalı taramaya giriş kriterini karşıladı (aşağıda bakınız). Ayrıntılı olarak raporlanan 16 hazırlığın 14’ü, Çin Farmakopesi’nde monografilenmiş ham ilaçlardır ( 52 ). Geri kalan ikisi bitkiden elde edilen maddeler olarak tanımlanmıştır. Ek Tablo S2, farmakope birini belirtiyorsa, botanik kaynağı, geleneksel etkileri ve kimlik için işaret bileşeni verir. Bu çalışda işaret bileşenlerini kantitatif olarak ölçmedik.

Tahmin edilen etki, uygunluk ve son nokta aileleri

Her karşılaştırmanın estimandı, bir hazırlık ile referans arasındaki kohort içi farktır. Referans ya aynı kohorttaki diğer uygun hazırlıkların birleştirilmiş fareleri (karşılaştırmalı havuz) ya da o kohortun tedavi edilmemiş yüksek yağlı diyet kontrolüdür. Dolayısıyla her karşılaştırma, bir hazırlıkla kendi kohortunun geri kalanı veya tedavi edilmemiş yüksek yağlı beslenme arasındaki ilişki hakkında bir soruyu yanıtlar.

Analizden önce iki uç nokta ailesi tanımladık. Metabolik aile vücut ağırlığı artışı, toplam kolesterol, trigliseridler ve dört glukoz tolerans uç noktası (açlık, 1. saat, 2. saat glukozu ve oral glukoz tolerans eğrisi altında kalan alan) içeriyordu. Bu aile, her uç noktanın ölçülebildiği kohortlarda 365 test verdi. Oral glukoz tolerans testlerini bir gece süren açlıktan sonra, vücut ağırlığının gramı başına 2 mg’lık glukoz yüklemesiyle gerçekleştirdik. Kan glukozu 0, 15, 30, 60 ve 120. dakikada kaydedildi. Eğrisi altında kalan alanı bu beş zaman noktasından hesapladık (53, 54). Doku ailesi yağ yatağı kütlesi, karaciğer kütlesi ve dalak kütlesi içeriyordu. Bu aile 218 test verdi. Bu iki aileyi ayrı ayrı raporluyoruz, çünkü kohort kapsamı ve içerdikleri uç noktaların biçimi bakımından farklılardır.

Karşılaştırmalı estimör ve test kuralları

p değerleri, iki referans için de iki taraflı Mann–Whitney testlerinden elde edildi. Rank-biserial korelasyon standartlaştırılmış etki büyüklüğü olarak kaydedildi. Fare düzeyindeki rank testi, grup düzeyinde bir analizle eşleştirildi. Bu analizde karşılaştırma, eşzamanlı test edilen hazırlıkların ortalamalarının ağırlıksız ortalamasıdır ve varyansı hazırlıklar arası varyansdan alınır. Her hazırlık, Welch-Satterthwaite t-testine bir birim katkı sağlar. Dolayısıyla bu iki istatistik, tarama deneyinin analiz edilebileceği iki düzeyi—birey olarak fare ve deney grubu—aynı tahmin edileni tanımlar ( 26 , 27 , 29 ). S4 Ek Tablosu, her bir referansa katkı sağlayan fare sayısını verir: eşzamanlı test edilen havuz için 20–128, tedavi edilmemiş kontrol için ise 6–15. Aynı tablo, her karşılaştırmanın rank-biserial korelasyonunu da içerir. S5 Ek Tablosu, bir bloktaki eşzamanlı test edilen hazırlıklar arasındaki heterojenliği bildirir. Oturup kodlanan her grubun fenotipi S6 Ek Tablosunda yer alır. S7 Ek Tablosu ise iki ailenin bileşimini raporlar. Şekil 1d, her kohorttaki her uç noktanın kapsama alanını gösterir.

Etki büyüklüğü, hazırlık ortalamasının referans medyanına göre yüzde farkı olarak hesaplanır: 100 × (hazırlık ortalaması − referans medyanı)/|referans medyanı|. Pay, parametrik bir konum tahmini olan hazırlık ortalamasını, parametrik olmayan bir konum tahmini olan referans medyanıyla birleştirir ve bu birleştirme bilinçlidir. Referans medyanı, 5–14 arasında eşzamanlı test edilen hazırlıktan oluşan bir havuzun içinde bulunabilecek tek uç değere dayanıklıyken, hazırlık ortalaması kaynaktaki her grup için kaydedilen niceliktir. Bu oran, bir konum karşılaştırmasını yüzde ölçeğine yerleştirir ve kendi örneklem dağılımını taşımaz; burada bildirilen p değerleri ham değerler üzerinde yapılan testlerden gelir: karşılaştırma düzeyinde iki taraflı Mann–Whitney testleri, model geçerliliği elemesi için Welch t-testi, grup düzeyinde Welch-Satterthwaite t-testi ve permütasyon içindeki en büyük t istatistiği. Dolayısıyla ne bir p değeri ne de bir q değeri bu orana dayanmaz.

Model geçerliliği

Her bir kohort ve uç nokta için, HFD kontrolünü aynı kohortun chow kontrolüyle karşılaştırdık. Modeli, HFD grubunun olumsuz yönde yer aldığı ve p < 0.05 olduğu durumda kurduk. Bu eşik, bir kohort içinde bir hazırlık farkının yorumlanabileceği uç noktaları tanımlar (Ek Tablo S8). Eşiği, diyet grupları üzerinde Welch t– testiyle ve paralel olarak Mann–Whitney testiyle hesapladık. Dolayısıyla bu çalışmanın iki test yaklaşımı doğrudan karşılaştırılıyor. İki gruplı diyet karşılaştırmaları için parametrik testi, hazırlık karşılaştırmaları için ise sıralama testini kullandık. Paralel hesaplama, bu seçimin herhangi bir bloğu eşeğin ötesine taşıyıp taşımadığını bildiriyor.

Çoklu kontrol ve seçim seviyeleri

Hazırlıkları, ko-test edilen karşılaştırma üzerine tanımlanan üç seviyede raporluyoruz; bu raporlama, model geçerliliği ön koşulundan ve olumlu yön kuralından sonra yapılır. Seviyeler, özel bir sınıflandırmadan ziyade çoklu kontrolün standart terminolojisini kullanır: aile düzeyinde anlamlı,

q

 < 0.05 ve keşif niteliğinde

q

 < 0.10. 1. seviye, en az bir olumlu karşılaştırması bulunan ve aşağı yönlü aile düzeyinde düzeltilmiş p değeri 0.05’in altında olan hazırlıklardan oluşur. 2. seviye, en az bir olumlu karşılaştırması bulunan, q < 0.05 düzeyinde ancak 1. seviyeye ulaşmayan hazırlıklardan oluşur. 3. seviye, en az bir olumlu karşılaştırması bulunan, q < 0.10 düzeyinde ancak yukarıdaki iki seviyenin hiçbirine ulaşmayan hazırlıklardan oluşur. Bu seviyeyi keşif niteliğinde raporluyoruz. Bu koşulların hiçbirini karşılayan hazırlıkları, atlanmış olarak değil, seçilmemiş olarak raporluyoruz. Aile düzeyinde düzeltmeyi, her iki ailenin birleşimi (583 test) üzerinde katmanlı maksimum istatistik permütasyonuyla uyguladık. Fareleri, her kohort içinde hazırlık etiketleri arasında permute ettik ve Welch istatistiklerinin bütün ailesini yeniden hesapladık. Aile üzerindeki maksimum mutlak istatistiği, 1.000 permütasyon için kaydettik. Düzeltilmiş p değerlerini elde ettik.

değerleri, adım adım azalan maxT prosedürü ( 42 , 43 ) ile belirlenir. Bu prosedürde her karşılaştırma, gözlemlenen istatistiklere göre sıralanan sıfır dağılımının ardışık maksimumlarıyla karşılaştırılır. Bu nedenle her karşılaştırma, tüm aile için tek bir eşik yerine kendi aile içi düzeltilmiş p değerini taşır. Bağımlılığa dayanıklı paralel bir yaklaşım, her iki ailenin birleşimi üzerinde Benjamini-Yekutieli prosedürüdür ( 45 ). Bu, aile içi Benjamini-Hochberg düzeltmesini ( 44 ) içerir. Karşılaştırmalar hayvanları ve karşılaştırma gruplarını ortak kullanır. Her karşılaştırmanın yönünü ayrı bir alan olarak aktarırız. Bu nedenle, olumsuz yönde q < 0.05 olan 10 karşılaştırma, Ek Tablolar S9, S27 ve S28’de görünür olarak kaydedilir. Yön alanı, ulaşılan hazırlık seviyesinden bağımsız olarak raporlanır. Ek Tablo S10, q < 0.01, q < 0.05 ve q < 0.10 için nitelikli hazırlıkların sayısını ve beklenen yanlış buluş sayısını raporlar. Ek Tablo S11, tüm 73 hazırlığın seviyesini, nitelikli uç noktaları ve tüm 73 hazırlık için en küçük düzeltilmiş p değerini listeler.

