Исследование поведения переедания у подростков: валидация опросника Rep(eat)Q

Введение

Расстройства пищевого поведения (РПП) представляют собой распространенную проблему среди подростков, оказывающую значительное влияние на контроль веса и психопатологию [21, 46]. У подростков с избыточным весом или ожирением, по сравнению с их сверстниками с нормальным весом, РПП встречаются чаще и ассоциируются с менее успешными результатами лечения, потерей контроля над приемом пищи и повышенным риском развития РПП в более позднем подростковом или раннем взрослом возрасте [17, 22, 46].

Грейзинг как форма расстройства пищевого поведения

Грейзинг (от англ. grazing – пережевывание, скусывание) – это форма расстройства пищевого поведения, которая привлекает все большее внимание в последнее десятилетие из-за ее связи с психопатологией РПП, психологическим дистрессом, увеличением индекса массы тела (ИМТ) и неблагоприятными исходами при снижении веса или контроле массы тела [2, 8, 23, 24, 31, 36]. Грейзинг описывается как употребление небольших/умеренных количеств пищи в повторяющейся и незапланированной манере в течение определенного периода времени, не связанное с ощущениями голода или насыщения [7, 8, 9].

Были предложены два подтипа грейзинга:

• Компульсивный грейзинг: описывается как неспособность устоять перед желанием вернуться к еде.
• Некомпульсивный грейзинг: характеризуется поглощением пищи в отвлеченном/бессознательном состоянии «на ходу».

Среди них компульсивный грейзинг считается более серьезной формой в спектре психопатологии РПП из-за его более тесной связи с ощущением потери контроля над приемом пищи [18].

Исследования грейзинга

Грейзинг исследовался, в частности, у пациентов, перенесших бариатрическую хирургию, или у взрослых из общей популяции [7], однако исследований среди молодого населения недостаточно. Насколько известно авторам, только одно исследование оценивало грейзинг в выборке подростков, выявив отрицательную связь с интуитивным питанием [35]. Учитывая растущее количество данных о связи грейзинга с потерей веса у пациентов, проходящих лечение от ожирения, и психопатологией РПП у взрослых, своевременным является исследование того, сохраняются ли эти связи в подростковом возрасте, который считается периодом высокого риска.

К сожалению, отсутствие валидированного инструмента для оценки грейзинга у подростков затрудняет изучение паттернов пищевого поведения, связанных с грейзингом, в этой популяции, а также его продольную связь с развитием ожирения и РПП.

Опросник Rep(eat)Q

Был разработан простой и короткий самоотчетный инструмент, основанный на определении, предложенном Conceição и коллегами [7], – Repetitive Eating Questionnaire [Rep(eat)Q] [8]. Этот инструмент оценивает повторяющийся характер грейзинга, а также компульсивный характер поведения. Различные исследования предоставили доказательства надежных психометрических свойств этого инструмента в выборках взрослых из общей популяции и клинических выборках, подтвердив его значимые корреляции с показателями РПП и психологическими переменными. В частности, Rep(eat)Q был валидирован на разных языках, включая европейский португальский [8], бразильский португальский [40], норвежский [36], турецкий [1], итальянский [38] и китайский [25]. К сожалению, ни одно исследование не предоставило психометрических доказательств для подростков.

Цели настоящего исследования

Цели настоящего исследования заключаются в следующем:

1. Проанализировать психометрические свойства самоотчетного инструмента Rep(eat)Q для оценки грейзинга в двух выборках подростков (т.е. выборка из общей популяции и клиническая выборка подростков, проходящих стационарное лечение по поводу избыточного веса/ожирения).
2. Протестировать инвариантность измерений и сравнить грейзинг между выборками из общей популяции и клинической выборкой.
3. Исследовать ассоциации между грейзингом и другими психологическими переменными, связанными с питанием.
4. Исследовать, зависят ли психологические аспекты поведения грейзинга от социально-демографических и антропометрических переменных.

Метод

Участники

В исследовании приняли участие подростки из двух выборок: выборки из общей популяции и клинической выборки.

Выборка из общей популяции

Включала подростков, посещающих средние (7, 8, 9 классы) или старшие (10, 11, 12 классы) школы в трех школах северной Португалии, в возрасте от 12 до 19 лет.

