中国の未就学児の食事指数の開発: 全体的な食事の質を評価するツール

Salute pubblica BMC

BMC Public Health volume 22、記事番号: 2428 (2022) この記事を引用

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メトリクスの詳細

幼児期の食事の質は、健康への長期的な影響を及ぼします。しかし、中国の未就学児の食事指標は不足しており、既存の指標の有効性や信頼性には限界がありました。したがって、この研究は、中国の食事ガイドラインと中国の食事摂取基準に基づいて未就学児の食事指標を開発し、中国健康栄養調査（CHNS）を使用して全体的な食事の質を評価することを目的としていました。

中国の未就学児食事指数 (CPDI) には、9 つの食品グループの構成要素と 2 つの栄養素構成要素をカバーする 11 の構成要素が含まれています。 CPDI の合計スコアは 0 ～ 90 の範囲であり、スコアが高いほど食事の質が高いことを示します。この研究では、CHNS の 2 ～ 5 歳の未就学児 1,742 人の食事の質を CPDI を使用して評価しました。食事摂取データは、3 日間 24 時間の食事のリコールを使用して取得され、社会人口学的情報も収集されました。コクラン・マンテル・ヘンゼル (CMH) 検定を使用して、人口統計と CPDI 合計スコアの間の関連性を調査しました。主成分分析、相関分析、クロンバックのアルファを使用して、CPDI の相対的な信頼性と妥当性を評価しました。最後に、段階的重回帰分析を実行して、CPDI の潜在的な影響因子を調査しました。

CHNSの就学前児童1,742人のうち、70％以上が農村部に居住し、サンプルの41.2％が低所得家庭で育った。未就学児の平均 CPDI スコアは 38.8 ± 12.9 でした。食事スコアが高いほど、エネルギーと栄養素の摂取量が多いと相関していました。年齢が高く（β = 0.93、SE = 0.26、P = 0.0003）、世帯収入が高い家庭で育った（β = 3.11、SE = 0.27、P < 0.0001）、または都市部に住んでいる（β = -4.44、 SE = 0.66、P < 0.0001）は、より高い CPDI スコアと関連していました。

CPDI は就学前の子供の食事の質を評価するのに役立ちます。 CPDI に基づいて、特に農村地域において、中国の未就学児の食事の質を改善する必要があります。

査読レポート

食事は、特に幼児期において良好な栄養状態を維持し、健康状態を最適化するために不可欠です[1、2]。いくつかの研究は、特定の食品または栄養素によって評価される子供の食事の質と成長および発達との関連を実証しています[3,4,5,6]。しかし、単一または少数の食品や栄養素では、食事の複雑さを捉えることはできません [7]。国の食事ガイドラインまたは食事の推奨に基づいて開発された食事指標は、1980 年から 2010 年半ばまで全体的な食事の質を正確に評価するために広く使用されました [8] 適切に設計された食事指標により、子供の食事摂取量を監視し、リスクを定量化することが可能になる可能性があります。食事によって引き起こされる慢性疾患 [9]。

西洋諸国では、フィンランドの子供の健康的な食事指数を含む、複数の食事の構成要素 [10] や食事の推奨事項の順守 [11、12] を調査することにより、現地の未就学児の主な食事問題に基づいて、未就学児に特化したいくつかの食事指標が開発されています。フィンランドでは [13]、アメリカでは改訂児童食の質指数 [10]、ギリシャでは未就学児の食事とライフスタイル指数 [11]、オーストラリアでは健康選好指数 [12] が挙げられます。各国の未就学児の食事パターンや健康問題は異なるため、西洋の未就学児の食事指標は中国の未就学児には適していない可能性があります。中国の未就学児のニーズに特化した食事指標を開発することは貴重です。

現在までに、中国には未就学児向けの食事指標が 2 つあります。すなわち、中国健康食事指数 (CHEI) [14] と未就学児向け中国食事バランス指数 (DBI_C) [15] です。最新の中国の食事ガイドライン (2016 年) [16] によると、CHEI は 2 歳以上の中国人を対象に設計されていますが、食事の要件や行動が異なることもあり、未就学児の食事の質を評価する際の有効性は不十分でした [17]。年齢層によって異なります。 DBI_C はさまざまな年齢グループのスコアリング基準を考慮しましたが [15]、その離散的で双方向のスコアリングシステムでは、食物摂取量がカットオフ値に近い場合、食物または栄養素の摂取量の変化を捉える精度が制限されました。

