Adaptacja polskiej wersji kwestionariusza Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ-13) wśród młodzieży szkolnej w badaniach populacyjnych

Transkrypt

1 362 Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): Adaptacja polskiej wersji kwestionariusza Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ-13) wśród młodzieży szkolnej w badaniach populacyjnych Adaptation of the Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ-13) for school-aged adolescents in a population study Anna Dzielska, Joanna Mazur, Agnieszka Małkowska-Szkutnik, Hanna Kołoło Zakład Ochrony i Promocji Zdrowia Dzieci i Młodzieży, Instytut Matki i Dziecka w Warszawie Wprowadzenie. Zachowania nastolatków związane z odżywianiem i kontrolą masy ciała stanowią ważny problem rozwojowy w tej grupie wieku. W świetle dostępnej nam wiedzy, w Polsce brak jest krótkich narzędzi, które umożliwiałyby wykrywanie tego rodzaju zachowań u nastolatków. Cel. Stworzenie polskiej wersji językowej skali TFEQ i adaptacja kwestionariusza wśród trzynastolatków. Zbadanie związku między wynikami uzyskanymi w skali TFEQ z wartościami wskaźnika BMI. Materiał i metody. Próbę badawczą stanowiła młodzież w wieku 13 lat, uczestnicy trzeciego etapu badań populacyjnych wszystkich dzieci urodzonych w Polsce pomiędzy 01 a 11 stycznia 1995 r. Narzędziem badawczym była skrócona i przetłumaczona na język polski wersja skali TFEQ autorstwa Stunkarda i Messicka. Ocenie psychometrycznej poddano wyłącznie kwestionariusze wypełnione w całości (n=555). Przeprowadzono analizę czynnikową metodą głównych składowych, z rotacją Varimax i normalizacją Kaisera oraz analizowano zgodność wewnętrzną całej skali i wyodrębnionych podskal z wyliczeniem współczynnika zgodności alfa-cronbacha. Zbadano korelacje między podskalami (r-spearmana). Do porównania średnich wyników wg BMI zastosowano jednoczynnikową analizę wariancji ANOVA i test post-hoc Tukey a HSD. Wyniki. Analiza głównych składowych wyodrębniła trzy główne składowe, które tworzą 3 podskale: ograniczania jedzenia, braku kontroli nad jedzeniem i jedzenia na podłożu emocjonalnym. Te trzy czynniki odtwarzają 56,8% zmienności całego zbioru obserwowanych zmiennych. Współczynnik zgodności wewnętrznej alfa-cronbacha dla całej skali wyniósł 0,78, a dla podskal odpowiednio 0,78; 0,76; 0,72. Wszystkie podskale korelowały ze sobą istotnie dodatnio (p<0,001). Średnie wyniki wg kategorii BMI różnią się istotnie tylko w podskali ograniczania jedzenia. Wnioski. Polska wersja kwestionariusza TFEQ-13 charakteryzuje się akceptowalną trafnością i rzetelnością i może być stosowana w badaniach młodzieży gimnazjalnej. Słowa kluczowe: młodzież, kwestionariusz TFEQ, zachowania żywieniowe, rzetelność, trafność Introduction. Behaviours associated with the adolescents nutrition and weight control are important developmental issues in this age group. As far as can be ascertained, there are no short tools for detection of this type of behaviour in adolescents in Poland. Aim. Creation of the Polish version of TFEQ and its adaptation for adolescents. Comparison of the TFEQ subscale scores with the BMI values. Material and methods. The sample were adolescents aged 13 years, participants of the third wave of the three-wave population study of all children born in Poland between the 1st and 11th January 1995 (n=605). The shortened Polish version of the TFEQ scale, originally created by Stunkard and Messick, was used. Only fully completed questionnaires (n=555) were used for the psychometric assessment of the scale. For this purpose, the principal component factor analysis with the Varimax rotation and Kaiser s normalization and analysis across the internal consistency reliability of the scale and specific subscales with the calculation of Cronbach s alpha, were used. The Spearman s correlation was used to examine the relationships among the subscales. One-way analysis of variance (ANOVA) and post-hoc test (Tukey s HSD) were used for mean scores analysis. Results. The principal component analysis identified three main factors which created three subscales: Cognitive Restraint of Eating, Uncontrolled Eating and Emotional Eating. These three principal components account for 56.8% of the total variability of all questions. The Cronbach s alpha coefficient was 0.78 for the whole scale and 0.78, 0.76, 0.72 for the respective subscales. All subscales were significantly related (p<0.001). Mean scores were significantly different only in the cognitive restraint subscale. Conclusions. The Polish version of the TFEQ-13 questionnaire has acceptable validity and reliability and can be used in school-aged adolescents studies. Key words: adolescents, TFEQ, eating behaviours, validity, reliability Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): Nadesłano: Zakwalifikowano do druku: Adres do korespondencji / Address for correspondence Anna Dzielska Instytut Matki i Dziecka ul. Kasprzaka 17a, Warszawa tel ; fax anna.dzielska@imid.med.pl