İki referans arasındaki uyum

İki referansı, aynı 583 karşılaştırmaya uygulanan iki ölçüm yöntemi olarak analiz ettik. Eşleştirilmiş etki büyüklükleri arasındaki farkı (kendi havuzuyla referanslandırılmış eksi kontrol referanslı) önyargısı, standart sapması ve %95 anlaşmarlık sınırları ile özetledik. Ortalama farkı küme bootstrap yöntemiyle bildirdik. Aynı bootstrap, önceden belirlenen +/-10 puanlık marj içinde kalan karşılaştırmaların oranını ve iki anlamlılık kuralı arasındaki anlaşmarlığı verdi. Bu bootstrap, 48 kohort-son nokta bloğunu (4.000 tur) yeniden örnekleme yaptı. Bir blok içindeki karşılaştırmalar hayvanları ve bir karşılaştırmayı paylaşır; blok bağımsız birimdir. İki referansın blok düzeyindeki eşdeğerliğini, aynı +/-10 puanlık marj kullanarak iki tek yönlü test prosedürüyle (48, 49) test ettik. Ardından iki tahmin arasındaki mutlak farkı en küçük kareler yöntemiyle ayrıştırdık. Yordayıcılar, karşılaştırmalı havuzun işlem görmemiş kontrolüne göre mutlak konumu (puan olarak) ve iki referans boyutunun tabanı 2 olan logorantijiydi. Her iki yordayıcı da küme bootstrap aralıkları taşıyordu. Bu ayrıştırma, bir taban farkını bir hassaslık farkından ayırır.

Sağlamlık analizleri

Bu aday liste, okuyucunun makul biçimde yapabileceği analiz seçimlerine karşı beş farklı analizle sınandı. İlk olarak, her karşılaştırma bağışçı grubunu analiz birimi olarak alarak tekrarlandı (Ek Tablo S12). İkinci olarak, karşılaştırma havuzu, tedavi edilmemiş kontrol grubunun boyutuna rastgele alt örnekleme ile indirildi. Her blok için 1.000 tur çalıştırıldı (Ek Tablo S13). Üçüncü olarak, lif kaynağı olan iki preparat hem karşılaştırma havuzundan hem de sıralanmış kümeden çıkarıldı (Ek Tablo S14). Dördüncü olarak, her kohortun en güçlü preparatı karşılaştırma havuzundan ve ayrıca havuz ile sıralanmış kümeden silindi. Güç için üç önceden belirlenmiş tanım kullanıldı. Bir tanım, o uç nokta üzerinde en olumlu etkiye sahip preparatı aldı. Başka bir tanım, kohortundaki birleşik yağlanma sıralaması en iyi olan preparatı aldı. Üçüncü ise, çıkarılması havuz medyanını en çok oynatan preparatı aldı (Ek Tablo S15). Her çıkarma işleminin blok başına havuz konumunda yarattığı kaymayı raporluyoruz. Beşinci olarak, tüm karşılaştırma hattı, her grup içinde değiştirerek örnekleme yoluyla seçilen farelerin 1.000 bootstrap yeniden örneklemesi içinde tekrarlandı ve gözlemlenen grup boyutları korundu. Her preparatın seçim sıklığı ve her aday karşılaştırmanın istikrarı kaydedildi (Ek Tablo S16). Böyle bir yeniden örnekleme, her grubu kendi ampirik dağılımından çeker ve dolayısıyla gözlemlenen grup ortalamaları koşullar. Sıklık böylece bu kaynağın bu tür yeniden örneklemeleri boyunca bir istikradır. Bu nedenle Ek Tablo S16, aynı zamanda sıklığı kalibre eden, bilinen bir doğruya sahip bir simülasyon da raporluyor. Bu simülasyonda prosedür, preparatların sıralamasını geri getirirken, mutlak sıklık bilinen ve sabit bir abartı taşır.

Aday listesini 64 analiz belirtimi üzerinden de izledik. Belirtimler, referans (eş-zamanlı test havuzu veya işlemsiz kontrol) ile analiz birimini (fare veya bağışçı grubu) çaprazlar. Belirtimler aynı zamanda çokluk düzeltme ödevini, eşiği (0,05 veya 0,10) ve model geçerlilik süzgücünü (Welch t veya Mann–Whitney) çaprazlar. Çokluk düzeltme ödevi, familya içi Benjamini-Hochberg, birleşim üzerinden Benjamini-Hochberg, birleşim üzerinden Benjamini-Yekutieli ya da düzeltmesiz olabilir. Bu yaklaşım, çoklu evrenlerin analizi için belirtim-eğrisi yaklaşımıdır ( 51 , 55 , 56 ). Ek Tablo S17, her bir hazırlığın 64 belirtim içindeki seçim sıklığını bildirir. Sıralamanın bootstrap yeniden örneklemesi, verinin tekrarlı yeniden örneklemesinden sağ kalanı seçme kararlılık-seçim ilkesini izledi ( 50 ). Bir taramanın taşıdığı hazırlık sayısı, gözlemlenen en büyük etki yerine önceden belirlenmiş düzeylere göre belirlendi ( 57 , 58 ).

Yazılım

Analizleri R 4.2.1 ve Python 3.9 (pandas, SciPy) içinde çalıştırdık. Analiz betikleri ve tüm sonuç tabloları Ek malzeme olarak sağlanmıştır.

Sonuçlar

Örneklemeler boyunca yüksek yağlı diyetin model geçerliliği

Altı örneklemenin işlemsiz kontrollerinde, karaciğer kütlesi chow diyeti üzerinde 1,09 g (IQR 0,99–1,16, n = 76) ve yüksek yağlı diyet üzerinde 1,03 g (IQR 0,97–1,12, n = 77) olup oran 0,94’tür; dalak kütlesi chow diyeti üzerinde 0,075 g (IQR 0,065–0,088) ve yüksek yağlı diyet üzerinde 0,085 g (IQR 0,078–0,096) olup oran 1,13’tür. Dolayısıyla diyet, yağ dokusu ekler ve küçük bir dalak sinyali üretirken, karaciğer kütlesi değişmez; işte bu yüzden iki yağlanma uç noktası aday listesini taşır ve karaciğer uç noktaları model geçerlilik süzgücü altında bildirilir.

Model geçerliliği uç noktalar arasında belirgin biçimde farklıydı (Şekil 2a,b; Ek Tablo S8). HFD kontrolü, aynı kohorttaki chow kontrolünden kilo alımında 8 kohortun 8’inde olumsuz yönde geride kaldı (HFD-to-chor oranı 1.34–2.20). Yağ deposu kütlesi açısından aynı fark 8 kohortun 8’inde görüldü (oran 2.05–10.56). Dolayısıyla her iki yağlanma uç noktası her kohortta yorumlanabilir. Ek Tablo S18, HFD, chow ve hazırlık gruplarının kohort düzeyindeki karşılaştırmasını verir. Şekil 2c, her uç nokta için modelin kurulduğu ortamların oranını; Şekil 2d ise aday karşılaştırmalarına katkıda bulunan uç noktaları gösterir. Model 1-h glukoz için 7 kohortun 5’inde, OGTT-AUC için 7 kohortun 5’inde ve toplam kolesterol için 7 kohortun 5’inde kuruldu. 2-h glukoz için 7 kohortun 3’inde, trigliseridler için 7 kohortun 3’inde kuruldu. Açlık glukuzu için 7 kohortun 2’inde, dalak kütlesi için 8 kohortun 4’inde kuruldu. Karaciğer kütlesi hiçbir kohortta kurulmadı. Yağlanma, bu kaynağın her kohortunda hazırlık düzeyinde yorumlanabilen uç nokta ailedir. Karaciğer kütlesi ise bu modelde diyete yanıtı olmayan betimleyici bir organ uç noktasıdır.

Şekil 2

Model geçerliliği adımının iki test sözleşmesi, kapıda 48 kohort-uc nokta bloğunun 47’sinde uyumludur (Ek Tablo S8). Tek uyumsuzluk B03’teki kilo alımıdır. Orada HFD kontrolü, chow kontrolünden 6.5 g üstündeydi (medyanlar 14.5 g’a karşı 8.0 g). Mann–Whitney testi, Welch testinin p = 0.008 değerine karşı p = 0.059 döndürdü. Sonraki bölümün aday listesi iki kap altında da özdeştir. Bu çalışmadaki her sonuç Welch kapı altında raporlanır; rank kapı Ek Tablo S8’de taşınır.

İki referans: uyum, denklik ve farkı yönlendiren şey

Her bir hazırlığı, kendi kohortunun işlemsiz kontrolüyle ve yan yana test edilen hazırlıklarla karşılaştırdık. İki referans, bir deneyden iki aday listesi üretti (Şekil 3a). Aynı nominal düzeyde, iki referans 583 karşılaştırmanın %83,4’ünde uyum gösterdi. Her iki referans da 55 karşılaştırmada anlamlıydı; yalnızca birlikte test edilen havuz 60’ında, yalnızca işlemsiz kontrol 37’sinde, ikisi de 431’inde anlamlıydı. Tam çapraz tablolama Ek Tablo S19’da verilmiştir. Küme-bootstrap aralığı %77,5–%88,2’dir. Şans düzeltmeli uyum kappa = 0,43 (95% GA 0,30–0,56) olarak bulundu. İki referans, yalnızca havuza karşı 60, yalnızca kontrole karşı 37 karşılaştırma işaretledi. Bu 23 karşılaştırma farkının aralığı sıfırı kapsar (−9 ile +49 arasında).

Şekil 3

İşletim iki ölçüm yöntemi olarak okunduğunda, referanslar −0,96 puanlık (95% GA −5,96 ile +4,13) bir yanlılık taşır. Bu farkın standart sapması 16,5 puandır. %95’lik uzlaşı sınırları −33,3 ile +31,4 puan arasındadır (Şekil 3b,c; Ek Tablo S20). 583 karşılaştırmanın %71,7’si (95% GA 58,1–83,4) birbirinden +/-10 puan içinde yer alır. Buna ek olarak %83,4’ü +/-20 puan içinde kalır. Blok düzeyinde ortalık fark −0,18 puandır ve %90’lık güven aralığı −2,93 ile +2,72 arasındadır. Bu, +/-10 puanlık önceden belirlenen marj içinde sıfıra eşdeğerlik tesis eder. 48 bloğun 15’inde ortalık fark bu marjın dışındadır. Dolayısıyla uyum, her bir bloğun ayrı ayrı değil, bloklar kümesinin bir özelliğidir.