したがって、中国における現在の食事指標の限界を克服するために、この研究の目的は、中国の食事ガイドライン（2016 年）[16] と中国の食事指標に基づいて中国の未就学児（2 ～ 5 歳）の食事指標を確立することでした。基準摂取量 (DRI) [18]、中国健康栄養調査 (CHNS) [19] から中国の就学前児童の全体的な食事の質を評価します。

データは、中国人の健康と栄養状態を調査することを目的として、ノースカロライナ大学と中国疾病予防管理センターによって実施されている進行中のオープンコホートである CHNS から得られました。この調査は 1989 年から実施され、データは追跡調査され、2 ～ 4 年ごとに発表されました。中国の12の省および直轄市（北京、重慶、広西、貴州、黒竜江、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧、山東、上海）の約7,200世帯、3万人以上の個人がおり、地理、経済発展、公共性が大きく異なります。調査では、リソースと健康指標が多段階のランダムクラスタープロセスを通じて選択されました[19]。 CHNS の詳細は他の場所で公開されています [20]。

この研究には、2004 年から 2011 年まで CHNS に参加し、完全な食事データを持つ 1,808 人の未就学児 (2 ～ 5 歳) が含まれていました。これらのうち、信じられないほどのエネルギー摂取量（1日あたり400kcal未満または4000kcal以上）[21]を持つ50人の子供と、完全な潜在的共変量データ（世帯人数や1人当たりの世帯収入など）を持たない16人の子供は除外された。したがって、この分析は 1742 人の未就学児の最終サンプルに基づいています。

食事摂取データは、訓練を受けた研究者による 24 時間の食事リコールを使用して収集されました。平日と週末では子供のエネルギー摂取量に大きな差があるため[22]、平日と週末の両方を可能な限りカバーするために、24時間の食事リコールを3回連続して適用しました。食事評価中、親または保護者は、過去 24 時間に自宅および外出先で子供が消費したすべての食品の正確な種類と量を思い出すように求められました。参加者が食品の消費量をよりよく思い出し、食品摂取量の推定精度を向上させるために、ほとんどの食品の標準的な分量を表す標準プレートと食品モデル、および標準スケールでさまざまな量の食品を示す検証済みの食品写真マニュアルが使用されました。。次に、食事摂取データは、中国食品成分表 (FCT) に従って 1 日のエネルギーと栄養素の摂取量に変換されました [23、24、25]。標準的な 1 食分 100 g の栄養素量に各食品の摂取量を乗じて栄養素摂取量を計算し、その後 3 日間 24 時間の食事のリコールから平均栄養素摂取量を生成しました。すべてのデータは 2 人の研究スタッフによって個別に計算されてデータベースに入力され、一貫性のない結果はコンセンサスによって検証されました。

私たちの研究に関連する変数は、参加者の年齢、性別、1人当たりの世帯収入、地方居住地、世帯人数であり、これらは両親による24時間のリコール中にアンケートを使用して提供されました。各調査年の一人当たり所得は、消費者物価指数を調整して 2015 年の値に膨らませた後、低位（≤ 5,000）、中位下位（5,000 ～ 10,000）、中位（10,000 ～ 20,000）、中上部 (20,000 ～ 30,000) および高 (> 30,000) [26]。

中国未就学児食事指数 (CPDI) の構成要素の選択は、中国食事ガイドライン (2016) [16] の主要な推奨事項と、食事と子供の健康との関連性に関する証拠 (追加ファイル 1: 表 S1) に基づいています。 CPDI は 3 つの側面を含む 11 の要素で構成されています。1 つは十分な摂取が推奨されている 5 つの十分性要素です。 5 つの節制要素。節度を持って摂取すべき食品を指します。そして摂取量を減らす必要がある制限成分が 1 つあります。

十分性成分 1 ～ 5、野菜、果物、乳製品および乳製品、大豆およびその製品、水産物、および適度成分 1 ～ 3、穀物、卵、赤身肉および鶏肉は、中国人の推奨食事摂取量に基づいて選択されました。食事ガイドライン (2016) [16]。各成分の年齢固有の基準値を使用して、食品グループの摂取量を評価しました。中国では 2 ～ 5 歳の子供に対する全粒穀物、ジャガイモ、ナッツに関する具体的な推奨事項が提案されていないため、これらは CPDI の成分として含まれていません。

