Вступ

ожиріння

Починаючи з другої половини 20 століття, Латинська Америка загалом та Аргентина, зокрема, зазнають змін у станах здоров'я своїх мешканців. Хронічні захворювання поступово витісняють інфекційні хвороби як наслідок змін у способі життя.

Зміни в епідеміологічному профілі показують, що смертність втрачає значення як показник стану здоров'я порівняно із захворюваністю. Демографічна динаміка свідчить про зниження рівня смертності, переважно дітей та підлітків, а також про зменшення народжуваності. Цей процес призвів до збільшення тривалості життя, що ініціює розвиток поступового процесу старіння населення (1, 2, 3, 4, 5).

Зміни в демографічному та епідеміологічному профілях породили "перехід до здоров'я" - термін, який визнає важливість соціальних та поведінкових факторів у стані здоров'я населення (4, 6, 7)

Серед причинно-наслідкових механізмів, що беруть участь у цьому процесі, особливе значення мав перехід ризиків для здоров’я, пов’язаних із процесами індустріалізації, урбанізації та модернізації суспільств. Таким чином, заміна традиційних факторів ризику, таких як забруднення води, сучасними факторами ризику, головним чином виникла в новому способі життя, який не завжди є здоровим, і в невдалому індивідуальному виборі, що характеризується зловживаним вживанням таких шкідливих речовин, як тютюн або алкоголь, надмірним харчування та дедалі більше сидячий режим праці та відпочинку. Ці звички та спосіб життя призвели до збільшення ожиріння, серцевих захворювань та діабету, серед інших (4, 8).

Серед цих проблем ожиріння та надмірна вага виділяються серед інших як завдяки стійкому збільшенню їх поширеності, так і тому, що вони є фактором ризику для інших неінфекційних захворювань, таких як серцево-судинні захворювання, цукровий діабет, високий кров'яний тиск та деякі типи раку (9, 10, 11). Таким чином, ця патологія передбачає як зниження якості життя тих, хто страждає нею, так і сильний тиск на вже насичені системи охорони здоров’я, що спричиняє значне збільшення витрат на охорону здоров’я (12).

У 2008 році у світі було 1,5 мільярда дорослих із зайвою вагою старше 15 років та 500 мільйонів дорослих з ожирінням. Щодо дітей у віці до 5 років, надмірна вага досягла 43 мільйонів у 2010 році. За підрахунками, у 2015 році приблизно 2,3 мільярда дорослих із зайвою вагою та понад 700 мільйонів із ожирінням (13).

Аргентина не знаходиться на узбіччі цієї проблеми. Аналіз їх розвитку свідчить про зростаюче значення неінфекційних хвороб (НІЗ) загалом, зокрема надмірної ваги та ожиріння. Національне обстеження факторів ризику (ENFR), яке відповідає 2009 р., Показує, що відсоток людей із певним ступенем надмірної ваги становить 53%, а 18% мають проблеми з ожирінням. Ці відсотки, крім високих, є вищими порівняно з ENFR 2005.

Складність цієї ситуації вимагає точної діагностики та глибокого аналізу зв'язків між цією проблемою та індивідуальними особливостями, соціально-економічними умовами та способом життя. У цьому сенсі ENFR є своєчасним та актуальним джерелом для аналізу цього питання, надаючи корисну інформацію для прийняття рішень.

Кілька досліджень показали, що взаємозв'язок між соціально-економічними умовами та ожирінням може різнитися залежно від населення, статі та віку (14, 15, 16). Як правило, література свідчить, що в промислово розвинутих країнах поширеність ожиріння є більш значною у групах з низьким рівнем доходу, тоді як у країнах, що розвиваються, групи з високим рівнем доходу частіше страждають ожирінням (14, 17, 18, 19, двадцять)

У країнах із середнім рівнем доходу, таких як Аргентина, ожиріння та гіпотрофія співіснують в одних і тих самих регіонах та соціальних верствах, в одних і тих же сім'ях (повних матерів та недоїдаючих дітей) і навіть у одного і того ж суб'єкта (ожиріння з хронічним відставанням у розвитку дітей) ( 21, 22; 23, 24). Цей подвійний тягар хвороб вимагає спільних рішень, ось чому необхідне глибоке знання конкретних характеристик кожного регіону, щоб харчова політика була послідовною та ефективною.

