Вплив тяги до їжі та споживання калорій на зміну індексу маси тіла (ІМТ) під час 18-місячного поведінкового дослідження втрати ваги

Джоанна Бушемі

1 кафедра психології, Університет ДеПола, Чикаго, Іллінойс, 60614, США

Тіффані М. Рибак

2 Кафедра психології, Університет Мемфіса, Мемфіс, TN 38152, США

Крістоффер С. Берлін

2 Кафедра психології, Університет Мемфіса, Мемфіс, TN 38152, США

Джеймс Г. Мерфі

2 Кафедра психології, Університет Мемфіса, Мемфіс, TN 38152, США

Холлі А. Рейнор

3 Департамент харчування, Університет Теннессі, Ноксвілл, TN 37996, США

Анотація

Вступ

В даний час приблизно 37,7% дорослих у Сполучених Штатах страждають ожирінням (Flegal et al., 2016). Ожиріння пов'язане з основними наслідками для здоров'я, включаючи хвороби серця, інсульт, діабет 2 типу та підвищений ризик деяких видів раку (Bray, 2004). Надмірне збільшення ваги в першу чергу пояснюється стійким позитивним енергетичним балансом, коли споживані калорії перевищують витрачені калорії (Janssen et al., 2005). З огляду на важливість досягнення негативного енергетичного балансу для схуднення, найефективніші дієтичні втручання при ожирінні вимагають обмеження висококалорійної їжі (Дієтичні рекомендації для американців, 2010). Тому визначення змінних, пов’язаних із переїданням, є ключовим для полегшення втрати ваги.

Харчова тяга була визначена одним із можливих попередників переїдання (Gendall et al., 1998) і характеризується сильною мотивацією або бажанням споживати певний продукт (Weingarten & Elston, 1990). Його диференціювали від голоду, який є більш загальним бажанням їжі (Batra et al., 2013). У перерізі є дані, що тяга до їжі пов’язана з надмірним споживанням калорій (Hill et al., 1991; Lafay et al., 2001; White & Grilo, 2005). Крім того, особи, вага яких потрапляє в діапазон надмірної ваги або індексу маси тіла із ожирінням (ІМТ), повідомляють про більш високу частоту тяги до їжі, ніж особи, вага яких падає в межах нормального ІМТ (Abilés et al., 2010; Chao et al., 2014; Franken І Муріс, 2005). У поперечному дослідженні 646 дорослих, Чао та співавт. (2014) виявили значну позитивну залежність між тягою до їжі та ІМТ. Вони також виявили значну позитивну зв'язок між тягою до певної калорійної їжі (наприклад, солодощів, їжі з високим вмістом жиру, вуглеводів та фаст-фудів) та фактичним споживанням цих продуктів. Abilés та ін. (2010) порівняли пацієнтів з баріатричною хірургією з групою, яка контролювала нормальну вагу, і виявили, що пацієнти з баріатричною хірургією повідомляли про значно вищі рівні тяги до їжі, ніж контролі за нормальною вагою. Підсумовуючи, наявна література демонструє взаємозв'язок між більшою тягою, більшим споживанням енергії та підвищеним ІМТ, причому тяга до їжі часто пропонується як рушій відносин.

Поточне дослідження розширює літературу, досліджуючи взаємозв'язок між тягою до їжі, споживанням калорій та змінами ІМТ протягом 18-місячного дослідження поведінкової втрати ваги за допомогою моделювання структурних рівнянь та моделювання кривої прихованого зростання. Цей статистичний підхід дозволяє проводити лонгітюдний аналіз закономірностей змін та взаємодії між змінами всіх трьох змінних протягом випробування (базовий рівень, 6 та 18 місяців; Берлін та ін., 2014). Це дослідження є першим, наскільки ми знаємо, для дослідження прогностичної обґрунтованості тяги до їжі на початковому рівні за результатами ІМТ під час дослідження втрати ваги. Враховуючи перехресні результати 2-річного дослідження втрати ваги, ми висунули гіпотезу, що більше зниження тяги до їжі буде пов’язане із більшим зниженням ІМТ через кожний момент часу. Ми також припустили, що початкове споживання калорій та зміна споживання калорій з часом пом'якшать зв'язок між тягою до їжі та ІМТ.