2 Dzielska i wsp. Adaptacja polskiej wersji kwestionariusza Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ-13) Wprowadzenie Wczesna adolescencja uznawana jest za szczególnie istotny okres rozwojowy, w którym pojawiają się pierwsze symptomy związane z zaburzeniami jedzenia [1-4]. Zakłada się, że zaburzenia masy ciała i choroby związane z nieprawidłowym odżywianiem, jak nadwaga i otyłość, są silnie zdeterminowane przez czynniki behawioralne (zachowania zawiązane z odżywianiem się) i psychologiczne (negatywne emocje, obniżenie nastroju, złe samopoczucie) [2,4,5]. Uwarunkowania te bada się zazwyczaj za pomocą profesjonalnych kwestionariuszy żywieniowych oraz złożonych skal psychologicznych mierzących emocjonalne i behawioralne aspekty odżywiania. Kwestionariusze oceniające sposób żywienia są w Polsce szeroko stosowane przez specjalistów w tej dziedzinie. Mniejszą popularność zyskały skale mierzące zachowania (nastawienie do jedzenia, zwyczaje związane z jedzeniem itp.). Wśród tego rodzaju skal znanych na świecie wymienić należy Restraint Scale (RS), Dutch Eating Behavior Questionnaire (DEBQ), Eating Disorder Inventory (EDI) i Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ) in. Eating Inventory (EI). Wśród kwestionariuszy diagnozujących sposób zachowania związany z odżywianiem adaptowanych w Polsce warto wyróżnić Kwestionariusz Zaburzeń Odżywiania (EDI) [6] oraz Kwestionariusz Zachowań Związanych z Jedzeniem (KZZJ) [7]. Pierwszy z nich jest adaptacją kwestionariusza Eating Disorder Inventory (EDI) i może być używany w badaniach osób od 14 r.ż. Zawiera 64 pytań zgrupowanych w ośmiu czynnikach. Służy do oceny zaburzeń odżywiania się w kontekście występowania charakterystycznych symptomów tych zaburzeń, specyficznych cech psychologicznych, postaw i zachowań. Kwestionariusz KZZJ zbudowany został na podstawie Eating Disorder Inventory (EDI) i The Eating Attitude Test (EAT). Składa się z 30 wskaźników, które tworzą 3 czynniki kwestionariusza. Test pozwala na zbadanie tendencji do przejadania się lub powstrzymywania od jedzenia. Jest rekomendowany do oceny stopnia zagrożenia nadwagą lub otyłością u osób z prawidłową masą ciała oraz do obserwowania postępów w trakcie terapii otyłości. Według autorów może być stosowany w różnych grupach wiekowych u osób otyłych i nieotyłych oraz osób z zaburzeniami odżywiania się. W opisywanym w pracy badaniu zdecydowano się na adaptację skróconej przez Karlssona wersji skali Stunkarda i Messika TFEQ, zawierającej 18 z 51 pierwotnych pytań [8,9]. Pytania kwestionariusza indeksowane są w trzech podskalach, które mierzą poznawczo-behawioralny i emocjonalny aspekt zachowań związanych z odżywianiem. Pierwsza podskala mierzy zachowania związane z ograniczaniem ilości lub rodzaju pożywienia w celu kontrolowania masy ciała i wizerunku ciała. Druga, skłonność do jedzenia więcej niż zwykle z powody utraty kontroli nad jedzeniem lub niepohamowanego uczucia głodu wywołującego napady objadania się. Trzecia podskala mierzy epizody objadania się spowodowane odczuwaniem obniżonego nastroju i zaniepokojenia. Badania zagraniczne wykazały, że TFEQ można stosować u nastolatków [10,11]. Cel pracy Celem pracy była: 1) ocena rzetelności i trafności kwestionariusza TFEQ w grupie młodszych nastolatków w wieku 13 lat, 2) zbadanie związku między wynikami uzyskanymi w skali TFEQ z wartościami wskaźnika BMI. Materiał i metody Próba badawcza Badania zostały przeprowadzone w 2007 r. i były trzecim etapem długofalowych badań populacyjnych. W pierwszym etapie (1995 r.) uczestnikami były wszystkie dzieci urodzone w Polsce pomiędzy 01 a 11 stycznia 1995 r. (N=11973). Kolejny etap odbył się w 1998 r. i obejmował losowo wybraną, a następnie ograniczoną do dzieci zdrowych i urodzonych o czasie próbę liczącą 1250 trzylatków. W trzecim etapie próbę badawczą stanowiły dzieci w wieku 13 lat (N=605, w tym dziewczynki 305; chłopcy 300), które odpowiedziały na pytania kwestionariusza ankiety pocztowej. Wskaźnik masy ciała BMI Do interpretacji wskaźnika BMI zastosowano tabele wartości centylowych tego wskaźnika dla płci i wieku opracowane przez I. Palczewską [12]. Przyjęto następujące kategorie BMI: poniżej 5 centyla (<5c) niedobór masy ciała większe lub równe 5 centylowi, a mniejsze od 85 centyla (5>85c) norma równe i powyżej 85 centyla, a mniejsze od 95 centyla (85>95c) nadwaga równe i powyżej 95 centyla (>=95c) otyłość. Narzędzie badawcze Narzędziem badawczym był kwestionariusz Three-Factor Eating Questionnaire-18 (TFEQ-18). Dokonano tłumaczenia oryginalnej wersji językowej kwestionariusza TFEQ-18 na język polski opierając się na międzynarodowych zaleceniach adaptacji testów i kwestionariuszy [13]. Translacja przebiegała w trzech etapach: 1. Tłumaczenie kwestionariusza z języka angielskiego na język polski przez dwóch niezależnych tłumaczy.

