Качество питания взрослого населения России: результаты комплексной оценки с использованием интегрального индекса

Батурин Александр Константинович; Кудрявцева Ксения Владимировна; Мартинчик Арсений Николаевич; Смирнова Елена Александровна

Резюме

Качество питания населения представляет собой важнейший показатель общественного здоровья, оказывающий влияние на уровень заболеваемости, продолжительность жизни и экономическое благополучие общества. В условиях роста алиментарно-зависимых заболеваний мониторинг питания населения России приобретает особую значимость. Традиционные методы анализа питания ограничены оценкой отдельных компонентов рациона, что обусловило необходимость использования интегрального показателя, характеризующего структуру рациона питания в целом.

Целью исследования была комплексная оценка рациона питания населения РФ с использованием ранее разработанного индекса качества питания (ИКП), в основу которого положена частота потребления пищевых продуктов.

Материал и методы. В работе были использованы первичные микроданные выборочного наблюдения состояния здоровья населения РФ, проведенного Росстатом на выборке 60 тыс. домохозяйств во всех субъектах РФ в 2023 г. В исследовании приняли участие 98 194 респондента 18 лет и старше. Статистический анализ данных проводили с помощью программы IBM SPSS Statistics 20.0 (IBM, США). ИКП получен путем сложения баллов за потребление 20 отобранных групп продуктов. Максимальная величина индекса составляет 100 баллов.

Результаты. Среднее значение ИКП у взрослого населения РФ составило 61,6±8,5 балла. Выявлена статистически значимая возрастная динамика показателя: ИКП последовательно увеличивался с возрастом, достигая максимальных значений у лиц старше 65 лет (p<0,01). Во всех возрастных и социально-демографических группах женщины характеризовались более высокими значениями ИКП по сравнению с мужчинами. Установлена статистически значимая связь ИКП с самооценкой здоровья, индексом массы тела и уровнем материального благополучия. Выявлена выраженная региональная вариабельность показателя: наиболее высокие значения ИКП зарегистрированы в регионах Приволжского и Северо-Кавказского федеральных округов, минимальные - в ряде субъектов Дальневосточного федерального округа. Снижение ИКП ассоциировалось с ухудшением материального положения и увеличением доли доходов, расходуемых на питание.

Ограничения исследования. Разработка ИКП была проведена с использованием данных, полученных методом анализа частоты потребления пищевых продуктов, который осуществляется путем опроса респондента и является субъективным, т.е. полученные данные основаны на его индивидуальной памяти. Также данный метод не учитывает количество потребленных пищевых продуктов, вследствие чего ИКП основан исключительно на частоте потребления без учета размера порции.

Заключение. ИКП представляет собой удобный и информативный инструмент экспресс-мониторинга качества питания, позволяющий на основе данных о частоте потребления пищевых продуктов проводить комплексную оценку структуры рациона населения. Использование интегрального количественного показателя обеспечивает стандартизацию и упрощение интерпретации больших массивов частотных данных, что особенно важно при проведении крупных эпидемиологических исследований и популяционного мониторинга.

Ключевые слова: индекс качества питания; фактическое питание; частота потребления; пищевые продукты; критически значимые нутриенты; здоровое питание

В современной нутрициологии и эпидемиологии питания индексы качества питания (ИКП) стали важным инструментом для оценки пищевого поведения населения и его соответствия современным рекомендациям по здоровому питанию. Эти индексы представляют собой интегральные количественные показатели рациона питания в целом, разработанные на основе данных о фактическом питании населения, находят широкое применение в различных эпидемиологических исследованиях как в Российской Федерации, так и по всему миру. В мировой практике ИКП используются для решения нескольких ключевых задач. Во-первых, они позволяют проводить мониторинг пищевых привычек населения на национальном и региональном уровнях. Широкомасштабные национальные эпидемиологические исследования, такие как Национальное исследование состояния здоровья и питания (National Health and Nutrition Examination Survey, NHANES) в США, Национальное исследование рациона питания и диеты (National Diet and Nutrition Survey, NDNS) в Англии или Национальное лонгитюдное исследование состояния здоровья взрослых (German Health Interview and Examination Survey for Adults, DEGS) в Германии, активно применяют различные модификации ИКП для оценки связи между питанием и здоровьем [1-3]. Во-вторых, эти индексы служат инструментом для выявления групп риска нарушений питания, приводящих к развитию алиментарно-зависимых заболеваний - ожирению, сердечно-сосудистым заболеваниям, сахарному диабету 2 типа [4-6]. В-третьих, на основе ИКП разрабатывают и оценивают эффективность программ по улучшению питания населения [7].

Выбор индекса определяется методом оценки фактического питания, используемым в конкретном исследовании. Большинство зарубежных ИКП, включая Healthy Eating Index (HEI), Alternative Healthy Eating Index (AHEI), Mediterranean Diet Score (MDS) и Dietary Approaches to Stop Hypertension (DASH), а также российский индекс здорового питания (ИЗП) основаны на количественной оценке рациона [5, 8-11]. Для их расчета необходимы сведения о количестве потребляемых пищевых продуктов, размерах порций, энергетической ценности рациона и содержании отдельных нутриентов. Такие индексы предназначены для анализа данных, полученных с использованием количественных методов оценки фактического питания. Вместе с тем в некоторых крупных эпидемиологических исследованиях, проводимых в Российской Федерации, включая федеральные статистические наблюдения Росстата, оценка питания осуществляется методом анализа частоты потребления пищевых продуктов. Данный метод обладает рядом преимуществ при обследовании больших выборок населения, поскольку отличается простотой проведения, невысокой нагрузкой на респондента и возможностью получения информации о привычной структуре питания. Однако частотный опросник не содержит сведений о размерах порций и количестве потребляемых продуктов, что исключает возможность непосредственного применения индексов, основанных на количественной оценке рациона. Кроме того, представление результатов данного опросника в виде отдельных показателей частоты потребления каждой группы пищевых продуктов существенно затрудняет комплексную оценку качества питания. Анализ большого количества независимых показателей не позволяет быстро охарактеризовать рацион в целом, усложняет сопоставление различных возрастных, половых, социальных и региональных групп населения, а также ограничивает возможности проведения популяционного мониторинга и оценки изменений качества питания в динамике. В связи с этим возникла необходимость разработки ИКП, предназначенного специально для анализа данных о частоте потребления пищевых продуктов. Разработанный ИКП позволяет интегрировать информацию о потреблении отдельных групп пищевых продуктов в единый количественный показатель, обеспечивая комплексную интерпретацию результатов частотного опросника, экспресс-оценку качества питания и удобство статистического анализа больших массивов данных.