Клиническая выборка

Включала подростков, проходящих медицинское лечение по снижению веса в двух центральных больницах северной Португалии. Критерии включения для клинической выборки: возраст от 12 до 19 лет и ИМТ для возраста выше 85-го процентиля. Критерии исключения для обеих выборок:

• Непонимание письменного и устного португальского языка.
• Наличие активных нарушений развития, интеллектуальных нарушений и/или психических состояний, которые могут помешать участию (например, тяжелое и нелеченное синдром дефицита внимания и гиперактивности).

Процедура

Настоящее исследование включало подростков из двух независимых более широких исследований (одно с выборкой из общей популяции и другое с клинической выборкой). Каждое исследование применяло различные процессы набора и меры оценки.

Сбор данных

Сбор данных проводился с января по ноябрь 2022 года для выборки из общей популяции и с октября 2015 по октябрь 2017 года для клинической выборки.

Процедура для выборки из общей популяции

Подростки из общей популяции набирались из средних и старших школ. Им был предоставлен документ со всей информацией о целях и процедурах исследования. Письменное информированное согласие от подростков и их родителей/опекунов было получено до сбора данных. Исследовательская группа посещала школу в заранее согласованные дни и помогала участникам заполнять набор самоотчетных анкет через платформу Qualtrics (или в бумажном формате, когда онлайн-доступ был невозможен). В набор самоотчетных анкет, используемый в школах, входили:

• Оценка грейзинга [Rep(eat)Q].
• Оценка психопатологии РПП (EDEQ7).
• Оценка негативной срочности (UPPS).
• Оценка трудностей в эмоциональной регуляции (DERS).
• Оценка самокритики (FSCRS).
• Оценка исполнительных функций (TEXI).
• Оценка симптомов депрессии и тревоги (DASS21).

Вес и рост также измерялись исследовательской группой.

Процедура для клинической выборки

Квалифицированные подростки из клинической популяции приглашались к участию во время их запланированного медицинского осмотра в больничных центрах. Родители и подростки подписывали форму информированного согласия после принятия решения об участии. Затем собирались антропометрические данные, и подростки заполняли клинико-социодемографическую анкету. Самоотчетные анкеты собирались онлайн (через платформу Qualtrics), и оценивались:

• Грейзинг [Rep(eat)Q].
• Расстройства пищевого поведения (ChEAT).
• Интуитивное питание (IES2).
• Негативная срочность (UPPS).
• Качество жизни (PedsQL).
• Симптомы депрессии, тревоги и стресса (DASS21).

Меры

Антропометрические данные

Для сбора веса (в кг) использовались весы SECA model 899 (SECA Corp., Hamburg, Germany, 2008) для выборки из общей популяции. Анализатор состава тела Tanita® TBF300 использовался для сбора веса (в кг) для клинической выборки. Рост (в см) измерялся портативным ростомером Seca® model 206. Значения z-оценки ИМТ для возраста и пола рассчитывались по программе World Health Organization (WHO) Anthroplus (макрос для SPSS).

Клинико-социодемографическая анкета

Эта самоотчетная анкета была разработана авторами для настоящего исследования и собирала информацию о подростках-участниках и их родителях/опекунах. Она включает возраст подростка, биологический пол, класс обучения, наличие проблем с психическим здоровьем, а также уровень образования родителей, семейное положение и статус занятости.

Опросник повторяющегося питания (Rep(eat)Q) [8]

Rep(eat)Q был первоначально разработан и валидирован на взрослых португальцах. Это 12-пунктовый самоотчетный опросник, который оценивает наличие поведения грейзинга. Респонденты оценивали частоту грейзинга за последние 4 недели по 7-балльной порядковой шкале [0 (никогда) – 6 (ежедневно)]. Этот опросник генерирует общий балл и два подшкалы, рассчитываемых как среднее значение пунктов: повторяющееся питание (пункты 1–4, 9 и 10) и компульсивный грейзинг (пункты 5–8, 11 и 12). Более высокие баллы указывают на более частое поведение грейзинга.

Для адаптации Rep(eat)Q для подростков, взрослая версия была применена к небольшой группе португальских подростков, и было проведено рефлексивное интервью (think-aloud), чтобы оценить понимание вопросов. Поскольку сомнений относительно пунктов не возникло, была использована взрослая версия.

Опросник пищевого поведения, 7-пунктовая форма (EDEQ7) [20, 29]

Эта 7-пунктовая версия оценивает РПП и установки, связанные с РПП (соответствующие психопатологии РПП), за последние 28 дней. Пункты оцениваются по 7-балльной шкале от 0 («Ни дня» или «Вообще не так») до 6 («Ежедневно» или «Выраженно»). Опросник генерирует три шкалы: ограничение, переоценка формы/веса и неудовлетворенность телом, а также общий балл. В выборке данного исследования коэффициент Макдональда ω составил 0.83 для ограничения, 0.90 для переоценки формы/веса и 0.90 для неудовлетворенности телом.

