Разработка и оценка достоверности базового индекса здорового питания населения России

Резюме

Традиционное представление данных о фактическом среднесуточном потреблении энергии, пищевых веществ, пищевых продуктов, а также критически значимых факторов риска затрудняет целостную оценку рациона питания, состоящую как минимум из десятка показателей только по нутриентам.

Цель исследования - разработка индекса здорового питания (ИЗП), основанного на эпидемиологических данных о фактическом питании населения России и принятых в стране критериях и принципах здорового питания.

Материал и методы. Использованы данные о фактическом потреблении пищевых веществ, энергии и основных групп пищевых продуктов, полученных при кросс-секционном (поперечном) обследования питания членов 45 тыс. домохозяйств в возрасте старше 3 лет, проведенного Росстатом во всех субъектах РФ в 2013 г. Критерии балльной оценки компонентов-индикаторов ИЗП были разработаны с учетом современных представлений о величинах потребления наиболее важных групп пищевых продуктов, а также уровней потребления критически значимых факторов риска хронических неинфекционных заболеваний.

Результаты и обсуждение. В конструкцию ИЗП включены 5 индикаторов, характеризующих адекватность потребления основных групп пищевых продуктов, а также 5 индикаторов алиментарных факторов риска хронических неинфекционных заболеваний. Потребление групп пищевых продуктов (зерновые, молочные, мясопродукты, исключая колбасы, овощи, фрукты) было рассчитано в г/1000 ккал, а критически значимые факторы риска (общий жир, насыщенные жиры, добавленный сахар, добавленная соль) оценивались в процентах общей энергии рациона. В результате преобразований количественных переменных потребления макронутриентов (факторов риска) и пищевых продуктов были получены количественные балльные оценки (0-10 баллов) всех 10 индикаторов-компонентов ИЗП. Оценка достоверности ИЗП (валидация) показала, что между интегральным ИЗП и составляющими компонентами-индикаторами прослеживается статистически значимая положительная корреляция. Это является признаком достоверности и объективности конструкции ИЗП. Вместе с тем была выявлена отрицательная корреляция между величиной ИЗП и баллами мясных продуктов, включая колбасные изделия (все виды промышленно переработанного мяса: колбасы, сосиски, сардельки, ветчинные изделия, тушенку и т.п.), что послужило основанием для исключения колбасных изделий из расчета суммы мясных продуктов. Показано, что ИЗП существенно выше у лиц женского пола в возрастных группах старше 11 лет. Установлена выраженная зависимость ИЗП от возраста у лиц обоего пола, что может служить показателем высокой чувствительности ИЗП к изменениям характера питания. При этом максимальные величины ИЗП отмечены в детском возрасте, минимальные - у взрослых 19-60лет, с последующим повышением в возрастной группе старше 60 лет. Не выявлено изменения ИЗП при ожирении у мужчин, однако у женщин с индексом массы тела более 30,0 кг/м2 ИЗП значительно выше, чем при нормальной массе тела (индекс массы тела 18,5-24,9 кг/м2).

Заключение. Необходимы дальнейшие исследования чувствительности ИЗП по оценке характера питания и зависимости от социально-экономических и других переменных, в том числе от широкого круга модификаций пищевого рациона.

Ключевые слова:фактическое питание, индекс здорового питания, разработка, состав, оценка достоверности, пол, возраст, ожирение

Для цитирования: Мартинчик АН., Батурин А.К., Михайлов НА., Кешабянц Э.Э., Камбаров АО. Разработка и оценка достоверности базового индекса здорового питания населения России // Вопр. питания. 2019. Т. 88, № 6. С. 34-44. doi: 10.24411/0042-8833-2019-10062

Оценка фактического питания в силу многочисленности показателей представляет трудную задачу для интегральной оценки. Традиционное представление данных о фактическом среднесуточном потреблении энергии, пищевых веществ, пищевых продуктов, а также критически значимых факторов риска затрудняет целостную оценку рациона питания, состоящую как минимум из десятка показателей только по нутриентам, а при анализе структуры продуктового набора число параметров может достигать сотни. Хорошо известно и общепринято, что широкий спектр пищевых факторов играет роль в развитии алиментарно-зависимых хронических неинфекционных заболеваний современного человека [1, 2].