Следует отметить, что предложенный ИКП не является альтернативой существующим индексам, основанным на количественной оценке рациона, а предназначен для решения иной методической задачи. Его применение целесообразно в исследованиях, где информация о питании представлена данными о частоте потребления пищевых продуктов. При этом перечень компонентов ИКП формируется с учетом структуры конкретного частотного опросника и включенных в него групп пищевых продуктов при сохранении единых принципов построения интегрального показателя. Это позволяет использовать ИКП в различных исследованиях, основанных на анализе частоты потребления пищевых продуктов, а сравнение значений индекса между исследованиями является корректным при использовании одинакового или методологически сопоставимого частотного опросника, включающего идентичный либо эквивалентный перечень оцениваемых групп пищевых продуктов.

В России применение ИКП приобретает особую актуальность в связи с широким использованием в крупных эпидемиологических исследованиях метода анализа частоты потребления пищевых продуктов, требующего комплексной интерпретации получаемых данных. ИКП уже был разработан с учетом данных о фактическом питании населения в рамках выполнения федерального проекта "Укрепление общественного здоровья" нацио­нального проекта "Демография" [12], в котором питание школьников оценивалось только частотным методом, и Выборочного наблюдения рациона питания населения, проведенного Росстатом в 2013 и 2018 гг. [13]. Анализ данных с использованием ИКП позволяет выявить несколько ключевых закономерностей, демонстрируя связь между качеством питания и социально-демографическими факторами (уровнем дохода, образованием, местом проживания), а также региональные различия, обусловленные как экономическими факторами (доступность и стоимость продуктов), так и нацио­нальными традициями. Применение ИКП на практике включает в себя несколько направлений. ИКП может быть использован на индивидуальном уровне, для оценки качества рациона пациента в целом и анализа нарушений в его питании. Также ИКП применяют на популяционном уровне, в различных эпидемиологических исследованиях в общественном здравоохранении с целью мониторинга качества питания населения в целом. Особое значение ИКП приобретает при разработке профилактических и образовательных программ, направленных на улучшение структуры питания населения. Результаты его применения позволяют учитывать региональные и социально-демографические особенности пищевого поведения, выявлять группы населения с наиболее неблагоприятной структурой рациона и определять приоритетные направления профилактического вмешательства.

Таким образом, ИКП представляет собой важный инструмент для мониторинга пищевого поведения населения, имеющий как научное, так и практическое значение. Его применение позволяет разрабатывать адресные вмешательства, направленные на профилактику алиментарно-зависимых заболеваний и улучшение качества жизни населения.

Цель исследования - комплексная оценка рациона питания взрослого населения России с использованием ИКП, разработанного на основе данных о частоте потребления пищевых продуктов, а также изучение взаимосвязи ИКП и социально-демографических характеристик обследованных.

Материал и методы

Для разработки индекса использовали первичные микроданные выборочного наблюдения состояния здоровья населения РФ [14]. Выборочное наблюдение состояния здоровья населения было проведено Росстатом во исполнение постановления Правительства РФ от 27 ноября 2010 г. № 946 "Об организации в Российской Федерации системы федеральных статистических наблюдений по социально-демографическим проблемам и мониторинга экономических потерь от смертности, заболеваемости и инвалидизации населения" (далее - постановление Правительства РФ от 27 ноября 2010 г. № 946)¹ и п. 1.8.15 Федерального плана статистических работ, утвержденного распоряжением Правительства РФ от 6 мая 2008 г. № 671-р². В 2023 г. исследование проводили во всех субъектах РФ с охватом 60 тыс. домохозяйств. Количество взрослых в возрасте 18 лет и старше составило 98 194 человека.

¹ Постановление Правительства РФ от 27 ноября 2010 г. № 946 "Об организации в Российской Федерации системы федеральных статистических наблюдений по социально-демографическим проблемам и мониторинга экономических потерь от смертности, заболеваемости и инвалидизации населения" // Собрание законодательства Российской Федерации от 6 декабря 2010 г. № 49. Ст. 6523.

² Распоряжение Правительства РФ от 06.05.2008 № 671-р (ред. от 05.08.2025) "Об утверждении Федерального плана статистических работ" (вместе с "Федеральным планом статистических работ") // Собрание законодательства Российской Федерации от 6 мая 2008 г. № 20. Ст. 2383.

В основе методологии расчета индекса лежат требования Федерального закона № 29-ФЗ³ "О качестве и безопасности пищевых продуктов". Инструментом оценки служит концепция "пирамиды" питания [15], регламентирующая потребление ключевых групп продуктов. Оценка частоты потребления этих продуктов дает возможность анализа качества рациона в целом при помощи комплексного интегрального показателя.

³ Федеральный закон от 02.01.2000 № 29-ФЗ (ред. от 07.06.2025) "О качестве и безопасности пищевых продуктов" // Собрание законодательства Российской Федерации от 10 января 2000 г. № 2. Ст. 150.

Метод анализа частоты потребления пищевых продуктов был выбран в связи с тем, что именно такой подход используется при проведении ряда крупных эпидемиологических исследований и государственных статистических наблюдений в Российской Федерации, включая Выборочное наблюдение состояния здоровья населения Росстата. В отличие от методов оценки фактического питания, основанных на 24-часовом воспроизведении рациона или пищевых дневниках, частотные опросники позволяют получать информацию о характере питания больших популяционных выборок при существенно меньших организационных затратах. Вместе с тем интерпретация данных о частоте потребления отдельных групп пищевых продуктов представляет определенные методологические трудности, поскольку не дает представления о рационе в целом. Разработанный ИКП предназначен не для замены количественных методов оценки питания, а для стандартизации, комплексной интерпретации и экспресс-оценки данных о частоте потребления основных групп продуктов. По сути, он является единым количественным критерием, удобным для анализа, сравнения различных групп населения и мониторинга качества питания в крупных популяционных исследованиях.