З цієї причини аналіз поширеності та розповсюдження ожиріння по всій країні є пріоритетом. У цьому сенсі соціально-економічні характеристики найбільш постраждалих груп дозволять нам отримати більше знань про зміни в режимі харчування та особливостях фізичної активності різних груп. Література з цього питання, схоже, показує, що шляхи розвитку ожиріння на різних соціально-економічних рівнях різні, ситуація вимагає специфічного аналізу (20). До теперішнього часу та у випадку з Аргентиною більшість кількісних досліджень на цю тему зосереджуються на аналізі соціально-економічних умов, але, використовуючи сукупні дані, вони не можуть адекватно контролювати вплив звичок або конститутивних факторів (21, 23). З іншого боку, емпіричні дослідження ожиріння, що використовують індивідуальні дані, зазвичай не беруть до уваги соціально-економічні фактори. У будь-якому випадку відсутність відповідних кофакторів, як правило, зменшує внутрішню обґрунтованість висновків.

Огляд літератури свідчить про те, що зміни в харчових звичках та моделях фізичної активності, пов’язані з новими умовами праці (25, 26), розширенням урбанізації та подальшими змінами у способі життя, де споживання алкоголю та тютюну (27) проявляються більш пильно, вони також становлять відповідне середовище для розвитку цих патологій.

На підставі вищесказаного, метою цієї роботи є аналіз взаємозв'язку ожиріння та надмірної ваги із соціально-економічними змінними та тими, що пов'язані зі звичками до використання мікроданих з ENFR для Аргентини, з метою надання корисної інформації для реалізації більш ефективної політики.

Матеріали і методи

Аналіз базується на даних на індивідуальному рівні, зібраних ENFR, впроваджених Міністерством охорони здоров'я та навколишнього середовища Аргентини. Мета цього опитування - оцінити поширеність різних факторів ризику (серцево-судинні, пухлинні, травматичні тощо) та запропонувати інформацію, що стосується профілю (сімейного, демографічного, соціально-економічного) населення групи ризику.

У випадку антропометричної інформації, дані відповідають інформації, яку самостійно повідомляє інтерв’юйований. На основі цього розраховується Індекс маси тіла (ІМТ). ІМТ обчислюється шляхом ділення ваги в кілограмах на квадрат висоти в метрах (кг/м 2). ІМТ більше 25 кг/м 2 визначається як надмірна вага, а ІМТ більше 30 кг/м 2 - як ожиріння. (Таблиця 1)

Випадки з ознаками карликовості (що походять від ахондроплазії, дисфункцій гіпофіза, синдрому Тернера) були виключені з аналізу, оскільки вони, як правило, мають пов’язані індекси маси тіла більше 25. У цих випадках наявність надмірної ваги та ожиріння пояснюється головним чином генетичні фактори, а не за звичками чи соціально-економічними умовами. Критерії виявлення випадків карликовості базувались на антропометричних таблицях. Зокрема, були взяті такі значення: чоловіки з ростом £ 131 см та жінки з ростом £ 123 см. Виходячи з цих обмежень, у 2005 та 2009 роках було виявлено 39 та 16 випадків (9% та 5% вибірки) відповідно (28).

У таблиці 2 представлено визначення змінних.

Наступна модель пропонується для визначення факторів, що пояснюють проблеми ваги та ожиріння:

де P (sobrepyobesi = 1) становить залежну змінну і фіксує ймовірність того, що людина i страждає від надмірної ваги або ожиріння, Xi об'єднує пояснювальний набір, b - вектор параметрів, f представляє накопичений нормальний розподіл, а ui - стохастичне порушення термін, який об’єднує всі непомічені та випадкові фактори, що впливають на залежних.

На практиці залежність безпосередньо не спостерігається. Це реєструється лише в тому випадку, якщо виникла подія сталася чи ні, тобто, якщо особа має індекс маси тіла більше 25 (у цьому випадку змінна собрепьебо прийме одиничну величину) чи ні (спостережуваний результат прийме значення 0).

Коли змінна ліворуч є двійковою, загальну модель, виражену в (а), не можна оцінити, застосовуючи метод звичайних найменших квадратів, оскільки вона викликає гетероскедастичність у залишках, це не гарантує, що передбачуване значення знаходиться в інтервалі (0, 1) і передбачає лінійність функції, неправдоподібне припущення в моделях, де залежний представляє ймовірність (29, 30). Отже, параметри рівняння, запропонованого в (а), повинні оцінюватися за допомогою методу максимальної правдоподібності, заснованого на нелінійній оптимізації (рішення якої не аналітичне, а числове).