Для комплексной оценки рациона питания были предложены интегральные индексы качества питания (ИКП), которые в различных странах и у разных групп исследователей носят различные названия.

ИКП представляют собой количественную меру здорового питания и известны под различными названиями: индексы качества (рациона) питания (ИКП, DQI, Diet quality index), индексы здорового питания (ИЗП, HEI, Healthy eating index) и др. Все ИКП включают термин "качества" и направлены на оценку не только положительных и поощряемых характеристик питания, но также призваны давать интегральную оценку неблагоприятных алиментарных факторов риска хронических неинфекционных заболеваний [3, 4]. Известно более 25 различных ИКП [5]. Во многих исследованиях, в частности в США, Китае, Австралии и в других странах, используется термин "индекс здорового питания" как конкретная разновидность ИКП [6-11].

Большинство индексов предназначено для оценки потребления пищевых веществ и продуктовой структуры рационов питания в сравнении с существующими национальными рекомендациями по здоровому питанию для населения.

Целью настоящего раздела исследований явилась разработка ИЗП, основанного на эпидемиологических исследованиях характера питания населения России и принятых в стране критериях и принципах здорового питания.

Материал и методы

Разработка ИЗП была основана на использовании материалов (банка данных) Выборочного обследования рациона питания, проведенного Росстатом среди взрослых членов 45 тыс. домохозяйств во всех субъектах РФ в апреле и сентябре 2013 г. [12, 13]. Единицей наблюдения при проведении выборочного обследования рациона питания населения является домохозяйство, представляющее собой совокупность лиц, проживающих в одном жилом помещении, совместно обеспечивающих себя пищей и всем необходимым для жизни, т.е. полностью или частично объединяющих и расходующих свои средства.

Фактическое потребление пищи у всех членов обследованных домохозяйств (взрослых и детей старше 3 лет) изучали методом 24-часового воспроизведения питания [14, 15]. Обследование той же выборки домохозяйств проводили дважды - в апреле и сентябре 2013 г. Оценку количества потребляемой пищи проводили с помощью альбома продуктов и блюд, содержащего фотографии порций наиболее часто употребляемой пищи в натуральную величину [16]. На основе национальных таблиц пищевой ценности продуктов питания [17] созданы два банка данных. Первый представляет собой базу химического состава и энергетической ценности пищевых продуктов и блюд. Другой банк данных включает рецептурный состав сложных блюд и кулинарных изделий, служащий для декомпозиции сложной рецептуры в набор составляющих рецептуру элементарных продуктов. Для каждого респондента были рассчитаны средние величины потребления нутриентов, энергии и количества потребляемых индивидуальных продуктов или групп продуктов, используемых для расчета ИЗП.

Обработку первичного материала, расчеты и преобразования данных и статистическую обработку проводили с помощью программы IBM SPSS Statistics v.23,0 (IBM, США), в которой был специально написан алгоритм расчетов и анализа индивидуального потребления пищевых продуктов и конвертирования данных о потреблении пищи в величины потребления энергии и пищевых веществ. Использовали средние величины потребления, полученные в двух этапах исследования в апреле и сентябре. Для перевода количественных параметров суточного потребления макронутриентов и пищевых продуктов в балльную шкалу оценок использовали специальный статистический метод биннинга в программе IBM SPSS Statistics v.23,0.

Результаты

Конструирование индикативной (компонентной) структуры индекса здорового питания

На начальном этапе работы по конструированию ИЗП был проведен статистический анализ распределения величин фактического потребления взрослыми макронутриентов и групп пищевых продуктов, преобразованных в формат индикаторов-компонентов индекса (табл. 1).

