споживання

  • предметів
  • реферат
  • мета:
  • Дизайн та методи:
  • результати:
  • висновок:
  • вступ
  • Предмети та методи
  • Анкета щодо харчових звичок для дітей - розділ про частоту прийому їжі
  • Тест на відтворюваність
  • статистика
  • Етичне схвалення
  • результат
  • обговорення

предметів

  • епідеміологія
  • Харчова поведінка
  • Ожиріння
  • педіатрія

реферат

Вивчіть відтворюваність частоти споживання їжі, отриману з розділу про частоту харчування в опитувальнику “Дитячі звички харчування” (CEHQ-FFQ), розробленому та використаному в IDEFICS (Виявлення та запобігання наслідків дієтичного та способового впливу на здоров’я дітей та немовлят.) Харчові звички європейських дітей у віці від 2 до 9 років.

Дизайн та методи:

З підбірки з 258 дітей, які брали участь у базовому обстеженні IDEFICS, батьківські анкети для батьків були зібрані двічі для оцінки відтворюваності результатів анкети від 0 до 354 днів після першого обстеження. Зважені коефіцієнти каппа Коена (K) та коефіцієнти кореляції Спірмена (r) були розраховані для оцінки узгодженості між першим та другим опитувальниками для кожного продукту харчування в CEHQ-FFQ. Стратифікацію проводили за статтю, віковою групою, географічним регіоном та тривалістю часу між першим та другим звітом. Z-перетворення Фішера використовували для перевірки коефіцієнтів кореляції на значущі відмінності між шарами.

результати:

Для всіх проаналізованих харчових продуктів зважені коефіцієнти каппа Коена (K) та коефіцієнти кореляції Спірмена (r) були значущими та позитивними (P 128 днів) між першим та другим введеннями, що призводило до загалом нижчої, як і раніше прийнятної відтворюваності.

висновок:

Результати свідчать про те, що CEHQ-FFQ забезпечує відтворювані оцінки частоти споживання 43 продуктів харчування з 14 груп продуктів харчування у європейських дітей.

На основі цих міркувань для дослідження IDEFICS було запропоновано унікальний та новий набір інструментів оцінки дієти, що включає три додаткові методи. По-перше, батько або інший представник, який проживає з дитиною, заповнив опитувальник щодо дитячих звичок (CEHQ), який включав якісний розділ про частоту їжі (CEHQ-FFQ). Останні зафіксували частоту споживання 43 загальноєвропейських продуктів харчування, які потенційно можуть вплинути на здоров’я дітей. По-друге, у дослідженні IDEFICS для кожної дитини було зібрано принаймні одне 24-годинне виведення. По-третє, цілодобова відмова доповнювалася спостереженням споживання під час їжі в дитячій та шкільній їжі. Ці методи потрібно було адаптувати до мов та умов опитування у восьми країнах: Італії, Естонії, Кіпрі, Бельгії, Швеції, Німеччині, Угорщині та Іспанії.

Всі інструменти були оцінені під час розробки та застосування з різних аспектів дійсності та відтворюваності. У цьому звіті ми представляємо результати дослідження відтворюваності, проведеного під час базового обстеження у шести з восьми опитаних країн з метою оцінки надійності CEHQ-FFQ при повторному тестуванні. Особливу увагу слід звернути на можливі модифікуючі фактори відтворюваності, такі як стать, вік, географічна зона та тривалість часу між першим та другим звітами. 1, 6, 7, 8

Предмети та методи

Анкета щодо харчових звичок для дітей - розділ про частоту прийому їжі

У CEHQ-FFQ однаковий загальний опис кожного харчового продукту використовувався в кожній країні, щоб забезпечити стандартизацію між усіма вісьма обстеженими країнами. Однак приклади харчових продуктів, характерних для конкретної країни, були використані таким чином, що проксі-сервери послідовно класифікують продукти в одній групі продуктів харчування у всіх країнах. Для полегшення заповнення анкети для всіх харчових продуктів CEHQ-FFQ застосовували однакову шкалу відповідей. Параметри відповіді, показані зліва направо: "Ніколи/менше одного разу на тиждень", "1-3 рази на тиждень", "4-6 разів на тиждень", "1 раз на день", "2 рази на тиждень "день", "3 рази на тиждень" день "," 4 і більше разів на день "і" я поняття не маю ". Ця шкала була прийнята на основі опитувальної анкети про харчові звички, проведеної довгостроковим опитуванням дитинства Міністерства сільського господарства США. Частоту всмоктування оцінювали, не намагаючись кількісно визначити розмір порцій.