3 364 Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): Utworzenie jednej uzgodnionej wersji kwestionariusza w języku polskim. 3. Re-translacja uzgodnionej wersji polskiej na język angielski przez niezależnego tłumacza. Kolejnym etapem było testowanie przetłumaczonej wersji kwestionariusza w grupie 107 studentów. Zadaniem respondentów było wypełnienie kwestionariusza i ocena zrozumienia pytań i trafności sformułowań. W wyniku tego procesu ustalono najbardziej poprawną lingwistycznie wersję kwestionariusza oraz zredukowano liczbę pytań z 18 do 14. Następnie kwestionariusz poddano kolejnemu testowaniu w grupie 157 uczniów pierwszej klasy gimnazjum. Ta wersja skali została włączona do ogólnego kwestionariusza ankiety dla 13-latków i zastosowana w badaniach populacyjnych dotyczących wpływu czynników biologicznych, behawioralnych i psychospołecznych na kształtowanie się wskaźnika masy ciała u 13-latków. Ostateczna polska wersja skali TFEQ zawierała 14 wskaźników. Po dokonaniu wstępnej analizy rzetelności TFEQ-14, skalę skrócono do 13 pytań. Opis procedury przedstawiono w podrozdziale wyniki. Pytania skali TFEQ-13 tworzą trzy czynniki (załącznik 1): 1. Ograniczanie jedzenia (Cognitive Restraint of Eating) 5 pytań (O1-O5), 2. Brak kontroli nad jedzeniem (Uncontrolled Eating) 5 pytań (R1-R5). 3. Jedzenie pod wpływem emocji (Emotional Eating) 3 pytania (E1-E3). Kwestionariusz TFEQ zawiera wystandaryzowane odpowiedzi na 4-stopniowej skali punktowanej od 0 do 3 (zdecydowanie tak 3; raczej tak 2; raczej nie 1; zdecydowanie nie 0). Pytanie 13 (R5) zostało przekodowane w następujący sposób: 1 i 2 0; 3 i 4 1; 5 i 6 2; 7 i 8 3. Wartości wylicza się oddzielnie dla każdej podskali. Nie wylicza się wartości dla skali ogółem. Wyższy wynik ogólny skali cząstkowej oznacza nasilenie zaburzeń w jej zakresie. Analizy statystyczne Skala została poddana podstawowej ocenie psychometrycznej opisującej trafność i rzetelność kwestionariusza. W celu oceny trafności przeprowadzono analizę czynnikową obejmującą wszystkie wskaźniki skali, metodą głównych składowych, z zastosowaniem rotacji Varimax z normalizacją Kaisera. W celu oceny rzetelności analizowano zgodność wewnętrzną całej skali i wyodrębnionych podskal, z wyliczeniem współczynnika zgodności alfa-cronbacha. Oczekiwano, że zgodnie z kryterium Nunnally ego wartości współczynnika alfa-cronbacha będą wyższe niż 0,7. Ponadto wyliczono korelację (r-spearmana) dla poszczególnych podskal oraz obliczono związek każdej z podskal ze wskaźnikiem BMI (test c 2 ). Porównano również średnie wyniki dla każdej podskali w czterech kategoriach BMI. W tym celu przeprowadzono jednoczynnikową analizę wariancji ANOVA oraz zbadano różnice między parami średnich z poszczególnych kategorii BMI testem post-hoc dla wielokrotnych porównań (test Tukey a HSD). Wyniki wszystkich podskal zostały poddane standaryzacji do 100 punktów w celu ułatwienia ich interpretacji oraz większej porównywalności podskal. Analizy statystyczne wykonano przy użyciu pakietu statystycznego SPSS v.14. Wyniki Statystyki opisowe Ocenie psychometrycznej poddano wyłącznie kwestionariusze wypełnione w całości. Odpowiedzi na wszystkie pytania skali udzieliło 555 osób (282 dziewcząt, 273 chłopców). Wśród badanych 4,1% (dziewczęta 5,2%, chłopcy 3,1%) stanowiły osoby z niedoborem masy ciała, 81,9% (odpowiednio 78,9 i 84,8%) z masą ciała w normie, 8,6% (odpowiednio 10,4 i 6,9%) z nadwagą i 5,4% (odpowiednio 5,5 i 5,2%) z otyłością. Średnie wyniki dla poszczególnych skal cząstkowych wynosiły odpowiednio: 30,2 (SD=20,8) dla podskali ograniczania jedzenia, 15,6 (SD=18) dla podskali jedzenia pod wpływem emocji i 30,2 (SD=18) dla podskali braku kontroli nad jedzeniem. We wszystkich skalach cząstkowych średnie wyniki były wyższe u dziewcząt niż u chłopców, a w podskali ograniczania jedzenia różnica te była istotna statystycznie (p<0,001). Ocena psychometryczna skali TFEQ W toku oceny rzetelności skali TFEQ-14 stwierdzono, że posiada ona dobrą zgodność wewnętrzną (współczynnik alfa-cronbacha wynosił 0,79). Podczas oceny trafności kwestionariusza, wyodrębniono 3 główne składowe. Badając korelacje pomiędzy poszczególnymi zmiennymi a wyodrębnionymi czynnikami zaobserwowano, że pytanie skali brzmiące: Czasami, kiedy zacznę jeść, nie mogę przestać, silnie koreluje z podskalą opisującą jedzenie pod wpływem emocji. Według założeń autorów oryginalnej wersji kwestionariusza wymienione pytanie było częścią podskali braku kontroli nad jedzeniem. W rezultacie zdecydowano się na usunięcie tego pytania i ograniczenie skali z 14 do 13 zmiennych. W dalszym opracowaniu omówiono wyniki dla skali TFEQ-13. Współczynnik zgodności wewnętrznej alfa-cronbacha, po wykluczeniu jednego pytania, wyniósł dla całej skali 0,78, co świadczy o zadowalającej rzetelności kwestionariusza.