Потребление макронутриентов [жира, насыщенных жирных кислот (НЖК), добавленного сахара] рассчитано как % общей калорийности рациона, потребление групп продуктов и добавленной соли представлено в г/1000 ккал рациона.

Алгоритм конструирования индекса здорового питания

На основании анализа данных по фактическому потреблению индикаторов-компонентов и с учетом рекомендуемых рациональных норм потребления пищевых продуктов [18] был сконструирован ИЗП, включающий 10 индикаторов-компонентов, представленных в табл. 2. Конструкция ИЗП учитывает различные аспекты, характеризующие здоровое питание с точки зрения рациональности структуры продуктового потребления и с точки зрения количественных характеристик потребления критически значимых факторов риска.

Индикаторы-компоненты 1-5, индикаторы адекватности (рациональности) потребления оценивают в баллах рацион питания с точки зрения удовлетворения рекомендаций для населения по потреблению наиболее важных групп пищевых продуктов: зерновые продукты, овощи, фрукты, молоко и группа мясных продуктов. Расчет потребления групп продуктов представляется в г/1000 ккал, а затем по распределению величин этого индикатора формируется балльная система оценок для каждой группы пищевых продуктов. Необходимо отметить, что величины потребления групп пищевых продуктов выражены в массе нетто съедобной части.

В окончательной конструкции ИЗП из группы мясных продуктов были исключены все виды промышленно переработанных мясных изделий: колбасы, сосиски, ветчинные изделия, тушенка и т.п. (далее в иллюстрациях и тексте - колбасные изделия).

Индикаторы-компоненты 6-10, названные группой индикаторов ограничения, оценивают рацион по уровню потребления критически значимых факторов риска алиментарно-зависимых заболеваний. Балльная система оценивает эти индикаторы в порядке убывания величин их потребления, т.е. рекомендуемое минимальное потребление оценивается в 10 баллов, а превышающее критически значимое максимальное значения оценивается в 0 баллов.

Индикатор 6 оценивает в баллах потребление в процентах общего потребления энергии общего жира, индикатор 7 - НЖК и индикатор 8 - добавленного сахара.

Компонент 9 оценивает в баллах потребление общего холестерина в абсолютных величинах, компонент 10 -добавленной поваренной соли в г/1000 ккал.

Для преобразования количественных данных по потреблению продуктов и макронутриентов была использована опция визуальной категоризации или биннинга в соответствии с заданными диапазонами 10-балльной шкалы, представленной в табл. 2.

В качестве примера формирования балльной оценки индикаторов ИЗП в табл. 3 представлена шкала оценки потребления зерновых продуктов (прямой счет) и общего жира в % калорийности рациона (обратный счет).

В результате преобразований были получены количественные балльные характеристики всех 10 индикаторов-компонентов ИЗП. Для балльной оценки факторов риска использованы хорошо известные критерии, характеризующие потребление общего жира, НЖК и добавленного сахара в % общего потребления энергии, абсолютные значения суточного потребления холестерина и потребление соли в г/1000 ккал (см. табл. 2). При этом следует помнить, что обратный счет баллов для индикаторов факторов риска означает, что максимальный балл присваивался низшему пороговому значению, а нулевой балл - высшему порогу принятого диапазона рекомендуемых величин индикаторов факторов риска.

Процесс окончательного конструирования ИЗП заключался в расчете суммы всех баллов, которые дают отдельные индикаторы-компоненты. Статистические параметры балльных оценок интегрального ИЗП и отдельных составляющих компонентов для взрослого населения представлены в табл. 4. Гистограмма величин интегрального ИЗП, представленная на рис. 1, свидетельствует о нормальном распределении. Это позволяет использовать интегральный индекс в статистическом анализе как количественную переменную с нормальным распределением.