CEHQ проходив попереднє тестування перед початковим обстеженням IDEFICS у всіх восьми країнах розслідування. 10 Остаточний CEHQ-FFQ вимагав частоти споживання 43 загальноєвропейських продуктів з 14 груп продуктів. 11 Використовується у базовій зразковій тестовій програмі IDEFICS з вересня 2007 року по травень 2008 року та заповнена для понад 15 000 дітей віком від 2 до 9 років з восьми центрів обстеження.

Тест на відтворюваність

Зразок комфорту, зібраний шістьма центрами, складався з 276 сімей. Загалом із остаточного набору даних було виключено 18 анкет, оскільки відповідно до першої або другої анкети стать або дата народження дитини різняться. Остаточна вибірка відтворюваності, використана для аналізів, містила першу та другу анкети 258 дітей.

статистика

На основі відповідей на CEHQ-FFQ, щотижневі частоти споживання розраховувались для кожного продукту. Коли представник заявив у першій або повторній анкеті, що він не мав уявлення про їжу, частоту споживання неможливо було розрахувати, а дані не використовувались для аналізу даної їжі.

Частоти споживання першого зразка відтворюваності опитувальника порівнювали з частотами загальної вибірки базових обстежень тих країн, які оцінювали відтворюваність за допомогою тестів Манна-Уітні U. Це було зроблено для перевірки можливих відмінностей між зразками через упередженість відбору, оскільки дослідження відтворюваності базувалося на практичній вибірці. Для аналізу відтворюваності коефіцієнти кореляції Спірмена та зважені коефіцієнти каппа Коена були розраховані для кожного продукту харчування в підгрупі відтворюваності, щоб визначити ступінь узгодженості між першим та другим звітами. Для обчислення зважених коефіцієнтів каппа використовували зважувальну схему Кічетті-Еллісона. Крім того, для кожної їжі використовували підписаний тест Вількоксона для визначення загальних відмінностей у частоті споживання між першим та другим введенням.

Усі коефіцієнти розраховувались навіть після стратифікації за віковими групами (2-5 років проти 6-9 років), статтю дітей, південних проти північноєвропейських країн (Бельгія, Швеція, Естонія проти Угорщини, Італії та Кіпру) та відповідно до періоду часу між першим та другим введенням (однаковий або нижчий, ніж медіана періоду 128 днів проти більше, ніж медіана періоду). Перетворення Fisher Z використовували для перевірки відмінностей коефіцієнтів Спірмена між шарами за допомогою макросу SAS COMPCORR. 13 Усі аналізи були проведені з використанням SAS версії 8.02 (SAS Institute, Cary, NC, USA).

Етичне схвалення

Центри-учасники отримали етичне схвалення своїх відповідальних органів у кожній країні. Усі діти та їх батьки надали усну та/або письмову інформовану згоду на всі обстеження та/або відбір зразків, подальший аналіз та зберігання персональних даних та зібраних зразків.

результат

Основні характеристики підпроби відтворюваності наведені в таблиці 1. У вибірці обидві статі були представлені майже однаково, що порівнянно із розподілом за статтю у повній вибірці базового обстеження IDEFICS. 14 Однак між країнами існували відмінності у частці старих та маленьких дітей. Вік був рівномірно розподілений між країнами у повній вибірці IDEFICS. 14 Частково це було пов’язано з вибором зразка відтворюваності як зразка. Оскільки в опитувальниках не було фіксованого часу між повідомленнями, існувала велика варіабельність часу між першим та другим звітами в анкеті, який коливався від 0 днів до майже 1 року потому. У середньому час між першим і другим введенням становив майже 4 місяці. За винятком Італії, де середній час між першим та другим звітами становив лише 10 днів, середній час між країнами був порівнянним. Переважна більшість анкет заповнювалась представництвом дитини обох (87%), найімовірніше матері.