適度な成分 4 と 5、ビタミン A と鉄は、未就学児向けの特定の栄養素に関する推奨事項に基づいて選択されました。現在、ビタミン A [27, 28] と鉄欠乏 [4, 29] が依然として中国、特に農村部の就学前児童の主な栄養問題となっている。 CPDIではビタミンAと鉄の摂取量を考慮することが不可欠でした。

中国の未就学児の間では、高糖分と高脂肪のスナックの摂取が一般的です[30]。また、高糖分や高脂肪のスナックは虫歯のリスクを高め[5]、過剰なエネルギーを引き起こし、子供の過体重や肥満につながることが示唆されています[31、32]。したがって、高糖類および高脂肪のスナックは、CPDI の唯一の制限要素として含まれました。 CPDI における高糖類および高脂肪のスナックとは、キャンディー、チョコレート、ビスケット、ケーキ、ポテトチップス、ポップコーンなどの糖分および/または脂肪分が多い食品のことです。

CPDI の最大合計スコアは 90 ポイントで、スコアが高いほど未就学児の全体的な食事の質が良好であることを示しました。すべての種類の食品が食事に等しく寄与していることを考慮して、8 つの食品グループの構成要素が CPDI の同じスコアで重み付けされ、すべて 0 ～ 10 ポイントでした。高糖類や高脂肪のスナックは主要な食品グループと同様に重要であると考えられるべきですが、中国の食事ガイドライン（2016年）にはその摂取量に関する証拠に基づいた推奨事項は記載されていません[16]。次に、高糖類と高脂肪のスナックの成分に 5 点が割り当てられました。野菜や肉などの食品グループの成分がビタミンAや鉄の摂取量を包括的に反映できないことを考慮して、CPDIは栄養素と他の食品グループの成分との共線性を避けるためにビタミンAと鉄を成分として組み込み、重量を削減しました。

CPDI には継続的なスコアリングシステムがありました。推奨摂取量を満たしていない児童は、逸脱の程度に応じて減点される。 CPDI のスコアリングは、食品または栄養素の密度 (1000 カロリーあたりの食品または栄養素の摂取量) に基づいていました。未就学児のさまざまな食品の 1 日あたりの推奨摂取量は、2 ～ 3 歳（1000 ～ 1200 kcal/日）と 4 ～ 5 歳（1200 ～ 1400 kcal/日）では異なるため、CPDI 成分のスコアリングには特定の値が与えられました。 2 つの年齢グループのスコア基準 (表 1)。

十分性の要素については、摂取量が推奨摂取量レベルに達したか、それを超えた場合にスコアが最大スコアに割り当てられました。そうでない場合、スコアは次のように実際の摂取量と推奨摂取量の比率によって決定されます。

たとえば、200 g/1000 kcal の乳製品および乳製品を摂取した子供 (5 歳児) は 8 ポイントを獲得しました [(200/250) × 10 = 8 ポイント]。

適度なコンポーネントについては、摂取量が推奨摂取量範囲内にある場合にスコアに最大スコアが割り当てられました。摂取量が0、または推奨摂取量の上限の2倍を超えた場合はスコア0、摂取量が上限を超えた場合、または下限を下回った場合は以下のようにスコアを計算しました。

たとえば、150 g/1000 kcal のシリアルを摂取した子供 (3 歳) は 5 ポイントを獲得しました [(1-|1–150/100|) × 10 = 5 ポイント]。ビタミン A と鉄については、中国の食事摂取基準 (DRI) [18] に従って、推奨摂取量は推奨栄養素摂取量 (RNI) から許容上限摂取量 (UL) までの範囲であり、栄養素の過剰摂取を避けています。

高糖質、高脂肪のスナック菓子については、摂取制限量を超えた場合は0点とした。摂取量が摂取制限値未満の場合の計算式は以下の通りです。

高糖類および高脂肪のスナックの摂取制限に関するデータがないため、4～6 歳のドイツの子供に対する最適化混合食 [33] における「耐容食品」(50 g/日) の推奨摂取量は、 CPDIでは高糖類と高脂肪のスナックの摂取基準として使用されています。たとえば、45 g/1000 kcal の高糖類と高脂肪のスナックを摂取した子供 (4 歳) は、2.75 ポイントを獲得しました [(1-45/100) × 5 = 2.75 ポイント]。

