Резюме

Заден план

Определенията и методите за оценка на придирчивото/придирчиво хранене са разнородни и остават неясни.

Ние имахме за цел да идентифицираме профил на хранително поведение, отразяващ развълнуваното/придирчиво хранене при децата и да опишем характеристиките на развълнуваните ядещи.

Методи

Хранителното поведение се оценява с въпросника за поведение при хранене на деца (CEBQ) при 4914 4-годишни в проучване на кохорта на раждане, основано на популация. Анализът на скрит профил (LPA) е използван за идентифициране на профили на хранително поведение въз основа на подскалите на CEBQ.

Резултати и дискусия

Открихме „суетлив”Профил на хранително поведение (5,6% от децата), характеризиращ се с висока суетливост на храната, забавяне на храненето и отзивчивост на ситост в комбинация с ниско удоволствие от храната и отзивчивост на храната. Суетни ядящите са по-често от семейства с ниски доходи на домакинствата, отколкото неспокойните ядящи (42% срещу 31,8% съответно; Χ 2 (1) = 9,97, стр 2 (1) = 7,71, стр

Заден план

Придирчивото или придирчиво хранене е все по-голямо безпокойство в детските грижи, защото е свързано с по-висок риск от поднормено тегло, ниска консумация на зеленчуци, неспазване на специфичните за възрастта диетични препоръки, хранителни разстройства и конфликти между майката и детето [1–6]. Съпоставимостта на предишни изследвания за придирчиво/придирчиво хранене обаче е ограничена от използването на противоречиви определения и методи за оценка [6].

Определенията за придирчиво/придирчиво хранене обикновено включват отхвърляне на специфични познати храни и нови храни (хранителна неофобия), но също така обхващат недостатъчни количества консумирана храна или отхвърляне на определени текстури на храната [6]. Един от методите за оценка на развълнуваното/придирчиво хранене, прилаган от предишни проучвания, е да се попитат майките дали детето им е развълнувано или придирчиво или не, например чрез посочване на единична 5-степенна скала дали детето "никога" не е " винаги „придирчив ядец [7, 8] или подобно, независимо дали детето им е много придирчиво, малко придирчиво или не е придирчиво [3]. Друг метод класифицира децата като „придирчиви ядещи“, ако майките са посочили, че винаги или често проявяват трудно хранително поведение, оценено от три елемента (напр. „Отказва да яде.“) [9, 10].

В допълнение са на разположение няколко въпросника, които включват скали за проблематично хранене, придирчиво/придирчиво хранене и/или хранителна неофобия: Въпросник за хранене на деца[11] оценява придирчивостта по непрекъснат резултат от скалата, който е използван за определяне на група „придирчиви ядещи“ въз основа на средно разделяне [2, 12]. The Детски инвентар за поведение при хранене[13] оценява проблемното хранително поведение в непрекъсната скала, като по-високите резултати отразяват по-проблемното хранително поведение. The Въпросник за поведение при хранене на деца (CEBQ) [14] се състои от четири скали, оценяващи поведението на „хранителния подход“ (т.е. емоционално преяждане, отзивчивост на храната, наслада от храната и желание за пиене) и четири скали, измерващи поведението на „избягване на храна“ (т.е. емоционално недояждане, реакция на ситост, бавност в храненето и безпокойство при хранене). Предишни проучвания, използващи CEBQ, са оценявали главно придирчиво/придирчиво хранене с непрекъснат резултат на подскалата „размирица на храната“, състояща се от 6 елемента (напр. „Отказва да яде нова храна в началото“) [1, 15]. И накрая, някои проучвания са комбинирали елементи от различни въпросници, за да се оцени непрекъснато придирчиво хранене и са определили група „придирчиви ядещи” въз основа на специфичното поведение, което понякога или винаги присъства [16, 17].

Методи

Субекти

Това проучване е включено в проучването Generation R, кохорта, базирана на популацията от живота на плода нататък [19, 20]. Всички бременни жени, живеещи в Ротердам, Холандия, с очаквана дата на раждане между април 2002 г. и януари 2006 г. бяха поканени да участват (процент на участие: 61%). Изследването е проведено в съответствие с насоките, предложени в Декларацията на Световната медицинска асоциация от Хелзинки и е одобрено от Комитета по медицинска етика на Медицинския център Еразъм, Ротердам. По-подробна информация за дизайна на изследването може да се намери другаде [19]. Писмено информирано съгласие беше получено от всички възрастни участници. Пълното съгласие за предучилищната фаза на проучването Generation R бе получено от родители на 7295 деца. За 2315 деца с постнатално съгласие за участие CEBQ липсва поради липса на отговор. Освен това изключихме 66 деца поради частично липсваща информация на CEBQ. Това доведе до извадка от 4914 деца, които бяха включени в поне един анализ (67% от всички деца с пълно съгласие след раждането). Налични са хранителни данни за 14 месеца за 3010 (61%) от тези деца.

