Характер питания, как большая составляющая образа жизни человека, представляет большой интерес для исследователей при изучении влияния питания на формирование алиментарно-зависимых факторов риска хронических неинфекционных заболеваний. Многочисленные исследования свидетельствуют о влиянии характера питания населения на распространенность факторов риска этих заболеваний, а также на развитие и исходы сердечно-сосудистых и онкологических заболеваний, сахарного диабета и других заболеваний [1][2].

Питание представляет собой многокомпонентную систему с большим количеством характеристик, что обоснованно требует использования корректных методов оценки, позволяющих в дальнейшем и интерпретировать корректно полученные результаты [3].

При оценке питания в исследованиях применяется несколько методов в зависимости от направленности, объема и продолжительности обследования [3][4]. Наиболее востребованными являются: метод суточного воспроизведения потребленной пищи — 24hDR (24-hour dietary recall) и частотный вопросник полуколичественной оценки характера питания — FFQ (Semi-Quantitative Food Frequency Questionnaire), удобный в статистической обработке и позволяющий получить одновременно частотную и количественную характеристики рациона за продолжительное время — от 10 дней до 12 мес. [3]. Простота сбора данных и их обработки являются обоснованием для использования вопросника FFQ при проведении масштабных эпидемиологических исследований, требующих объединения большого объема пищевых источников [3][4]. Однако использование данного метода требует обязательной валидации вопросника FFQ в каждой стране, где он применяется, и обновления ~ каждые 20 лет. Первое связано с особенностями ассортимента продуктов и блюд, формирующего рацион, а второе — со средним периодом выраженных изменений в структуре сырьевого и продовольственного обеспечения [2][3].

Наиболее часто в масштабных исследованиях использовался частотный метод оценки характера питания без количественной оценки потребленной пищи, не позволяющий получить данные об энергетической и пищевой ценности рациона, что является существенным ограничением при интерпретации полученных данных [5][6]. В связи с нарастающей научной необходимостью получения комплексной оценки питания становится актуальным анализ количественных характеристик и использование соответствующего метода оценки питания — частотного вопросника полуколичественной оценки характера питания. Структурно вопросник FFQ представляет собой список основных сырьевых продуктов, блюд, изделий и напитков, формирующих рацион, по которому респонденту необходимо предоставить информацию о частоте и количестве потребления за определенный временнoй период, что позволяет получить характеристику привычного рациона. Единого протокола проведения валидации пока не существует, однако на основе значительного опыта мировых исследований сформировался методологический подход сопоставления результатов оценки питания при использовании метода FFQ с результатами, полученными при 24hDR [7][8].

Характер питания в российской популяции характеризуется определенными историческими, культурными, социально-экономическими и национальными особенностями, что необходимо учитывать в разработке и использовании метода оценки питания. Разработанный и валидированный в 90-х годах вопросник FFQ [9][10] в настоящее время не отвечает современному ассортименту продовольствия, который за последние десятилетия значительно расширился.

Необходимость получения комплексных данных о характере питания россиян на современном этапе и согласованности метода оценки питания с протоколами аналогичных международных исследований обусловила цель настоящей работы: разработать, оценить валидность и воспроизводимость частотного вопросника полуколичественной оценки характера питания FFQ для взрослого населения.