Оскільки використана модель оцінки не є лінійною за параметрами, коефіцієнти, що супроводжують пояснювальні змінні, b, не мають звичайної інтерпретації лінійної регресії. Вплив b на проблему не є однорідним; У суб'єктів з несприятливими конститутивними змінними (похилий вік, чоловіки тощо) або низьким рівнем доходу, включення здорових звичок, ймовірно, має менший рівень захворюваності на проблеми з вагою, ніж в інших ситуаціях. Іншими словами, величина коливань імовірності надмірної ваги або ожиріння, спричинених варіаціями пояснювальних факторів, залежить від вихідної точки. Ось чому, щоб проаналізувати вплив кожного пояснювального матеріалу на ймовірність страждати проблемами із зайвою вагою та ожирінням (у літературі, відомій як "граничний ефект"), його слід обчислити, присвоюючи значення набору регресорів.

З іншого боку, враховуючи, що залежний у цьому випадку будується із значень, прийнятих індексом маси тіла, і що цей індекс вимагає інформації про вагу та зріст людини, можна припустити, що незнання ваги та/або висоти, зміщення оцінки. Іншими словами, модель, запропонована в (а), буде оцінювати ймовірність зайвої ваги та ожиріння у суб'єктів, які насправді знають 2 змінні, що визначають їх ІМТ. У 2005 році 3437 (8,3%) осіб не знали жодної з 2 змінних, для яких не вдалося отримати відповідний ІМТ. У 2009 році цей показник становив 2284 (6,6% опитаних).

Можливе існування відхилення вибірки вимагає застосування методів, які ефективно визнають проблему. Зокрема, модель відбору Хекмана (31) визнає, що залежна змінна спостерігається лише за певних умов. Таким чином, можна запропонувати модель, що складається з 2 рівнянь:

де u1i та u2i являють собою умови стохастичного збурення з такими характеристиками: u1

У цьому випадку центральна змінна результату, yi, буде спостерігатися, якщо si> 0, і навпаки. У цьому випадку вираз (c) представляє рівняння відбору.

Коли ρ ¹ 0, стандартні методи регресії, застосовані для оцінки першого рівняння, дають упереджені результати. Пропозиція Гекмана забезпечує послідовні та асимптотично ефективні оцінки для всіх параметрів моделі, таких як запропонована (32, 33) [1].

Для рівняння відбору враховувались вік та освітній рівень людини (educsinc) та бінарні змінні, що вказують на перенаселеність, відсутність ванної кімнати в будинку та чи досягнув у голові домогосподарства найвищий освітній рівень повного початкового рівня.

Результати

Оцінки включали двійкові змінні, що вказують на регіон проживання суб'єкта. Крім того, можливість внутрішньогрупової кореляції на просторовому рівні була визнана шляхом оцінки залишків методом кластеризації відповідно до юрисдикції. У таблиці 3 представлені результати оцінок.

Хоча кофактори, використані для ідентифікації ймовірності відповіді ІМТ, були значущими в рівнянні відбору на рівні 1% (за винятком показника переповнення для 2005 р., Який є значним у 5%), а їх коефіцієнти представляли очікуваний знак, корекція для Можливий вибір вибірки зміщення не демонструє помітних відмінностей в індивідуальній значущості та величині коефіцієнтів. Статистика Вальда дозволяє перевірити незалежність між рівнянням результатів та рівнянням відбору для обох років. Отже, робиться висновок, що відсутність реакції на зріст та/або вагу обстежуваного не вносить суттєвих упереджень в оцінку моделі ймовірності.

Значущими та надійними змінними, заснованими на оцінених моделях, є конститутивні змінні особи (вік та стать), соціально-економічні змінні (рівень доходу сім'ї та рівень освіти) та деякі особливості сім'ї (відсутність неповнолітніх дітей). У випадку домогосподарства, що складається з однієї людини, його вплив на проблеми з вагою змінюється від одного опитування до іншого; у 2005 р. у суб'єктів, які жили поодинці, поширеність надмірної ваги та ожиріння була вищою, ніж у решти, тоді як у 2009 р. ці відносини, хоча і значні, є протилежними. З іншого боку, деякі звички були актуальними в обидва періоди (щоденні години сидіння, куріння), тоді як інші не зберігали своєї значимості (інтенсивні фізичні навантаження, зловживання алкогольними напоями). Слід також пояснити, що споживання фруктів та овочів не було актуальним у жодній з оцінених моделей. Інтенсивність праці була значною в даних за 2009 рік, але не в 2005 році. Зокрема, спостерігається, що в 2009 році перевантажені фізичними особами щогодини мали більші проблеми з вагою, ніж решта зайнятих.