Процесс внутренней валидации индекса здорового питания

В качестве оценки достоверности (процесс валидации) ИЗП были проанализированы корреляции между величинами интегрального показателя ИЗП и величинами составляющих его компонентов. Как следует из данных, представленных в табл. 5, установлена достоверная отрицательная корреляция между ИЗП и потреблением суммы мясных продуктов, включая колбасные изделия. Этот факт лишает смысла использование колбасных изделий как части суммарного потребления мясопродуктов, являющихся компонентом адекватности рациона питания. Потребление мясных продуктов изначально относилось к положительному индикатору ИЗП, а нахождение отрицательной корреляции компрометировало этот индикатор. В связи с этим был проведен расчет ИЗП, исключая колбасные изделия из суммарной величины потребления мясных продуктов. Результаты, представленные в табл. 5, показывают, что исключение колбасных изделий из расчета суммарного потребления мясных продуктов приводило к снижению коэффициента отрицательной корреляции и делало ее недостоверной. Корреляция Пирсона между ИЗП и всеми остальными индикаторами была положительной и статистически значимой (р<0,01), что позволяет считать это доказательством достоверности и объективности конструкции ИЗП, за исключением состава группы мясных продуктов.

Для решения об исключении колбасных изделий из балльной оценки потребления мясных продуктов был проведен анализ величины ИЗП у респондентов, потреблявших и не потреблявших колбасные изделия в день обследования. Как следует из данных, представленных в табл. 6, ИЗП в группе потреблявших колбасы значительно ниже, чем в группе не потреблявших колбасные изделия. Таким образом, колбасные изделия не могут служить индикатором адекватности потребления в составе группы мясных продуктов. Снижение величины ИЗП при потреблении колбасных изделий компрометирует принцип конструирования индекса в части индикаторов адекватности потребления пищевых продуктов, в частности группы мясных продуктов, балльная оценка величины потребления которых должна увеличиваться или, по крайней мере, не изменяться при увеличении потребления этой группы продуктов. В связи с этим в окончательной конструкции ИЗП индикатор балльной оценки потребления группы мясных продуктов был рассчитан без включения колбасных изделий. Однако следует отметить, что нутриентный состав индекса (жиры, соль, холестерин) рассчитан с учетом всех продуктов, в том числе и колбасных изделий.

Индекс здорового питания в зависимости от пола и возраста

Статистические параметры ИЗП и его компонентов у взрослых мужчин и женщин представлены в табл. 7. Средние величины ИЗП значительно выше у женщин по сравнению с мужчинами. Величины баллов-индикаторов потребления молочных продуктов, фруктов, общего жира, соли и холестерина значительно выше у женщин, а баллы за счет мясопродуктов и добавленного сахара, напротив, выше у мужчин. С учетом направления счета баллов-индикаторов адекватности (прямой счет) и индикаторов ограничения (обратный счет) эти различия означают, что женщины на единицу энергии потребляют больше молочных продуктов, фруктов, меньше общего жира и меньше холестерина. Мужчины потребляют в таком же расчете больше мясных продуктов и меньше добавленного сахара.

Был проведен анализ ИЗП в возрастных группах населения старше 3 лет. Поскольку ИЗП сконструирован из параметров, оценивающих потребление продуктов и макронутриентов в относительных величинах к потреблению энергии, применение единой конструкции ИЗП для всех возрастных групп населения является обоснованным и используется в других странах [19, 20].

Выявленные существенные различия ИЗП в возрастных группах старше 3 лет представлены на рис. 2. Максимальные величины ИЗП выявлены у детей 3-11 лет и лиц старше 60 лет. ИЗП снижается с возрастом детей и у взрослых, достигая минимальных значений в возрастной группе 25-40 лет, затем постепенно повышается и в возрастной группе старше 60 лет достигает максимальных величин для взрослых.

Возрастные изменения ИЗП носят однонаправленный характер у мужчин и женщин. Однако величины ИЗП, начиная с возрастной группы 7-11 лет, существенно выше у женщин по сравнению с мужчинами. Особенно значительны гендерные различия ИЗП у взрослых старше 19 лет.

