Асоціації між обмеженим харчуванням та величиною та частотою загального прийому їжі, їжі, закусок та напоїв у Національному опитуванні дієти та харчування у Великобританії для дорослих

Партнерський центр фізичних вправ, харчування та наук про здоров'я, Школа політичних досліджень, Брістольський університет, Брістоль, Великобританія

Ана Лорена Олеа Лопес,
Лора Джонсон

Цифри

Анотація

Ожиріння є глобальним пріоритетом охорони здоров'я. Стримане харчування пов’язане з ожирінням і загальним споживанням енергії, але асоціації з режимом харчування незрозумілі. Ми розглянули асоціації стриманого харчування з величиною та частотою прийому їжі серед 1213 дорослих британських (19–64 років) учасників перехресного аналізу Національного опитування дієти та харчування Великобританії 2000 року. Голландський опитувальник щодо харчової поведінки оцінював стримане харчування . Загальні випадки споживання були всі витраченими енергією протягом 60 хв. Класифікація на основі продуктів харчування відокремлювала випадки прийому їжі, закусок або напоїв від семиденних зважених щоденників їжі. Розраховували середньодобову частоту та розмір (ккал) загального прийому їжі, їжі, перекусів та напоїв та моделювали асоціації із стриманою їжею, використовуючи багаторазову лінійну регресію, включаючи недооцінку споживання енергії, віку, статі, ІМТ, емоційного харчування, зовнішнього прийому їжі та фізична активність як коваріати. Стримане харчування дуже слабо позитивно корелювало із загальним споживанням (r = 0,08, p 3) та низьким (≤3) для деяких аналізів [23]. У цій вибірці було виявлено високу внутрішню надійність для стриманого харчування, коефіцієнти α Кронбаха на вагах становили 0,91.

Коваріати

Статистичний аналіз

Дані представлені як засоби та стандартні відхилення для масштабних змінних або частот і відсотків для категоріальних змінних. Відмінності шкальних змінних між 2 групами досліджували за допомогою незалежних t-тестів. Коефіцієнти кореляції Пірсона вимірювали просту лінійну залежність між двома масштабними змінними. Для вивчення незалежних взаємозв’язків проводили множинні лінійні регресії, використовуючи стриманий показник прийому їжі як незалежну змінну, а також величину або частоту загального прийому їжі або їжі, закусок чи напоїв як змінну результату у власних моделях. Всі аналізи контролювали за віком, статтю, ІМТ, фізичною активністю, оцінками емоційного харчування та показниками зовнішнього харчування (модель 1). Категорія недостатньої звітності була додана до найбільш скоригованих моделей (модель 2). Представлені нестандартизовані бета-версії (β) з цих моделей. Взаємодія між стриманою оцінкою їжі та статтю для всіх режимів харчування була перевірена шляхом включення терміну продукту в регресійні моделі. Критерієм значущості був p Таблиця 1. Описова статистика для учасників, включених в аналіз.

Слабкі, але позитивні кореляційні зв'язки були виявлені для стриманих показників прийому їжі із загальним споживанням та частотою прийому їжі (Таблиця 2). Не було виявлено кореляції стриманого прийому їжі та частоти перекусів чи напоїв. На відміну від цього, сильніші (але все ще слабкі) кореляції спостерігались при стриманому харчуванні із загальним споживанням їжі, їжею, перекусом та напоєм, причому найбільша кореляція спостерігалася для розміру їжі (r = -0,20, p Рис. 1. Загальне споживання, їжі, закуски, і кількість напою та частоту напою за квінтилями стриманого балу.

У кількох моделях лінійної регресії, скоригованих на вік, стать, ІМТ, фізичну активність, оцінки емоційного харчування та показники зовнішнього прийому їжі, спостерігались дуже малі, але значущі асоціації лише для частоти прийому їжі (таблиця 3). Після коригування заниження звітності (модель 2, таблиця 3) оцінка асоціації між стриманим харчуванням та загальною частотою споживання майже подвоїлася (0,07 проти 0,13) і стала статистично значущою. Асоціація з частотою прийому їжі також була дещо сильнішою (0,05 проти 0,07). Збільшення показника стриманого прийому їжі на одну одиницю було пов’язане зі збільшенням загального споживання їжі та їжі відповідно на 0,07 відповідно.