Опросник пищевых установок для детей (ChEAT) [30, 39]

Эта 26-пунктовая шкала, заполняемая по шкале от «никогда» до «всегда», оценивает РПП через четыре подшкалы: (1) Страх набрать вес, (2) Ограничительное и очистительное поведение, (3) Зацикленность на еде, и (4) Социальное давление к еде. Более высокие баллы указывают на более выраженные РПП. В данном исследовании коэффициент Макдональда ω составил 0.76 для страха набрать вес, 0.72 для ограничительного и очистительного поведения, 0.68 для зацикленности на еде, 0.50 для социального давления к еде и 0.81 для общего балла.

Шкала интуитивного питания 2 (IES2) [35, 42]

Эта шкала оценивает три основных аспекта интуитивного питания с помощью 16-пунктовой пересмотренной шкалы для подростков с избыточным весом/ожирением. Ответы даются по 5-балльной шкале Лайкерта от «полностью не согласен» до «полностью согласен»:

• (1) Прием пищи по физиологическим, а не эмоциональным причинам.
• (2) Опора на внутренние сигналы голода и насыщения для определения, когда и сколько есть.
• (3) Соответствие тела и выбора пищи.

Более высокие баллы указывают на более высокий уровень интуитивного (позитивного) питания. Коэффициент Макдональда ω для выборок данного исследования составил 0.78, 0.20, 0.82 и 0.71 для приема пищи по физиологическим, а не эмоциональным причинам, опоры на внутренние сигналы голода, насыщения, соответствия тела и выбора пищи, и общего балла соответственно.

Шкалы депрессии, тревоги и стресса (DASS21) [28, 34]

Эта 21-пунктовая шкала оценивает симптомы депрессии, тревоги и стресса по 4-балльной шкале Лайкерта от «Вообще не применимо ко мне» до «Очень применимо ко мне, или большую часть времени». В выборке данного исследования коэффициент Макдональда ω составил 0.90 для шкалы депрессии, 0.88 для шкалы тревоги и 0.90 для шкалы стресса.

Шкала срочности, преднамеренности, настойчивости, поиска ощущений (UPPS): подшкала негативной срочности [45]

Эта подшкала содержит 12 пунктов, на которые отвечают по 4-балльной порядковой шкале от «полностью согласен» до «полностью не согласен», и оценивает склонность человека поддаваться сильным импульсам под влиянием негативных эмоций. Более высокие баллы указывают на более высокую негативную срочность. Коэффициент Макдональда ω для выборки данного исследования составил 0.88.

Шкала трудностей в эмоциональной регуляции (DERS [10, 19])

Этот 36-пунктовый опросник оценивает следующие аспекты эмоциональной регуляции: эмоциональное принятие, целенаправленное поведение в состоянии дистресса, контроль импульсивности, эмоциональная осведомленность, стратегии эмоциональной регуляции и эмоциональная ясность. Все пункты заполняются по 5-балльной порядковой шкале, от «почти никогда» до «почти всегда». Более высокие баллы указывают на большие проблемы с эмоциональной регуляцией. В выборке данного исследования коэффициент Макдональда ω составил 0.91 для принятия, 0.85 для целенаправленного поведения, 0.88 для импульсивности, 0.83 для осведомленности, 0.90 для стратегий, 0.77 для ясности и 0.94 для общего балла.

Шкала форм самокритики/самоатаки и самоуспокоения (FSCRS) [6, 16]

Это 22-пунктовый самоотчетный опросник, который оценивает, как участники обычно реагируют, когда что-то идет не так, по 5-балльной порядковой шкале от 0 («совершенно не похоже на меня») до 4 («чрезвычайно похоже на меня»). Он генерирует три фактора: «неадекватное я», «ненавистное я» и «успокоенное я», при этом более высокий балл указывает на большую степень оценки соответствующей области. В выборке данного исследования коэффициент Макдональда ω составил 0.91 для «неадекватного я», 0.85 для «ненавистного я» и 0.88 для «успокоенного я».