Перечень продуктов в данном исследовании несколько отличался от аналогичного перечня в ранее проведенных исследованиях с использованием данных мониторинга питания обучающихся [12] и данных Выборочного наблюдения рациона питания населения [13]. Для конструирования ИКП для взрослой популяции были отобраны 20 групп пищевых продуктов, представленных в опроснике о частоте потребления пищевых продуктов. Первые 10 групп составили пищевые продукты, которые наиболее важны для построения здорового рациона: 1) фрукты и ягоды; 2) овощи; 3) блюда из круп, каши, макаронные изделия; 4) мясо, мясо птицы (отварное, жареное, тушеное); 5) рыба; 6) молоко и кисломолочные продукты; 7) творог и творожные продукты; 8) сыр; 9) орехи (любые), сухофрукты; 10) хлеб и хлебобулочные изделия. Вопросы анкеты позволяли характеризовать частоту потребления основных групп пищевых продуктов с использованием 7 фиксированных вариантов ответа: "несколько раз в день", "ежедневно", "5-6 раз в неделю", "2-4 раза в неделю", "1-2 раза в неделю", "1 раз в неделю", "никогда". Данные категории были укрупнены и перекодированы в 4 фиксированные категории "ежедневно", "несколько раз в неделю", "несколько раз в месяц", "отсутствие потребления". Ежедневное потребление данных продуктов оценивали в максимальный балл 5, а отсутствие потребления продуктов из данных групп - в 0 баллов. При этом частоту потребления хлебобулочных изделий оценивали, исходя из количества потреблений за неделю, т.е. 7 раз за неделю было принято как ежедневное потребление и оценивалось в максимальные 5 баллов. Менее 7, но более 1 раза за неделю - "несколько раз в неделю"; 1 раз за неделю - "несколько раз в месяц" и 0 раз - "отсутствие потребления".

Таким образом, оценку потребления продуктов по 4 категориям частоты осуществляли по схеме 5-3-1-0 баллов соответственно. Данная оценка основана на ряде методологических и прикладных соображений: неравные интервалы отражают важность перехода к ежедневному потреблению как наиболее содержательно значимому изменению качества рациона; значения 5-3-1 создают пропорцию 5:3:1, обеспечивая выраженную, но не чрезмерную дифференциацию вкладов категорий; итоговый максимум 100 баллов при 20 компонентах остается стабильным и удобным; шкала проста для воспроизведения и реализации в цифровых инструментах. Для отдельных групп пищевых продуктов оптимальная частота включения в рацион не предполагает обязательного ежедневного потребления. В частности, рекомендуемая частота потребления рыбы и мяса составляет несколько раз в неделю [16, 17]. Точная частота потребления орехов действующими рекомендациями не регламентируется, однако в научной литературе они рассматриваются как важный компонент рационального питания и источник полиненасыщенных и мононенасыщенных жирных кислот, пищевых волокон, витаминов, минеральных и других биологически активных веществ [18, 19]. В связи с этим для указанных групп пищевых продуктов максимальные 5 баллов присваивали как при ежедневном потреблении, так и при потреблении несколько раз в неделю.

Продукты, которые являются основными источниками критически значимых нутриентов, были включены в другие 9 групп: 1) сосиски и колбасы; 2) копченые мясные изделия; 3) готовые продукты, купленные в местах быстрого питания (фастфуд); 4) картофельные чипсы, сухарики, крендельки; 5) салатные заправки; 6) спреды (маргарины); 7) конфеты, торты, шоколад, мед, варенье; 8) готовые продукты с высоким содержанием соли; 9) напитки, содержащие добавленные сахара. Также для расчета ИКП в балльную оценку был включен вопрос о дополнительном добавлении пищевой соли в пищу. Категории частоты дополнительного подсаливания блюд и потребления готовых продуктов с высоким содержанием соли ("всегда"; "часто"; "иногда"; "редко"; "никогда") были укрупнены, и оценку проводили по 4 фиксированным категориям: "ежедневно", "несколько раз в неделю", "несколько раз в месяц", "отсутствие потребления". Оценку частоты потребления сладких газированных напитков проводили по категориям "в день", "в неделю", "в год", "не употребляли". Максимальный балл 5 присваивали при отсутствии потребления продуктов из данной группы, а минимальный 0 - за ежедневное потребление вышеперечисленных продуктов. Оценка частоты дополнительного подсаливания блюд происходила по 5 категориям: "всегда"; "часто"; "иногда"; "редко"; "никогда". Для разработки ИКП категории были укрупнены, и оценку проводили по 4 фиксированным категориям: "ежедневно", "несколько раз в неделю", "несколько раз в месяц", "практически не употребляли". Таким образом, были отобраны 20 групп пищевых продуктов. ИКП представляет собой сумму всех баллов, полученных за потребление всех отобранных групп продуктов. Максимальная величина индекса составляет 100 баллов и свидетельствует о полном отсутствии в рационе продуктов - источников критически значимых нутриентов и ежедневном потреблении всех групп продуктов - источников макро- и микронутриентов.

Статистический анализ выполнен в IBM SPSS Statistics 20.0 (IBM, США). Внутренняя согласованность вопросов, используемых при расчете ИКП, оценена по коэффициенту α Кронбаха. Нормальность распределения ИКП оценивали визуально по Q-Q‑графику (при n>5000). Поскольку распределение ИКП приближено к нормальному, количественные данные представлены в виде среднего значения и стандартного отклонения (M±σ), характеризующих вариабельность изучаемого показателя. На рисунках отображены средние значения со стандартными отклонениями. Для улучшения визуального восприятия результатов на графиках использованы односторонние планки ошибок, соответствующие величине стандартного отклонения (σ). Для сравнения средних значений ИКП между двумя независимыми группами применяли t-критерий Стьюдента. При сравнении 3 и более независимых групп использовали однофакторный дисперсионный анализ (ANOVA) с последующим апостериорным множественным сравнением по критерию Бонферрони. Выбор данного критерия был обусловлен необходимостью контроля совокупной вероятности ошибки первого рода при выполнении множественных попарных сравнений. Альтернативные методы множественных сравнений (критерии Тьюки и Шеффе) не применяли, поскольку целью исследования являлось выявление статистически значимых различий между заранее определенными категориями, а критерий Бонферрони обеспечивает более строгий контроль ложноположительных результатов. Критический уровень статистической значимости принимали равным p<0,01 с учетом большого объема выборки. В ходе работы были рассчитаны средняя величина ИКП, а также средние баллы, в которые оценена частота потребления каждой из групп пищевых продуктов, отобранных для расчета ИКП.