Мерки

Хранително поведение на децата

Характеристики на детето

Семейни характеристики

ИТМ на родителите се изчислява като тегло/височина 2 (kg/m 2). Етническата принадлежност, семейното положение (самотно или неженено), образователното ниво, доходите на семейството, навиците на тютюнопушене по време на бременност и анамнезата за хранителни разстройства бяха оценени чрез пощенски въпросник. Нивото на образование на майката е кодирано като високо (някакво образование в колеж или университет) или не високо. За доходи използвахме 2200 € на месец като ограничение, за да посочим по-долу модалния доход на домакинството. Пушенето на майката по време на бременност (да срещу не) е съобщено в края на първия триместър. Поведението на родителите при хранене беше оценено с три подскали на CFQ [11], т.е. мониторинг (3 елемента), ограничение (8 елемента) и натиск за ядене (4 елемента). Примери за елементи са „Колко следите храните с високо съдържание на мазнини, които детето ви яде?“ (Мониторинг) и „Умишлено държа някои храни извън обсега на детето ми“ (Ограничение). CFQ елементите се оценяват по 5-степенна скала на Likert от 1 „никога“ до 5 „винаги“. Непрекъснатите резултати от скалата бяха изразени като оценки със стандартно отклонение за улесняване на интерпретацията. По-ранни изследвания предоставиха подкрепа за валидността на CFQ [11, 29, 30]. Надеждността на CFQ-скалите в нашата проба беше умерена (α = .66, налягане за ядене, н = 4743, 4 елемента) до висока (α = .92, Мониторинг, н = 4766, 3 елемента).

Прием на храна

статистически анализи

За да идентифицираме профили на хранително поведение, проведохме анализи на скрит профил (LPA) в Mplus [36], използвайки непрекъснати, стандартизирани z резултати на субскалите на CEBQ. Въз основа на нашите констатации от анализите на корелационната структура, както е описано по-горе, решихме да изключим двете скали на емоционалното хранене и желанието за пиене от анализа на латентния профил. Това решение беше подкрепено от концептуални съображения: емоционалното недояждане и преяждане може да показва по-скоро емоционален компонент на хранене, отколкото общ хранителен подход или избягване [37]. Желанието за пиене беше изключено и защото показва по-скоро пиене, отколкото хранително поведение, което концептуално може да е различно. Така останаха пет скали (FR, EF, SR, SE и FF), които бяха използвани в LPA.

Подобно на традиционния клъстерен анализ и анализ на скрит клас, LPA идентифицира клъстери от наблюдения с подобни стойности на клъстерна променлива, използвайки моделен подход с непрекъснати променливи [36]. LPA е така нареченият „ориентиран към човека“ подход, което означава, че наблюденията се групират на основата на субекта, за разлика от факторния анализ, при който наблюденията се групират на основата на елемент. LPA често се използва, също и в областта на хранителното поведение, напр. за идентифициране на фенотипове на хранителни разстройства в двойно кохортно проучване в Австралия [38]. Определихме броя на латентните профили въз основа на минимизирането на индексите на Байесовата информация (BIC) [39] и на Akaike информационните критерии (AIC) и несъществен тест за съотношението на вероятността Lo-Mendell-Rubin (LMR-LRT) [40] за тестване на модела. BIC и AIC, приближаващи се до 0, показват най-доброто напасване на модела. LMR-LRT показва дали решение с k + 1 профили отговаря на данните по-добре от решение с k профили. След като решихме оптималния брой профили, разпределението на субектите към един от профилите се основаваше на байесовите вероятности.

Впоследствие изследвахме характеристиките на получените профили на хранително поведение и сравнихме групата от суетлив ядящи с неспокойните ядещи по отношение на детските и семейните характеристики, както и приема на храна на 14-месечна възраст, използвайки SPSS 20.0 [41]. Груповите разлики в непрекъснатите променливи (напр. Прием на храна, поведение на майката при хранене) бяха тествани чрез независими t-тестове на проба. Груповите разлики в категориалните променливи (напр. Паритет, етническа принадлежност, пол) бяха тествани с тестовете на Пиърсън Чи-Квадрат. Като анализ на чувствителността допълнително сравнихме групата на суетлив ядящи към референтна група със средни резултати по отношение на тези характеристики. И накрая, сравнихме всички профили на поведенческо хранене по отношение на тези фонови характеристики (данните са представени като допълнителен материал), използвайки Multivariate Analysis of Variance (MANOVA), със средната оценка на групата като справка.

