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.