Метод

Учасники

Кваліфіковані учасники мали ІМТ від 27 до 45 кг/м 2 та віком від 21 до 65 років. Загалом 202 особи (середній ІМТ = 34,9 кг/м 2; середній вік = 51,30 року, 92,2% білих; 57,8% жінок) брали участь у 18-місячному втручанні в поведінкове ожиріння. Критеріями виключення були проблеми із серцем, вживання ліків для схуднення або участь у іншій програмі схуднення, баріатрична хірургія, вагітність або планування завагітніти, алергія на продукти, що використовуються в дослідженні, споживані менше п’яти різних видів поживних речовин, енергетично щільна їжа, або не міг пройти два квартали. Детальніше про схвалене клінічним випробуванням комітету з огляду інституцій див. Raynor et al. (2012). Особи, які брали участь, надали інформовану згоду, а потім були випадковим чином призначені на одне з двох втручань: (1) Стан способу життя (спосіб життя), що включає традиційну гіпокалорійну дієту з низьким вмістом жиру (1200–1500 ккал/добу, ≤30% ккал від жиру) або ( 2) спосіб життя + обмежений різновид (Lifestyle + LV), що включає традиційну гіпокалорійну нежирну дієту та мету обмежити різноманітність споживання закусок.

Втручання

Три компоненти були спільними для обох груп втручання: когнітивне поведінкове втручання, дієта (1200–1500 ккал/день, ≤30% ккал від жиру) та рецепт фізичної активності (40 хв/день, п’ять разів на тиждень). Учасникам групи Lifestyle + LV також було доручено зменшити різноманітність не поживних, щільних та енергоємних продуктів харчування у своєму раціоні лише до двох видів їжі протягом усього періоду втручання. Метою втручання було допомогти учасникам виробити здоровий спосіб життя та досягти щонайменше 10% втрати ваги. Протягом перших 6 місяців учасники зустрічалися щотижня, а потім двічі на місяць з 7 по 18 місяць.

Заходи

Демографія та антропометрія

Основна демографічна інформація (наприклад, стать, вік, рівень освіти) була зібрана шляхом оцінки самозвіту на початковому рівні. Зріст вимірювали в міліметрах на вихідному рівні за допомогою стадіометра, а вага вимірювали на початковому рівні, 6 та 18 місяців, у кілограмах за допомогою каліброваної цифрової шкали. Учасникам було наказано носити легкий одяг та знімати взуття, коли їх вимірювали. ІМТ обчислювався як вага у кілограмах, поділена на зріст у метрах у квадраті.

Інвентаризація харчової тяги

Інвентаризація харчової пристрасті (FCI) - це показник самозвіту з 28 пунктів, що оцінює потяг до їжі до різних продуктів харчування (White & Grilo, 2005; White et al., 2002). За результатами вимірювання можна отримати п’ять оцінок тяги до їжі, що стосуються різних сортів їжі (наприклад, жирів, солодощів, вуглеводів, жирів швидкого харчування). Для цілей поточного дослідження було використано загальний бал потягу до їжі. Тест-повторне тестування (α = 0,86) та аналіз внутрішньої консистенції (α = 0,93) продемонстрували високу надійність для загальної шкали. Крім того, FCI продемонстрував хороший вміст, одночасність, конструкцію та дискримінантну валідність (White et al., 2002).

Дієтичне споживання

Загальне споживання енергії було отримано за допомогою трьох 24-годинних дієвих відкликань (2 робочі дні та 1 вихідний день) по телефону в кожен момент часу (наприклад, базовий рівень, 6 та 18 місяців). Інтерв'юери були сліпими щодо призначення втручання та використовували програмне забезпечення системи даних про харчування для досліджень, розроблене Координаційним центром харчування, Університет Міннесоти, Міннеаполіс, Міннесота. Учасники використовували двовимірну форму їжі, яку їм дали, щоб полегшити оцінку розмірів порцій.