Резултати

Характеристики на пробата

Характеристиките на извадката от изследването са описани в Таблица 1. По-голямата част от децата, включени в изследваната популация, са от западен произход (76%) и повечето (77%) посещават детски градини за поне 8 часа седмично, когато са били на три години. Майките са били относително високо образовани, като повече от половината са завършили поне колеж. По същия начин доходите на семействата бяха относително високи, като 68% от семействата печелеха поне 2200 € на месец. Среден ИТМ на майката преди бременност 23,3 (SD = 3,9).

Анализ без отговор

Сравнение на деца, които са били включени във факторния анализ (н = 4914) и тези, които бяха изключени поради липсващи данни (н = 2381) показва няколко разлики: Изключените деца са по-рядко първородни (48,1%) и по-рядко от западен произход (47,1%), отколкото включените деца (56,8% първородни, стр Фигура 1

безразсъдно

Въпросникът за хранително поведение на детето означава средни скали (стандартизирани z) в различни профили на хранително поведение.

Характеристиките на суетливядящи

Ние се фокусираме върху описанието на суетлив профил на хранително поведение (н = 277) в сравнение с неразбиращите се ядещи (н = 4638). Характеристиките на всички шест профила на хранително поведение, които идентифицирахме, могат да бъдат намерени в допълнителните таблици (Допълнителен файл 4: Таблица S4, Допълнителен файл 5: Таблица S5, Допълнителен файл 6: Таблица S6).

Характеристики на детето и семейството

Суетни ядящите се различават от неспокойните ядящи по няколко характеристики (вж. таблица 2). Суетни ядящите са по-рядко момичета, отколкото неспокойните ядящи (43% срещу 50%, стр Таблица 2 Характеристики на детето и семейството на развълнуваните и неспокойните ядящи

Семейства на суетлив ядящите по-често са имали по-нисък социално-икономически статус от семействата на неспокойните ядящи, т.е. майките са с по-ниско образование и доходите на семействата са по-ниски. Също така, майки на суетлив ядящите са малко по-млади от майките на неспокойни ядящи (средна разлика = 0,7 години, стр Таблица 3 Диетичен прием, ИТМ и поведение на майката при хранене при раздразнителни и неспокойни ядящи

Анализ на чувствителността

Тъй като групата, която не се тревожи, също съдържа потенциално проблемни ядящи (напр. приближава ядници) допълнително сравнихме придирчивите ядещи с умерените ядящи, т.е.група деца (44,6%) със средни резултати по всичките пет подскали на CEBQ, включени в LPA (вж. Допълнителен файл 4: Таблица S4). Разлики между суетлив и умерен бяха много подобни на разликата между суетлив и не-придирчиви ядящи като цяло. В сравнение с умерен ядящи, суетлив ядящите са имали по-нисък ИТМ, по-често са имали поднормено тегло и са имали майки, които са използвали по-малко наблюдение, но по-голям натиск за ядене (вж. Допълнителен файл 5: Таблица S5). По същия начин, суетлив ядящите по-често идват от семейства с по-нисък SES от умерен ядящи. Разликите в консумацията на различни групи храни също са подобни на разликите, които наблюдаваме между тях суетлив и неспокойните ядящи като цяло (вж. Допълнителен файл 6: Таблица S6). Освен това, суетлив ядящите консумират по-малко основна храна (стр

Дискусия

Използвайки подход за скрит профил, за да идентифицираме профили на хранително поведение въз основа на въпросника за поведение при хранене на деца (CEBQ) [14] при 4-годишни, открихме различен суетлив профил на хранително поведение, характеризиращ се с модел на ниски резултати на скалите за подход на хранене и високи резултати на скалите за избягване на храна. The суетлив Профилът на хранително поведение е открит при 5,6% от децата, подобно на Микали и колегите му [17], които съобщават за разпространение от 7,3% при 5-7-годишните, също използвайки подход, основан на данни, определящ оценка на „придирчиво хранене“ по фактор анализ. За разлика от това, проучвания, използващи подход с един елемент за присвояване на статут на придирчиви ядещи (напр. „Вашето дете придирчиво ли е?“), Установяват много по-високи честоти, напр. 21% в проучване при 3–5-годишни [7] и до 50% от 2-годишни [3]. По същия начин Дюбоа и колеги [10] установяват, че 30% от предучилищните деца са придирчиви, въз основа на оценка от 3 точки.