4 Dzielska i wsp. Adaptacja polskiej wersji kwestionariusza Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ-13) Analiza głównych składowych wyodrębniła trzy główne składowe, które wyjaśniają 56,8% całkowitej wariancji wszystkich pytań i zgodnie z kryterium Kaisera, posiadają wartości własne większe niż 1. Dla wyodrębnionych składowych współczynnik alfa-cronbacha wynosił: dla pierwszej 0,78, dla drugiej 0,76, dla trzeciej 0,72. Pierwsza z wyodrębnionych składowych wyjaśnia 28,9% wariancji skali, kolejne odpowiednio 19,2 i 8,8%. Ładunki czynnikowe wyodrębnionych składników wyraźnie dzielą skalę na trzy kategorie: ograniczanie jedzenia (pierwsza składowa 5 wskaźników), brak kontroli nad jedzeniem (druga składowa 5 wskaźników), jedzenie pod wpływem emocji (trzecia składowa 3 wskaźniki), co pokrywa się ze wskaźnikami odpowiadającymi tym kategoriom. Struktura czynnikowa nie potwierdziła celowości równoległego używania jednego ogólnego indeksu zaburzeń związanych z odżywianiem zbudowanego na podstawie wszystkich 13 pytań. Korelacje Biorąc pod uwagę stopień korelacji poszczególnych zmiennych okazuje się, że z pierwszą składową (ograniczanie jedzenia) najsilniej koreluje 5 pytań skali, przyjmując wartości na poziomie od 0,53 do 0,83. Z kolejną składową (brak kontroli nad jedzeniem), najsilniej koreluje również 5 zmiennych, a wartości ładunków wynoszą od 0,51 do 0,75. Z trzecią z wyodrębnionych składowych (jedzenie pod wpływem emocji) najsilniej korelują 3 zmienne skali (0,77-0,82) (ryc. 1). Wszystkie podskale są ze sobą silnie skorelowane (p<0,001). Współczynnik korelacji r-spearmana był najwyższy dla pary jedzenie na podłożu emocjonalnym i brak kontroli nad jedzeniem i wyniósł 0,50. Podskala ograniczania jedzenia korelowała z podskalą jedzenia na podłożu emocjonalnym na poziomie 0,18, a z podskalą braku kontroli nad jedzeniem na poziomie 0,17. Związek TFEQ-13 z wartością wskaźnika masy ciała BMI. Porównanie średnich wyników. Analizując związek każdej ze skal cząstkowych z wartością wskaźnika BMI badanych stwierdzono, że jest on istotny statystycznie tylko w przypadku podskali ograniczania jedzenia u młodzieży ogółem (p<0,001) i u dziewcząt (p<0,001). W kolejnym etapie analizy porównano średnie wyniki podskal dla czterech kategorii wskaźnika BMI (niedoboru masy ciała-1, normy-2, nadwagi-3 i otyłości-4) z zastosowaniem jednoczynnikowej analizy wariancji ANOVA. Postawiono hipotezę zerową, która zakładała brak różnic w wynikach skal cząstkowych między nastolatkami z niedoborem masy ciała, będącymi w normie, z nadwagą i z otyłością. Postawiono również hipotezę alternatywną, według której istnieją różnice między 13-latkami o różnych kategoriach BMI w wynikach skal cząstkowych TFEQ i przynajmniej jedna grupa różni się od pozostałych. Uzyskano następujące średnie wyniki według kategorii BMI: 1. Podskala ograniczania jedzenia niedobór 23,4 (SD=16,5), norma 28 (SD=20,7), nadwaga 37,4 (SD=16,5), otyłość 47,8 (SD=19,0) 2. Podskala braku kontroli nad jedzeniem niedobór 29,5 (SD=20,9), norma 29,8 (SD= 18,2), nadwaga 32,5 (SD=19,3), otyłość 32,6 (SD=16,1) 3. Podskala jedzenia pod wpływem emocji niedobór 15,8 (SD=15,1), norma 15,1 (SD= 17,5), nadwaga 18,7 (SD=24,7), otyłość 18 (SD=14,9) (ryc. 2, 3, 4). Spośród trzech analizowanych podskal, tylko w przypadku ograniczania jedzenia istotność statystyczna była mniejsza od założonego poziomu, co umożliwiło odrzucenie hipotezy zerowej na rzecz 60 I. Ograniczanie jedzenia Cognitive restraint 0,76 0,83 0,81 R1 R2 R3 II. Brak kontroli nad jedzeniem Uncontrolled eating 0,54 0,7 0,75 0,7 0,59 0,51 0,64 R4 R5 J1 J2 J3 J4 J ,5 29,8 23,4 28,1 15,8 15,1 37,4 32,5 18,7 47,8 32,6 18 R J E III. Jedzenie pod woływem emocji Emotional eating 0,77 0,82 0,77 E1 E2 E3 Ryc. 1. Struktura skali TFEQ i ładunki czynnikowe skorelowanych wskaźników Fig. 1. The TFEQ structure and factor elements of correlated indices Ryc. 2. Średnie wyniki skal cząstkowych TFEQ dla kategorii BMI (ogółem) (R ograniczanie jedzenia; J brak kontroli nad jedzeniem; E jedzenie pod wpływem emocji; 1 niedobór masy ciała, 2 norma, 3 nadwaga, 4 otyłość) Fig. 2. Mean results of TFEQ subscales for BMI category (total) (R cognitive restraint of eating; J uncontrolled eating; E emotional eating; 1 body mass deficiency; 2 standard; 3 overweight; 4 obesity)