Граничні ефекти оцінювались на основі вихідних показників з такими характеристиками: чоловік, 3 години на день сидячи, некурящий, низька або помірна фізична активність, відсутність зловживання алкогольними напоями, у подружньому будинку, з дітьми, п’ята група доходів, повна середня навчання або більше, менше 45 годин роботи, живучи в регіоні Пампас. Таким чином, граничні наслідки віку, середньої кількості годин, протягом яких суб'єкт залишається сидячи на день, і рівня доходу були розраховані на ймовірність спостереження ІМТ³ 25.

На малюнках 1-6 показано, що конститутивні риси особистості (вік та стать) становлять ті змінні, які мають найбільший граничний вплив на проблеми із зайвою вагою; діапазон варіацій прогнозу показує найбільшу амплітуду (від 0,1 до 0,9) в умовах збільшення віку, а розрив у прогнозуванні надмірної ваги між чоловіками та жінками є відносно стабільним і становить близько 15 відсоткових пунктів. Роль, яку відіграють звички (малорухливий спосіб життя, куріння, фізична активність), не є незначною, хоча, порівнюючи їх вплив на ймовірність надмірної ваги людини з такою, яку проявляють соціально-економічні фактори (більшою мірою дохід, за яким слід рівень освіти і в меншій мірі інтенсивність роботи) дозволяє запропонувати співвідношення переваги від соціально-економічних факторів до звичок до тієї міри, що варіації перших мають більший вплив на проблеми із зайвою вагою, ніж другі.

Обговорення

У країнах із середнім рівнем доходу перехід до охорони здоров’я в результаті епідеміологічних, демографічних та соціально-економічних перетворень зумовлює необхідність стикатися з новими проблемами охорони здоров’я в умовах, коли традиційні ще не вирішені. Це явище відображається на стійкому зростанні поширеності надмірної ваги та ожиріння, як це показують дані ENFR 2005 та 2009 рр., Проаналізовані тут. Це реєструється навіть у політично, соціально, економічно та територіально маргіналізованих етнічних меншин, як зафіксовано в дослідженні Ордена та Ойнехарта (34). Цей подвійний виклик викликає необхідність стикатися з численними проблемами, які зачіпають загальну чисельність населення, але парадоксально, як правило, впливають на найбідніші верстви населення більш значним чином, створюючи пастки бідності, які важко розірвати.

На сьогоднішній день існує мало оцінок з мікроданими та подібними методами (багатовимірні моделі ймовірності) у країнах регіону, які дозволяють широко порівнювати результати з більш однорідними в культурному відношенні районами, з метою виявлення регіональних особливостей щодо поширеності надмірної ваги та ожиріння [ 3].

Ці результати дають змогу підкреслити необхідність впровадження всебічних стратегій для вирішення проблеми та особливо посилення освітньої політики, спрямованої на здорове харчування, беручи до уваги, що умови праці та, загалом, життя населення обумовлюють використання, яке може бути складена політика продовольчої освіти.

Список літератури

[1] Цей тип моделі був запропонований для аналізу детермінант заробітної плати; якщо суб'єкти безробітні або неактивні, зарплата не дотримується. Якби безробіття чи бездіяльність були абсолютно випадковими, можна було б проігнорувати проблему не обліку заробітної плати та використати традиційну регресію для регулювання рівня заробітної плати. Оскільки це припущення рідко ймовірне, альтернативою є ідентифікація змінних чи факторів, які помітно впливають на шанси спостереження залежного, але не обов'язково його величини, що передбачає вказівку змінних, що складають zi у виразі (b). Хекман також допускає оцінки дисперсії типу Губера/Уайта, щоб врахувати гетероскедастичність або внутрішньогрупову кореляцію. Варто уточнити, що спочатку модель Гекмана припускала, що змінна результату, yi, була безперервною. Якщо ця умова не виконується, а залежність центрального рівняння також приймає двійкові значення, слід оцінити пробіт-модель із вибором вибірки.

[2] Слід зазначити, що при двовимірних порівняннях частота надмірної ваги та ожиріння вища у жінок. Саме при багатофакторному аналізі (який дозволяє врахувати вплив інших відповідних факторів на явище) виявляється, що у чоловіків більша ймовірність страждати від проблем із вагою.

[3] Однак виявлено більше кількісних досліджень, що застосовуються до дитячої популяції.