Също така открихме разлики в поведението на майките при хранене суетлив и не-придирчиви ядящи. Майки на суетлив ядящите са използвали по-малко наблюдение на хранителното поведение на детето си и са прилагали по-голям натиск да ядат, което също предполага, че тези деца не се хранят добре сами. Както също беше посочено от Янсен и колегите [1], родителският натиск може да бъде реакция на трудното поведение на децата при хранене, но в същото време може да има и контрапродуктивни ефекти върху хранителното поведение на детето, като например намаляване на удоволствието на детето от храната. Следователно асоциациите между поведението на майката при хранене и поведението на децата при хранене вероятно представляват двупосочни ефекти върху поведенческите модели, които са се развили в ранното детство [43]. Разлики между суетлив и неспокойните деца в ИТМ не могат да бъдат обяснени единствено с крайно противоположни резултати на потенциално преяждащите деца в другия край на континуума, тъй като тези разлики също бяха очевидни, когато сравнихме суетлив ядящи до умерен само ядящи.

Нашето проучване потвърди добрите психометрични свойства на CEBQ (14) и възпроизведе осемте фактора от оригиналния въпросник. Тези фактори представляват около 68% от общата дисперсия, което е много подобно на предишни констатации [14, 21]. Осемте подскали показаха добра вътрешна консистенция. Структурата на корелация обикновено беше според очакванията, като подскалите на хранителния подход корелираха положително помежду си, а подскалите за избягване на храна корелираха положително помежду си, но отрицателно със скалите на хранителния подход. Едно изключение беше положителната връзка между емоционалното недохранване и емоционалното преяждане, за което се съобщава по-рано в проучването Generation R [1]. Други проучвания също съобщават за противоречиви констатации относно тези две скали. Например, в проучване на Micali и колеги [17], яденето повече или по-малко в отговор на емоционален дистрес не натоварва нито един от петте фактора, които те идентифицират във факторния анализ относно стила на хранене на децата. Възможно обяснение е, че тези две скали описват емоционално измерение на храненето, което не е част от хранителния подход - континуум за избягване на храна. Необходими са допълнителни изследвания, за да се потвърди тази хипотеза.

Трябва да се споменат някои ограничения на това проучване. Информация за хранителното поведение на децата е била достъпна само за 67% от участниците, които са дали съгласие за предучилищната фаза на поколение R. Както се очаква и е типично в проучвания, базирани на популацията, неотговарящите са потенциално по-проблемни семейства с по-нисък SES, по-млади майки, и повече самотни майки, което може да намали обобщеността на нашите констатации. Най-важното е, че идентифицираните от нас профили на хранително поведение може да са типични за нашата нискорискова извадка. Бъдещите проучвания трябва да проучат дали подобни модели могат да бъдат идентифицирани в различни групи.

Добре известно е, че FFQ не са надеждни при оценката на точния размер на диетичния прием и по-специално на общия енергиен прием [32], което обикновено води до подценяване на истинската връзка с диетата. Доказано е обаче, че FFQ са подходящи за оценка на относителния прием и могат да се направят изводи относно по-висок или по-нисък прием на определена хранителна група, например чрез използване на стандартизирани резултати. За настоящото проучване точният прием на всяка храна или хранителна група не е от значение, тъй като се стремим да опишем разликите в предпочитанията между различните групи на хранително поведение, което се основава на относителни разлики. Резултатите обаче трябва да се тълкуват с повишено внимание, тъй като FFQ, използван в това проучване, е валидиран само за холандското население, но не и за етническите малцинства, включени в тази кохорта [33]. Също така, диетични данни са били достъпни само за 60% от участниците, включени в LPA. Допълнителните анализи показаха, че отново данните по-често липсват за потенциално проблемни семейства с по-ниски доходи, по-ниско образователно ниво и по-често незападен произход. Това пристрастие към подбора показва предпазливост при обобщаването на разликите в приема на храна между раздразнените и неспокойните ядящи за други популации.

Заключения

Идентифицирането на профила на поведението на придирчиво хранене, описано в това проучване, е важна стъпка към оперативна диагноза на придирчиво/придирчиво хранене с последици за бъдещи изследвания и разработване на диагностични инструменти и интервенции.