5 366 Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): ,8 30, ,7 16,6 16,2 41,4 31,3 23,8 53,7 31,6 19,4 R J E , ,2 29, ,1 34,4 31,4 11,1 40,5 33,8 16,2 R J E Ryc. 3. Średnie wyniki skal cząstkowych TFEQ dla kategorii BMI (dziewczęta) (R ograniczanie jedzenia; J brak kontroli nad jedzeniem; E jedzenie pod wpływem emocji; 1 niedobór masy ciała, 2 norma, 3 nadwaga, 4 otyłość) Fig. 3. Mean results of TFEQ subscales for BMI category (girls) (R cognitive restraint of eating; J uncontrolled eating; E emotional eating; 1 body mass deficiency; 2 standard; 3 overweight; 4 obesity) hipotezy alternatywnej (p<0,001). Oznacza to, że kategoria BMI istotnie różnicuje wynik skali ograniczania jedzenia. Wartość F dla tej podskali wynosiła 11,646. W odniesieniu do pozostałych podskal kwestionariusza TFEQ nie zaobserwowano istotnych różnic statystycznych związanych z masą ciała badanych nastolatków. Szczegółowa analiza różnic między średnimi została wykonana za pomocą testu post-hoc (test Tukey- a HSD). Stwierdzono, że najbardziej pod względem średnich wyników podskali ograniczania jedzenia różnią się od siebie nastolatki z niedoborem masy ciała od nastolatków otyłych (różnica wynosiła -24,3) oraz nastolatki z masą ciała w normie vs. otyłych (różnica Ryc. 4. Średnie wyniki skal cząstkowych TFEQ dla kategorii BMI (chłopcy) (R ograniczanie jedzenia; J brak kontroli nad jedzeniem; E jedzenie pod wpływem emocji; 1 niedobór masy ciała, 2 norma, 3 nadwaga, 4 otyłość) Fig. 4. Mean results of TFEQ subscales for BMI category (boys) (R cognitive restraint of eating; J uncontrolled eating; E emotional eating; 1 body mass deficiency; 2 standard; 3 overweight; 4 obesity) -19,8). W obydwu przypadkach różnica była istotna statystycznie na poziomie p<0,001. Wykazano także różnice między nastolatkami z niedoborem a nadwagą (p<0,05) i normą vs. nadwagą (p<0,05). U chłopców nie stwierdzono istotnych statystycznie różnic średnich wyników w żadnej z badanych skal cząstkowych, podczas gdy u dziewcząt różnice dotyczyły podskali ograniczania jedzenia. W tym zakresie stwierdzono, że średnie najbardziej różnią się u dziewcząt z normą w stosunku do otyłych (-24,7; p<0,001), z niedoborem w stosunku do otyłych (-28; p<0,01) oraz z masą ciała w normie vs. z nadwagą (-12,4; p<0,05) (tab. I). Tabela I. Porównanie średnich wyników podskali ograniczania jedzenia pomiędzy 4 kategoriami wskaźnika BMI (Test Tukey a HSD) Table I. Comparison of mean results in the subscale of cognitive restraint of eating among 4 BMI categories (Tukey s HSD test) Porównywane pary /Compared conditions niedobór vs. norma /deficiency vs. standard Płeć /gender Różnica średnich /Difference of mean values Błąd standardowy /Standard deviation p 95% przedział ufności /confidence interval of 95% Dolna granica/lower limit Górna granica/upper limit Ogółem/Total -4,5 4,5,750-16,1 7,1 dziewczęta/girls -3,3 5,8,940-18,3 11,7 chłopcy/boys -8,0 7,3,699-27,0 11,0 niedobór vs. nadwaga Ogółem/Total -13,9* 5,3,045-27,7-0,2 /deficiency vs. overweight dziewczęta/girls -15,7 6,9,107-33,6 2,1 chłopcy/boys -12,4 8,5,468-34,5 9,7 niedobór vs. otyłość /deficiency vs. obesity norma vs. nadwaga /standard vs. overweight norma vs. otyłość /standard vs. obesity nadwaga vs. otyłość /overweight vs. obesity * p<0,05, ** p<0,01, *** p<0,001 Ogółem/Total -24,3*** 5,7,000-39,2-9,3 dziewczęta/girls -28,0** 7,7,002-47,9-8,1 chłopcy/boys -21,4 9,0,083-44,7 1,8 Ogółem/Total -9,4* 3,1,015-17,6-1,3 dziewczęta/girls -12,4* 4,3,021-23,5-1,3 chłopcy/boys -4,4 4,7,782-16,6 7,7 Ogółem/Total -19,8*** 3,8,000-29,8-9,8 dziewczęta/girls -24,7*** 5,4,000-38,8-10,5 chłopcy/boys -13,4 5,4,069-27,6 0,7 Ogółem/Total -10,3 4,8,140-22,7 2,0 dziewczęta/girls -12,2 6,6,254-29,4 4,9 chłopcy/boys -9,0 6,9,570-27,1 9,0