Стіл в натуральну величину

Порівняння частоти споживання між повною пробою та зразком відтворюваності виявило значно нижчі частоти споживання у зразку на "цукор із додаванням свіжих фруктів", "фруктовий сік", "шоколад, горіховий спред", "солоні закуски" та "шоколад "і більш висока частота для" Вода ".

Результати аналізу відтворюваності зведені в таблицю 2. Оцінені тести Вількоксона показали значні відмінності середньої частоти споживання між першим та другим звітами для «смаженої картоплі», «білого хліба», «шоколадних кондитерських виробів» та «морозива» ". тільки. Коефіцієнти відтворюваності коливались від 0,33 до 0,68 для зважених коефіцієнтів каппа та від 0,32 до 0,76 для коефіцієнтів кореляції Спірмена. Відтворюваність була найнижчою для "безалкогольних напоїв" і найвищою для "підсолодженого молока". Усі зважені коефіцієнти каппа та кореляції суттєво відрізнялися від нуля (Р 15 пропонував визначити коефіцієнти Каппа 0, 21–0, 40 як „справедливу” угоду, 0, 41–0, 60 як „помірні“, 0, 61–0, 80 як «основний» та 0, 81–1, 00 як «майже ідеальний». Згідно з цією класифікацією відтворюваність була «справедливою» для восьми продуктів, «середньою» для 32 продуктів та «важливою» для трьох харчових продуктів, але ця категорізація була розроблена для оцінки згоди між спостерігачами і може не однаково стосуватися відтворюваності FFQ.

При оцінці відтворюваності споживання поживних речовин, що походить від FFQ, у дорослих коефіцієнти кореляції, як правило, становлять від 0, 5 до 0, 7. 1, 16 У нашому дослідженні коефіцієнти кореляції Спірмена були вищими за 0,5 для 35 (81%) продуктів харчування. . Враховуючи, що коефіцієнти кореляції споживання їжі та частоти споживання, як правило, є більш мінливими, ніж коефіцієнти споживання поживних речовин 1, це свідчить про те, що відтворюваність частот споживання, отриманих із CEHQ-FFQ, порівнянна з коефіцієнтами FFQ, що застосовуються у дорослих. Попередні дослідження з США, Нової Зеландії та Бельгії, які повідомляли про відтворюваність споживання їжі, отриманої з FFQ, у дітей, показали широкий діапазон значень коефіцієнтів кореляції в межах від 0, 24 до 0, 82. 17, 18, 19, 20 Статистичні методи пропозиції FFQ, управління даними та час між першим та другим введенням відрізняються в цих дослідженнях, що ускладнює пряме порівняння результатів. Проте вони вказують на типовий діапазон коефіцієнтів кореляції. Усі коефіцієнти кореляції Спірмена в нашому дослідженні знаходились у цьому діапазоні (табл. 2).

У нашому дослідженні коефіцієнти кореляції Спірмена, як правило, були вищими, ніж коефіцієнти каппа Коена. Обидві статистичні дані відображають різні аспекти надійності. Коефіцієнти кореляції показують, наскільки два звіти, як правило, пов'язані. 21 Статистика каппа Коена вимірює домовленість між адміністраціями, враховуючи ту частину угоди, яка очікується лише випадково. 22 Тому безпосередньо порівняти значення обох типів коефіцієнтів неможливо. Однак обидва заходи, як правило, приводили до подібного порядку харчування відповідно до відтворюваності (табл. 2).