Индикаторы-компоненты ИЗП изменяются с возрастом неоднозначно. С возрастом увеличиваются баллы овощей, зерновых и молочных продуктов. С другой стороны, увеличиваются баллы общих жиров и НЖК (необходимо напомнить, что это свидетельствует о снижении в рационе пищевых веществ). Выявленные изменения

ИЗП в зависимости от пола и возраста дают основания отметить этот факт как свидетельство адекватности ИЗП в оценке изменений качества питания в половозрастных группах.

Анализ индекса здорового питания при избыточной массе тела и ожирении

При анализе мировой литературы было отмечено, что не всегда удавалось выявить определенную взаимосвязь различия величин ИЗП и индекса массы тела (ИМТ) как индикатора распространенности избыточной массы тела и ожирения. Данные литературы носят противоречивый характер.

Используя классификацию ИМТ, согласно рекомендациям Всемирной организации здравоохранения, нами проанализированы величины ИЗП в группах взрослого населения, разделенных по категориям ИМТ Результаты представлены в табл. 8. Средние величины ИЗП у мужчин не зависят от категории ИМТ. Однако у женщин прослеживается прямая зависимость ИЗП от категории ИМТ: у женщин с ожирением ИЗП выше, чем в норме или при недостатке питания. Хотя изменения ИЗП при ожирении в абсолютном измерении характеризуются небольшими величинами, но в силу большого размера выборки статистически значимы. Полученные результаты свидетельствуют о том, что развитие ожирения и избыточной массы тела не связано с низким качеством питания, а существуют более сложные причины развития этих состояний, и требуется анализ сопутствующих факторов.

Обсуждение

В задачи исследования входило обоснование компонентного состава (по нутриентам, пищевым продуктам или группам продуктов) и оценка пригодности, объективности и чувствительности (процесс валидации) интегральной конструкции и отдельных компонентов-индикаторов ИЗП.

Разработка ИЗП была основана на использовании банка данных по фактическому потреблению пищи, сформированного на основе кросс-секционного (поперечного) обследования питания членов 45 тыс. домохозяйств, проведенного Росстатом во всех субъектах РФ в 2013 г.

Конструирование ИЗП было основано на современных представлениях о параметрах рациона здорового питания, касающихся структуры продуктового набора рациона и потребления наиболее важных групп пищевых продуктов [18], а также уровня потребления критически значимых пищевых веществ, являющихся факторами риска хронических неинфекционных заболеваний [21, 22]. ИЗП включил не только положительные рекомендуемые (и поощряемые) характеристики рациона питания, но и оценку неблагоприятных алиментарных факторов риска хронических неинфекционных заболеваний.

При разработке конструкции ИЗП был использован опыт американских нутрициологов, разработавших несколько версий HEI [6, 7]. Однако в конструкции HEI потребление групп пищевых продуктов оценивается в виде частоты потребления стандартных рекомендуемых порций пищевых продуктов, тогда как мы использовали массу пищевых продуктов, полученную при декомпозиции сложных рецептурных блюд на составляющие компоненты с последующей агрегацией в группы продуктов. Таким образом, потребление пищевых продуктов оценивали в г/1000 ккал суточного рациона питания, а балльную оценку этих величин соотносили с рекомендуемыми величинами потребления [18]. Анализ распределения величин потребления индикаторов-компонентов позволил выбрать диапазоны шкал балльной оценки, охватывающих реальные величины потребления компонентов ИЗП и позволяющих применить реалистичные минимальные и максимальные ограничительные стандарты, которые охватывают все категории населения с 3-летнего возраста.

В результате преобразований количественных переменных потребления макронутриентов (факторов риска) и пищевых продуктов были получены количественные балльные характеристики всех 10 индикаторов-компонентов ИЗП.