6 Dzielska i wsp. Adaptacja polskiej wersji kwestionariusza Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ-13) Dyskusja Pierwotna wersja skali TFEQ została stworzona przez A. J. Stunkard a i S. Messick a. Bazując na 51 wskaźnikowej, oryginalnej wersji skali J. Karlsson i wsp. opracowali krótszą wersję kwestionariusza (TFEQ-18). Ograniczenie liczby wskaźników dało możliwość stosowania narzędzia w badaniach epidemiologicznych. TFEQ-18 była testowana wśród otyłych dorosłych [8]. W późniejszych badaniach jej strukturę sprawdzano na próbie nie-otyłych młodych dorosłych, jak również w populacji nastolatków i dorosłych o zróżnicowanym wskaźniku BMI [11,14,15,16]. W każdym przypadku własności psychometryczne kwestionariusza były dobre, co wskazuje na możliwość używania skali w badaniach ogólnej populacji. Pomimo 2-krotnego testowania skali przed zastosowaniem jej w badaniu właściwym, okazało się, że jedno z pytań skali TFEQ-14 koreluje z inną, niż założono podskalą kwestionariusza. Przyczyn zaistniałej sytuacji można upatrywać w źle skonstruowanym lub niewłaściwie przetłumaczonym pytaniu. Pytanie mogło być niejednoznaczne dla młodzieży i z tego powodu odpowiedzi mogły być niezgodne z rzeczywistością. Po sprawdzeniu spójności wewnętrznej dla skali TFEQ-14 oraz skali TFEQ-13 (po wykluczeniu pytania), stwierdzono, że usunięcie tego pytania zmniejsza wartość współczynnika alfa-cronbacha zaledwie o 0,01. W związku z uzyskanymi wynikami zdecydowano, że skala może być ograniczona z 14 do 13 pytań. Analiza głównych składowych skróconej wersji skali zastosowanej w niniejszym badaniu wyodrębniła 3 główne czynniki w obrębie opisywanej skali TFEQ 13. Sugeruje to, że skala TFEQ-13 posiada taką samą strukturę, jaką zakładali autorzy wersji TFEQ 18. Biorąc pod uwagę wartość współczynnika zgodności wewnętrznej (alfa-cronbacha), podobnie, jak w badaniach innych autorów, w każdej z podskal był on większy od 0,70 (5,8). Wyniki przeprowadzonych analiz potwierdziły, że skala TFEQ-13 charakteryzuje się dobrą rzetelnością i trafnością i może być stosowana u dorastającej młodzieży. W badaniach opisujących wersję 18-wskaźnikową TFEQ wykazano dodani związek pomiędzy podskalą braku kontroli nad jedzeniem z podskalą jedzenia pod wpływem emocji oraz ujemny związek pomiędzy podskalą braku kontroli nad jedzeniem z podskalą ograniczania jedzenia. Autorzy badań zwracają również uwagę na brak zależności ograniczania jedzenia z jedzeniem pod wpływem emocji, dowodząc, że jedzenie pod wpływem emocji może występować niezależnie od poziomu zachowań związanych z ograniczaniem jedzenia [8,17]. Tymczasem, w toku analizy TFEQ-13, zaobserwowano wysoką dodatnią korelację pomiędzy wszystkimi skalami cząstkowymi, co oznacza, że wyższy wynik którejkolwiek z podskal zwiększa wynik innej podskali. Otrzymane wyniki są zgodne z teorią restrykcji dietetycznych (restraint theory), z której wynika, że jedzenie pod wpływem odczuwania emocjonalnego dystresu jest konsekwencją stosowania restrykcji dietetycznych oraz, że stosowanie restrykcji w celu zmniejszenia masy ciała zwiększa ryzyko wystąpienia napadów objadania się [1,18]. Stosowanie restrykcji dietetycznych z założenia ma służyć redukcji masy ciała, jednakże w efekcie wzajemnego oddziaływania na siebie opisywanych czynników (restrykcji, jedzenia pod wpływem emocji oraz braku kontroli nad jedzeniem) jest jedną z głównych przyczyn przyrostu masy ciała. Restrykcje w diecie dotyczyć mogą zarówno ograniczania ilości (wartości energetycznej), jak i jakości posiłków tj. eliminowania niektórych składników pożywienia przez jedzenie wybranych produktów. Z badań wynika, że osoby, które okresowo ograniczają jedzenie są częściej narażone na nadwagę i otyłość od tych, które nie stosują restrykcji dietetycznych [3,10,19,20]. Teorię tą potwierdzają wyniki opisywanych w pracy badań własnych, które wskazują na istotny związek wskaźnika BMI z wynikiem podskali ograniczania jedzenia. W badaniach amerykańskich przeprowadzonych wśród osób dorosłych (otyłych i nieotyłych) również zaobserwowano istotny związek w podskali ograniczania jedzenia z wartością wskaźnika BMI w kontekście różnic pomiędzy osobami z masą ciała w normie a otyłymi [14]. Podobne wyniki uzyskała N. Ogińska-Bulik, która badała zależność