Ограничения исследования. Настоящее исследование основано на данных о частоте потребления пищевых продуктов, полученных методом самоотчета респондентов, что может сопровождаться ошибками воспоминания и субъективной оценкой частоты потребления отдельных продуктов. Используемый метод оценки питания не предусматривает определения размеров порций, абсолютного количества потребляемых пищевых продуктов, их химического состава и поступления отдельных нутриентов, вследствие чего разработанный ИКП предназначен для оценки качества питания именно на основе данных частотного опросника и не является альтернативой индексам, рассчитываемым по количественным данным о рационе. Вместе с тем именно метод анализа частоты потребления широко применяется при проведении крупных популяционных исследований и государственных статистических наблюдений, что определяет практическую значимость разработки инструментов для комплексной интерпретации подобных данных. Предложенный ИКП предназначен для экспресс-оценки качества рациона на основании частоты потребления пищевых продуктов и не рассматривается как альтернатива количественным методам оценки фактического питания. Следует также учитывать, что настоящее исследование имеет поперечный дизайн, поэтому выявленные взаимосвязи отражают статистические ассоциации и не позволяют делать выводы о причинно-следственных связях. Предлагаемый ИКП может использоваться в различных исследованиях, основанных на анализе частоты потребления пищевых продуктов. При этом перечень компонентов индекса формируется с учетом структуры применяемого частотного опросника и включенных в него групп пищевых продуктов при сохранении единых принципов его построения. Сопоставление значений ИКП между различными исследованиями является корректным при использовании одинакового или методологически сопоставимого частотного опросника, включающего идентичный либо эквивалентный перечень оцениваемых групп пищевых продуктов. Перспективным направлением дальнейших исследований является внешняя валидация ИКП на независимых выборках, а также сопоставление результатов c данными, полученными при использовании количественных методов оценки питания и объективных маркеров пищевого статуса.

Соблюдение этических стандартов. Использовали обезличенную статистическую информацию. В соответствии с указаниями по подготовке и проведению Выборочного наблюдения состояния здоровья населения, утвержденными приказом Росстата от 22.06.2023 № 297, опросы респондентов и заполнение Вопросников производились интервьюерами со слов респондентов и без предъявления каких-либо документов, подтверждающих правильность ответов. Данные, записанные в Вопросники, не подлежат разглашению и предназначены только для формирования официальной статистической информации по наблюдению. Получение и обработка данных для наблюдения осуществлялась исключительно для целей наблюдения при условии обязательного обезличивания персональных данных, полученных от каждого респондента.

Результаты

Была исследована взаимосвязь ИКП с возрастом респондентов (рис. 1). У мужчин и женщин наблюдалось последовательное увеличение средних значений ИКП по мере перехода к старшим возрастным группам. Минимальные значения индекса зарегистрированы среди лиц 18-29 лет (55,5±8,8 балла у мужчин и 60,3±8,7 балла у женщин), максимальные - в группе 65 лет и старше (63,7±7,7 и 66,3±7,4 балла соответственно). Наиболее выраженное увеличение показателя отмечалось после 45 лет. При этом во всех возрастных группах средние значения ИКП у женщин были статистически значимо выше, чем у мужчин (p<0,01). Одним из возможных объяснений выявленной тенденции может быть более высокая приверженность принципам здорового питания, повышение внимания к состоянию здоровья и соблюдение рекомендаций по питанию при наличии хронических заболеваний. Вместе с тем, учитывая поперечный дизайн исследования, выявленные различия следует рассматривать как статистические ассоциации, не позволяющие делать выводы о причинно-следственной связи между возрастом и качеством питания.

На рис. 2 представлена взаимосвязь между ИКП и субъективной оценкой состояния здоровья респондентов. По мере ухудшения самооценки здоровья средние значения ИКП статистически значимо увеличивались как у мужчин, так и у женщин (p<0,01). У мужчин среднее значение ИКП составило 57,7±8,4 балла при хорошей самооценке здоровья, 60,3±8,5 балла - при удовлетворительной и 63,6±8,7 балла - при плохой. У женщин аналогичные значения составили 61,9±8,1; 64,1±7,8 и 66,1±7,7 балла соответственно. Во всех категориях самооценки состояния здоровья женщины демонстрировали более высокие значения ИКП по сравнению с мужчинами (p<0,01). Респонденты с плохим самочувствием часто имеют хронические заболевания и, соответственно, вынуждены ограничивать потребление пищевых продуктов, не рекомендованных для здорового рациона (кондитерские изделия, фастфуд, избыток соли и насыщенных жиров). Таким образом, более высокий ИКП у лиц с плохой самооценкой здоровья не опровергает важности качественного питания для здоровья, а, напротив, подчеркивает его роль как инструмента терапевтической и профилактической коррекции уже существующих состояний.

Анализ взаимосвязи ИКП с индексом массы тела (ИМТ) респондентов, стратифицированных по категориям и полу, также выявил выраженную дифференциацию по полу: женская подгруппа во всех категориях ИМТ демонстрирует статистически значимо более высокие значения ИКП по сравнению с мужчинами (p<0,01), что согласуется с известными в литературе данными о большей приверженности женщин принципам здорового питания (рис. 3). У мужчин среднее значение ИКП составило 57,2±9,5 балла при недостаточной массе тела, 58,8±9,0 балла при нормальной массе тела, 59,1±8,4 балла при избыточной массе тела и 59,6±8,6 балла при ожирении. У женщин соответствующие значения составили 61,9±9,2; 62,6±8,4; 63,3±7,9 и 64,1±7,8 балла, что, вероятно, связано с осознанным подходом к формированию рациона и попытками коррекции пищевого поведения при уже развившемся ожирении (при апостериорном множественном сравнении с использованием критерия Бонферрони статистически значимые различия выявлены только между категорией "ожирение" и остальными категориями ИМТ (p<0,01), между остальными категориями различия недостоверны (p>0,05).