Разработка FFQ. Вопросник для российской популяции был адаптирован на основе FFQ, разработанного для протокола международного многоцентрового эпидемиологического исследования PURE study (Prospective Urban and Rural Epidemiological study) в рамках российской части данного исследования. Дизайн и основные результаты исследования PURE представлены в ряде публикаций [11][12]. Исходный вариант FFQ включал перечень пищевых продуктов, готовых блюд, изделий и напитков с указанием размера/веса средней порции, а также оценкой частоты потребления по 9 категориям: “никогда, реже одного раза в месяц”, “1-3 раза в месяц”, “1 раз в неделю”, “2-4 раза в неделю”, “56 раз в неделю”, “1 раз в день”, “2-3 раза в день”, “4-5 раз в день” и “более 6 раз в день”. Показатели частоты потребления отражали временнoй промежуток в 12 мес. Продукты питания были сгруппированы в основные пищевые группы: молочные продукты, фрукты, овощи, мясо, птица, рыба, зерновые и хлебобулочные изделия, напитки, кондитерские изделия и сладости, масла. Отдельные блоки вопросника FFQ включали сезонное потребление продуктов, блюд и заготовительной продукции, прием витаминно-минеральных комплексов, посещение мест общественного питания и оценку некоторых пищевых привычек. Исходный вариант FFQ после анализа экспертами был дополнен продуктами и блюдами, характерными для рациона россиян. Так, пищевые позиции FFQ были дополнены продуктами сырьевыми (грибы, ягоды и др.) и переработанными (соления, овощная икра и другая заготовительная продукция), блюдами (салаты, супы), изделиями из теста, кондитерской продукцией и напитками (квас, компоты, морсы). Размеры средних порций пищевых позиций по готовой продукции были скорректированы с учетом веса и размера стандартных упаковок готовой продукции и изделий, а также веса порций блюд и напитков предприятий общественного питания [13]. Поскольку все молочные продукты и изделия маркируются согласно регламентирующим в РФ документам [14], в вопроснике FFQ молочные продукты также были сгруппированы по уровню содержания жира. Итоговый вариант разработанного FFQ включал 185 позиций.

Валидация и оценка воспроизводимости вопросника FFQ. Валидация вопросника FFQ осуществлялась по количественным показателям расчета энергетической и пищевой ценности рациона, как наиболее востребованных в анализе характеристик питания. В качестве референсного метода использовался метод 24hDR, позволяющий оценить рацион за предшествующие опросу сутки и рассчитать количественные показатели энергетической и пищевой ценности рациона. Участники исследования были опрошены методом 24hDR четыре раза за 12 мес. с равномерным сезонным распределением (1 раз в сезон). Сбор данных о рационе за рабочие и выходные дни проводился в соотношении 3:1. Первый и четвертый 24hDR были соотнесены по времени проведения с первым (FFQ1) и вторым (FFQ2) опросом по разработанному вопроснику FFQ. Интервал между первым и последним 24hDR, а также между FFQ1 и FFQ2 составил 12 мес. Для количественной оценки потребленной пищи интервьюерами использовался Атлас фотографий порций пищевых продуктов и блюд [15]. Фотографии продуктов и блюд выполнены в реальном размере и сопровождаются предметами сервировки — столовыми приборами, что облегчает респонденту оценку объема. Примеры порций блюд и продуктов представлены на рисунке 1. Расчет энергетической и пищевой ценности проводился с использованием справочных материалов о химическом составе российских пищевых продуктов и включал показатели макро-, микронутриентов, витаминов и суточной калорийности рациона [16-18]. Дизайн исследования представлен на рисунке 2.

В исследование были включены 344 человека в возрасте 25-65 лет, бoльшая часть была представлена женщинами (60,9%). Лица, находящиеся на рационах ограничительного характера, в исследование не включались. В дальнейшем из анализа были исключены 50 человек: это лица, имеющие <4-х 24hDR, и участники, энергетическая ценность рациона которых была ≤800 ккал. В итоге в анализ включены 294 человека. Демографическая характеристика участников представлена в таблице 1. Значения по 4-м опросам 24hDR усреднялись (24hDRmean). Нутриенты, по которым имелись пропущенные данные 24hDRmean и/ или FFQ1 и/или FFQ2, из анализа удалены.

Подготовка и обучение интервьюеров. Сбор данных по питанию и опрос респондентов проводили подготовленные врачи-диетологи, для которых предварительно было организовано обучение по проведению опроса респондентов, используя метод 24hDR и вопросник FFQ. Для интервьюеров были проведены тренинги и практические занятия с отработкой навыков сбора информации о рационе и количественной оценке потребленной пищи. Отработаны проверочные действия по заполнению вопросных форм на корректность. Интервьюеры были информированы о необходимости корректности общения с респондентами и обучены поведенческим реакциям (избегать невербальных сигналов, указывающих на удивление или неодобрение по поводу рациона респондента), обсуждены возможные ошибки интервьюеров по концепции “социальной желательности”.

Этика исследования. Исследование выполнено в соответствии со стандартами надлежащей клинической практики (Good Clinical Practice) и принципами Хельсинкской Декларации. Проведение исследования одобрено Этическим комитетом ФГБУ “НМИЦ терапии и профилактической медицины” Минздрава России. До включения в исследование у всех участников было получено информированное согласие в письменной форме.

