Adaptacja polskiej wersji kwestionariusza Three

362
Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): 362-369
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.
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.
Cel. Stworzenie polskiej wersji językowej skali TFEQ i adaptacja
kwestionariusza wśród trzynastolatków. Zbadanie związku między wynikami
uzyskanymi w skali TFEQ z wartościami wskaźnika BMI.
Aim. Creation of the Polish version of TFEQ and its adaptation for
adolescents. Comparison of the TFEQ subscale scores with the BMI
values.
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.
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.
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
© Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): 362-369
www.phie.pl
Nadesłano: 11.09.2009
Zakwalifikowano do druku: 26.09.2009
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
Adres do korespondencji / Address for correspondence
Anna Dzielska
Instytut Matki i Dziecka
ul. Kasprzaka 17a, 01-211 Warszawa
tel. 22-32-77-459; fax 22-32-77-370
e-mail: [email protected]
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
363
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.
364
2. 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
Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): 362-369
podskal oraz obliczono związek każdej z podskal ze
wskaźnikiem BMI (test c2). 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.
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.
I. Ograniczanie jedzenia
Cognitive restraint
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
II. Brak kontroli nad jedzeniem
Uncontrolled eating
R1
0,83
R2
0,81
R3
0,54
0,7
R4
0,75
R5
0,7
J1
J2
0,59
29,5
0,51 0,64
J3
J4
J5
23,4
20
0,77
E1
0,82
E2
0,77
E3
Ryc. 1. Struktura skali TFEQ i ładunki czynnikowe skorelowanych
wskaźników
Fig. 1. The TFEQ structure and factor elements of correlated indices
0
1
R
29,8
32,5
32,6
18,7
18
J
28,1
15,1
15,8
III. Jedzenie pod woływem emocji
Emotional eating
47,8
37,4
40
0,76
365
2
E
3
4
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)
366
Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): 362-369
50
60
53,7
50
40
40
33,8
30,3
30
25,7
20
0
1
J
23,8
19,4
16,2
16,6
10
31,6
31,3
29
2
R
20
R
27
J
19
E
16,2
14,2
10
3
33,8
31,4
30
20,9
40,5
34,4
29,2
41,4
14,1
11,1
E
0
4
1
2
3
4
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)
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. 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)
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)
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
-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
Płeć
/gender
niedobór vs. norma
/deficiency vs. standard
Ogółem/Total
dziewczęta/girls
chłopcy/boys
niedobór vs. nadwaga
Ogółem/Total
/deficiency vs. overweight dziewczęta/girls
chłopcy/boys
niedobór vs. otyłość
Ogółem/Total
/deficiency vs. obesity
dziewczęta/girls
chłopcy/boys
norma vs. nadwaga
Ogółem/Total
/standard vs. overweight dziewczęta/girls
chłopcy/boys
norma vs. otyłość
Ogółem/Total
/standard vs. obesity
dziewczęta/girls
chłopcy/boys
nadwaga vs. otyłość
Ogółem/Total
/overweight vs. obesity
dziewczęta/girls
chłopcy/boys
* p<0,05, ** p<0,01, *** p<0,001
Różnica średnich
/Difference of
mean values
-4,5
-3,3
-8,0
-13,9*
-15,7
-12,4
-24,3***
-28,0**
-21,4
-9,4*
-12,4*
-4,4
-19,8***
-24,7***
-13,4
-10,3
-12,2
-9,0
Błąd standardowy
/Standard deviation
p
4,5
5,8
7,3
5,3
6,9
8,5
5,7
7,7
9,0
3,1
4,3
4,7
3,8
5,4
5,4
4,8
6,6
6,9
,750
,940
,699
,045
,107
,468
,000
,002
,083
,015
,021
,782
,000
,000
,069
,140
,254
,570
95% przedział ufności /confidence interval of 95%
Dolna granica/Lower limit Górna granica/Upper limit
-16,1
-18,3
-27,0
-27,7
-33,6
-34,5
-39,2
-47,9
-44,7
-17,6
-23,5
-16,6
-29,8
-38,8
-27,6
-22,7
-29,4
-27,1
7,1
11,7
11,0
-0,2
2,1
9,7
-9,3
-8,1
1,8
-1,3
-1,3
7,7
-9,8
-10,5
0,7
2,0
4,9
9,0
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
367
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.