Инвентарь исполнительных функций у подростков (TEXI) [41]

Использует 5-балльную шкалу Лайкерта от 1 («определенно неверно») до 5 («определенно верно») для оценки двух областей исполнительных функций, а именно рабочей памяти и ингибирования. Более высокие баллы указывают на большие трудности в исполнительных функциях. Коэффициент Макдональда ω составил 0.88 для рабочей памяти и 0.83 для ингибирования в выборке данного исследования.

Инвентарь качества жизни детей и подростков (PedsQLTM) [27]

Это 21-пунктовый инструмент оценки качества жизни, связанного со здоровьем, у детей и подростков, который заполняется по 5-балльной шкале Лайкерта от «никогда» до «всегда». Он генерирует общий балл и две подшкалы: психосоциальное здоровье и физическое здоровье. Более высокие баллы указывают на более высокое качество жизни. В данном исследовании коэффициент Макдональда ω составил 0.90 для психосоциального здоровья, 0.85 для физического здоровья и 0.92 для общего балла.

Статистический анализ

Статистический анализ проводился с использованием Jamovi 2.3.28 (2023) и SPSS версии 28. Уровень значимости 5% (α = 0.05) использовался для всех статистических анализов.

Были рассчитаны меры центральной тенденции и дисперсии. Проведены разведочные анализы и проверка нормальности данных. Тяжелые нарушения одномерной нормальности считались при абсолютных значениях асимметрии |sk|> 3 и эксцесса |ku|> 7 [15, 32].

Конфирматорный факторный анализ (КФА) проводился для оценки двумерной структуры Rep(eat)Q. Использовался метод оценки Диагонально Взвешенных Наименьших Квадратов (Diagonally Weighted Least Squares). Качество подгонки оценивалось с использованием NFI (Normed Fit Index), TLI (Tucker Lewis Index), CFI (Comparative Fit Index), RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation), χ2 (квадрат хи-квадрата), χ2/df (квадрат хи-квадрата/степени свободы) и SRMR (Standardized Root Mean Square Residual). Критерии хорошей подгонки модели были определены как NFI, TLI и CFI > 0.95, а SRMR и RMSEA < 0.08 [3, 5, 26, 33].

Надежность оценок проверялась с использованием оценщика внутренней согласованности α ordinal, где значения ≥ 0.80 указывали на удовлетворительное свидетельство внутренней согласованности. Также рассчитывалась средняя извлеченная дисперсия (AVE), и значения AVE ≥ 0.50 считались приемлемыми показателями конвергентной валидности с точки зрения внутренней структуры [32].

Инвариантность измерений между выборками (т.е. выборка подростков из общей популяции против клинической выборки подростков с избыточным весом/ожирением, проходящих стационарное лечение) сравнивалась в нескольких вложенных моделях: (1) конфигуральная инвариантность, (2) факторные нагрузки (метрическая инвариантность), (3) пороговые значения (скалярная инвариантность). Для тестирования скалярной инвариантности использовались пороговые значения вместо пересечений, поскольку индикаторы были порядковыми [44]. Инвариантность подтверждалась, если значения ΔCFI ≤ 0.010 и/или Δχ2 достигали незначимых p-значений.

После подтверждения скалярной инвариантности, вторичная факторная структура Rep(eat)Q и подшкалы повторяющегося питания и компульсивного грейзинга сравнивались между выборками с помощью t-критерия для независимых выборок. Размеры эффекта считались малыми, средними или большими, если d Коэна составляли ≥ 0.20, 0.50 или 0.80 соответственно [14].

Коэффициенты корреляции Пирсона использовались для тестирования ассоциаций между Rep(eat)Q (под)шкалами и другими переменными, связанными с питанием (конвергентная валидность) и психологическими переменными. Для оценки классов размеров эффекта корреляций использовались эталонные значения Коэна (т.е. малые: ≥ 0.10; средние: ≥ 0.30; большие: ≥ 0.50) [14]. Наконец, чтобы определить, являются ли социально-демографические/антропометрические (т.е. пол, возраст и z-оценка ИМТ) и психологические переменные [т.е. негативная срочность (UPPS), симптомы тревоги и депрессии (DASS21)] предикторами грейзинга [общий балл Rep(eat)Q], был проведен линейный регрессионный анализ с учетом обеих выборок (общей и клинической). Размер эффекта считался малым, средним или большим, если r² составлял ≥ 0.01, 0.09 или 0.25 соответственно [14].