У кількох моделях лінійної регресії, скоригованих на вік, стать, ІМТ, фізичну активність, показники емоційного харчування та показники зовнішнього прийому їжі, спостерігалися значні асоціації щодо обсягу випадків прийому, незалежно від того, загальне споживання, їжа, закуска чи напій (Таблиця 3). Після коригування заниженої звітності ці оцінки асоціації були трохи послаблені, але залишались важливими для обсягу їжі та напоїв. Збільшення однієї одиниці стриманого прийому їжі було пов’язане із зменшенням середнього обсягу їжі та напоїв на 15 ккал та 4 ккал відповідно. Жоден тест взаємодії на різницю в асоціаціях за статтю не був статистично значущим (усі р> 0,09).

Аналіз чутливості із використанням порядкових моделей логістичної регресії виявив оцінки в цілому подібного напрямку та статистичної значущості. Після коригування для коваріатів моделі 2 на кожну одиницю збільшення стриманого показника прийому їжі було пов’язане з переходом у вищу загальну категорію частоти споживання, прийому їжі або напоїв із упорядкованими коефіцієнтами 1,16 (95% ДІ 1,02, 1,31); 1,36 (95% ДІ 1,02, 1,31) та 1,14 (95% ДІ 1,00, 1,29) відповідно. Не було жодних доказів зв’язку між стриманою їжею та частотою перекусів (замовлені коефіцієнти 0,96 (95% ДІ 0,84, 1,09)).

Обговорення

У великій національній вибірці дорослих у Великобританії ми виявили, що більш високі показники стриманого прийому їжі були пов’язані з меншими загальними випадками споживання та дещо вищою загальною частотою споживання та частотою прийому їжі, що свідчить про перехід до меншої, але більш частої моделі споживання у стриманих споживачів їжі. Однак співвідношення між стриманим харчуванням та загальним обсягом прийому їжі було вдвічі більшим, ніж співвідношення із загальною частотою прийому, що свідчить про те, що стримані споживачі їжі обмежують споживання енергії найчастіше за рахунок зменшення обсягу порцій, а не пропускання їжі чи закусок. Моделі регресії, скориговані для зовнішнього прийому їжі, емоційного харчування, ІМТ, статі, віку, фізичної активності та недостатнього звітування, виявили, що асоціація між стриманим показником прийому їжі та величиною випадків прийому їжі є специфічною для їжі та напоїв, але не перекусів чи загальних випадків прийому разом. Подібно до цього, хоча частота випадків прийому їжі дещо зростала із більшою стриманістю, частота закусок не асоціювалася із стриманою їжею.

Було висловлено гіпотезу, що стримане харчування буде обернено пов'язане із загальною частотою прийому в результаті пропуску прийому їжі або закусок. На противагу цьому ми виявили дуже слабкі позитивні асоціації. Хоча статистично значущим у моделях регресії, зміна на 1 бал у стриманому харчуванні була пов’язана зі зміною лише 0,13 загального прийому їжі, що еквівалентно приблизно одному додатковому випадку на тиждень, різниця занадто мала, щоб мати сенс у реальному житті. Наші висновки в цілому погоджуються з де Кастро (1995), який виявив, що частота прийому їжі не відрізнялася за рівнем стриманого прийому їжі, оціненим за допомогою опитувальника з трьох факторів харчування [24]. Відсутність асоціацій у роботі де Кастро можна пояснити меншим обсягом вибірки, який становив чверть розміру вибірки у поточному аналізі.