Аналітичний план

Кореляції Пірсона, моделювання прихованого росту та аналіз шляхів були проведені для того, щоб вивчити взаємозв'язок між змінами в тязі до їжі, споживанні калорій та ІМТ. Повна інформаційна надійна оцінка максимальної ймовірності дозволена для моделювання процесів множинних змін із відсутніми та ненормально розподіленими даними (Little et al., 2014; Muthén & Muthén, 1998–2012).

По-перше, лінійні, квадратичні та кускові моделі зростання (із залишковими дисперсіями, зафіксованими до нуля з метою ідентифікації, коли це необхідно) оцінювали окремо для кожної змінної, що представляє інтерес, для характеристики природи змін. Належність придатності для моделей зростання оцінювали за допомогою статистики надійної площі Хі (χ 2), де збільшення значень являє собою гіршу придатність (Yuan & Bentler, 2000). Однак статистика хі-квадрата чутлива до обсягу вибірки (Hu & Bentler, 1999), тому також був включений порівняльний показник відповідності (CFI). Значення ≥0,90 і ≥0,95 на CFI представляють адекватну та гарну відповідність моделі відповідно (Hu & Bentler, 1999). Статистика середньоквадратичної помилки апроксимації (RMSEA; MacCallum et al., 1996) також подавалася як популяційний індекс, що вимірює похибку апроксимації (Browne & Cudeck, 1993). Значення RMSEA інтерпретуються з точки зору придатності наступним чином: добре (0,10; Hu & Bentler, 1999; MacCallum et al., 1996). Стандартизований залишок середнього квадрату (SRMR) вимірює загальну різницю між спостережуваними та передбачуваними кореляціями, значення яких менше 0,08, як правило, вказують на хорошу відповідність (Hu & Bentler, 1999).

Крім того, були проведені лінійні моделі зростання між першим та останнім часовими пунктами для характеристики загальної зміни від базового рівня до 18 місяців. Очікуючи значної мінливості темпів змін та початкових значень, показники факторів з цих моделей експортувались та використовувались з аналізом шляху для зменшення складності моделі та полегшення конвергенції моделей. Випробовувались двосторонні та тристоронні взаємодії між перехопленнями та нахилами відповідних змінних, але взаємодії вищого порядку були вилучені з остаточної моделі, якщо вони не значимі. Група втручання не була включена в модель, оскільки не було відмінностей між групами у втраті ваги (Raynor et al., 2012), тязі до їжі або зміні тяги до їжі [Лямбда Уілкса = 0,962, F (3, 200) = 2,619, p> 0,05]. Усі аналізи моделей проводились у Mplus 7.20 (Muthén & Muthén, 1998–2012).

Значні взаємодії досліджувались далі, використовуючи графіки взаємодії із змінами в предикторі, представленими як особини, що збільшуються або зменшуються за цією конкретною змінною, нанесеною на вісь х, зміни ІМТ, нанесені на вісь Y, та різні лінії, що представляють середнє значення модератора, 1 SD вище і 1 SD нижче середнього. Якщо взаємодії включали змінні змінні, графічні зображення представляли із використанням значень змін для «зменшувачів» (при середньому значенні для тих, чиї оцінки змін були від’ємними), «приростів» (при середньому значенні для тих, хто змінює оцінки були позитивними), при низьких (-1 SD), середній та високий (+1 SD) рівні модератора.

Результати

Двовимірні кореляції представлені в таблиці 1 для початкових та зміни змінних від T1 до T4 та таблиці 2 для початкових та зміни змінних від T1 до T2. Подібні зв’язки між змінними були виявлені від Т1 до Т4 та Т1 до Т2. Початкова тяга до їжі позитивно корелювала з початковим ІМТ. Початкова тяга до їжі позитивно корелювала з початковими калоріями і негативно корелювала зі зміною харчової тяги та зміною калорій. Крім того, зміна калорій позитивно пов’язано зі зміною тяги.

Таблиця 1

Співвідношення перехоплень та нахилів від Т1 до Т4