Відтворюваність дієти відображає помилки у звітах, а також мінливість дієти. Тому продукти, які не сприяють регулярному харчуванню, повинні бути більш схильними до низької відтворюваності, ніж продукти, які часто вживають. Відповідно, коефіцієнти каппа та Спірмена у нашому дослідженні, як правило, були вищими для часто вживаних продуктів харчування, як це можна побачити в інших дослідженнях відтворюваності FFQ. 17

Наші результати не показали систематичних відмінностей у відтворюваності залежно від статі дитини. Є повідомлення про гендерні/гендерні відмінності у відтворюваності FFQ у дорослих та дітей та підлітків, які звітують про себе; загалом, однак, результати не переконливі. 7, 8, 17, 18, 23 Одним із можливих пояснень наших результатів може бути той факт, що ми використовували проксі-повідомлення про дієти. Коли батьки та інші довірені особи повідомляють про доходи своїх дітей, не виключено, що стать представника є важливішою за стать дитини. На жаль, кількість чоловіків, які виконали FFQ для своєї дитини, була занадто малою у нашій вибірці, щоб вивчити можливі відмінності у звітах через стать представника, і тому ці припущення не можуть бути досліджені.

Вікова стратифікація не виявила жодної стабільної вікової тенденції відтворюваності. Це свідчить про те, що на відтворюваність проксі-повідомлень про частоту споживання дитиною систематично не впливає вік дитини. У попередньому дослідженні виявлено відмінності у відтворюваності прийому їжі між дітьми від 1 до 4- та 5-9 років. 18 Однак, на думку авторів, відмінності у відтворюваності були ймовірними, оскільки анкети заповнювали батьки молодшої вікової групи, тоді як у випадку старшої вікової групи більшість дітей заповнювали анкету самостійно за допомогою дорослого. Відповідно до наших результатів, попереднє дослідження, що оцінювало відтворюваність споживання їжі, отримане з FFQ, у підлітків у віці від 9 до 18 років не спостерігало стабільної структури відтворюваності за віковими групами. 17

Завдяки структурі дослідження може бути досягнута велика варіабельність часового періоду між першим та другим введеннями та вивчена відтворюваність для різних періодів часу. Коефіцієнти кореляції були нижчими, коли час між першим та другим звітами становив більше 128 днів (

4 місяці). Цього можна було очікувати, оскільки - крім повідомлень про помилки та загальну дієтичну мінливість, на відтворюваність дієти також впливають фактичні дієтичні зміни, а ймовірність мінливості та фактичні зміни дієти з часом зростає. Крім того, зміни сезону між двома звітами в анкеті можуть ще більше збільшити варіативність харчування.

Хоча можна стверджувати, що недоліком досліджень відтворюваності дієти є те, що вони не можуть відокремити повідомлення про помилки від фактичних змін у харчуванні, але це може мати практично невелике значення. Обидва джерела варіацій можуть впливати на результати досліджень, які розглядають взаємозв'язок між дієтою та результатами здоров'я, оскільки вони сприяють неправильній класифікації довготривалого споживання їжі. 1 Низькі коефіцієнти відтворюваності, отже, є показниками неправильної класифікації, незалежно від того, чи пов'язані вони з помилкою у звітах чи змінами у харчуванні. У нашому дослідженні довготривалі коефіцієнти кореляції Спірмена коливались від 0,26 до 0,73 (табл. 3). Оскільки ці значення знаходяться в діапазоні коефіцієнтів кореляції з попередніх досліджень з r = 0, 24 до r = 0, 82, 17, 18, 19, 20, ми робимо висновок, що довготривала відтворюваність все ще прийнятна. Як правило, ми не спостерігали нижчої відтворюваності в сезонних продуктах харчування, ніж у сезонних продуктах. Це означає, що сезонні продукти замінюються іншими продуктами тієї ж категорії, наприклад, полуницею з апельсинами, або це відображає той факт, що сезонну їжу можна купувати у будь-який час року, враховуючи сучасні системи забезпечення продуктами харчування.