İki referans arasındaki fark, karşılaştırılan havuzun tedavi edilmemiş kontrol göreli konumuna bağlıdır. 48 blok boyunca havuz, kontrol ile medyan olarak 0,9 yüzde puanı, en fazla 56 yüzde puanı fark göstermiştir. Dokuz blok 20 puandan fazla farkla ayrışmıştır (Ek Tablolar S21 ve S22; Ek Şekil S1A). Tüm karşılaştırma kümesinde aile düzeyinde düzeltme, adım-azaltma eşiğinin altında beş karşılaştırma bırakır (Şekil 3d; Ek Tablo S23). Aday bölümü bu beş karşılaştırmayı raporlar. B09’da havuz medyanı dalak kütlesi için tedavi edilmemiş kontrolden 56% yukarıdadır. Topol kolesterol ve trigliseridler için sırasıyla kontrolden 41% ve 26% aşağıdadır. B03’te havuz medyanı yağ deposu kütlesi için kontrolden 23% yukarıdadır. B05’te kontrol, açlık şekeri için havuzdan 24% yukarıdadır. 583 karşılaştırmanın tamamı üzerindeki iki tahmin arasındaki mutlak fark, havuz konumunun her yüzde puanı başına 0,99 yüzde puanı uyumsuzluk verir (95% IG 0,95–1,08). Bu katsayının

R

2 = 0,866’dır. İki referansın boyutlarındaki 14 katlık fark, içine sıfır alan bir aralık veren bir katsayı katkıır (95% IG −1,43 ile +0,20) ve

R

2 = 0,000’dır. İki terim birlikte

R

2 = 0,867 verir (Ek Tablo S20). Blok düzeyinde aynı karşılaştırma, 0,568’lik bir sıralama korelasyonu olarak ortaya çıkar (

p

= 2,5 × 10−5). Bu korelasyon, mutlak havuz konumu ile iki referansın uyumsuzluk verdiği karşılaştırma oranını birbirine bağlar. Boyut oranı −0,098 verir (

p

= 0,51). Blok düzeyindeki fark büyük olduğunda, iki referans aynı ölçümün farklı tabanlarını betimler; bunu LHGo’nun toplam kolesterolü gösterir. LHGo, eşzamanlı test edilen hazırlıklara karşı −20,5%’dir (

q

= 0,078) ve aynı kohortun tedavi edilmemiş kontrolüne karşı −52,5%’dir (

p

 = 0.004). Bu 32 puanlık fark, havuz ortancasının kontrolden 41 puan aşağıda olduğu bir blokta yer alıyor. İki tahminin uyduğu ve yalnızca kesinliklerinin farklı olduğu durumlarda, referansın büyüklüğü farkı çözer. HHLn’deki yağ deposu kütlesi, eşzamanlı test edilen hazırlıklara karşı −43,9’dur (

q

 = 0.029) ve işlem görmemiş kontrole karşı −44,1’dir (

p

 = 0.199). Bu blokta havuzda 93 fare, kontrolden 6 vardı. Karşılaştırma havuzunu işlememiş kontrol boyutuna indirgemek, iki referans arasındaki uyumu değiştirmedi (83,5’e karşı 83,4%; Ek Tablo S13).

Aday hazırlıklar

Ek Tablo S27 ve S28, her karşılaştırmanın fare düzeyinde q değerini ve grup düzeyinde q değerini yan yana vererek analizlerin iki düzeyini birlikte okumayı sağlar. On üç aday karşılaştırmadan beşi, bağışçı grubu analiz birimi olduğunda q < 0.05’i korur; geridekiler 0.05–0.07 aralığına kayar ki bu da DaSS ve LuHu’daki yağ deposu kütlesini içerir.

Şekil 4a, taramaya alınan 73 hazırlığının tümünü iki yağlanma uç noktasına yerleştirir. Metabolik aile içinde (365 test), 26 karşılaştırma q < 0.10’a, 15’i q < 0.05’e ve 2’si q < 0.01’e ulaştı. Doku aile içinde (218 test), karşılık gelen sayılar 24, 12 ve 7’di (Şekil 4b; Ek Tablo S10; Ek Şekiller S1B,C). Üç hazırlık aile düzeyinde anlamlıdır: v kilo alımı ve yağ deposu kütlesinde DaSS ve LuHu ile yağ deposu kütlesinde JuFn. Adım adım ayarlanmış p değerleri 583’lük karşılaştırma ailesi boyunca sırasıyla 0.000, 0.001, 0.007, 0.001 ve 0.022’dir. Dört hazırlık daha q < 0.05’te avantajlı bir karşılaştırma taşır (YiRn, FPnZ, HHLn ve HZhn), bu da yedi hazırlıkta 13 karşılaştırma verir. İkisi keşif düzeyine, yani q < 0.10’a ulaşır (LHGo ve MDaP), bu da dokuz hazırlıkta 17 karşılaştırma verir (Şekiller 4c,d; Ek Tablo S11, S27 ve S28).

Şekil 4

Bez preparasyon, yanlarına test edilen preparasyonlara göre vücut ağırlığı artışını düşürdü. DaSS, kendisiyle birlikte test edilen preparasyonlara göre −70,6% ve tedavi edilmemiş HFD kontrolüne göre −68,8% verdi (p = 5 × 10−6). LuHu, kendisiyle birlikte test edilen preparasyonlara göre −54,2% ve tedavi edilmemiş HFD kontrolüne göre −51,8% verdi. FPnZ −37,4%, JuFn −32,6% ve YiRn −27,4% verdi. Beiz preparasyon, yağ deposu kütlesini düşürdü. DaSS, tedavi edilmiş kontrolüne göre −69,0% ve −65,2% verdi. LuHu, tedavi edilmiş kontrolüne göre −67,5% ve −63,5% verdi. HHLn −43,9% ve YiRn −42,7% verdi. JuFn, tedavi edilmiş kontrolüne göre −42,5% ve −39,2% verdi. DaSS, LuHu, JuFn ve YiRn olmak üzere dört preparasyon, her iki yağlanma uç noktasında anlamlıdır. FPnZ, vücut ağırlığı artışında anlamlıdır; yağ deposu kütlesi q < 0,10 düzeyindedir. HHLn yalnızca yağ deposu kütlesinde anlamlıdır. Ek Tablo S24, tüm taramanın çoklu uç noktası uyumunu verir.

Bu farkların mutlak değerleri, bu farkları iki referans bağlamında konumlandırır (Tablo 1). Tablo 2, her bir preparasyonun yağ deposu değişimi ile vücut ağırlığı artış değişimi arasındaki karşılığı verir. DaSS ve LuHu’yu içeren kohortta yağ deposu kütlesi 0,97 g ve 1,02 g idi. Kendisiyle birlikte test edilenlerin ortancası 3,1 g, tedavi edilmiş kontrol ortancası 2,79 g ve normal mama ortancası 0,96 g idi. Aynı kohortta vücut ağırlığı artışı 4,3 ve 6,6 g idi; buna karşılık ilgili kendisiyle birlikte test edilen havuzlarda 14,6 ve 14,4 g idi. Tedavi edilmiş kontrol 13,7 g verirken, normal mama kontrolü 7,4 g verdi. DaSS ve LuHu’nun dört yağlanma etkisi, kendi kohortlarının algılanabilir en küçük farkının yaklaşık iki katıdır. YiRn, JuFn ve HHLn’deki dört ek anlamlı yağlanma etkisi daha küçüktür ve Ek Tablolar S27 ve S28’de işaretlenmiştir.

Tablo 1

Raporlanan hazırlıkların mutlak vücut ağırlığı artışı, yağ depoları, karaciğer ve ana kütlesı değerleri; aynı kohortta eş test edilen havuz, işlem görmemiş yüksek yağlı diyet kontrolü ve aynı kohorttan normal beslenme kontrolü ile birlikte verilmiştir.

Tablo 2

Adipozite etkilerinin tutarlılığı: mutlak değerler, yüzde farklar ve yağ depoisindeki değişim ile vücut ağırlığı artışındaki değişim arasındaki uyum.

Glukoz toleransı ve lipid uç noktaları daha az sayıda formülasyon içeriyor ve kapsamları bu dağılımı açıklıyor. LuHu, iki glikemik uç noktada kendisiyle birlikte test edilen formülasyonların altında kaldı. 1 saatlik glukozda −40,2% (q = 0,019) ve OGTT-AUC’de −25,4% (q = 0,018) değerlerine ulaştı. LuHu ayrıca tedavi edilmemiş HFD kontrolünden 1 saatlik glukozda (−27,5%, p = 0,013) farklıydı. HZhn daha düşük 2 saatlik glukoz değerine sahip oldu (−24,4%, q = 0,046). Topel kolesterol ve trigliseridler yalnızca iki kohortun (B09 ve B10) tüm formülasyonlarında ölçüldü. Bu kohortlarda LHGo, kendi kohortunun en düşük total kolesterolüne sahip oldu (eş test edilen formülasyonlara göre −20,5%, q = 0,078). Ayrıca tedavi edilmemiş kontrolden de farklıydı (−52,5%, p = 0,004). Adiposite uç noktaları bu kaynağın aday sinyalini taşıyor; glikemik ve lipid uç noktalarının kohort kapsamı daha dar olmakla birlikte bunlardan tanımlanmış bir katkı var. Tablo 3, tam panelleri olan iki kohortun lipid değerlerini listeliyor. Tablo 4, bu çalışmanın tüm iddialarını onları destekleyen kanıtlarla birlikte sunuyor.