Результаты

Характеристика выборок

В исходных исследованиях приняли участие в общей сложности 574 подростка. Семь подростков из выборки общей популяции и шесть из клинической выборки были исключены из-за того, что не ответили на Rep(eat)Q, в результате чего окончательная выборка составила 562 участника (n = 358 для выборки из общей популяции, n = 204 для клинической выборки).

Выборка из общей популяции

Включала 199 (55.6%) девочек и 159 (44.4%) мальчиков. Средний возраст составил 15.60 (SD = 1.75) лет; 275 (77.0%) подростков учились в старших классах, а 83 (23.0%) – в средних. Средний ИМТ составил 22.17 кг/м² (SD = 3.50) со z-оценкой ИМТ для возраста 0.41 (SD = 0.98). По z-оценке ИМТ для возраста большинство участников имели нормальный вес (69.8%, n = 241), но 20.7% (n = 74) имели избыточный вес и 5% (n = 18) – ожирение. Около 49.2% матерей и 30.4% отцов имели среднее или высшее образование, и большинство родителей имели работу на полную ставку (87.4% для отцов и 83.8% для матерей).

Клиническая выборка

Включала 122 (59.8%) девочки и 82 (40.2%) мальчика. Средний возраст составил 15.04 (SD = 1.63) лет; 51.5% (n = 105) учились в средних классах, а 28.5% (n = 99) – в старших. Средний ИМТ составил 31.12 кг/м² (SD = 6.01) со z-оценкой ИМТ для возраста 2.39 (SD = 0.74). Примерно 27% участников клинической выборки были оценены при первом медицинском приеме для лечения снижения веса, в то время как остальные участники уже проходили регулярное наблюдение с различной продолжительностью. Средняя продолжительность наблюдения составила 787.36 дней (SD = 1178.54). Двадцать пять процентов (n = 51) выборки имели избыточный вес, а 75% (n = 153) – ожирение. Что касается информации о родителях, 28.2% матерей и 22.6% отцов имели среднее или высшее образование, и большинство родителей имели работу на полную ставку (81% для отцов и 69.7% для матерей).

Таблица 1 (не предоставлена в тексте, но упоминается) отображает средние значения и стандартные отклонения для всех самоотчетных мер, примененных к выборкам из общей популяции и клинической выборке.

Таблица 1. Описательная статистика самоотчетных мер, оцененных по выборкам.

Свидетельства психометрических свойств Rep(eat)Q

Каждый из 12 пунктов Rep(eat)Q имел ответы во всех категориях порядковой шкалы (0–6). Пункты не показали серьезных нарушений одномерной нормальности (т.е. значения |sk| и |ku| были ниже 3 и 7 соответственно). Пункт 12 («Перекусывали едой, когда были встревожены, скучали или одиноки, или испытывали другие эмоции») имел самое высокое среднее значение (M = 2.09; SD = 2.00), а пункт 8 («Чувствовали побуждение есть») – самое низкое среднее значение (M = 1.34; SD = 1.68).

Таблица 2 (не предоставлена в тексте) представляет свойства распределения пунктов для обеих выборок.

Таблица 2. Свойства распределения пунктов.

Доказательства валидности на основе внутренней структуры

Конфирматорный факторный анализ использовался для проверки вторичной структуры с двумя факторами для всей выборки (рассматривая клиническую и общую выборку как фактор многогруппового анализа). Эта вторичная структура была выбрана, потому что было показано, что значительное количество общей дисперсии между факторами (т.е. повторяющееся питание и компульсивный грейзинг) лучше объясняется существованием вторичного фактора (т.е. грейзинга) [40]. Была обнаружена адекватная подгонка к данным (χ²(107) = 389.77, p < 0.001; χ²/df = 3.64; CFI = 0.99; TLI = 0.99; NFI = 0.99; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.098; P(RMSEA ≤ 0.05) ≤ 0.001; 95% CI [0.087; 0.108]).

Доказательства конструктной валидности и надежности

Оба фактора первого уровня показали приемлемые свидетельства внутренней согласованности (компульсивный грейзинг: α = 0.91; AVE = 0.69, и повторяющееся питание: α = 0.85; AVE = 0.58). Вторичный фактор также продемонстрировал хорошую надежность внутренней согласованности (общий балл Rep(eat)Q: α = 0.86; AVE = 0.58).