zachowań związanych z odżywianiem z masą ciała nastolatków, zaobserwowano istotne różnice między podgrupą osób z nadwagą i masą ciała w normie w tym zakresie [7]. Kolejne podskale kwestionariusza TFEQ dotyczą niekontrolowanego objadania się i jedzenia indukowanego przez emocje. Koncepcja jedzenia pod wpływem emocji wywodzi się z teorii psychosomatycznej otyłości, która zakłada, że osoby otyłe wykazują większą skłonność do jedzenia wywołaną przeżywaniem emocji niż osoby z masą ciała w normie. Epizodyczne objadanie się jest tu reakcją na negatywne uczucia lub stresujące wydarzenia życiowe, a poradzenie sobie z obniżonym nastrojem odgrywa rolę w etiologii otyłości [17,21]. M. R. Yeomans i wsp. dowiedli, że również przeżywanie pozytywnych emocji zwiększa skłonność od przejadania się [22]. Często dochodzi do uzależnienia przyjmowania pokarmów od potrzeb emocjonalnych i psychoafektywnych. Lęk czy depresja stają się przyczyną zachowań kompulsywnych, a w rezultacie prowadzą do przyrostu masy ciała.

7 368 Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): W pozostałych skalach cząstkowych kwestionariusza TFEQ (jedzenie pod wpływem emocji, brak kontroli nad jedzeniem) nie stwierdzono związku nasilenia zaburzeń z masą ciała. Wyniki te znajdują potwierdzenie we wspomnianych wcześniej badaniach J. C. Cappeleriego i wsp. [14]. Porównanie średnich wyników podskal TFEQ-13 wykazało, że wynik ogólny w każdej z nich związany jest z płcią badanych i w każdym przypadku jest wyższy u dziewcząt niż u chłopców. W odniesieniu do skali braku kontroli nad jedzeniem średnie pomiędzy chłopcami i dziewczętami różniły się nieznacznie. Wyższe wyniki u dziewcząt w zakresie skali ograniczania jedzenia mogą być związane z większą skłonnością tej płci do stosowania diet odchudzających. W związku z typową dla okresu dojrzewania labilnością emocjonalną, szczególnie wyraźnie prezentowaną u dziewcząt, spodziewano się, że właśnie ta płeć będzie wykazywała większe nasilenie zaburzeń w podskali jedzenia pod wpływem emocji. W badaniach innych autorów średnie wyniki w tej podskali również były wyższe u kobiet niż u mężczyzn [8,14]. Analizy J. C. Cappelleriego i wsp. wskazują na zbliżone średnie wyniki skali ograniczania jedzenia u obu płci. Należy zauważyć, że większość badań dotyczących zachowań związanych z odżywianiem prowadzona była wśród kobiet. Wnioski 1. Kwestionariusz TFEQ-13 oraz 3 skale cząstkowe kwestionariusza charakteryzują się akceptowalną trafnością i rzetelnością. 2. Skali TFEQ nie można traktować jako jednej całości. 3. Wszystkie podskale kwestionariusza są ze sobą silnie skorelowane. 4. Dziewczęta wykazują większe nasilenie zaburzeń w każdej ze skal cząstkowych TFEQ. 5. Podskala ograniczania jedzenia związana jest z wartością wskaźnika masy ciała BMI. Załącznik 1. Kwestionariusz TFEQ-13 Attachement 1. Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ-13) Symbol pytania /Question symbol Umyślnie nakładam sobie małe porcje jedzenia, aby mieć wpływ na moją R1 masę ciała /I take small portions on purpose, in order to control my body mass Jem, kiedy czuję się zdenerwowany E1 /I eat when I feel nervous Przebywanie w towarzystwie kogoś, kto je, często sprawia, że czuję się tak J1 głodny, że też muszę coś zjeść /The company of someone eating makes me so hungry I have to eat too Kiedy jest mi smutno, często objadam się E2 /I overeat when I feel sad J2 J3 J4 E3 R2 R3 J5 R4 R5 zdecydowanie tak /definitely yes raczej tak /rather yes raczej nie zdecydowanie nie /rather not /definitely no Kiedy widzę coś pysznego, często robię się tak głodny, że natychmiast muszę zjeść /When I see something tasty I get so hungry I immediately have to eat Często robię się tak głodny, że mój żołądek wydaje się nie mieć dna /I often feel so hungry that I could eat endlessly Jestem ciągle głodny i dlatego trudno mi przestać jeść, dopóki nie zjem wszystkiego z talerza /I am always hungry, therefore I cannot stop eating until I empty my plate Kiedy czuję się samotny pocieszam się jedzeniem /Food comforts me when I feel lonely Świadomie kontroluję ilość jedzenia przy posiłku, aby nie