Tablo 3

İkili kohortun tamamı için lipid profilleri bulunan hazırlıkların lipid değerleri.

Tablo 4

İddia-kanıt tablosu: bu makalenin her iddiası, onu destekleyen tablo ve ulaştığı düzey ile birlikte.

Altı hazırlıkta on karşılaştırma olumsuz yönde q < 0.05 değerine ulaştı. Ek Tablo S9, bunları diğer tüm olumsuz karşılaştırmalarla birlikte bildiriyor. Tam karşılaştırma düzeyindeki tablo (Ek Tablo S4), taramanın her iki yöndeki tüm etki boyutlarını listeliyor.

Aday listenin sağlamlığı ve istikrarı

Tüm 583 karşılaştırmaya yayılan max-statistik permütasyonu, gözlemlenen maksimum mutlak istatistiği 14.56 olarak verdi. Sıfır hipotezi için 95. yüzdeildeki maksimum 7.49’du. Aile düzeyinde p <0.001 idi. Beş karşılaştırmada adım aşağıya indirilmiş p değeri 0.05’in altındaydı (Ek Tablo S23). Bu beş karşılaştırmada DaSS ve LuHu (B04) için ağırlık artışı ve yağ deposu kütlesi ile JuFn (B06) için yağ deposu kütlesi yer alıyor. Beşinin de aynı kohortun tedavi edilmiş HFD kontrolünden farkı var. Bu farklar sırasıyla −68.8%, −51.8%, −65.2%, −63.5% ve −39.2% (Tablo 5). Her iki ailenin birleşimi üzerinden hesaplanan bağımlılığa dayanıklı Benjamini-Yekutieli düzeltmesi, aynı beş karşılaştırmayı aynı üç hazırlıkta koruyor. q değerleri 4.0 × 10−5 ile 0.017 arasında değişiyor (Ek Tablo S20). Rank istatistiğine dayalı paralel tarama, aynı yağlanma etkilerini belirliyor ve FPnZ ile YiRn’i ekliyor. Altı hazırlıkta 10 aday karşılaştırmaya ulaşılıyor (Ek Tablo S23).

Tablo 5

Her iki referansla olumlu karşılaştırmalar: eş-zamanlı test edilen havuza ve işlem görmemiş kontrole göre etki büyüklüğü ve p değeri, aşama aşama aile içi düzeltilmiş p değeri, her bir referansın büyüklüğü, model geçerliliği ve aday statüsü ile grup düzeyinde sonuç.

Her karşılaştırma, analiz birimi olarak bağışçı grup kullanılarak ayrıca değerlendirildi (Şekiller 5a,b; Ek Tablo S12). Eki büyüklükleri neredeyse özdeş ve sıralama korunuyor. DaSS, hem ağırlık kazanımı hem de yağ deposu kütlesi açısından B04’ün sekiz preparatının ilkine, LuHu ise aynı sekizin ikincisine giriyor. JuFn, yağ deposu kütlesi açısından 13 preparatlı B06 grubunda birinci sırada (Şekil 5c). Bu düzeyde, DaSS’taki ağırlık kazanımı (q = 0.019) ve JuFn’daki yağ deposu kütlesi (q = 0.0003) beş aile içi karşılaştırm arasında anlamlı kalıyor. DaSS’taki yağ deposu kütlesi (q = 0.056) sınırda hale geliyor. LuHu’daki ağırlık kazanımı ve yağ deposu kütlesi (q = 0.091 ve 0.063), içinde 5 ile 23 grup arasında yer alan bloklarda sınırda hale geliyor. Aday karşılaştırmalardan beşi, grup düzeyinde q < 0.05 değerine ulaşıyor.

Şekil 5

Taney lifi, kemikellerde ve insanlarda enerji dengesini ve vücut kompozisyonunu değiştirir ( 10 , 13 ). Bu kaynağın iki lif preparatı dolayısıyla sıralamanın doğal ilk stres testi niteliğindedir. Onları karşılaştırma havuzundan ve sıralanmış kümeden çıkarmak, DaSS ve LuHu’nun yağlanma karşılaştırmalarının etki boyutunu değiştirmez. q değerleri 0,005’ten az hareket eder. Kaldırma işlemi FPnZ ve HHLn’i q < 0,05 değerinin altında tutar. YiRn’de vücut ağırlığı artışını (q = 0,041–0,051) ve HZhn’de 2 saatlik glüközü (i = 0,046–0,053) tam olarak eşiğin biraz üzerine taşır. YiRn’deki yağ deposu kütlesini anlamlı olarak korur (Ek Figure S1D; Ek Tablo S14). Her kohortun en güçlü preparatını karşılaştırma havuzundan çıkarmak, havuz konumunu ortanca 1,1–2,0 yüzde puanı kadar kaydırır. Bu kaymanın büyüklüğü gücün tanımlamasına bağlıdır. Kayma en fazla 20,3 puana, en az −8,3 puana ulaşır. Önceki bölümün yedi preparatından altısı aday listesinde kalar. Ailenin üç preparatının tamamı korunur (Ek Tablo S15; Ek Figure S1E).

1.000 bootstrap turunda gruplar içinde farelerin yeniden örnekleme yapılması, yağlanma uç noktalarının aday listesini neredeyse her turda yeniden üretir. DaSS, LuHu ve JuFn her turda seçilir, YiRn %97,2’de, FPnZ %94,1’de ve HHLn %93,8’de seçilir. Bu preparatları taşıyan yedi yağlanma karşılaştırmasının karşılaştırma başına kararlılığı 0,815–1,000 arasındadır (Figure 5d; Ek Tablo S16). LuHu’nun iki glikemik karşılaştırması ve HZhn’in 2 saatlik glüköz karşılaştırması seçim açısından kararsızdır (0,130, 0,130 ve 0,669). Dolayısıyla bu kaynağın yeniden üretilebilirliği yağlanma uç noktalarında yatmaktadır. Tur başına seçilen preparat sayısı ortanca 11 olup 95% aralığı 7–15’tir. Bu sayı, listenin boyutunun bir tahmini olarak değil, listenin kararlılığı olarak okunmalıdır. Aynı yeniden örnekleme, sınırda karşılaştırmaları veri kendisinden daha sık olarak eşiği geçirmesine yol açar (Ek Tablo S16). Yeniden örnekleme, listenin çekirdeğini çözer, boyutunu değil.

64 analiz spesifikasyonunda ortanca aday listesi yedi preparat içerir; bu liste kararlı bir çekirdek ve spesifikasyona bağlı bir çevre oluşturur (Şekil 5e; Ek Tablo S17). DaSS spesifikasyonların %94’ünde, LuHu %88’inde, YiRn %78’inde ve JuFn %75’inde seçilir. LHGo, FPnZ ve HHLn ise sırasıyla %56, %53 ve %50 oranında gelir. 73 preparatın 37’si spesifikasyondan bağımsız olarak seçilir. Sekiz preparat yalnızca multiverse’ın müsamahakâr köşesinde görünür; burada keşif eşiği ile çokluluk kontrolünün olmaması bir araya gelir. Çokluluk sözleşmesi listeyi en çok değiştiren eksenidir: Bağımlılığa dayanıklı düzeltme altında ortanca 2,8 preparattan, düzeltme olmadan 23,1 preparata kadar değişir. İki referans için karşılık gelen değerler 10,3 ve 9,4’tür.

Tartışma

Sinirsel preparat taramaları, obezite önlemi için adayları önceliklendirme konusunda standart yöntemdir. Bir taramanın kullandığı karşılaştırma kaynağı, raporladığı sonucun bir kısmını belirler. Bu bağımlılığı, beslenmeye 86 preparat verilmiş 824 erkek C57BL/6 farelik bir kaynakta nicelleştirdik ve üç bulgu ortaya çıktı. İki referans ortanca olarak uyumlu, ancak karşılaştırma karşılaştırma farklılık gösterir. Blok düzeyindeki ortanca fark +/−10 yüzde puanı içinde karşılıklıdır. Karşılaştırma düzeyindeki farkların %95’i −33,3 ile +31,4 yüzde puanı arasında değişir. Bu yayılım, karşılaştırma kaynağının işlemsiz kontrol göreli konumuna bağlıdır. Uyuşmazlık, konumun her yüzde puanı başına 0,99 yüzde puanına ulaşır ve R2 = 0,87’dir. İki referansın boyutundaki 14 katlık fark, R2 = 0,000 değerine katkıda bulunur. Sıralama, yüksek yağlı diyetin her kohortta etkilediği sonuç ailesi olan yağlanmaya odaklanır. Bu aileden üç preparat aile düzeyinde anlamlılığa, yedi tanesi q < 0,05’e, dokuz tanesi ise keşif düzeyine ulaşır. Listenin çekirdeği 1.000 bootstrap yeniden örnekleme ve 64 analiz spesifikasyonunda dayanır. Bu çekirdek, bir grup kümesi olarak muamele edilen bir karşılaştırma altında da dayanır ve en güçlü preparat her havuzdan ayrıldığında da geçerliliğini korur.

Bu kaynaktaki varyans iki düzeyde tahmin edilmiş olup, bu iki düzey farklı sorulara yanıt veriyor. Fare düzeyindeki analiz bir hazırlığın, kendisiyle birlikte test edilen hazırlıklardan farkının olup olmadığını sorarken; grup birimi olarak donor grubunu içeren analiz, bu farkın tedavi edilen grubun kendisinin replikasyon birimi olduğu durumda sürdürülebilir olup olmadığını sorar (Ek Tablo S12). Barınma kafes temelliydi ve kafes kimliği kayıtlara aktarılmadığından, bir kafes terimin absorbe edeceği artan varyans grup terimin içinde korunuyor. Bu nedenle grup düzeyindeki test, ikisinin muhafazakârıdır ve aday listeye hangi karşılaştırmaların gireceğine karar veren odur. Aday karşılaştırmalardan 13’ünün 5’i iki düzeyde de tutarlı çıkar ve burada bildirilen liste bu kesişimdir.