На жаль, окремий аналіз для кожної країни був неможливий через занадто малий обсяг вибірки. Отже, стратифікація мала місце в широкому географічному регіоні. Значні відмінності мали місце переважно в продуктах харчування з відносно високими коефіцієнтами кореляції в обох шарах (табл. 3). Наприклад, коефіцієнт кореляції для "несолодких пластівців для сніданку" був значно нижчим у південноєвропейських країнах. Тим не менше, воно мало значення r = 0,42, що означає прийнятну відтворюваність порівняно з попередніми дослідженнями. 17, 18, 19, 20 Тільки для «Піци як основної страви» коефіцієнт кореляції для країн Північної Європи суттєво відрізнявся від країн Південної Європи і нижче мінімального значення 0, 24 з попередніх досліджень.

Одне обмеження нашого дослідження полягає в тому, що довірені особи, відібрані для другого повідомлення, були зібрані як вибірка, яка може не бути репрезентативною для всієї сукупності досліджень IDEFICS. У разі досліджень відтворюваності вибірка придатності може бути упередженою, оскільки особи, які бажають заповнити другу анкету, також можуть вважати дослідження більш важливим і приділяти більше зусиль точній звітності. Це може призвести до завищення відтворюваності.

Порівняння розподілу за віком та статтю між вибіркою та всією популяцією з тестом IDEFICS виявило деякі відмінності, особливо щодо розподілу за віком. Теоретично це може вплинути на відтворюваність. Однак у нашому дослідженні на відтворюваність систематично не впливали стать та вік дитини.

Щоб вказати відмінності, пов’язані з дієтою, між зразком відтворюваності та повним зразком IDEFICS, ми порівняли частоту споживання зразка та повної проби. У підгрупі відтворюваності спостерігалася загальна тенденція до демонстрації нижчих частот споживання менш сприятливих продуктів з метою досягнення здорового харчування та більшої частоти продуктів, що описують вибір здорової їжі. Однак суттєві відмінності у частоті споживання між зразком повторюваності та повною пробою були виявлені лише у 6 з 43 продуктів харчування (таблиця 2). Виходячи з цих фактів, виявляється, що зразок відтворюваності або дотримувався дещо сприятливішої дієти, або був схильнішим отримувати соціально бажані відповіді. Незважаючи на те, що соціальна упередженість або більш здоровий раціон харчування не обов'язково впливають на відтворюваність, слід мати на увазі, що завдяки зручній вибірці дослідження без інформації про рівень відповіді дані можуть бути перекошені у бік більш високих оцінок відтворюваності.

Однак, наскільки нам відомо, це дослідження є першим, що оцінює відтворюваність загальноєвропейського FFQ у дітей з різними культурними та національними колами. Тому це сприяє розробці дієтичних інструментів, які можна застосовувати в різних країнах, та полегшує порівняння результатів. Крім того, можна дослідити низку можливих факторів, що впливають на відтворюваність.

Загалом, відтворюваність CEHQ-FFQ була подібною до інших FFQ у дітей, підлітків та дорослих, незважаючи на транснаціональне застосування опитувальника. Відтворюваність була прийнятною як у країнах Північної, так і в Південній Європі, хоча відмінності у відтворюваності можна було визначити за географічним регіоном. Систематичних відмінностей у відтворюваності за статтю та віком не виявлено, і відтворюваність все ще була прийнятною в під вибірці анкет, що проходила більше 4 місяців між першим та другим введенням CEHQ-FFQ.

Заява з етики

Ми підтверджуємо, що під час цього дослідження було дотримано всіх чинних інституційних та державних норм щодо етичного використання добровольців-людей. Кожен із восьми центрів, що беруть участь у польових роботах, отримав схвалення відповідних комітетів з етики. Учасники не піддавалися жодній процедурі дослідження, перш ніж діти та їх батьки дали згоду на обстеження, збір зразків, подальший аналіз та зберігання персональних даних та зібраних зразків. Діти, які брали участь, та їх батьки змогли погодитися з окремими компонентами дослідження, утримавшись від інших.