Инвариантность измерений и сравнение между общей и клинической выборками

Рисунок 1 (не предоставлен в тексте) показывает факторные нагрузки для каждой выборки. Таблица 3 (не предоставлена в тексте) представляет тесты инвариантности измерений. Вторичная модель показала адекватные индексы подгонки, подтверждая конфигуральную инвариантность и указывая на то, что модель соответствует как выборке из общей популяции, так и клинической выборке. Согласно критериям Δχ² и/или ΔCFI, используемым для определения подгонки вложенных моделей, имеются доказательства метрической и скалярной инвариантности. Метрическая инвариантность означает, что факторные нагрузки и факторная структура идентичны между выборками, а скалярная инвариантность предполагает, что пороговые значения схожи между группами, что позволяет сравнивать баллы инструмента между общей и клинической выборками.

Рис. 1. Факторные нагрузки вторичной модели для выборки из общей популяции и клинической выборки.

Таблица 3. Тесты инвариантности измерений Rep(eat)Q для выборки из общей популяции и клинической выборки.

Подростки из общей популяции показали статистически более высокие баллы, чем подростки из клинической выборки, по общему баллу Rep(eat)Q [t (559) = −2.81; p = 0.005; d Коэна = −0.25] и по подшкале повторяющегося питания [t (560) = −4.24; p ≤ 0.001, d Коэна = −0.37], однако размеры эффекта были малы. Различий между выборками по подшкале компульсивного грейзинга не обнаружено [t(560) = −1.01; p = 0.312, d Коэна = −0.09].

Ассоциация с психологическими/поведенческими переменными: конвергентная валидность

Таблица 4 (не предоставлена в тексте) показывает корреляции между Rep(eat)Q и другими исследуемыми переменными для выборок из общей популяции и клинической выборки.

Таблица 4. Корреляции Пирсона между Rep(eat)Q и социально-демографическими переменными, z-оценкой ИМТ, а также переменными, связанными с питанием и психологией.

Что касается ассоциаций с аспектами пищевого поведения, то, как и ожидалось, общий балл Rep(eat)Q и его подшкалы в основном демонстрировали значимые малые и умеренные корреляции с психопатологией РПП в выборке из общей популяции (EDEQ7) и в клинической выборке (ChEAT), а также с интуитивным питанием (IES2) в клинической выборке, что свидетельствует о хорошей конвергентной валидности.

Были также выявлены значимые корреляции с когнитивно-поведенческими мерами как для выборки из общей популяции, так и для клинической выборки. В выборке из общей популяции более высокие баллы по общему показателю Rep(eat)Q и его подшкалам были связаны (средние размеры эффекта) с большими трудностями в рабочей памяти, ингибировании (TEXI) и негативной срочности (UPPS). Аналогично, общий балл Rep(eat)Q и компульсивный грейзинг положительно коррелировали с самокритикой (подшкалы «ненавистное я» и «неадекватное я» FSCRS).

Эмоциональная регуляция оценивалась только в выборке из общей популяции. Более высокие баллы по общему показателю Rep(eat)Q и его подшкалам были связаны (малые и умеренные размеры эффекта) с большими трудностями по общему показателю DERS и его подшкалам: стратегии, непринятие, цели, импульсивность и ясность (за исключением повторяющегося питания).

Что касается психологического дистресса, то как в выборке из общей популяции, так и в клинической выборке, более высокие баллы по общему показателю Rep(eat)Q и его подшкалам были связаны (малые и умеренные размеры эффекта) с симптомами депрессии, тревоги и стресса (DASS21). Также были выявлены положительные корреляции среднего размера эффекта между общим баллом Rep(eat)Q и показателями качества жизни, связанного со здоровьем (PedsQL), в клинической выборке.

Грейзинг у подростков: роль социально-демографических/антропометрических и психологических переменных

Для исследования роли социально-демографических, антропометрических и психологических переменных в объяснении поведения грейзинга были протестированы переменные, собранные для всей выборки (т.е. объединенные общая и клиническая выборки) как индикаторы грейзинга (общий размер выборки N = 574). Пол, возраст и z-оценка ИМТ были включены в Шаг 1, затем – симптомы тревоги (DASS21), депрессии (DASS21) и негативная срочность (UPPS) – в Шаг 2. Результаты представлены в Таблице 5.

Таблица 5. Линейный регрессионный анализ для тестирования социально-демографических/антропометрических и психологических переменных в качестве предикторов грейзинга [общий балл Rep(eat)Q] для полной выборки (т.е. объединенные общая и клиническая выборки).