Статистический анализ. Описательная статистика энергетической и пищевой ценности рациона включает среднее значение (М) и стандартное отклонение (SD). Соответствие распределения показателей нормальному оценивалось с помощью критерия Шапиро-Уилка; т.к. распределение большинства показателей не соответствовало нормальному, была проведена лог-трансформация всех показателей.

Для оценки валидности проводилось сопоставление результатов энергетической и пищевой ценности рациона по 24hDRmean и FFQ2 за период фактической оценки питания. На первом этапе рассчитывались коэффициенты корреляции Пирсона. Литературные источники свидетельствуют о возможном модифицирующем влиянии калорийности рациона [19], поэтому рассчитывалась частная корреляция с корректировкой на потребление энергии. Далее для оценки зависимости коэффициентов корреляции от ослабляющего эффекта ошибки измерения вводилась поправка “на затухание” и рассчитывались ослабляющие коэффициенты корреляции [20][21]. Относительное соответствие между двумя методами (24hDRmean и FFQ2) проверено кросс-классификацией доли участников исследования, которые были классифицированы двумя методами на одинаковые, смежные и крайние квартили. Чтобы оценить уровень согласованности между 24hDRmean и FFQ2, применялся метод Блэнда-Альтмана для показателей потребления энергии, общего белка, общего жира и общих углеводов [22][23]. Различия средних значений между двумя методами наносили на график относительно среднего значения двух методов для каждого показателя. Для оценки воспроизводимости использовали корреляцию Пирсона и коэффициент внутриклассовой корреляции (IntraClass Correlation, ICC) между FFQ1 и FFQ2. Все статистические анализы выполнены с использованием пакетов программ Statistica StatSoft версии 10.0 и IBM SPSS Statistics версии 23.

Валидность: корреляция между FFQ2 и 24hDRmean

Средние значения рассчитанного нутриентного профиля и калорийности рациона представлены в таблице 2. Минимальные средние значения потребления для подавляющего большинства нутриентов отмечаются по 24hDRmean, далее по FFQ2, и максимальные — по FFQ1.

В таблице 3 представлены коэффициенты корреляции между FFQ2 и 24hDRmean. Жесткие коэффициенты корреляции Пирсона между нутриентами варьировались от 0,19 (ретиноловый эквивалент) до 0,53 (холестерин). Для большинства показателей нутриентов и калорийности коэффициенты корреляции составил >0,30, что можно охарактеризовать как умеренную связь.

Низкие ассоциации отмечались преимущественно по витаминам: витамин А (0,26), β-каротин (0,21), витамин Е (0,21), витамин РР (0,28) и упомянутый выше ретиноловый эквивалент. Корректировка коэффициентов на энергопотребление корреляцию не улучшила.

Ослабление корреляций, т.е. корректировка на возможную ошибку измерений, улучшило коэффициенты корреляции практически для всех нутриентов (кроме витамина С). По ряду нутриентов ослабленные коэффициенты корреляции достигают высоких значений, это отмечается в отношении общих углеводов (0,61) и общего жира (0,62), витамина В2 (0,63), пищевых волокон (0,65). По ряду нутриентов наблюдалась непредсказуемая ослабленная корреляция (витамин А, β-каротин, ретиноловый эквивалент).

Валидность: перекрестная классификация и согласие по Блэнду-Альтману

Перекрестная классификация потребления питательных веществ, измеренная с помощью FFQ2 и 24hDRmean, показана в таблице 4. Доля субъектов, отнесенных к одному и тому же квартилю, варьировала от 26,9% (β-каротин) до 43,5% (холестерин), а отнесенных к противоположным квартилям — от 3,1% (холестерин) до 11,2% (ретиноловый эквивалент).

Чтобы проиллюстрировать пределы согласия между двумя методами, были построены графики разброса по Блэнду-Альтману для калорийности, потребления общего белка, общего жира и углеводов (рисунок 3). По энергоценности рациона и всем макронутриентам результаты FFQ2 демонстрируют завышение значений относительно 24hDRmean. По общим углеводам и белку завышение незначительное, соответственно, в пределах 2% (отношение шансов (ОШ)=0,02; 95% доверительный интервал (ДИ): от -0,02 до 0,05) и 7% (ОШ=0,07; 95% ДИ: от 0,04 до 0,10), по калорийности рациона несколько выше — 11% (ОШ=0,11; 95% ДИ: от 0,08 до 0,14). По уровню общего жира завышение в пределах 23% (ОШ=0,23; 95% ДИ: от 0,19 до 0,27). По показателям калорийности рациона и нутриентного профиля значения у нескольких участников вышли за пределы допустимости и для всех измерений средние различия не были связаны с применяемыми методиками, что подтверждает приемлемый уровень согласия между двумя методами.