Муракамі та Лівінгстон (2014) також досліджували частоту прийому їжі в тому самому дослідженні (NDNS), але в дещо більшій вибірці (1487 проти 1213) та використовуючи інше визначення випадків прийому. Муракамі та Лівінгстон (2014) визначали випадки прийому як будь-яку їжу або напої, спожиті за той самий 15-хвилинний період, тоді як ми визначали випадки прийому як все, що споживається протягом кожного 60-хвилинного періоду. Ми також використовували підхід, заснований на харчуванні, для розділення випадків прийому на конкретні типи, а саме страви, закуски та напої. Тому наше визначення за своєю суттю обмежує людей максимум 24 загальними випадками прийому в порівнянні з 96 можливими випадками прийому [36]. Незважаючи на ці відмінності, середня загальна частота прийому, яка спостерігається в нашому аналізі, була приблизно однаковою приблизно в 7 випадків прийому на день [36]. Також подібно до Муракамі та Лівінгстона 2014 року, ми спостерігали більш сильний зв'язок між загальною частотою прийому та стриманим прийомом їжі після коригування для недостатньої звітності, припускаючи, що це є важливою особливістю спостережних досліджень частоти прийому їжі для забезпечення надійних результатів.

Стримане харчування може відображати прийом їжі менше, ніж бажано, що може бути вищим за споживання енергії, необхідної організму для підтримки ваги. Однак під час нашого аналізу ми спостерігали, що загальний споживання енергії був навіть нижчим у порівнянні з оціненими потребами в енергії для їдачів із високим та низьким рівнем стриманості. Занижена оцінка споживання енергії - це добре задокументоване явище, яке трапляється з усіма інструментами оцінки дієти як результат недостатньої звітності про їжу, яка була справді з'їденою, так і фактичне недоїдання їжі протягом періоду оцінки порівняно зі звичним споживанням енергії [ 37]. Обмежене харчування було пов’язане з більшим недооцінюванням споживання енергії як у попередньому аналізі Національного обстеження дієти та харчування [23], так і в іншому дослідженні, де витрати енергії вимірювались безпосередньо водою з подвійною міткою [38], що свідчить про те, що ця асоціація не є обумовлені невід'ємними проблемами з оцінкою енергетичних потреб. Дослідження конструктивної обґрунтованості балів стриманого прийому їжі показали, що оцінка DEBQ була пов’язана з успішним обмеженням калорій у повсякденному житті [15], що може означати, що сподівані менші споживання енергії можна очікувати на основі вищих рівнів стриманості.,

Загальний обсяг випадків споживання був пов'язаний зі стриманою кількістю їжі, асоціацією, яка в основному була зумовлена збільшенням кількості їжі. Розмір їжі та стримане харчування також корелювали у Де Кастро (1995), хоча він повідомляв про дещо сильнішу кореляцію (r = -0,31). Ми розширили роботу де Кастро, розділивши загальні випадки споживання на їжу, закуски та напої, виходячи з їжі та напоїв, споживаних у кожному випадку. Це дозволило вперше вивчити асоціацію стриманого прийому їжі із закусками та напоями та виявило обмежені докази того, що закуски відіграють важливу роль у поясненні відмінностей у режимі харчування шляхом стриманої оцінки їжі.

Згідно з нашими результатами з найбільш скоригованої моделі стримані їдачі, очевидно, обмежують кількість споживаних калорій під час їжі та напоїв послідовніше, ніж у закусках. Подібним чином асоціація стриманого харчування з частотою прийому їжі, як видається, була зумовлена меншою частотою прийому їжі, тоді як частота перекусів мало коливалась залежно від рівня стриманої їжі. Конкретний вплив на напої можна пояснити стриманими споживачами їжі, які переходять із підсолодженого цукру на штучно підсолоджені напої, як це спостерігалося у шведській вибірці [39]. Асоціація з меншими розмірами та частотою прийому їжі може бути пов'язана із сукупним ефектом реакції імпульсивної та рефлексивної системи на прийом їжі, коли успішне обмеження закусок порушується, коли когнітивні ресурси виснажуються імпульсивною поведінкою, зумовленою неявною симпатією до закусок [ 40]. Більше того, попередні дослідження типів продуктів харчування, які зазвичай споживають стримані споживачі їжі, наголошують на меншому споживанні жирів, олій, червоного м’яса, піци, картоплі фрі та повножирних молочних продуктів [19], які є продуктами харчування, які швидше за все поєднуються в їжу, а не їдять поодинці як закуску. Тому сукупний ефект обмеженого вживання їжі в усіх продуктах харчування, швидше за все, впливає на їжу, ніж закуски.