Первый блок, включавший социально-демографические и антропометрические переменные (пол, возраст и z-оценку ИМТ), не был статистически значимым [F(3, 493) = 2.22, p = 0.085, R² = 0.013; малый размер эффекта]. Когда негативная срочность, симптомы депрессии и тревоги были добавлены во второй блок, общая модель оказалась значимой [F(6, 490) = 22.87, p ≤ 0.001)] и объяснила 21.8% дисперсии в грейзинге (R² = 0.218; средний размер эффекта). Это представляет собой статистически значимое улучшение объясненной дисперсии [ΔR² = 0.025; F(3, 490) = p ≤ 0.001]. Только переменные второго блока оказались статистически значимыми индикаторами (т.е. депрессия, тревога и негативная срочность). Примечательно, что негативная срочность оказалась наиболее сильным предиктором: при увеличении симптомов негативной срочности на одну единицу, показатели грейзинга увеличивались на 0.688 (β = 0.305). Возраст, пол и z-оценка ИМТ не были значимыми в модели.

Обсуждение

Это первое исследование, посвященное изучению психометрических свойств инструмента для оценки поведения грейзинга, Rep(eat)Q, у подростков. В целом, результаты показывают, что Rep(eat)Q обладает адекватными психометрическими свойствами как в выборке подростков из общей популяции, так и в клинической выборке подростков с избыточным весом/ожирением. В частности, инструмент показал хорошие доказательства валидности на основе внутренней структуры, конструктной валидности, надежности и ассоциаций с другими переменными.

Факторная структура и баллы для выборки из общей популяции и клинической выборки

Наши результаты подтверждают модель с двумя факторами первого уровня (повторяющееся питание и компульсивный грейзинг) и вторичным латентным фактором грейзинга, как ранее предложено Teodoro и коллегами [40]. Как факторы первого, так и вторичного уровня показали хорошие показатели надежности, и все исходные пункты были сохранены. Кроме того, анализ подтвердил инвариантность измерений между подростками из общей популяции и клинической выборки, что позволяет сравнивать баллы Rep(eat)Q между этими выборками.

Неожиданно, средние баллы по общему показателю Rep(eat)Q (Общая: M = 1.86, SD = 1.30; Клиническая: M = 1.53, SD = 1.35) и по подшкале повторяющегося питания (Общая: M = 2.04, SD = 1.44; Клиническая: M = 1.52, SD = 1.35) оказались выше в выборке из общей популяции, чем в клинической выборке. Подростки из клинической выборки проходили стационарное лечение по поводу избыточного веса/ожирения, которое в основном включало соблюдение предписанного плана питания. Это могло способствовать снижению грейзинга, повышая осведомленность о нежелательном поведении. Однако значимых различий в баллах по подшкале компульсивного грейзинга между этими двумя выборками не было обнаружено (Общая: M = 1.67, SD = 1.43; Клиническая: M = 1.54, SD = 1.54). Этот результат, вероятно, связан с тем, что компульсивный грейзинг включает повышенную степень потери контроля над приемом пищи, что делает это поведение более серьезным и более устойчивым к изменениям [18], даже у лиц, проходящих медицинские или диетологические вмешательства.

Ассоциации между грейзингом и психологическими факторами

Общий балл Rep(eat)Q и его подшкалы были значительно связаны с другими включенными в исследование показателями, связанными с питанием. В частности, были выявлены положительные корреляции с психопатологией РПП в обеих выборках (общей и клинической) и отрицательные корреляции с интуитивным питанием в клинической выборке. Эти результаты поддерживают конвергентную валидность, дополнительно подтверждая грейзинг как конструкт расстройства пищевого поведения. Также были выявлены значимые корреляции с другими психологическими показателями как в выборке из общей популяции, так и в клинической выборке. В соответствии с предыдущими исследованиями [8, 23, 24, 37], данное исследование показало, что грейзинг ассоциируется с более высокими уровнями симптомов депрессии, тревоги и стресса, негативной срочностью и трудностями в эмоциональной регуляции, а также с более низким качеством жизни у подростков.

Важно отметить, что наши результаты вносят новую информацию в концепцию грейзинга, исследуя его корреляцию с новыми переменными, такими как исполнительные функции и самокритика (оцененные в выборке из общей популяции). С одной стороны, наличие сильных положительных корреляций между грейзингом и исполнительными функциями (т.е. рабочей памятью и ингибированием) дополняет существующие данные о роли механизмов «сверху вниз» в регуляции пищевого поведения [11]. С другой стороны, сильные корреляции между общим показателем Rep(eat)Q и компульсивным грейзингом с самокритикой (т.е. подшкалы «неадекватное я» и «ненавистное я») согласуются с предыдущими данными о переедании (т.е. пищевое поведение, характеризующееся сильной потерей контроля над приемом пищи) [12, 13]. Эти данные углубляют понимание того, что расстройства пищевого поведения связаны с психологическими, когнитивными и эмоциональными трудностями.