Воспроизводимость: корреляция между FFQ1 и FFQ2

Оценка воспроизводимости между двумя FFQ показана в таблице 3. Корреляция Пирсона (нескорректированная) между потреблением питательных веществ, оцененная двумя FFQ, варьировала от 0,61 до 0,82, за исключением витамина Е (0,46) и витамина РР (0,58). ICC показала более низкие значения коэффициентов практически по всем нутриентам, тем не менее большинство значений коэффициентов корреляции осталось >0,60.

Современная версия FFQ представляет собой инструмент оценки характера и структуры питания с возможностью получения частотных характеристик, а также параметров энергетической и пищевой ценности рациона и применимый для изучения и анализа питания взрослого населения России. Этот вопросник FFQ сопоставим с аналогичными вопросниками международного исследования PURE.

Количество потребления макрои микронутриентов, оцененное по вопроснику FFQ сравнивалось с данными, полученными с помощью достаточно точно воспроизводящего рацион питания метода 24hDR. Сравнительный анализ показал, что адаптированный FFQ завышает среднее потребление микрои макронутриентов в сравнении с методом 24hDR, однако такая ситуация достаточно часто встречается при валидации FFQ с относительно большим количеством продуктов питания, что отмечают результаты аналогичных исследований [24-27]. Это объясняется тем, что опрос по большому количеству продуктов механически может привести к завышению оценки общего потребления при суммировании пищевых позиций вопросника FFQ [28]. Кроме того, когда респондентов просят вспомнить частоту употребления нескольких продуктов, они, в целом, склонны переоценивать свое общее потребление [26][29].

Результаты же корреляционного анализа FFQ vs 24hDR показали преимущественно умеренную связь по большинству макрои микронутриентов. Как правило, результаты исследований валидности и воспроизводимости FFQ по сравнению с 24hDR демонстрируют значения коэффициентов корреляции от умеренных до высоких, за исключением отдельных групп пищевых продуктов и питательных веществ [8][27]. В настоящем исследовании наиболее слабые связи выявлены по витаминам, что соответствует данным ряда аналогичных исследований [25-27][30-32]. Это может быть связано с тем, что пищевые позиции FFQ включают основные продукты и блюда и могут не включать оценку потребления продуктов, используемых в небольших количествах, таких как, специи, приправы и пряности, а также обогащенные этими компонентами кулинарные масла, однако являющиеся важными источниками минорных нутриентов [33]. В то же время оценка потребления таких продуктов по 24hDR более точна.

Согласно полученным в настоящей работе результатам, корректировка коэффициентов корреляции на энергопотребление не улучшила показатели корреляции. Необходимо отметить, что среди аналогичных исследований встречаются работы как подтверждающие влияние энергопотребления на корреляционную связь [26][27], так и не подтверждающие этого [32][34]. В то же время, корректировка корреляций на возможную ошибку измерений улучшила коэффициенты корреляции практически для всех питательных веществ, что соответствует данным других аналогичных исследований [26][32]. По ряду нутриентов наблюдалась непредсказуемо ослабленная корреляция, что также достаточно часто встречается в других работах по валидации FFQ [34][35]. Как правило, это отмечается в отношении микронутриентов, показавших наиболее низкие “грубые” коэффициенты корреляции.

Анализ Блэнда-Альтмана продемонстрировал высокую степень согласия между двумя методами по оценке потребления энергии, общего белка и общих углеводов, смещение по которым составило 11, 7 и 2%, соответственно. Несколько завышено смещение по уровню потребления общего жира — 23%, однако подобные уровни несогласованности довольно часто наблюдаются по отдельным макрои/или микронутриентам в исследованиях валидности разных FFQ [25][33]. Перекрестная классификация подтвердила высокий уровень согласованности оценки потребления макрои микронутриентов с помощью 24hDR и FFQ. Следовательно, некоторая степень несогласованности не влияет на качество ранжирования результатов по другим характеристикам питания и на возможность использовать полученные данные для анализа связи и ассоциаций с другими переменными. Необходимо отметить, что, хотя FFQ в целом является полуколичественным методом и с большой долей ограничений признается действительным для оценки абсолютного количественного потребления питательных веществ, результаты FFQ корректны в использовании и при анализе распределения по категориям потребления [30][36].