すべてのデータ処理と統計分析は SAS 9.4 を使用して実行されました。 P 値 < 0.05 (両側) は統計的に有意であるとみなされました。 CPDI の合計スコアは正規分布しているため、値を表すために平均値と標準偏差 (SD) が使用されました。平均食事摂取量と CPDI 成分のスコアは中央値 (25 パーセンタイル、75 パーセンタイル) で表されました。サンプルの食事の質を特徴付けるために、連続 CPDI 合計スコアを低 (< 25 パーセンタイル)、中 (≧ 25 パーセンタイル、≦ 75 パーセンタイル)、高 (> 75 パーセンタイル) に分割しました。 CPDI の相対的な妥当性を評価するために、主成分分析 (PCA) とスピアマン相関分析が実行されました。相関分析を使用して、CPDI 合計スコアとエネルギー摂取量および CPDI に含まれない 8 つの栄養素の栄養素適正率との関連性をテストし、成分スコアと合計スコアの間の相関関係をテストしました。一方、PCA は CPDI の寸法を調べるために使用されました。また、CPDI の内部一貫性をテストするためにクロンバック係数アルファを計算しました。さらに、コクラン・マンテル・ヘンゼル (CMH) 検定を使用して、未就学児の CPDI スコアの異なる四分位間の人口統計的特徴 (年齢、性別、居住地、および 1 人当たりの世帯収入) を比較しました。最後に、CPDI の影響因子を調査するために、段階的重回帰分析が使用され、以前の観察で食事の質に関連すると考えられた変数が回帰で選択されました。

さまざまな食事の質レベルにおける研究参加者の一般的な特徴を表 2 に示します。これらの子供の平均年齢は 3.6 ± 1.1 歳で、そのうち 54.1% が男の子でした。参加者の半数以上（72.0％）は農村部に住んでおり、一人当たりの世帯収入は中程度（54.2％）でした。平均 CPDI スコアは 38.8 ± 12.9 でした。年齢が高く、都市部に住み、高収入の家庭で育った子どもたちは、食事の質がより良好でした（P < 0.001）。本研究では、男性と女性の子供の間で食事の質に統計的な差はありませんでした（P = 0.4958）。

CPDI のコンポーネントスコアと合計スコア間の相関関係は非常に低く (0.02 ～ 0.35)、単一コンポーネントが独立した情報を提供できることを示していることがわかりました (表 3)。スクリープロットでは、固有値 > 1 を持つ 3 つの因子が存在し、指数の分散全体の 46.3% を占めていることが明らかになりました。これにより、CPDI の多次元的性質と食事の質の複雑さを反映するその能力が確認されました (追加ファイル 1: 図 S1)。）。

エネルギー摂取量、繊維摂取量、および栄養素適正比と CPDI スコアとの相関関係を表 4 に示します。CPDI スコアは、1 日のエネルギー摂取量 (r = 0.23、P < 0.0001) およびタンパク質からのエネルギー (r = 0.33、P < 0.0001) と正の相関関係がありました。 P < 0.0001) と脂肪 (r = 0.29、P < 0.0001)。繊維摂取量（r = 0.25、P < 0.0001）、CPDI に含まれないビタミンおよびミネラルの十分率（r = 0.22 ～ 0.50）は CPDI スコアと正の相関があり、CPDI 合計スコアの増加が全体的な食事の質の向上を反映していることを示しています。。さらに、CPDI の標準および非標準のクロンバック係数アルファは、それぞれ 0.53 および 0.60 でした。

CPDI の各コンポーネントの平均消費量とサブスコアは、追加ファイル 1: 表 S2 に示されています。 CPDI 成分の中で、最も高い平均サブスコアが観察されたのは、鉄分、高糖分と高脂肪のスナック、大豆とその製品でした（鉄分は 2.5、高糖分と高脂肪のスナックは 5.0、大豆とその製品） 8.1)については、これらの食品/栄養素の摂取が要件をある程度満たしていることを示しています。中国の就学前児童では、果物、乳製品、水産物の摂取が不十分であり、赤身の肉や鶏肉の過剰摂取が見られました（サブスコア0点）。参加者の80%以上が推奨摂取量未満の野菜を摂取しており、ビタミンAの推奨摂取量を満たしている参加者はわずか3%で、野菜とビタミンAの平均サブスコアはそれぞれ5.9と0.9でした。