Анализ региональных особенностей ИКП выявил выраженную территориальную вариабельность показателя среди субъектов РФ (рис. 4). Значения ИКП варьировали от 56,0±7,07 до 66,5±9,83 балла. Максимальные значения зарегистрированы в Карачаево-Черкесской Республике (66,5±9,83 балла), Чувашской Республике (66,4±6,43 балла) и Кировской области (66,4±7,38 балла). Высокие значения ИКП также отмечены в Республике Коми (65,4±8,92 балла), в Севастополе (65,3±9,73 балла), Тюменской области (65,3±7,81 балла), Кабардино-Балкарской Республике (65,1±8,96 балла), Республике Дагестан (64,9±8,93 балла), Республике Татарстан (64,7±8,56 балла), Калининградской области (64,7±7,69 балла) и Мурманской области (64,1±8,18 балла). Минимальные значения выявлены в Еврейской автономной области (56,0±7,07 балла), Чукотском автономном округе (57,0±6,33 балла), Курской области (57,6±8,13 балла), Камчатском крае (57,9±7,28 балла) и Амурской области (58,3±7,92 балла). В столичных регионах также отмечены относительно невысокие значения ИКП (Москва - 58,5±8,37 балла, Санкт-Петербург - 61,2±9,00 балла), что может быть связано с особенностями структуры питания населения крупных городов, включая более широкую доступность продуктов быстрого приготовления, предприятий общественного питания и других продуктов, содержащих критически значимые нутриенты.

При анализе зависимости ИКП от места проживания (город/село) мужчин и женщин было выявлено, что у жителей села ИКП достоверно выше (60,0±8,5 балла у мужчин и 63,3±8,0 балла у женщин), чем у жителей городской местности (58,7±8,7 балла у мужчин и 63,2±8,1 балла у женщин).

На представленном на рис. 5 графике продемонстрирована зависимость среднего значения ИКП от субъективной оценки материального положения респондентов. График демонстрирует негативное влияние низкого уровня материального благополучия на величину ИКП (выявлены статистически значимые различия при сравнении всех групп материального благосостояния (p<0,01), за исключением 2 групп (р=0,358): "денег хватает лишь на основные продукты питания" и "денег не хватает на еду"). Наблюдается снижение средних значений индекса по мере ухудшения финансового положения респондентов: от максимальных 64,4±9,6 балла у женщин и 59,7±9,2 балла у мужчин в наиболее обеспеченной группе до минимальных 59,4±8,5 балла у женщин и 54,0±8,5 балла у мужчин в категории крайней нужды. При этом во всех категориях женщины стабильно демонстрируют более высокие значения ИКП по сравнению с мужчинами (p<0,01).

Особый интерес представляет нелинейный характер снижения показателей: наиболее резкое падение ИКП (на 3,2 балла у женщин и 4,5 балла у мужчин) наблюдается при переходе от категории респондентов с материальными трудностями ("денег не хватает на продукты питания, лекарства, одежду") к группе, находящейся в крайней нужде.

На рис. 6 показана зависимость ИКП от доли семейного дохода, расходуемой на продукты питания, с учетом дифференциации по полу. Наблюдается снижение средних значений индекса по мере ухудшения финансового положения респондентов: от максимальных 63,8±9,1 балла у женщин и 59,0±9,6 балла у мужчин в группе, расходующей на питание около 1/10 дохода или менее, до 61,5±8,9 балла у женщин и 57,0±9,0 балла у мужчин в категории, где на питание уходит почти весь семейный доход. При этом во всех категориях женщины стабильно демонстрируют более высокие значения ИКП по сравнению с мужчинами (p<0,01). Максимальное значение ИКП у женщин зарегистрировано в группе с минимальной долей расходов на питание (63,8±9,1 балла), тогда как у мужчин наибольшее среднее значение ИКП отмечено среди респондентов, расходующих на питание около 1/3 дохода (59,4±8,5 балла). Наименьшие значения индекса (61,6±8,9 балла у женщин и 57,0±9,0 балла у мужчин) зафиксированы в группе респондентов, почти весь доход которых уходит на питание, т.е. наименее материально обеспеченной группе. При попарных сравнениях установлено, что категория "почти все" статистически значимо отличалась практически от всех остальных категорий как среди мужчин, так и среди женщин (p<0,01). Кроме того, у мужчин выявлены статистически значимые различия между категориями "около 1/3" и "около половины" (p<0,01), а у женщин - между категориями "около 1/3" и "около половины", а также "около 1/3" и "около 2/3" (p<0,001). Между остальными категориями различия статистически незначимы.

Обсуждение

Результаты нашего исследования подтверждают важную роль ИКП как инструмента для оценки качества питания населения. Применение ИКП на основе данных о частоте потребления пищевых продуктов позволяет оценивать качество рациона в целом и получать более полную картину пищевого поведения населения, преодолевая ограничения традиционных методов анализа рациона, ориентированных на отдельные показатели.

Прежде всего следует отметить, что выявлены различия ИКП по полу (женщины демонстрируют достоверно более высокие значения индекса), что коррелирует с данными литературы о большей осознанности женщин в вопросах питания и здоровья [20-22]. Выявленная тенденция повышения ИКП у населения с возрастом, особенно после 45 лет c максимальными значениями у лиц старше 65 лет, согласуется с данными международных и российских исследований, где также отмечается повышение внимания к здоровью, изменению пищевых привычек в пожилом возрасте [23-26]. Это может быть обусловлено как изменениями физиологических потребностей, так и возросшей мотивацией к соблюдению принципов здорового питания в связи с ухудшением здоровья или развитием хронических заболеваний. Также следует отметить, что разработка и валидация ИКП на основе данных различных эпидемиологических исследований демонстрирует устойчивую воспроизводимость ключевых демографических и социально-гигиенических взаимосвязей и закономерностей, что свидетельствует о надежности и стабильности показателя [12, 13].