Сравнение оценки питания с использованием двух FFQ в течение года показало воспроизводимость от хорошей до отличной по всем макрои микронутриентам. Эти закономерности наблюдаются как при нескорректированной оценке (корреляция Пирсона), так и при использовании внутриклассовой корреляции. При оценке валидности, связь оказалась наиболее слабой, однако была в пределах “хорошей”. Многие исследователи предлагают порог хорошей воспроизводимости начиная от значений 0,4-0,5 [36][37], что согласуется с результатами настоящего исследования. При этом следует учитывать, что два опроса методом FFQ проводились с интервалом в 12 мес. Поэтому, возможно, при меньшем времени между двумя опросами (как это нередко бывает в других исследованиях) коэффициенты корреляции были бы выше.

Достоинства и ограничения исследования

Большинство участников исследования были женщины и лица с высшим образованием, проживающие в городе, и это вносит некоторые ограничения, поскольку в исследовании не участвовали лица, проживающие в сельской местности. Однако для подавляющего большинства аналогичных исследований характерно схожее ограничение контингента [25][26].

Достоинством проведенного исследования является большая численность респондентов — 294 участника. Как правило, в аналогичных исследованиях используют выборки, не превышающие 100-200 человек [38]. В систематическом обзоре статей по оценке валидности и воспроизводимости вопросников по питанию для подростков 13-17 лет, объем выборки >250 человек был только в 3 из 21 рассмотренных исследований [8]. Кроме того, для оценки абсолютного согласия между FFQ и 24hDR с использованием Блэнда-Альтмана предпочтителен объем участников не <100 человек, что и было соблюдено в настоящем исследовании.

Еще одним достоинством исследования является то, что анализ валидности и воспроизводимости FFQ проводился с использованием разносторонних статистических методик, многократно апробированных в аналогичных исследованиях. Литературные данные свидетельствуют о том, что, как правило, “слабым местом” исследований по валидности и воспроизводимости новых вопросников по питанию являются методы статистического анализа, используемые для их оценки [8]. Использование только среднего сравнения или “жестких” коэффициентов корреляции признается недостаточным. Исследования, в которых использовались коэффициенты корреляции, скорректированные на калорийность рациона, “ослабленные” корреляции, либо применялись другие методы статистической обработки (метод БлэндаАльтмана), перекрестная классификация), в дополнение к коэффициентам корреляции, относятся к более высокому уровню доказательности.

Достоинством исследования является достаточно большой объем макрои микронутриентов, анализируемых в валидации, что расширяет возможности использования разработанного вопросника и применения его не только в эпидемиологических, но и в клинико-профилактических и реабилитационных исследованиях. Большой объем пищевых позиций вопросника FFQ увеличивает и объем получаемой информации, и возможности последующего анализа. Однако в некоторых исследованиях это является ограничением, поскольку занимает больше времени на опрос респондента и является обоснованием для разработки и валидации более короткой версии FFQ.

Таким образом, полученные результаты свидетельствуют о преимущественно умеренной валидности вопросника FFQ относительно 24hDR и от умеренной до хорошей воспроизводимости при повторном анкетировании FFQ для большинства макрои микронутриентов. Валидность и воспроизводимость потребления ряда витаминов находятся в пределах допустимого для опросного метода. Оценка питания по FFQ несколько завышает данные по фактическому потреблению, что свойственно для данного инструмента оценки, однако не отражается на качестве ранжирования респондентов по объемам потребления макрои микронутриентов.

В целом, результаты валидации и оценки воспроизводимости обновленной версии вопросника FFQ схожи с результатами аналогичных исследований в других странах и обосновывают его использование в российских эпидемиологических, клинических и профилактических исследованиях для оценки характера питания взрослого населения.

Отношения и деятельность: все авторы заявляют об отсутствии потенциального конфликта интересов, требующего раскрытия в данной статье.