重段階回帰分析を使用して、CPDI に影響を与える要因 (1 人当たりの世帯収入、居住地、年齢、性別、世帯人数) を調査しました (表 5)。最終的なモデルでは、一人当たりの世帯収入、居住地、年齢が CPDI と有意に関連していることが示されました。地方居住は、子供の CPDI スコアの低下に関連する最も強い要因でした (β = -4.44、SE = 0.66、P < 0.0001)。さらに、一人当たりの世帯収入が高い子供（β = 3.11、SE = 0.27、P < 0.0001）または年齢が高い子供（β = 0.93、SE = 0.26、P = 0.0003）は、より高い CPDI スコアを受け取りました。

この研究では、中国の未就学児の食事の質を評価するために、中国の未就学児の食事指数を確立することを目的としました。私たちの結果は、2歳から5歳の未就学児の食事の質を測定する貴重な指標としてCPDIの信頼性と妥当性を裏付けました。平均CPDIスコア（38.8±12.9）が満点の半分未満だったため、CHNS未就学児の食事の質を改善する必要がある。さらに、居住地、年齢、一人当たりの世帯収入も CPDI に影響を与える可能性のある要因でした。

中国の食事ガイドライン (2016 年) と中国の食事摂取基準 (DRI) に基づいて、未就学児の毎日の摂取との関連性を評価するために、食品グループの主要な推奨事項が CPDI に組み込まれました。鉄欠乏症またはビタミンA欠乏症は中国の未就学児によく見られるため[28、34]、これらはCPDIに組み込まれました。食事の多様性は複数の食品成分によってある程度反映され、食品の種類と他の食品成分の間に共線性が存在する可能性があることを考慮すると[35]、食品の多様性や食事の多様性はCPDIの構成要素として選択されませんでした。しかし、以前に確立された他の食事指標が示しているように[36、37]、健康的な食事における食事の多様性の重要性は依然として無視できません。 DBI_C の離散スコアリングシステムと比較して、CPDI は連続スコアリングシステムを採用し、食物摂取量がカットオフ値に近づいた場合の食物または栄養素の摂取量の変化を捉える精度を向上させました [35]。これは、食事の遵守をより効果的に反映します。推奨事項。さらに、CPDI は、単一の成分が合計スコアを左右するものではなく、指数に含まれる食品および栄養素の摂取量、および他の必須栄養素の摂取量と有意に相関しているという事実により、食事パターンの複雑さを反映することができました。これらの関連性は、フィンランド [13]、アメリカ [10]、ギリシャ [11] の子供向けに開発された食事の質の指標と一致しており、CPDI が中国の就学前の子供の全体的な食事の質を評価する貴重なツールとして使用できる可能性があることを示しています。 CPDI の信頼性に関しては、クロンバックのアルファ 0.53 および 0.60 は、他国で開発された他の食事指標のアルファ値が 0.22 から 0.68 の範囲であったのと比較して、許容範囲内でした [36, 38,39,40,41]。全体として、CPDI は比較的良好な信頼性を持っていました。そして有効性。

CPDI は、CHNS からの研究参加者の全体的な食事の質を評価するために使用されました。これらの CHNS の 2 ～ 5 歳の子供たちの結果は、サンプルの平均 CPDI スコアが満点の半分未満であったため、彼らの食事の質を改善する必要があることを示しました。これは、以前の報告で報告された中国の未就学児の食事の不均衡と部分的に一致していました。研究 (0 ～ 90 点の 38.8 点 vs -60 ～ 36 点の -17 点) [15]。 CPDI の 11 要素のうち、中国の未就学児が高糖類と高脂肪のスナックで満点を獲得したことは注目に値します。私たちの結果は、居住地でのサンプル配布の影響もあり、12 省の中国の未就学児童 [42] の間で最後に報告されたスナック消費量と同様でした。前述の研究では子どもの 60% が、私たちの研究では子どもの 72% が農村部の出身で、そこでは子どもたちが軽食を手に入れることが困難でした。食事データは、スナック摂取量が低いと報告する傾向にある親から収集されたものであるため、社会的偏見を無視することはできませんでした。さらに、間食摂取の推奨が限られているため、CPDI ではこの項目に 5 点しか割り当てていないため、間食の食事の質を測定するために CPDI を適用する場合には注意が必要です。さらに、未就学児の果物、乳製品、水産物、卵の摂取量が不十分であったこと、また赤身の肉や鶏肉の過剰摂取があったことは注目に値し、これは中国で発表された研究と一致していた[43、44]。参加者の 69.3% が 3 日間連続して乳製品を摂取しておらず、乳製品の平均摂取量は 53.0 ± 105.6 g/日であることがわかりました。乳製品とその製品が子供の過体重と肥満のリスクを軽減し[45]、骨ミネラル含有量を増加させる可能性があるという証拠が報告されています[46]。したがって、未就学児、特に農村地域の乳製品とその製品の消費量を増やし続ける必要があります。中国の未就学児の食事による鉄摂取量は、本研究では比較的理想的であり、RC-DQI を使用した未就学児の結果と同様でした [10]。食事による鉄摂取量の増加は、近年の赤身肉の消費量の増加と関連している可能性があり、これが中国の子供たちの鉄欠乏状態の改善に役立っている[47]。