przybrać na wadze /I consciously control the amount of my meals not to gain weight Powstrzymuję się od jedzenia niektórych potraw, ponieważ od nich tyję /I abstain from some foods because they make me gain weight Zawsze jestem na tyle głodny, aby jeść o dowolnej porze /I am always so hungry I can eat anytime Czy jest prawdopodobne, żebyś świadomie zjadł mniej niż masz ochotę? /Can you consciously eat less than you would like to? Jak bardzo ograniczasz jedzenie? Zaznacz na skali od 1 do 8 Wcale nie ograniczam Zawsze ograniczam How much do you restrain eating? Check the 1-8 scale I never restrain eating I always restrain eating

8 Dzielska i wsp. Adaptacja polskiej wersji kwestionariusza Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ-13) Piśmiennictwo / References 1. Anderson DA, Shapiro JR. Self-reported dietary restraint is associated with elevated levels of salivary cortisol. Appetite 2002, 38: Brunstrom JM, Mitchell GL i wsp. Potential early-life predictors of dietary behaviour in adulthood: a retrospective study. Int J Obes 2005, 29: Larsena JK, van Strien T. Dietary restraint: Intention versus behavior to restrict food intake. Appetite 2007, 49: Meyer TA, Gast J. The effects of peer influence on disordered eating behavior. J Sch Nurs 2008, 24(1): Bas M, Bozan N i wsp. Dieting, dietary restraint and binge eating disorder among overweight adolescents in turkey. Adolescence 2008, 43(171): Żechowski C. Polska Wersja Kwestionariusza Zaburzeń Odżywiania (EDI) adaptacja i normalizacja. Psychiatr Pol 2008, XLII(2): Ogińska-Bulik N. Konstrukcja narzędzi badawczych. Kwestionariusz Zachowań Związanych z Jedzeniem (KZZJ). [w]: Psychologia nadmiernego jedzenia. Ogińska-Bulik N. Wyd Uniwersytetu Łódzkiego, Łódź 2004: Karlsson J, Persson LO i wsp. Psychometric properties and factor structure of the Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ) in obese men and women. Results from the Swedish Obese Subjects (SOS) study. Int J Obes 2000, 24: Stunkard AJ, Messick S. The Three-Factor Eating Questionnaire to measure dietary restraint, disinhibition and hunger. J Psychosom Res 1985, Vol. 1, No. 1, De Lauzon-Gullain B, Basdevant A. Is restrained eating a risk factor for weight gain in general population? Am J Clin Nutr 2006, 83: Simmons JR, Smith GT i wsp. Validation of eating and dieting expectancy measures in two adolescents samples. Int J Eat Disord 2002, 31: Palczewska I, Niedźwiecka Z. Wskaźniki rozwoju somatycznego dzieci i młodzieży warszawskiej. Med Wiek Rozw 2001, 5, Supl I, nr 2: Szulecka-Dębek M, Bem M i wsp. Różnice kulturowe wpływ na ocenę jakości życia związanej ze zdrowiem. Farmakoekonomika 2006, 10(2): Cappelleri JC, Bushmakin AG i wsp. Psychometric analysis of the Three-Factor Eating Questionnaire-R21: results from a large diverse sample of obese and non-obese participants. Int J Obes 2009: De Lauzon-Gullain B, Romon M i wsp. The Three-Factor Eating Questionnaire-R18 is able to distinguish among different eating patterns in general population. J Nutr 2004, 134: Williamson DA, Martin CK. Measurement of dietary restraint: Validity tests of four questionnaires. Appetite 2008, 48: Arnow B, Kenardy J, Agras WS. The Emotional Eating scale: the development of a measure to assess coping with negative affect by eating. Int J Eat Disord 1995, 18: Lowe MR. Restraint Theory: The Search for Mechanism. Paper presented at the Annual Convention of the American Psychological Association (92nd, Toronto, Ontario, Canada, August, 24-28, 1984, 20p. 19. Keskitalo K, Tuorila H. The Three-Factor Eating Questionnaire, body mass index, and responses to sweet and salty fatty foods: a twin study of genetic and environmental associations. Am J Clin Nutr 2008, 88: Savage JS, Hoffman L, Birch LL. Dieting, restraint and disinhibition predict women s weight change over 6 y. Am J Clin Nutr 2009, 90: Tylka J. Otyłość w ujęciu psychosomatycznym. [w:] Psychosomatyka. Wybrane zagadnienia z teorii i praktyki. Wyd UKSW, Warszawa 2000: Yeomans MR, Coughlan E. Mood-induced eating: interactive effects of restraint and tendency to overeat. Appetite 2009, 52(2):