В целом, подшкала компульсивного грейзинга демонстрировала более сильные корреляции с другими пищевыми привычками и психологическими переменными, чем подшкала повторяющегося питания, в обеих выборках. Модель, предложенная Conceição и коллегами (2014), располагает различные проблемные пищевые привычки на континууме потери контроля над приемом пищи. Согласно этой модели, компульсивный грейзинг рассматривается как более высокая точка в спектре потери контроля над едой и психопатологии, связанной с питанием, по сравнению с грейзингом без потери контроля, что подтверждается другими последующими исследованиями [9, 23]. Таким образом, наши результаты дополнительно подтверждают эту концептуализацию грейзинга в спектре расстройств пищевого поведения и расширяют текущую литературу на возрастной диапазон подростков.

Важность социально-демографических и антропометрических переменных

Наконец, регрессионный анализ подчеркнул важность психологических переменных по сравнению с социально-демографическими и антропометрическими характеристиками для понимания грейзинга у подростков. В частности, симптомы депрессии и тревоги, а также негативная срочность, были значительно связаны с грейзингом, в то время как пол, возраст и z-оценка ИМТ не оказались значимыми. Среди них негативная срочность была самым сильным предиктором, предполагая, что подростки с более высокими показателями грейзинга имеют большую склонность действовать импульсивно в ответ на негативные эмоции. Этот вывод согласуется с предыдущими исследованиями, подчеркивающими центральную роль импульсивных черт и потери контроля в расстройствах пищевого поведения [4, 9, 43], и подчеркивает важность учета эмоциональных аспектов и импульсивных черт в вмешательствах, направленных на управление грейзингом. Это может быть особенно актуально для подростков, поскольку эта возрастная группа особенно уязвима к развитию РПП и проблем с весом [17, 22, 46].

Ограничения

Одним из ограничений нашего исследования является то, что, хотя общая подгонка модели была приемлемой, значение RMSEA было близко к верхнему порогу, что требует осторожности при интерпретации результатов. В данном исследовании не оценивалась временная стабильность Rep(eat)Q, несмотря на наши ожидания хорошей ретестовой надежности, основанные на исходном исследовании. Кроме того, использование самоотчетных мер не исключало предвзятости социальной желательности, что потенциально могло исказить (путем недооценки) ответы пациентов из клинической выборки. Использование разных мер в двух выборках ограничивает прямую сопоставимость. Также клиническая выборка оценивалась на разных этапах вмешательства, что могло повлиять на их психологические и поведенческие профили. Наконец, примерно 23% участников из выборки общей популяции заполняли анкеты в бумажном формате из-за трудностей с онлайн-доступом, что нарушило однородность процедур, но повысило валидность различных систем ответов.

Заключение

Настоящее исследование подтверждает использование Rep(eat)Q как самоотчетного инструмента с адекватными психометрическими свойствами для оценки грейзинга как в выборках подростков из общей популяции, так и в клинических выборках. Наши результаты подтверждают модель с двумя факторами первого уровня (повторяющееся питание и компульсивный грейзинг) и вторичным латентным фактором грейзинга. Шкалы обладают доказательствами валидности на основе внутренней структуры, хорошей надежностью и конструктной валидностью. Эта работа также предоставляет дополнительные доказательства того, что грейзинг является проблемным пищевым поведением, имеющим клиническое значение среди подростков, благодаря его связи с другими показателями, связанными с питанием и психологией, которые не зависят от возраста, пола и ИМТ в этой возрастной группе. Это также первое исследование, показавшее, что грейзинг положительно коррелирует с плохими исполнительными функциями и повышенной самокритикой, укрепляя роль когнитивных и эмоциональных переменных в понимании расстройств пищевого поведения. Использование Rep(eat)Q в этой популяции может помочь в скрининге паттернов грейзинга и исследовании лежащих в основе механизмов, связанных с развитием и поддержанием РПП, а также избыточного веса/ожирения. Будущие исследования должны использовать продольные дизайны для изучения прогностической валидности грейзинга как фактора риска развития других РПП, психологических трудностей и/или колебаний веса с течением времени.