この研究では、子供のCPDIスコアに関連する社会人口学的要因も特定されました。ギリシャの未就学児の調査結果と同様 [48]、年長の未就学児の方が食事の質が良く、その理由は次のとおりであると考えられます。就学前年齢は、食事パターンが母乳や補完食からさまざまな固形食品へと変化する重要な栄養期間であり[49]、より若い未就学児は新しい食品を受け入れるのに障害がある可能性があります。好き嫌いなどの不健康な食行動は、子供が定期的に食べ物の好みを持ち、特定の食べ物を食べることを拒否することを指し、この時期に遭遇する可能性があります。成長すると、ほとんどの未就学児は保育所に入所し、食政策に基づく教育活動と環境介入により、彼らの食行動[50]と食事の質[51]が促進される。一方、高収入の世帯に属する未就学児の方が食事の質のスコアが良いことがわかり、これは他の研究結果と一致している[52、53]。これは、高所得世帯は食品の選択により注意を払う傾向があり、健康的な食品を容易に入手できるという事実に基づいている可能性があります[54]。

CPDI にはいくつかの強みがあります。まず、以前の食事指標 [15] では個人のエネルギー摂取量の違いが考慮されていなかったため、食品の過剰摂取がエネルギー過剰摂取につながる可能性があります。したがって、CPDI は食品グループと栄養素摂取量を食品または栄養素密度ごとに評価し [55]、個人の食事状態の評価を量ではなく質に依存させました。第二に、CPDI は、さまざまな年齢グループの子どもの推奨食事摂取量とエネルギー要件に基づいて開発されたという事実にあり、これは未就学児のサブグループに特有の食事の問題に対処するのに有益です。第三に、我々は CPDI を使用して、中国の 12 の省および地方都市の都市部と農村部の両方を対象とする CHNS (2004 ～ 2011 年) の中国の就学前児童の食事の質を調査しました。

この研究ではいくつかの制限に注意する必要があります。まず、未就学児の食事データは 3 日間の 24 時間食事リコールを通じて収集されたものであり、長期的な食事摂取量を反映できないため、情報の偏りがある可能性があります。一方、3 日間の食事コレクションにはさまざまな組み合わせがあり (サンプルの 43.1% は平日 3 日、39.4% は平日 2 日と週末 1 日、17.5% は平日 1 日と週末 2 日でした)、それがバイアスにつながる可能性があります。個人の食事摂取量では。食品の選択と摂取量には季節の違いも存在する可能性があります。第二に、自己申告データには何らかの社会的バイアスが存在する可能性があります。たとえば、親は高糖分や高脂肪のスナックのレベルが低いと報告する傾向があります。第三に、中国の未就学児における高糖類および高脂肪のスナックの推奨摂取量範囲が利用できないため、この成分に 5 点を割り当てました。これにより、健康上の成果に対する重要性が過小評価される可能性があります。 CHNS は中国を代表するように設計されたのではなく、南部から北部までの経済的および人口統計上のさまざまな状況を把握するように設計されていたため、これらの参加者の一般化可能性は限られていました。ただし、サンプル内の省と市は、中国の都市部と農村部の大部分をカバーしています。最後に、バイオマーカーを使用して鉄とビタミン A の摂取量を評価する方がより正確ですが、就学前の子供から血液と尿のサンプルを収集することは、ほとんどの大規模な観察研究では困難です。