İki referansın iki ölçüm yöntemi olarak okunması, bir taramanın hazırlıklarına atfedebileceği ile tasarımına atfedebileceği şeyi birbirinden ayırır. Karşılaştırma havuzu, bir kohortun ortalama hazırlığını temsil eder ve işlem görmeyen kontrola göre konumu kohort ve uç noktaya göre değişir. Bu konum tek bir blokta 56 puanlık bir değere ulaşmış ve 48 bloğun dokuzunda 20 puandan fazla olmuştur (Ek Tablo S22). Farkın büyük olduğu yerlerde, iki referans farklı tabanları tanımlar; LHGo’daki toplam kolesterol bunu gösterir. Hazırlık, aynı kohortun işlem görmeyen kontrolünden %52,5 daha aşağıda ve eş-zamanlı sınanan diğer hazırlıklardan %20,5 daha aşağıdadır. Aynı ölçüm, bunun kendi kohortunun en iyisi olduğu sonucunu da destekler. Aynı zamanda, işlem görmeyen yüksek yağlı beslenmeye göre belirli ölçüde daha düşük olduğu sonucunu da destekler. Çoklu-birli tasarımlara dair literatür, işlem görmeyen durumdan uzakta yer alan paylaşımlı bir karşılaştırmanın görünür farkları büyütmesi aynı mekanizmayı belgelemektedir (20–22). Klinik araştırmadaki ana protokoller, tam da bu nedenle karşılaştırma yapısını önceden belirler (24, 25). Anlaşmazlığın ikinci aday kaynağı, iki referansın büyüklüğüdür; ölçülebilir ancak tahminleri değiştirmez. Havuzda 6–15 arasında fareye karşılık 20–128 fare bulunur ve ortanca oran 14’dür. Bu oran, iki tahmin arasındaki farkın hiçbirini açıklamaz (R² = 0,000); öte yandan her bir referansın kesinliğini belirler. Kesinlik, her bir referans altında hangi karşılaştırmaların eşiği geçtiğine karar verir. HHLn’deki yağ depolanma kütlesi, tasarımın kesinlik yönünü doğrudan gösterir. İki referans sırasıyla −43,9% ve −44,1% verir. Havuza referans verilen karşılaştırma, havuzun 93 fareden, kontrolün 6 fareden oluştuğu bir blokta anlamlılığa ulaşır. Büyüklükleri ve konumlarıyla birlikte raporlanan iki referans, her karşılaştırmanın ne anlama geldiğini söyler. Bir grup kümesi olarak, tek bir örneklem olarak değil ele alınan havuz, eş-zamanlı sınanan hazırlıklar arasındaki etki büyüklüklerini ve sıralamayı her iki durumda da doğrular (26, 27, 29).

Yağ oranı, bu kaynakta hazırlık düzeyinde bir sonuç destekleyen uç nokta ailesidir. Yüksek yağlı diyet, her kohortta vücut ağırlığı artışını ve yağ depolarının kütlesini artırdı. Karaciğer kütlesi hiçbir kohortta artmadı. Glukoz, lipidler ve dalak kütlesi açısından chow ile HFD’yi kohortların bir kısmında ayırdı. Aday listesi bu yapıyı izler ve yeniden üretilebilirliği de onu izler. Lider hazırlıkları taşıyan yedi yağ oranı karşılaştırması, 1.000 bootstrap yeniden örnekleminin %82–100’ünde seçildi. Listeye LuHu ve HZhn’i yerleştiren glikemik karşılaştırmalar sırasıyla bunların %13 ve %67’sinde seçildi. Multiverse, aynı üç hazırlığı sıklık sıralamasının üstüne yerleştirir ve DaSS özelliklerin %94’ünde yer alır. Bu tür bir vücut kompozisyonu, kemirgen obezite araştırmalarında standart ve geçerli bir uç noktadır ( 59 ). İki en güçlü hazırlık, yağ depot kütlesini ko-test edilen eşlerinde 3,1 g ve tedavi edilmemiş kontrolde 2,79 g’ya karşı yaklaşık 1 g’a indirdi. Aynı kohortun chow kontrolü 0,96 g düzeyindeydi; depot’un chow seviyesine indirgenmesi. Dört hazırlık her iki yağ oranı uç noktasında anlamlıdır, bu da tek bir uç noktanın eşiği geçmesinden çok tutarlı bir etkinin beklenen örüntüsüdür. En büyük dört etki, kohortlarının tespit edilebilir minimum farkının yaklaşık iki katıdır. Yüksek yağlı beslenen kemirgenlerde test edilen beslenme hazırlıkları, çoğunlukla glukoz toleransından çok vücut ağırlığı ve yağ oranı üzerinde etkir ( 5 , 6 , 13 , 14 , 16 ). Verilerimiz aynı uç nokta yapısını gösteriyor.

Üç doku uç noktası, aynı hayvanların aynı diyetlere verdiği üç farklı yanıtı ayrıştırır. Ağırlık artışı ve yağ depisi kütlesi her kohortta artarken, dalak kütlesi sekiz kohorttan dördünde artmış ve karaciğer kütlesi hiçbir kohortta artmamıştır. C57BL/6 farelerde karaciğer yanıtı diyetin bileşimine, ne kadar süreyle verildiğine ve başlangıç yaşına bağlıdır; bir karaciğer uç noktasının yanıt vermesi için steatoz ya da hepatosellüler hasar gereklidir ( 40 ). Bu formülasyonun sekiz haftalık uygulaması, küçük bir dalak sinyali ile adipozite üretmiş ve karaciğeri normal mamul kütlesinde bırakmıştır. Model geçerlilik kapısı bu gözlemi biçimlendirir: bir uç nokta, karşılaştırmayı üreten kohortta diyetin onu mamulden ayrıştırdığında ekrana girer; bu nedenle iki adipozite uç noktası her kohortta hazırlık düzeyinde bir sonuç taşırken, karaciğer uç noktası bu kaynakta hiçbir sonuç taşımaz.

Glükoz toleranansı ve lipit uç noktaları daha az aday katkıda bulunmuş ve katkılarını kapsam ile tekrarlanabilirlik belirlemiştir. Glükoz uç noktaları kohortların beşinde, lipitler ise ikisinde mevcuttu. Diyet, açlık glükozu için 7 kohorttan 2’sinde ve 2 saatlik glükoz için 7 kohorttan 3’inde mamulden ayrıştırmıştır. OGTT-AUC için algılanabilir minimum fark 4,6 ile 15,4 AUC birimi arasında değişmektedir (Ek Tablolar S8 ve S25; Ek Şekil S1C). Kendi başına glükoz toloranı testi, açlık süresine, glükoz dozu ve örneklem zamanlamasına duyarlıdır ( 53 , 54 ). Bizim protokolümüz bu üçünü kohortlar boyunca sabitlemiştir. LuHu, her iki referansa karşı 1 saatlik glükozu düşürmüştür. LHGo, tam lipit profiline sahip olan iki kohorttan daha düşük toplam kolesterol değerine sahipmiştir. Bu uç noktalar, adipozite uç noktalarının tek başına sıralayamayacağı hazırlıkları ortaya koyar. Bootstrap, bu katkının konumunu kesin olarak belirler: böyle yerleştirmeler, bu uç noktaların kohortlarının çözünürlüğüne göre daha küçük etkilen boyutlarını izler.

Bu tür tarama tasarımları için izlenebilecek üç uygulama daha vardır ve her biri burada bildirilen niceliklerle desteklenir. Karşılaştırıcıyı açık biçimde, konumu ve boyutuyla bildirin. Karşılaştırıcının konumu, referanslar arasındaki uyumsuzluğu neredeyse birebir oranla belirler. Boyutu ise her bir referansın farkı ne kadar kesin çözeceğini belirler. Çarpıklık (multiplicity) yaklaşımını önceden tanımlayın ve aday listesini kanıtın standart düzeylerinde bildirin. Bu yaklaşım listeyi referansın ötesine taşır: bağımlılığa dayanıklı düzeltme altında 2,8 hazırlıktan, düzeltme olmadan 23,1 hazırlığa kadar ( 22 , 23 , 44 , 45 , 60 ). Aday listesini nokta yerine bir dağılım olarak bildirin. Çok evren (multiverse) ve bootstrap, bu listenin çekirdeğinin kararlı ancak boyutunun kararlı olmadığı konusunda hemfikirdir. İşte okuyucunun hangi hazırlıkları ileri taşıyacağını kararlaştırması için ihtiyacı olan bilgi budur ( 50 , 51 ). Referans taraması, aday listesinin nasıl yorumlanacağını belirler. Üç hazırlık, hem iki referans hem de adım adım aile düzeyinde düzeltme altında yağlanma etkilerini korur. Aynı korumayı bağımlılığa dayanıklı düzeltme, 1.000 bootstrap yeniden örnekleme ve 64 analiz belirtimi boyunca da sürdürürler. Örnekleme büyüklüğü, eşli besleme ve kontrol kümesiyle uyacak şekilde boyutlandırılmış karşılaştırıcı havuzu, böyle bir aday listesinin kendisini üreten kaynağın ötesine ne kadar genelleşeceğini belirler ( 37 , 38 ).