Оценка достоверности и пригодности ИЗП (валидация) показала, что между интегральным ИЗП и всеми его компонентами-индикаторами прослеживается статистически значимая положительная корреляция. Это позволяет считать доказательством достоверности и объективности элементов конструирования ИЗП. Вместе с тем была выявлена отрицательная корреляция между величиной ИЗП и баллами мясных продуктов, включая колбасные изделия, что явилось основанием для исключения колбасных изделий из суммы мясных продуктов, так как это дискредитировало оценку адекватности потребления мясных продуктов.

В структуре ИЗП предполагается, что отдельные компоненты-индикаторы рациона не рассматриваются изолированно в качестве общей оценки качества рациона питания. Однако анализ изменений отдельных компонентов при изменении интегрального ИЗП позволяет получить полезную дополнительную информацию о характере изменений рациона питания. ИЗП включает и ассимилирует конкретные параметры пищевого поведения для общей оценки качества рациона питания.

Исследование влияния пола и возраста на изменение ИЗП показало его чувствительность к изменению этих переменных. ИЗП существенно выше у лиц женского пола в возрастных группах старше 11 лет. Показателем высокой чувствительности ИЗП к изменениям характера питания служит выраженная зависимость от возраста. При этом максимальные величины ИЗП отмечены в детском возрасте, минимальные - у взрослых 19-60 лет, с последующим повышением в возрастной группе старше 60 лет. Поскольку все компоненты-индикаторы ИЗП представляют относительные величины потребления продуктов и макронутриентов по отношению к энергетической ценности рациона (на 1000 ккал или в % общей калорийности), использование единой конструкции ИЗП для всех возрастов обосновано.

Исследование ИЗП при ожирении выявило увеличение только у женщин и отсутствие изменений у мужчин. Отсутствие изменений ИЗП при ожирении были отмечены и другими авторами [23, 24], хотя в большинстве случаев при метаанализе было установлено снижение ИЗП при ожирении [25].

Заключение

Необходимы дальнейшие исследования чувствительности ИЗП в части оценки характера питания в зависимости от социально-экономических и других переменных, в том числе от широкого круга модификаций пищевого рациона.

Необходимо отметить, что представленный состав (конструкция) ИЗП в процессе исследований может изменяться и трансформироваться как по числу индикаторов, так и по количественным оценкам балльной системы различных индикаторов, в связи с этим в наших дальнейших исследованиях данный ИЗП будет именоваться как базовый.

Конфликт интересов. Авторы декларируют отсутствие конфликта интересов.

Литература

1. World Health Organization.Diet, nutrition and the prevention of chronic diseases. World Health Organ Tech Rep Ser No 916, 2003. Geneva: WHO; 2003.

2. World Cancer Research Fund / American Institute for Cancer Research. Food, Nutrition, Physical Activity and the Prevention of Cancer: a Global Perspective. Washington DC: AICR; 2007.

3. Hruby A., Manson J.E., Qi L. et al. Determinants and consequences of obesity // Am. J. Public Health. 2016. Vol. 106, N 9. P. 1656-1662. doi: 10.2105/AJPH.2016.303326

4. Kant A.K. Dietary patterns and health outcomes // J. Am. Diet Assoc. 2004. Vol. 104, N 4. P. 615-635. doi:10.1016/j.jada.2004.01. 010

5. Wirt A., Collins C.E. Diet quality - what is it and does it matter? // Public Health Nutr. 2009. Vol. 12, N 12. P. 2473-2492. doi: 10.1017/S136898000900531X

6. Patterson R.E., Haines P.S., Popkin B.M. Diet quality index: capturing a multidimensional behavior // J. Am. Diet. Assoc. 1994. Vol. 94, N 1. P. 57-64. doi:10.1016/0002-8223(94)92042-7

7. Kennedy E.T., Ohls J., Carlson S. et al. The Healthy Eating Index: design and applications // J. Am. Diet. Assoc. 1995. Vol. 95, N 10. P. 1103-1108. doi: 10.1016/S0002-8223(95)00300-2

8. Kant A.K., Schatzkin A., Graubard B.I., Schairer C. A prospective study of diet quality and mortality in women // JAMA. 2000. Vol. 283, N 16. P. 2109-2115. doi:10.1001/jama.283.16.2109