Выявленная зависимость между величиной ИКП и уровнем материального благополучия согласуется с многочисленными международными исследованиями, демонстрирующими, что социально-экономический статус является одним из ключевых детерминантов качества питания. Ограниченные финансовые возможности снижают доступность продуктов с высокой пищевой ценностью, прежде всего свежих овощей, фруктов, рыбы, орехов и молочных продуктов, одновременно увеличивая долю более дешевых продуктов с высокой энергетической плотностью и низкой пищевой ценностью. Аналогичные закономерности описаны в исследованиях NHANES, европейских популяционных исследованиях и документах Всемирной организации здравоохранения, посвященных социальным детерминантам здоровья [26-29].

Анализ региональных различий ИКП выявил определенные пространственные закономерности распределения показателя. В целом более высокие значения ИКП чаще регистрировались в субъектах европейской части РФ, прежде всего в регионах Приволжского и Северо-Кавказского федеральных округов, а также в отдельных субъектах Центрального, Северо-Западного и Южного федеральных округов. В то же время наиболее низкие значения преимущественно отмечались в ряде регионов Дальневосточного федерального округа. Однако выявленные закономерности неоднозначны. Например, высокие значения ИКП зарегистрированы также в Мурманской области, Республике Коми, Тюменской и Калининградской областях, тогда как отдельные регионы европейской части страны характеризовались относительно невысокими показателями. Это свидетельствует о том, что территориальные различия качества питания определяются не только географическим положением региона. Вероятно, формирование региональных особенностей питания обусловлено комплексным влиянием социально-экономических условий, доступности и ассортимента пищевых продуктов, транспортно-логистических особенностей, структуры регионального продовольственного рынка, а также исторически сложившихся пищевых традиций населения. Установленные различия подтверждают многофакторный характер формирования качества питания и требуют дальнейшего изучения. Более высокие значения ИКП, выявленные у жителей сельской местности, могут отражать особенности сложившейся модели питания, характеризующейся более частым приготовлением пищи в домашних условиях, сохранением традиционной структуры рациона и использованием продукции личных подсобных хозяйств. Вместе с тем полученные данные следует интерпретировать с осторожностью, поскольку различия между городской и сельской популяциями могут быть обусловлены совокупностью социально-экономических, культурных и региональных факторов. Полученные результаты свидетельствуют о необходимости учета типа населенного пункта при разработке региональных программ, направленных на формирование здорового питания населения.

Несмотря на различия в принципах расчета, полученные с использованием разработанного ИКП, закономерности во многом совпадают с результатами исследований, выполненных с применением международных индексов качества питания [HEI, AHEI, DASH, Mediterranean Diet Score, Nutrition Equity Index (NEI)] [1, 7, 8, 27-31]. Во всех случаях более высокие значения интегральных показателей качества питания ассоциируются с более благоприятными социально-демографическими характеристиками населения, что свидетельствует о способности подобных интегральных индексов адекватно отражать общую структуру рациона. При этом предложенный ИКП имеет иную область применения и предназначен для анализа данных, полученных методом оценки частоты потребления пищевых продуктов, широко используемым в российских эпидемиологических исследованиях.

Полученные результаты свидетельствуют, что разработанный ИКП способен выявлять закономерности качества питания, соответствующие современным представлениям о влиянии возраста, пола и социально-экономических факторов на структуру рациона населения. Это подтверждает возможность использования ИКП как инструмента эпидемиологического мониторинга в исследованиях, основанных на данных о частоте потребления пищевых продуктов. Применение интегрального показателя позволяет существенно упростить интерпретацию результатов частотных опросников, проводить сопоставление различных популяционных групп и использовать полученные данные при разработке профилактических и образовательных программ в области общественного здоровья. Полученные данные служат надежной основой для разработки адресных мер и образовательных программ для улучшения структуры питания населения с акцентом на различные особенности (региональные, возрастные, социально-экономические). Также применение ИКП в различных эпидемиологических лонгитюдных исследованиях позволит анализировать изменения структуры и качества рациона в динамике [32]. Внедрение такого подхода к оценке рациона может способствовать профилактике алиментарно-зависимых заболеваний и поддержанию высокого уровня здоровья общества в целом.

Заключение

Разработанный ИКП предназначен для комплексной экспресс-оценки структуры рациона в исследованиях, использующих частотный метод оценки фактического питания. ИКП позволяет преобразовать совокупность разрозненных показателей частоты потребления отдельных групп продуктов в единый интегральный количественный показатель.

Использование ИКП упрощает интерпретацию многокомпонентных данных частотного опросника, поскольку учитывает одновременно частоту включения в рацион пищевых продуктов, рекомендуемых для формирования здорового рациона, и продуктов - источников критически значимых нутриентов. Это позволяет получить обоб­щенное представление о направленности рациона без проведения количественной оценки размеров порций и абсолютного потребления пищевых веществ.

Применение ИКП к данным Выборочного наблюдения состояния здоровья населения Росстата позволило выявить статистически значимые взаимосвязи качества питания с возрастом, полом, ИМТ, субъективной оценкой состояния здоровья, материальным положением, местом проживания и регионом РФ. Во всех анализируемых социально-демографических группах женщины характеризовались более высокими значениями ИКП по сравнению с мужчинами. Наиболее высокие значения индекса зарегистрированы среди лиц старших возрастных групп, что может отражать изменение пищевого поведения с возрастом, повышение внимания к состоянию здоровья и соблюдение рекомендаций по коррекции рациона.

Установлена выраженная зависимость ИКП от социально-экономических условий. Снижение материального благополучия и увеличение доли семейного дохода, расходуемой на питание, сопровождались уменьшением значений индекса. Более высокие значения ИКП у сельских жителей по сравнению с городскими могут быть связаны с особенностями традиционной модели питания, более частым приготовлением пищи в домашних условиях и использованием продукции личных подсобных хозяйств.