Sınırlamalar

Kalınlama kafes temelliydi ve varyans iki düzeyde tahmin edildi: fare düzeyinde analiz ve donor grubu birim olarak alınmış analiz (Ek Tablo S12). Her karşılaştırma, fare düzeyinde ve grup düzeyindeki q değeri yan yana bildirilir ve aday listesi, her iki düzeyde de korunan karşılaştırmaların kümesidir.

Hazırlıklar, her hazırlığın bileşimini tanımlanmış bir standartta sabitlediği farmakope spesifikasyonlarına göre üretilen ticari formül peletlerdir ve kimlikleri, her hazırlığın işaret bileşenlerini tanımlayan bu spesifikasyonlara dayanır. Kimyasal bileşimleri farmakope kimliğiyle tanımlanır ve peletlerin partiden partiye standardı bu spesifikasyonlarla belirlenir. Her kodun kimliği, sağlayıcı kayıtlarının farmakope analiz bölümlerine göre belirlenir.

Bir hazırlığın diyet içindeki payı, diyet düzeyinde bir katkının etki edebileceği ölçeği belirler. Yüksek yağlı diyet ağırlıkça %5 selüloz içerir; doz kaydı bulunan 68 hazırlıktan 27’si, diyetin bu payından daha büyük bir payı kapmış ve en büyük hazırlık (JQoM) %15,4, JuFn ise %10,2 katkı sağlamıştır. Diyetin bu düzeyindeki bitkisel malzeme, yağı ve sakarozu yerinden eder. İki lif hazırlığının havuzlardan ve sıralı kümeden çıkarılması, DaSS ve LuHu’nun obezilik karşılaştırmalarının etki boyutunu değiştirmez (Ek Tablo S14); bu da aile düzeyindeki sonucu, dozu bir lif dozu olmayan iki hazırlığa indirger; JuFn inülin olup tanımlanmış bir lif olarak bildirilir.

Ek Tablo S1’de her hazırlık için kaydedilen doz, diyet düzeyinde tanımlanmıştır ve kohortun her grubu aynı temel yüksek yağlı formül almıştır; dolayısıyla gruplar eklenen hazırlık bakımından farklıdır. Hayvanların alımı ve enerjinin dağılımı her iki referansa da etki eder, tarama sonucunu taşıyan karşılaştırma ise aynı kohort içindeki iki referans arasındaki karşılaştırmadır.

Sonuç

Çoklu hazırlıklı bir beslenme taramasının aday listesinin, her adayı değerlendirmek için kullanılan referansa ne kadar bağlı olduğunu nicelendirdik. Kaynak 824 fare ve 73 hazırlık içeriyordu. Eşlik eden ve kontrol referanslı etki büyüklükleri ortalamaya göre uyumlu olup, blok düzeyinde −0,96 yüzde puanı sapma ve +/−10 puan eşdeğerliği gösteriyor. Hazırlık bazında farklılaşıyorlar ve uyum sınırları −33,3 ile +31,4 puan arasında. Aralarındaki fark, karşılaştırılanın konumuyla 1 puan başına 0,99 puan oranında ilerliyor (R2 = 0,87). İki referansın boyutundaki 14 katlık farkı izlemiyor (R2 = 0,000). Üç hazırlık, aşağı yönlü düzeltilmiş p değerleri 0,000–0,022 aralığında aile düzeyinde anlamlılığa ulaşıyor ve 1.000 bootstrap yeniden örnekleminin her biri onları seçiyor. Beşi q < 0,05’e ulaşıyor; beşinde vücut ağırlığı kazanımı %27,4–%70,6, beşinde ise yağ depolama kütlesi %42,5–%69,0 daha düşük. Dürümcü düzeyine dokuz tanesi ulaşıyor. Aday listesi, referans boyunca, analiz birimi boyunca, çoklu düzeltme yaklaşımı boyunca ve 64 analiz belirtimi boyunca özünü koruyor. Çevresinin boyutu, tasarımın ölçülebilir kısmı. Bu nedenle referans tarama, aday listesinin nasıl okunacağını yönetiyor. Üç hazırlık, her iki referans altında, aile düzeyinde düzeltme altında ve gerçekleştirdiğimiz her sağlamlık analizi altında adiposite etkilerini koruyor.

Açıklamalar

Veri erişilebilirliği açıklaması

Çalışmada sunulan özgün katkılar makale/Ek malzemede yer alıyor; daha ileri başvurular ilgili yazarlara yapılabilir.

Ahlak açıklaması

Hayvan çalışması, BGI Hayvan Merkezi Hayvan Ahlak Komitesi tarafından onaylandı. Çalışma yerel mevzuat ve kurumsal gerekliliklere uygun olarak yürütüldü.

Yazar katkıları

JZ: Yazım – ilk taslak, Biçimsel analiz, Kavramsal çerçeve, Görselleştirme, Yöntem. Y-ML: Yazım – inceleme ve düzenleme, Veri düzenleme, Soruşturma, Kaynaklar. Y-SD: Yazım – ilk taslak, Veri düzenleme, Soruşturma. Z-MY: Kaynaklar, Yazım – ilk taslak, Soruşturma. Q-WQ: Veri düzenleme, Yazım – ilk taslak, Soruşturma. X-XS: Yazım – ilk taslak, Soruşturma. C-RW: Yazım – ilk taslak, Soruşturma. X-PL: Finansman edinme, Yazım – inceleme ve düzenleme, Yönetim, Kavramsal çerçeve. YC: Finansman edinme, Yazım – inceleme ve düzenleme, Yönetim, Kavramsal çerçeve.

Fismanma

Yazar(lar), bu çalışmanın ve/veya yayımının finansal destek aldığını beyan etmiştir. Bu çalışma, Guangdong İlaç Üniversitesi Akademik Mükemmellik Programı (52157009084); Guangdong Eyaleti Lisansüstü Üniversitesi Öğretim Kalitesi ve Öğretim Reformu Projesi (2023-755); Guangzhou Temel ve Uygulamalı Temel Araştırma Programı (No.2024A03J0112); Çin Tıbbında Nem Sendromu Ana Laboratuvarı Fonu (No. SZ2021ZZ28, No. SZ2021ZZ3002, No. SZ2024KF14 ve No. SZ2021ZZ31) ve Çin Tıbbı Sendromu Ana Laboratuvarı (No. QZ2025ZZ13, No. QZ2025ZZ12) tarafından desteklenmiştir.

Teşekkürler

Yazar, burada analiz edilen kaynağı sağlayan hayvan deneylerini gerçekleştiren gruplara teşekkür eder.

Çıkar çatışması

Yazar(lar), bu çalışmanın ticari veya olası bir çıkar çatışması olarak değerlendirilebilecek herhangi bir finansal ilişki olmadan yürütüldüğünü beyan etmiştir.

Üretken Yapay Zeka beyanı

Yazar(lar), Üretken Yapay Zeka’nın bu el yazısının oluşturulmasında kullanılmadığını beyan etmiştir.

Bu makaledeki figürlerle birlikte sağlanan alternatif metinler (alt text), Frontiers tarafından yapay zeka desteğiyle oluşturulmuş olup, mümkün olduğunca yazarların incelemesini de içeren makul çabalar doğruluk açısından sağlanmıştır. Herhangi bir sorunu tespit ederseniz, lütfen bizimle iletişime geçin.

Yayıncının notu

Bu makalede ifade edilen tüm görüşler yalnızca yazarların görüşleridir ve bağlı oldukları kuruluşların, yayıncının, editörlerin veya hakemlerin görüşlerini zorunlu olarak yansıtmaz. Bu makalede değerlendirilebilecek herhangi bir ürün veya üreticisinin yapabileceği herhangi bir iddia, yayıncı tarafından garanti edilmez veya desteklenmez.

Ekle malzeme

Bu makalenin ekle malzemesi çevrimiçi olarak şu adreste bulunabilir: https://www.frontiersin.org/articles/10.3389/fnut.2026.2012267/full#supplementary-material

SUPPLEMENTARY FIGURE S1

Hassaslık analizleri. (A) Her kohort-nokta bloğu için karşılaştırma havuzu ile tedavi edilmemiş kontrol arasındaki fark. (B) İki aile içindeki üç eşik düzeyinde karşılaştırma sayısı ve koşulları sağlayan hazırlıkların sayısı. (C) İki yağlanlık noktası için her kohortun tespit edilebilir en küçük farkına karşı gözlemlenen fark; kesikli çizgi eşitliği işaretler. (D) İki lifli hazırlığın karşılaştırma havuzlarından ve sıralanmış kümeden çıkarılmasından sonra aynı aday karşılaştırmalar (dolu, birincil analiz; açık, lifli hazırlıklar çıkarıldı). (E) Kohortun en güçlü hazırlığının çıkarılmasından önce (mavi) ve sonra (kırmızı) kohort-nokta bloklarının havuz konumu; ok, bu çıkarmadan kaynaklanan kaymadır, soluk çizgiler blokları ayırır ve 8 yüzde puanından büyük olan kaymalar etiketlenir.

• 1.

  NCD Risk Factor Collaboration. 1990’dan 2022’ye dünya çapında zayıflık ve obezite eğilimleri: 222 milyon çocuk, genç ve yetişkin içeren 3663 nüfusu temsil eden çalışma ile havuz analizi. Lancet. (2024) 403:1027–50. doi: 10.1016/S0140-6736(23)02750-2,

• 2.

  GBD 2021 Diyabet İşbirliği. 1990-2021 arasında global, bölgesel ve ulusal diyabet yükü, 2050’ye kadar yaygınlık projeksiyonlarıyla: 2021 küresel hastalık yükü çalışması için sistematik analiz. Lancet. (2023) 402:203–34. doi: 10.1016/S0140-6736(23)01301-6,

• 3.