Як варіант, відсутність асоціацій між стриманою їжею та розміром та частотою перекусу може бути пов’язана з визначенням закуски, яку ми використовували. Наше визначення закусочних продуктів включало закуски високої та низької якості, тобто печиво та тістечка, а також свіжі фрукти та сирі овочі. Якби стримані їдачі вирішили замінити низькоякісну закуску високоякісною закускою, а не пропускати закуски разом, то частота закуски залишиться незмінною. Однак, якби це було так, тоді можна було б очікувати, що кількість калорій в закусці зменшиться, коли буде їстися більш якісна закуска, оскільки вони, як правило, менш енергоємні. Хоча спочатку ми спостерігали зв'язок між стриманим харчуванням та розміром закуски, він не був надійним для коригування для недостатнього звітування про споживання енергії. Подальші дослідження повинні конкретно дослідити поєднані асоціації частоти харчування та якості дієти зі стриманим харчуванням.

Різниця у розмірі їжі та напою не відображалася на відмінностях у загальному обсязі прийому їжі в нашій найбільш скоригованій моделі. У нашій початковій моделі як менший загальний обсяг споживання, так і розмір закуски були пов'язані з вищим стриманим харчуванням, але ці асоціації не були надійними для пристосування для недостатнього звітування про споживання енергії. Асоціації стриманого прийому їжі із загальним обсягом прийому їжі представляють поєднання асоціацій щодо кількості їжі, напоїв та закусок. Напої найчастіше вживали, але мали відносно невеликі асоціації щодо розміру. Закуски були майже такими ж частими, як і прийоми їжі, але оцінка ефекту становила половину розміру ефекту від прийому їжі, що ще більше послаблювалось після коригування для недоотримання звітів. Тому асоціації між стриманим прийомом їжі та кількістю їжі приглушуються в поєднанні з розміром напою та закуски таким чином, що для загального обсягу прийому їжі немає жодних доказів асоціації. Ця знахідка потенційно підкреслює важливість розглядати випадки їжі окремо, оскільки поведінкові детермінанти їжі, закусок та напоїв можуть різнитися.

Ми помітили, що більш стримане харчування пов’язане з меншими розмірами напоїв, що може означати, що люди, які їдять стримано, безалкогольні або низькокалорійні напої (наприклад, вода, низькокалорійні безалкогольні напої), або вони можуть утримуватися від додавання цукру в чай та каву . Де Кастро (1995) виявив позитивну зв'язок між стриманим харчуванням та споживанням дієтичної соди, що підтверджує цю гіпотезу. Для того, щоб краще зрозуміти комбінований вплив режимів харчування та вибору їжі на стримане харчування, майбутні дослідження можуть використовувати більш детальне кодування їжі, щоб інтегрувати інформацію про поєднання видів їжі або напоїв, що споживаються під час прийому, а також їх розмір та частоту [42].

Висновки

У цьому поперечному дослідженні серед британських дорослих ми показали, що стримане харчування пов’язане з меншими розмірами їжі та напоїв та, хоча і слабко, частішими загальними випадками прийому та прийому їжі. Тому люди з високим стриманим харчуванням, схоже, мають режим харчування, який характеризується насамперед меншим і дещо частішим прийомом їжі. Розуміння методів, що використовуються для обмеження споживання енергії в умовах вільного життя, може поінформувати медичних працівників про можливі способи пропаганди режимів харчування, які, швидше за все, зменшують надмірну вагу та ожиріння.