9. McNaughton S.A., Ball K., Crawford D., Mishra G.D. An index of diet and eating patterns is a valid measure of dietquality in an Australian population // J. Nutr. 2008. Vol. 138, N 1. P. 86-93. doi:10.1093/jn/138.1.86

10. Zarrin R., Ibiebele T.I., Marks G.C. Development and validity assessment of a diet quality index for Australians // Asia Pac. J. Clin. Nutr. 2013. Vol. 22, N 2. P. 177-187. doi: 10.6133/ apjcn.2013.22.2.15

11. Drake I., Gullberg B., Sonestedt E., Wallstrom P., Persson M., Hlebowicz J. et al. Scoring models of a diet quality index and the predictive capability of mortality in a population-based cohort of Swedish men and women // Public Health Nutr. 2013. Vol. 16, N 3. P. 468-478. doi: 10.1017/S1368980012002789

12. Выборочное наблюдение рациона питания населения (2013 г.). www.gks.ru

13. Рацион питания населения. 2013: Статистический сборник. М. : Росстат-М : ИИЦ "Статистика России", 2016, 220 с.

14. Мартинчик А.Н., Петухов А.Б., Янушевич О.О. Общая нутрициология. М. : МЕДпресс-информ, 2005, 392 с.

15. Никитюк Д.Б., Мартинчик А.Н., Батурин А.К. и др. Способ оценки индивидуального потребления пищи методом 24-часового (суточного) воспроизведения питания. Методические рекомендации. ФГБУН "ФИЦ питания и биотехнологии", 2016 http://web.ion.ru/files/. Раздел Методические документы.

16. Мартинчик А.Н., Батурин А.К., Баева В.С. и др. Альбом порций продуктов и блюд. М. : Институт питания РАМН, 1995. 64 с.

17. Химический состав российских пищевых продуктов: Справочник / под ред. И.М. Скурихина и В.А. Тутельяна. М. : ДеЛипринт, 2002. 236 с.

18. Рекомендуемые Рациональные нормы потребления пищевых продуктов, отвечающих современным требованиям здорового питания. Утв. приказомМинздравом России от 19.08.2016 № 614.

19. Feskanich D., Rockett H.R., Colditz G.A. Modifying the Healthy Eating Index to assess diet quality in children and adolescents // J. Am. Diet. Assoc. 2004. Vol. 104, N 9. P. 1375-1383. doi:10.1016/ j.jada.2004.06.020

20. Guenther PM, Reedy J, Krebs-Smith SM, Reeve BB. Evaluation of the Healthy Eating Index-2005. // J Am Diet Assoc. 2008. Vol. 108, N 11. P. 1854-1864. doi: 10.1016/j.jada.2008.08.011

21. Нормы физиологических потребностей в энергии и пищевых веществах для различных групп населения Российской Федерации. МР 2.3.1.2432-08.

22. Цветовая индикация на маркировке пищевой продукции в целях информирования потребителей. МР 2.3.0122-18.

23. Tardivo A.P., Nahas-Neto J., Nahas E.A. et al. Associations between healthy eating patterns and indicators of metabolic risk in postmenopausal women // Nutr. J. 2010. Vol. 9. P. 64. doi: 10.1186/1475-2891-9-64

24. Drewnowski A., Fiddler E.C., Dauchet L. et al. Diet quality measures and cardiovascular risk factors in France: applying the Healthy Eating Index to the SU.VI.MAX study .// J. Am. Coll. Nutr. 2009. Vol. 28, N 1. P. 22-29. doi:10.1080/07315724.2009.10719757

25. Asghari G., Mirmiran P., Yuzbashian E., Azizi F. A systematic review of diet quality indices in relation to obesity // Br. J. Nutr. 2017. Vol. 117, N 8. P. 1055-1065. doi: 10.1017/S0007114517000915


Журналы «ГЭОТАР-Медиа»