  American Diabetes Association Profesyonel Uygulama Komitesi. Tip 2 diyabetin önlenmesi ve tedavisinde obezite ve kilo yönetimi: diyabet-bakım standartları-2024. Diabetes Care. (2024) 47:S145–57. doi: 10.2337/dc24-S008,

• 4.

  Afshin A, Sur P J, Fay K A, Cornaby L, Ferrara G, Salama J ve ark. 195 ülkede 1990-2017 arasında beslenme risklerinin sağlık etkileri: 2017 küresel hastalık yükü çalışması için sistematik analiz. Lancet. (2019) 393:1958–72. doi: 10.1016/S0140-6736(19)30041-8,

• 5.

  Shang A, Gan R, Xu X, Mao Q, Zhang Q, Li H. Yenilebilir ve tıbbi bitkilerin obezite üzerindeki etkileri ve mekanizmaları: güncellenmiş bir derleme. Crit Rev Food Sci Nutr. (2021) 61:2061–77. doi: 10.1080/10408398.2020.1769548,

• 6.

  Liu J, He Z, Ma N, Chen Z Y. Bağırsak mikrobiyotasının modülasyonu ile bağlantılı beslenme polifenollerinin yüksek yağ diyetiyle uyaran obezite üzerindeki faydalı etkileri. J Agric Food Chem. (2020) 68:33–47. doi: 10.1021/acs.jafc.9b06817,

• 7.

  Nawaz T, Nawaz S, Khalid W, Mohamedahmed K A. Obezite ve kanser yönetimine faydalı beslenme fitokimyasalları: bir derleme. Int J Food Prop. (2023) 26:2006–24. doi: 10.1080/10942912.2023.2240544

• 8.

  Saad B. Akdeniz beslenmesinde yenebilir vahşi bitkilerin obeziteye karşı etkilerinin ve aktif bileşenlerinin incelenmesi: geleneksel kullanımlardan etki mekanizmalarına ve terapötik hedeflere kadar. Int J Mol Sci. (2023) 24:12641. doi: 10.3390/ijms241612641,

• 9.

  Dzah C, Asante-Donyinah D, Letsyo E, Dzikunoo J, Adams Z. Diyet polifenoller ve obezite: polifenollerin lipid ve glikoz metabolizması, mitokondrial homeostaz ve nişasta sindirilebilirliği ve emilimi üzerindeki etkilerinin incelenmesi. Plant Foods Hum Nutr. (2023) 78:1–12. doi: 10.1007/s11130-022-01034-6,

• 10.

  Reimer R, Theis S, Zanzer Y. Kuzunbaba inülin-tipi fruktan takviyesinin kilo yönetimi sonuçları üzerindeki etkileri: randomize kontrollü çalışmaların sistematik derlemesi, meta-analizi ve meta-regresyonu. Am J Clin Nutr. (2024) 120:1245–58. doi: 10.1016/j.ajcnut.2024.09.019,

• 11.

  Dehzad M, Ghalandari H, Fahimzad F, Maghsoudi Z, Makhtoomi M, Nouri M ve ark. Yeşay çay takviyesinin yetişkinlerde obezite indisleri ve adipokinler üzerindeki etkileri: randomize kontrollü çalışmaların derece temelli sistematik derlemesi ve doz-yanıt meta-analizi. Int J Food Sci Nutr. (2025) 76:340–69. doi: 10.1080/09637486.2025.2496400,

• 12.

  Liu D, Zhao H, Zhang Y, Hu J, Xu H. Berberinin metabolik sendrom bileşenleri üzerindeki etkinliği ve güvenliği: randomize, plasebo kontrollü çalışmaların sistematik derlemesi ve meta-analizi. Front Pharmacol. (2025) 16:1572197. doi: 10.3389/fphar.2025.1572197,

• 13.

  Deehan EC, Mocanu V, Madsen K. Diyet lifinin metabolik sağlık ve obezite üzerindeki etkileri. Nat Rev Gastroenterol Hepatol. (2024) 21:301–18. doi: 10.1038/s41575-023-00891-z,

• 14.

  Chang CJ, Lin CS, Lu CC, Martel J, Ko YF, Ojcius DM ve ark. Ganoderma lucidum, bağırsak mikrobiyotasının bileşimini düzenleyerek farelerde obeziteyi azaltır. Nat Commun. (2015) 6:7489. doi: 10.1038/ncomms8489,

• 15.

  Wu TR, Lin CS, Chang CJ, Lin TL, Martel J, Ko YF ve ark. Bağırsak yerleşik Parabacteroides goldsteinii, Hirsutella sinensis’ten izole edilen polisakkaritlerin anti-obezite etkilerinde baskın bir rol oynar. Gut. (2019) 68:248–62. doi: 10.1136/gutjnl-2017-315458,

• 16.

  Cho IJ, Kim SE, Choi B, Park HR, Park JE, Hong SH ve ark. Limon melisası ve mısır ipeği özütleri farelerde yüksek yağ diyetiyle oluşan obeziteyi hafifletir. Antioxidants. (2021) 10:2015. doi: 10.3390/antiox10122015,

• 17.

  Zhang F, Yang M, Xu J, Hu Y, Gao R, Huang K ve ark. Coreopsis tinctoria ve flavonoidleri yüksek yağ diyetiyle farelerde oluşan obeziteyi hafifletir. Nutrients. (2022) 14:1160. doi: 10.3390/nu14061160,

• 18.

  Abudujilile D, Wang W, Aimaier A, Chang L, Dong Y, Wang Y ve ark. Cistanche tubulosa feniletanoid glikozitleri 3T3-L1 adipositlerde adipogenezisi baskılayarak yüksek yağ diyetiyle farelerde oluşan obezite ve insülin direncini iyileştirir. BMC Complement Med Ther. (2022) 22:270. doi: 10.1186/s12906-022-03743-6,

• 19.

  Jalali, J., Ghasemzadeh, R., Rahbardar, M. Portulaca oleracea L.’in (ıspanak otu) metabolik sendrom üzerindeki iyileştirici etkileri: bir derleme. J Ethnopharmacol. (2022) 299:115672. doi: 10.1016/j.jep.2022.115672

• 20.

  Dunnett, C.W. Bir kontrol ile birkaç tedavinin karşılaştırılması için çoklu karşılaştırma prosedürü. J Am Stat Assoc. (1955) 50:1096–121. doi: 10.1080/01621459.1955.10501294

• 21.

  Howard, D.R., Brown, J.M., Todd, S., Gregory, W.M. Paylaşılan kontrol grubu içeren çok kollu çalışmalarda çoklu test düzeltmesi önerileri. Stat Methods Med Res. (2018) 27:1513–30. doi: 10.1177/0962280216664759,

• 22.

  Vickerstaff, V., Omar, R.Z., Ambler, G. Birden çok birincili sonuçlu randomize kontrollü çalışmaların analizi ve örneklem büyüklüğü hesaplamasında çoklu karşılaştırma düzeltmesi için yöntemler. BMC Med Res Methodol. (2019) 19:129. doi: 10.1186/s12874-019-0754-4,

• 23.

  Midway, S., Robertson, M., Flinn, S., Kaller, M. Çoklu karşılaştırmaları karşılaştırmak: en iyi çoklu karşılaştırma testini seçmek için pratik rehber. PeerJ. (2020) 8:e10387. doi: 10.7717/peerj.10387,

• 24.

  Woodcock, J., LaVange, L.M. Birden çok tedaviyi, birden çok hastalığı ya da her ikisini de çalışmak için ana protokoller. N Engl J Med. (2017) 377:62–70. doi: 10.1056/NEJMra1510062,

• 25.

  Park, J.J.H., Siden, E., Zoratti, M.J., Dron, L., Harari, O., Singer, J. ve ark. Sepet çalışmalarının, şemsiye çalışmalarının ve platform çalışmalarının sistematik derlemesi: ana protokollerin bir alan analizi. Trials. (2019) 20:572. doi: 10.1186/s13063-019-3664-1,

• 26.

  Hurlbert SH. Pseudoreplication and the design of ecological field experiments. Ecol Monogr. (1984) 54:187–211. doi: 10.2307/1942661

• 27.

  Lazic SE. The problem of pseudoreplication in neuroscientific studies: is it affecting your analysis? BMC Neurosci. (2010) 11:5. doi: 10.1186/1471-2202-11-5,

• 28.

  Lazic SE, Essioux L. Improving basic and translational science by accounting for litter-to-litter variation in animal models. BMC Neurosci. (2013) 14:37. doi: 10.1186/1471-2202-14-37,

• 29.

  Bate S, Clark RA. The Design and Statistical Analysis of Animal Experiments. Cambridge: Cambridge University Press (2014).

  • Google Scholar

• 30.

  Ioannidis JPA. Why most published research findings are false. PLoS Med. (2005) 2:e124. doi: 10.1371/journal.pmed.0020124,

• 31.

  Gilad Y, Mizrahi-Man O. A reanalysis of mouse ENCODE comparative gene expression data. F1000Res. (2015) 4:121. doi: 10.12688/f1000research.6536.1,

• 32.

  Button KS, Ioannidis JPA, Mokrysz C, Nosek BA, Flint J, Robinson ES, et al. Power failure: why small sample size undermines the reliability of neuroscience. Nat Rev Neurosci. (2013) 14:365–76. doi: 10.1038/nrn3475,

• 33.

  Begley CG, Ellis L. Raise standards for preclinical cancer research. Nature. (2012) 483:531–3. doi: 10.1038/483531a,

• 34.

  Landis S, Aara S, Asadullah K, Austin C, Blumenstein R, Bradley E ve ark. Klinik öncesi araştırmaların öngörü değerini optimize etmek için şeffaf raporlamaya çağrı. Nature. (2012) 490:187–91. doi: 10.1038/nature11556,

• 35.