Региональный анализ показал, что более высокие значения ИКП в целом чаще встречаются в субъектах европейской части РФ, в регионах с развитым агропромышленным комплексом, тогда как наиболее низкие показатели преимущественно зарегистрированы в отдельных регионах Дальнего Востока. Вместе с тем наличие субъектов с высокими значениями ИКП в северных регионах и сравнительно низкими показателями в отдельных субъектах европейской части страны свидетельствует об отсутствии жесткой географической закономерности. Полученные результаты позволяют предположить, что региональные различия качества питания формируются под влиянием комплекса факторов, включающего социально-экономические условия, транспортно-логистическую доступность пищевых продуктов, особенности регионального продовольственного рынка и пищевые традиции населения.

Использование ИКП обеспечивает стандартизацию представления результатов частотных опросников и позволяет проводить комплексное сравнение качества питания различных возрастных, половых, социальных и территориальных групп населения в рамках одного исследования. Сопоставление результатов между исследованиями возможно при использовании одинаковых или методологически сопоставимых частотных опросников, включающих идентичный либо эквивалентный перечень групп пищевых продуктов.

Практическая значимость ИКП заключается в возможности его применения в крупных популяционных и эпидемиологических исследованиях, системах мониторинга питания населения, при выявлении групп с неблагоприятной структурой рациона, оценке эффективности профилактических мероприятий, а также при разработке федеральных и региональных программ, направленных на формирование здорового питания населения РФ.

Литература

1. Wang X., Yan X., Zhang J., Pan S., Li R., Cheng L. et al. Associations of healthy eating patterns with biological aging: national health and nutrition examination survey (NHANES) 1999-2018 // Nutr. J. 2024. Vol. 23, N 1. P. 112. DOI: https://doi.org/10.1186/s12937-024-01017-0

2. Bennett G., Gibney E.R. An investigation of diet quality across racial groups in the United Kingdom and United States considering nutritional adequacy, disease risk, and environmental sustainability: a secondary analysis of NDNS and NHANES datasets // J. Nutr. Sci. 2024. Vol. 13. P. e93. DOI: https://doi.org/10.1017/jns.2024.64 PMID: 39703888; PMCID: PMC11658946.

3. Tian T., Zhang J., Xie W., Ni Y., Fang X., Liu M. et al. Dietary quality and relationships with metabolic dysfunction-associated fatty liver disease (MAFLD) among United States adults, results from NHANES 2017-2018 // Nutrients. 2022. Vol. 14, N 21. Article ID 4505. DOI: https://doi.org/10.3390/nu14214505

4. Richter A., Loss J., Kuhn D.A., Moosburger R., Mensink G.B.M. Evaluating the diet in Germany with two indices focusing on healthy eating and planetary healthy eating using nationwide cross-sectional food intake data from DEGS1 (2008-2011) // Eur. J. Nutr. 2024. Vol. 63, N 8. Р. 2943-2956. DOI: https://doi.org/10.1007/s00394-024-03476-x

5. Shan Z., Li Y., Baden M.Y., Bhupathiraju S.N., Wang D.D., Sun Q. et al. Association between healthy eating patterns and risk of cardiovascular disease // JAMA Intern. Med. 2020. Vol. 180, N 8. Р. 1090-1100. DOI: https://doi.org/10.1001/jamainternmed.2020.2176

6. Hu E.A., Steffen L.M., Coresh J., Appel L.J., Rebholz C.M. Adherence to the Healthy Eating Index-2015 and other dietary patterns may reduce risk of cardiovascular disease, cardiovascular mortality, and all-cause mortality // J. Nutr. 2020. Vol. 150, N 2. Р. 312-321. DOI: https://doi.org/10.1093/jn/nxz218

7. Schwingshackl L., Hoffmann G. Diet quality as assessed by the Healthy Eating Index, the Alternate Healthy Eating Index, the Dietary Approaches to Stop Hypertension score, and health outcomes: a systematic review and meta-analysis of cohort studies // J. Acad. Nutr. Diet. 2015. Vol. 115, N 5. Р. 780-800.e5. DOI: https://doi.org/10.1016/j.jand.2014.12.009

8. Tyson C.C., Nwankwo C., Lin P.H., Svetkey L.P. The Dietary Approaches to Stop Hypertension (DASH) eating pattern in special populations // Curr. Hypertens. Rep. 2012. Vol. 14, N 5. Р. 388-396. DOI: https://doi.org/10.1007/s11906-012-0296-1

9. Chiuve S.E., Fung T.T., Rimm E.B., Hu F.B., McCullough M.L., Wang M. et al. Alternative dietary indices both strongly predict risk of chronic disease // J. Nutr. 2012. Vol. 142, N 6. Р. 1009-1018. DOI: https://doi.org/10.3945/jn.111.157222

10. Мартинчик А.Н., Батурин А.К., Кудрявцева К.В., Мартинчик Э.А., Никитюк Д.Б., Тутельян В.А. Индекс здорового питания в оценке региональных особенностей питания населения Российской Федерации // Вопросы питания. 2026 Т. 95, № 2 С. 26-37. DOI: https://doi.org/10.33029/0042-8833-2026-95-2-26-37

11. Мартинчик А.Н. Индексы качества питания как инструмент интегральной оценки рациона питания // Вопросы питания. 2019. Т. 88, № 3. С. 5-12. DOI: https://doi.org/10.24411/0042-8833-2019-10024

12. Кудрявцева К.В., Батурин А.К., Мартинчик А.Н., Кешабянц Э.Э., Денисова Н.Н., Смирнова Е.А. и др. Комплексная оценка рационов питания детей школьного возраста // Анализ риска здоровью. 2025. № 1. С. 24-34. DOI: https://doi.org/10.21668/health.risk/2025.1.03

13. Кудрявцева К.В. Комплексная оценка рациона питания населения сиспользованием данных о частоте потребления пищевых продуктов // Вопросы питания. 2023. Т. 92, № S5. С. 61-62. DOI: https://doi.org/10.33029/0042-8833-2023-92-5s-053

14. Выборочное наблюдение состояния здоровья населения Российской Федерации (2023 г.). URL: www.gks.ru

15. Тутельян В.А., Никитюк Д.Б., Погожева А.В. Нутрициология: полное руководство для практикующих специалистов по питанию. Москва: Эксмо, 2025. 432 с. (Настольный медицинский справочник). ISBN: 978-5-04-200968-6.