中国の未就学児の食事指数は、全体的な食事の質を測定し、中国の未就学児間の食事の質の違いを区別する手段として確立されることに成功しました。中国の未就学児の食事の質は最適とは言えず、特に農村部や低所得世帯の子どもにとっては改善が必要です。 CPDI は摂取不足だけでなく過剰摂取も判定できるため、就学前の子どもの食事と健康結果との関連性を調べる将来の研究に有益です。さらに、中国でこの研究を進めるには、さらなる検証と再現性が必要です。

現在の研究中に使用および/または分析されたデータセットは、合理的な要求に応じて責任著者から入手できます。

中国健康栄養調査

中国の未就学児の食事指数

中国の健康的な食事指数

コクラン・マンテル・ヘンゼル

就学前児童のための中国の食事バランス指数

フィンランドの子供の健康的な食事指数

子供の食事の質指数

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著者らは、調査に参加したすべてのボランティアと中国健康栄養調査のスタッフに感謝する。

この研究は、国家重点研究開発プログラムのアクティブヘルスとエイジング技術ソリューション主要プロジェクトの食事と栄養の評価と介入技術の研究（No.2020YFC2006300）によって資金提供されました。四川大学の中国西部看護規律開発特別基金プロジェクト (HXHL20006)。

分子トランスレーショナル医学研究室、トランスレーショナル医学センター、女性と子供の先天異常および関連疾患の主要研究室（四川大学）、教育省、西中国第二大学病院小児科、四川大学、成都市、四川省、610041 、中華人民共和国

Xiaoyu Wang、Yujie Xu、Ruonan Duan、Shufang Shan、Guo Cheng

中国西部公衆衛生学校および四川大学西部第四病院栄養・食品安全学部（中国成都市）

タン・ビンビン

山西ベスーン病院、山西医学アカデミー、同済山西病院、山西医科大学第三病院、中国太原市

ルオナン・ドゥアン

同済病院、同済医科大学、華中科学技術大学、武漢、中国

ルオナン・ドゥアン

中国成都、四川大学西中国第二大学病院薬学部、科学的根拠に基づいた薬局センター、女性と子供の先天異常および関連疾患の主要研究室、四川大学）

リナン・ゼン、クン・ゾウ、リンリー・チャン

中国成都の四川大学西中国公衆衛生学院および西中国第四病院医療政策管理学部

リー・ジャオ

健康食品評価研究センター、西中国公衆衛生学院および西中国第四病院、四川大学、成都、中国

ジンユアン・シオン

中国武漢市、武漢科学技術大学医科大学公衆衛生学部栄養健康学部栄養衛生毒物学科

シュアンロン

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GC は研究のアイデアとデザインを考案しました。 XW、YX、BT、RDがデータ分析を実施しました。 XW、YX、BT が原稿を起草しました。 SS、XW、LZ がデータ分析についてアドバイスしました。 LZ、KZ、JX、LLZ、SR、および GC は、原稿に重要な改訂を提供しました。著者全員が最終原稿を読んで承認しました。

郭成氏への対応。

この研究はヘルシンキ宣言のガイドラインに従って実施されました。研究参加については親または法的保護者からインフォームドコンセントが得られ、この研究はノースカロライナ大学チャペルヒル校および国立栄養・食品安全研究所の治験審査委員会によって承認された。

適用されません。

著者らは、潜在的な利益相反とみなされる可能性のある商業的または金銭的関係が存在しない状態で研究が実施されたことを宣言します。

シュプリンガーネイチャーは、発行された地図および所属機関における管轄権の主張に関して中立を保ちます。

中国の未就学児の食事指数の構成要素と重み付け、および対応する研究証拠。表S2。本研究における中国の就学前児童食事指数 (CPDI) コンポーネントの摂取量と、総 CPDI スコアの四分位のサブスコア。図S1。 CPDI の主成分分析からのスクリープロット。

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転載と許可

Wang、X.、Xu、Y.、Tan、B. 他。中国の未就学児の食事指数の開発: 全体的な食事の質を評価するツール。 BMC 公衆衛生 22、2428 (2022)。 https://doi.org/10.1186/s12889-022-14672-x

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受信日: 2022 年 7 月 26 日

受理日: 2022 年 11 月 18 日

公開日: 2022 年 12 月 26 日

DOI: https://doi.org/10.1186/s12889-022-14672-x

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