  Pellizzon M, Ricci M. Metabolik hastalık araştırmalarında uygunsuz kontrol diyetlerinin yaygın kullanımı veri yorumlamayı karıştırır: lif faktörü. Nutr Metab. (2018) 15:3. doi: 10.1186/s12986-018-0243-5,

• 36.

  Warden C, Fisler J. Yüksek yağ beslemesi hayvan modellerinde kullanılan diyetlerin karşılaştırılması. Cell Metab. (2008) 7:277. doi: 10.1016/j.cmet.2008.03.014,

• 37.

  Klatt K, Bass K, Speakman J, Hall K. Beslenme: metabolik hastalık kemirgen modellerinde diyet değerlendirmeleri. Life Metab. (2023) 2:load013. doi: 10.1093/lifemeta/load013,

• 38.

  Najam W, Pormegbey D, Thapa D, Rust B, Golzarri-Arroyo L, Baumgard L ve ark. Eş beslenme çalışma tasarımları önyargılar oluşturabilir ve tip I hata oranlarını yükseltebilir: bir simülasyon çalışması. Obesity. (2026) 34:407–16. doi: 10.1002/oby.70079,

• 39.

  Buettner R, Schölmerich J, Bollheimer L. Yüksek yağ diyetleri: kemirgenlerde insan obezitesinin metabolik bozukluklarının modellenmesi. Obesity. (2007) 15:798–808. doi: 10.1038/oby.2007.608,

• 40.

  de Moura e Dias, M.Dos Reis, S., Ada Conceição, L.L., Sediyama, C.M.N., Pereira, S.S., de Oliveira, L.L. ve ark. Hayvan modellerinde beslenmeye bağlı obezite: Göz önünde bulundurulacak noktalar ve metabolik işaretlere etkisi. Diabetol Metab Syndr. (2021) 13:32. doi: 10.1186/s13098-021-00647-2,

• 41.

  Sweet, M.G., Iglesias-Carres, L.E., Ellsworth, P.N., Carter, J.D., Nielsen, D.M., Aylor, D.L. ve ark. Çeşitlilik açısından melezleştirilmiş fare kuluçkasında beslenmeye bağlı obezite ve (−)-epigallokateşin gallat takviyesine yanıt: Beslenme biyoaktiflerinin gen x beslenme etkileşimlerini araştırmak için bir model. Nutr Res. (2025) 133:78–93. doi: 10.1016/j.nutres.2024.11.008,

• 42.

  Westfall, P.H., Young, S.S. Örnekleme Temelli Çoklu Testler: p-Değeri Düzenlemesi için Örnekler ve Yöntemler. New York: Wiley (1993).

  • Google Scholar

• 43.

  Ge, Y., Dudoit, S., Speed, T.P. Mikrodizili veri analizi için örnekleme temelli çoklu testler. TEST. (2003) 12:1–77. doi: 10.1007/BF02595811

• 44.

  Benjamini, Y., Hochberg, Y. Yanlış keşif oranının kontrolü: Çoklu testler için pratik ve güçlü bir yaklaşım. J R Stat Soc Series B Stat Methodol. (1995) 57:289–300. doi: 10.1111/j.2517-6161.1995.tb02031.x

• 45.

  Benjamini, Y., Yekutieli, D. Bağımlılık altında çoklu testlerde yanlış keşif oranının kontrolü. Ann Stat. (2001) 29:1165–88. doi: 10.1214/aos/1013699998

• 46.

  Bland, J.M., Altman, D.G. İki klinik ölçüm yöntemi arasındaki uyumun değerlendirilmesinde istatistiksel yöntemler. Lancet. (1986) 1:307–10. doi: 10.1016/S0140-6736(86)90837-8

• 47.

  BlandJMAltmanDG. Yöntem karşılaştırma çalışmalarında uyğunluğun ölçülmesi. Stat Methods Med Res. (1999) 8:135–60. doi: 10.1177/096228029900800204,

• 48.

  SchuirmannDJ. Ortalama biyoyararlanımın eşitliğinin değerlendirilmesinde kullanılan iki tek taraflı test prosedürü ile güç yaklaşımının karşılaştırılması. J Pharmacokinet Biopharm. (1987) 15:657–80. doi: 10.1007/BF01068419,

• 49.

  LakensD. Eşitlik testleri: t testleri, korelasyonlar ve meta-analizler için pratik bir başlangıç kılavuzu. Soc Psychol Personal Sci. (2017) 8:355–62. doi: 10.1177/1948550617697177,

• 50.

  MeinshausenNBühlmannP. Kararlılık seçimi. J R Stat Soc Series B Stat Methodol. (2010) 72:417–73. doi: 10.1111/j.1467-9868.2010.00740.x

• 51.

  SimonsohnUSimmonsJPNelsonLD. Belirleme eğrisi analizi. Nat Hum Behav. (2020) 4:1208–14. doi: 10.1038/s41562-020-0912-z,

• 52.

  Çin İlaç Reçetesi Komisyonu. Çin Halk Cumhuriyeti İlaç Reçetesi. Pekin: China Medical Science Press (2020).

  • Google Scholar

• 53.

  AndrikopoulosSBlairARDelucaNFamBCProiettoJ. Farelerde glukoz tolerans testi değerlendirmesi. Am J Physiol Endocrinol Metab. (2008) 295:E1323–32. doi: 10.1152/ajpendo.90617.2008,

• 54.

  Nagy CE, Inwallner E. Oral glucose tolerance testi (OGTT) ve insulin tolerance testi (ITT) kullanılarak yüksek yağ diyetiyle beslenen farelerde in vivo glukoz metabolizmasının incelenmesi. J Vis Exp. (2018) 131:56672. doi: 10.3791/56672,

• 55.

  Rijnhart JJM, Twisk JWR, Deeg DJH, Heymans MW. Medyan analiz sonuçlarının dayanıklılığının multiverse analizi ile değerlendirilmesi. Prev Sci. (2022) 23:821–31. doi: 10.1007/s11121-021-01280-1,

• 56.

  El Bahri M, Wang X, Biaggi T, Falissard B, Naudet F, Barry C. Sigarayı bırakmada akupunkturun etkinliğini değerlendiren meta-analizlerin multiverse analizi, etkilerin titremesini ortaya koyuyor. J Clin Epidemiol. (2022) 152:140–50. doi: 10.1016/j.jclinepi.2022.09.001,

• 57.

  Charan J, Kantharia ND. Hayvan çalışmalarında örneklem büyüklüğü nasıl hesaplanır? J Pharmacol Pharmacore. (2013) 4:303–6. doi: 10.4103/0976-500X.119726,

• 58.

  Ignatiadis N, Klaus B, Zaugg J, Huber W. Veriye dayalı hipotez ağırlama, genom ölçeğinde çoklu testlerde tespit gücünü artırır. Nat Methods. (2016) 13:577–80. doi: 10.1038/nmeth.3885,

• 59.

  Tinsley FC, Taicher GZ, Heiman ML. Fare tam vücut kompozisyon analizinde nicel manyetik rezonans yönteminin değerlendirilmesi. Obes Res. (2004) 12:150–60. doi: 10.1038/oby.2004.20,

• 60.

  Kelter R. Klinik öncesi hayvan araştırmalarının yanlış buluş oranının Bayesian istatistiksel karar kriterleriyle azaltılması. Stat Methods Med Res. (2023) 32:1880–901. doi: 10.1177/09622802231184636,

Özet

Anahtar Kelimeler

beslenme hazırlıkları, aile düzeyinde hata, yüksek yağlı diyet, obezite, referans bağımlılığı, tarama tasarımı

Başvuru

Zhang J, Liu Y-M, Deng Y-S, Yang Z-M, Qiu Q-W, Shang X-X, Wang C-R, Li X-P ve Chen Y (2026) The comparator pool sets the candidate list in a 73-preparation dietary screen in high-fat-diet mice. Front. Nutr. 13:2012267. doi: 10.3389/fnut.2026.2012267

Kabul Tarihi

28 Eylül 2026

Güncellenme Tarihi

15 Ekim 2026

Onay Tarihi

19 Ekim 2026

Yayın Tarihi

11 Kasım 2026

13 – 2026

Sen Yan, Peking University Third Hospital, Çin

Veli Cengiz Ozalp, İstanbul Atlas University, Türkiye

Cennet Ozay, Izmir Kâtip Çelebi University, Türkiye

© 2026 Zhang, Liu, Deng, Yang, Qiu, Shang, Wang, Li ve Chen.

Bu makale Creative Commons Atıf Lisansı (CC BY) koşulları altında erişime açık olarak dağıtılmıştır. Orijinal yazar(lar)ın ve telif hakkı sahibinin(lerin) atıf edilmesi ve kabul edilen akademik uygulama doğrultusunda bu dergideki orijinal yayının kaynak olarak gösterilmesi şartıyla, diğer forumlarda kullanım, dağıtım veya çoğaltma izinlidir. Bu koşullara uymayan herhangi bir kullanım, dağıtım veya çoğaltma izinlidir.

*İletişim: Xiao-Ping Li, lixiaoping@genomics.cn; Yang Chen, chenyang@gzucm.edu.cn

Bu makalede ifade edilen tüm iddialar yalnızca yazarlara aittir ve bağlı oldukları kuruluşların, ya da yayıncının, editörlerin ve değerlendirenlerin görüşlerini kesin olarak yansıtmaz. Bu makalede değerlendirilebilecek herhangi bir ürün veya üreticisinin yapabileceği herhangi bir iddia, yayıncı tarafından garanti edilmez veya desteklenmez.