368
Probl Hig Epidemiol 2009, 90(3): 362-369
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
zdecydowanie tak raczej tak raczej nie zdecydowanie nie
/definitely yes
/rather yes /rather not /definitely no
R1
Umyślnie nakładam sobie małe porcje jedzenia, aby mieć wpływ na moją
masę ciała
/I take small portions on purpose, in order to control my body mass
E1
Jem, kiedy czuję się zdenerwowany
/I eat when I feel nervous
J1
Przebywanie w towarzystwie kogoś, kto je, często sprawia, że czuję się tak
głodny, że też muszę coś zjeść
/The company of someone eating makes me so hungry I have to eat too
E2
Kiedy jest mi smutno, często objadam się
/I overeat when I feel sad
J2
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
J3
Często robię się tak głodny, że mój żołądek wydaje się nie mieć dna
/I often feel so hungry that I could eat endlessly
J4
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
E3
Kiedy czuję się samotny pocieszam się jedzeniem
/Food comforts me when I feel lonely
R2
Świadomie kontroluję ilość jedzenia przy posiłku, aby nie przybrać na
wadze
/I consciously control the amount of my meals not to gain weight
R3
Powstrzymuję się od jedzenia niektórych potraw, ponieważ od nich tyję
/I abstain from some foods because they make me gain weight
J5
Zawsze jestem na tyle głodny, aby jeść o dowolnej porze
/I am always so hungry I can eat anytime
R4
Czy jest prawdopodobne, żebyś świadomie zjadł mniej niż masz ochotę?
/Can you consciously eat less than you would like to?
R5
Jak bardzo ograniczasz jedzenie? Zaznacz na skali od 1 do 8
How much do you restrain eating ? Check the 1-8 scale
Wcale nie ograniczam
I never restrain eating
12345678
Zawsze ograniczam
I always restrain eating
Dzielska i wsp. Adaptacja polskiej wersji kwestionariusza Three-Factor Eating Questionnaire (TFEQ-13) ...
369
Piśmiennictwo / References
1. Anderson DA, Shapiro JR. Self-reported dietary restraint is
associated with elevated levels of salivary cortisol. Appetite
2002, 38: 13-17.
2. Brunstrom JM, Mitchell GL, et al. Potential early-life
predictors of dietary behaviour in adulthood: a retrospective
study. Int J Obes 2005, 29: 463-474.
3. Larsena JK, van Strien T. Dietary restraint: Intention
versus behavior to restrict food intake. Appetite 2007, 49:
100‑108.
4. Meyer TA, Gast J. The effects of peer influence on disordered
eating behavior. J Sch Nurs 2008, 24(1): 36-42.
5. Bas M, Bozan N, et al. Dieting, dietary restraint and binge
eating disorder among overweight adolescents in turkey.
Adolescence 2008, 43(171): 635-648.
6. Żechowski C. Polska Wersja Kwestionariusza Zaburzeń
Odżywiania (EDI) – adaptacja i normalizacja. Psychiatr Pol
2008, XLII(2): 179-193.
7. Ogińska-Bulik N. Konstrukcja narzędzi badawczych.
Kwestionariusz Zachowań Związanych z Jedzeniem (KZZJ).
[w]: Psychologia nadmiernego jedzenia. Ogińska-Bulik N.
UŁ, Łódź 2004: 97-102.
8. Karlsson J, Persson LO, et al. 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:
1715‑1725.
9. Stunkard AJ, Messick S. The Three-Factor Eating
Questionnaire to measure dietary restraint, disinhibition
and hunger. J Psychosom Res 1985, 1(1): 71-83.
10. De Lauzon-Gullain B, Basdevant A. Is restrained eating a risk
factor for weight gain in general population? Am J Clin Nutr
2006, 83: 132-138.
11. Simmons JR, Smith GT, et al. Validation of eating and dieting
expectancy measures in two adolescents samples. Int J Eat
Disord 2002, 31: 461-473.
12. Palczewska I, Niedźwiecka Z. Wskaźniki rozwoju
somatycznego dzieci i młodzieży warszawskiej. Med Wiek
Rozw 2001, 5, Supl I, 2: 13-18.
13. Szulecka-Dębek M, Bem M i wsp. Różnice kulturowe
– wpływ na ocenę jakości życia związanej ze zdrowiem.
Farmakoekonomika 2006, 10(2): 3-10.
14. Cappelleri JC, Bushmakin AG, et al. 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: 1-10.
15. De Lauzon-Gullain B, Romon M, et al. The Three-Factor
Eating Questionnaire-R18 is able to distinguish among
different eating patterns in general population. J Nutr 2004,
134: 2372-2380.
16. Williamson DA, Martin CK. Measurement of dietary
restraint: Validity tests of four questionnaires. Appetite 2008,
48: 183-192.
17. 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: 79-90.
18. Lowe MR. Restraint Theory: The Search for Mechanism.
Paper presented at the Annual Convention of the American
Psychological Association (92nd, Toronto, Ontario) August,
24-28, 1984: 20.
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: 263-271.
20. Savage JS, Hoffman L, Birch LL. Dieting, restraint and
disinhibition predict women’s weight change over 6 y. Am
J Clin Nutr 2009, 90: 33-40.
21. Tylka J. Otyłość w ujęciu psychosomatycznym. [w:]
Psychosomatyka. Wybrane zagadnienia z teorii i praktyki.
UKSW, Warszawa 2000: 131-137.
22. Yeomans MR, Coughlan E. Mood-induced eating: interactive
effects of restraint and tendency to overeat. Appetite 2009,
52(2): 290-298.