16. WHO. Guideline: Healthy diet [Электронный ресурс]. 2026. URL: https://www.who.int/news-room/fact-sheets/detail/healthy-diet

17. Погожева А.В. Изучение ассоциации питания с риском сердечно-сосудистых заболеваний // Медицинский совет. 2021. № 4. С. 17-24. DOI: https://doi.org/10.21518/2079-701X-2021-4-17-24

18. Ших Е.В., Махова А.А., Погожева А.В., Елизарова Е.В. Значение орехов в профилактике различных заболеваний // Вопросы питания. 2020. Т. 89, № 3. С. 14-21. DOI: https://doi.org/10.24411/0042-8833-2020-10025

19. Neale E.P., Tapsell L.C., Guan V., Batterham M.J. The effect of nut consumption on markers of inflammation and endothelial function: a systematic review and meta-analysis of randomised controlled trials // BMJ Open. 2017. Vol. 7, N 11. Article ID e016863. DOI: https://doi.org/10.1136/bmjopen-2017-016863

20. Boujelbane M.A., Ammar A., Salem A., Kerkeni M., Trabelsi K., Bouaziz B. et al. Gender-specific insights into adherence to Mediterranean diet and lifestyle: analysis of 4,000 responses from the MEDIET4ALL project // Front Nutr. 2025. Vol. 12. Article ID 1570904. DOI: https://doi.org/10.3389/fnut.2025.1570904

21. Overcash F., Reicks M. Diet Quality and eating practices among Hispanic/Latino men and women: NHANES 2011-2016 // Int. J. Environ. Res. Public Health. 2021. Vol. 18, N 3. P. 1302. DOI: https://doi.org/10.3390/ijerph18031302

22. Liu J., Mozaffarian D. Trends in diet quality among U.S. adults from 1999 to 2020 by race, ethnicity, and socioeconomic disadvantage // Ann. Intern. Med. 2024. Vol. 177, N 7. Р. 841-850. DOI: https://doi.org/10.7326/M24-0190

23. Dorrington N., Fallaize R., Hobbs D., Weech M., Lovegrove J.A. Diet Quality Index for older adults (DQI-65): development and use in predicting adherence to dietary recommendations and health markers in the UK National Diet and Nutrition Survey // Br. J. Nutr. 2022. Vol. 128, N 11. Р. 2193-2207. DOI: https://doi.org/10.1017/S0007114521005043

24. Погожева А.В. Стратегия здорового питания от юности к зрелости. 2-е изд. Самара : СвР-АРГУС, 2011. 333 с. ISBN: 978-5-86949-048-3.

25. Miller A., Kotowska A., Lachowicz-Wiśniewska S. A cross-sectional study of nutrition knowledge, diet quality, lifestyle, and health profiles among older adults attending universities of the third age in Poland // Nutrients. 2026. Vol. 18, N 12. P. 2025. DOI: https://doi.org/10.3390/nu18122025 PMID: 42356411; PMCID: PMC13305659.

26. Fulay A.P., Farsijani S., Freeland K., Roberts J., Rosso A.L., Houston D.K., Strotmeyer E.S. Development of an older adult Nutrition Equity Index (NEI) and association with the Healthy Eating Index (HEI) in older Black and White U.S. adults // J. Nutr. Health Aging. 2024. Vol. 28, N 11. Article ID 100343. DOI: https://doi.org/10.1016/j.jnha.2024.100343

27. Hengeveld L.M., Wijnhoven H.A.H., Olthof M.R., Brouwer I.A., Harris T.B., Kritchevsky S.B. et al.; Health ABC Study. Prospective associations of poor diet quality with long-term incidence of protein-energy malnutrition in community-dwelling older adults: the Health, Aging, and Body Composition (Health ABC) Study // Am. J. Clin. Nutr. 2018. Vol. 107, N 2. Р. 155-164. DOI: https://doi.org/10.1093/ajcn/nqx020

28. Zhang L., Chen Z., Xiao Z., Wang M., Wu Z., Ma Y. et al. Association between healthy eating Index-2020 and anxiety: insights from NHANES highlighting fruit and vegetable intake // J. Affect. Disord. 2025. Vol. 385. Article ID 119421. DOI: https://doi.org/10.1016/j.jad.2025.119421

29. Adewumi O., Fijabi O. Higher diet quality observed in pregnant women compared to women living with and without children in the US: NHANES 2011-2016 // J. Am. Nutr. Assoc. 2024. Vol. 43, N 5. Р. 430-436. DOI: https://doi.org/10.1080/27697061.2024.2302049

30. Murakami K., Livingstone M.B.E., Fujiwara A., Sasaki S. Application of the Healthy Eating Index-2015 and the Nutrient-Rich Food Index 9.3 for assessing overall diet quality in the Japanese context: different nutritional concerns from the US // PLoS One. 2020. Vol. 15, N 1. Article ID e0228318. DOI: https://doi.org/10.1371/journal.pone.0228318

31. de Paula Matos Souza J., Magela de Lima M., Martins Horta P. Diet quality among the Brazilian population and associated socioeconomic and demographic factors: analysis from the national dietary survey 2008-2009 // J. Acad. Nutr. Diet. 2019. Vol. 119, N 11. Р. 1866-1874. DOI: https://doi.org/10.1016/j.jand.2019.04.014

32. Gao X., Engeda J., Moore L.V., Auchincloss A.H., Moore K., Mujahid M.S. Longitudinal associations between objective and perceived healthy food environment and diet: the Multi-Ethnic Study of Atherosclerosis // Soc. Sci. Med. 2022. Vol. 292. Article ID 114542. DOI: https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2021.114542

Материалы данного сайта распространяются на условиях лицензии CC BY-NC-ND 4.0 (Creative Commons Attribution-NonCommercial-NoDerivatives 4.0 International)

© ООО Издательская группа «ГЭОТАР-Медиа». Использование текстового и иллюстративного материала данного издания для обучения любых систем искусственного интеллекта, включая машинное обучение и нейросети, запрещено без письменного разрешения правообладателя.