مجلهي غدد درونريز و متابوليسم ايران دانشگاه علوم پزشكي و خدمات بهداشتي درماني شهيد بهشتي دورهي سيزدهم شمارهي ۱ صفحههاي ۶۶ ۵۸ (ارديبهشت ۱۳۹۰)

Transcript

1 مجلهي غدد درونريز و متابوليسم ايران دانشگاه علوم پزشكي و خدمات بهداشتي درماني شهيد بهشتي دورهي سيزدهم شمارهي صفحههاي ۶۶ ۵۸ (ارديبهشت ۳۹۰) اعتبار و قابليت تكرارپذيري يك بسامد خوراك براي ارزيابي الگوهاي غذايي اصلي در خانمهاي ۴۵-۸ ساله مورد پوشش شبكههاي بهداشت درمان شمال و شرق تهران ۲ بهرام رشيدخاني محبوبه شانشين رعنا رفعت نسرين اميدوار ا ناهيتا هوشيارراد ا رزو رضازاده ا تنا رمضاني زهره حسيني مريم بهروز ) گروه تغذيه جامعه انستيتو تحقيقات تغذيه و صنايع غذايي دانشكدهي علوم تغذيه و صنايع غذايي دانشگاه علوم پزشكي شهيد بهشتي ۲) گروه تغذيه دانشکدهي بهداشت دانشگاه علوم پزشكي تهران نشاني مکاتبهي نويسندهي مسي ول: شهرک غرب بلوار فرحزادي خيابان ارغوان غربي دانشکدهي علوم تغذيه و صنايع غذايي دانشگاه علوم پزشكي شهيد بهشتي محبوبه شانشين mshaneshin@yahoo.com چكيده مقدمه: تحليل الگوهاي غذايي روشي جديد در بررسي وضعيت تغذيهاي است. هدف اين پژوهش بررسي اعتبار و تکرارپذيري يک بسامد خوراک براي ارزيابي الگوهاي تغذيهاي اصلي در خانمهاي تهراني بود. مواد و روشها: با روش نمونهبرداري تصادفي ۵۰ نفر خانم ۴۵-۸ ساله انتخاب شدند. در ابتدا بسامد خوراك نيمه کمي از راه مصاحبه تکميل گرديد. از افراد درخواست شد در مدت يکسال هر ماه ۲ بار مواد غذايي مصرفي خود يادداشت نمايند. در انتهاي سال بسامد خوراك دوم تکميل شد. سپس الگوهاي تغذيهاي با روش تحليل عاملي مشخص شدند. يافتهها: در هر يک از اين ۳ داده ۲ عامل مشخص و نمرات اين عاملها محاسبه گرديد. براي بررسي تکرارپذيري پرسشنامه همبستگي نمرات اين دو عامل در دو پيرسون تعيين گرديد ضريب همبستگي بين نمرات اين عاملها بين ۰۵- تا بود. براي در تعيين الگوهاي غذايي همبستگي نمرات اين دو عامل ابتدا بين اول و دوم با استفاده از روش بررسي اعتبار پرسشنامه اول و يادداشت خوراک (ضريب همبستگي پيرسون بين - ۲۹ ۶-) و سپس بين پرسشنامه دوم و يادداشت خوراک (ضريب همبستگي بين - ۰۲) تعيين گرديد. نتيجهگيري: به نظر ميرسد الگوهاي غذايي بهدست ا مده با استفاده از بسامد خوراک مقالهي پژوهشي در افراد مورد مطالعه معتبر و تکرارپذير نبودند. واژگان كليدي: الگوي غذايي تکرار پذيري اعتبارپذيري بسامد خوراک تحليل عاملي دريافت مقاله: ۸۹/۷/ دريافت اصلاحيه: ۸۹/۸/۸ پذيرش مقاله: ۸۹/۸/۲۴ مقدمه روشهاي سنتي اپيدميولوژي تغذيه به طور معمول رابطهي يك يا چند ريزمغذي ماده غذايي و يا يك گروه از مواد غذايي با يك بيماري خاص را مورد بررسي قرار ميدهند به طور نمونه رابطهي مصرف ميوه و سبزيجات (يا ويتامين ميشود. مادهي (c اما و خطر ابتلا به سرطان روده بزرگ بررسي غذاي مصرفي شامل يك يا دو ريزمغذي يا غذايي نيست بلكه مخلوطي از مواد غذايي مختلف i است كه با هم در بدن كنش متقابل دارند. اين روش سنتي در اپيدميولوژي تغذيه به دلايل زير به احتمال زياد قادر i - Food/Nutrient approach

2 بهرام رشيدخاني و همكاران قابليت تكرارپذيري بسا مد غذايي ۵۹ نخواهد بود اثر واقعي مواد غذايي بر سلامت انسان را به ۲ درستي تشخيص دهد. اول اين كه اين روش توانايي در نظر گرفتن اثر متقابل يا بر هم كنش (interaction) ريزمغذيها را ندارد دوم اثر يك يا چند مادهي غذايي روي بروز يك بيماري ممكن است ا نقدر ناچيز باشد كه قابل سنجش نباشد حال ا ن كه اثر تجمعي يك گروه بزرگ از مواد غذايي ممكن است بهخوبي قابل سنجش باشد سوم بررسيهاي مختلف روي اثر مواد غذايي گوناگون بر يك بيماري ميتواند به طور تصادفي منجر به كشف رابطهاي شود كه باشد نادرست test) (multiple چهارم اين كه اثر يك مادهي غذايي روي بروز يك بيماري ممكن است توسط عادت غذايي فرد (eating habit) مخدوش گردد. به عنوان نمونه افرادي كه زياد ميوه مصرف ميكنند به طور معمول سبزيجات ماهي حبوبات و غذاهاي كم چرب نيز زياد مصرف ميكنند. حال اگر رابطهاي بين مصرف ميوه و بروز سرطان روده بزرگ پيدا شود اين رابطه ممكن است به دليل عادتهاي سالم غذايي فرد و نه فقط مصرف ميوه باشد. بنابراين استفاده از تحليل الگوهاي غذايي که در سال ۹۸۶ توسط جاكوب و همكاران ارايه گرديد براي دست يافتن به يافتههاي واقعي راه حل صحيحي ۳ ميباشد. در اين روش مواد غذايي كه مصرف ا نها با هم رابطه دارند در گروههاي مختلف (الگوهاي غذايي) طبقه بندي شده و سپس اثر اين الگوهاي غذايي روي بيماري مورد ارزيابي قرار ميگيرد. هنوز تعريف روشني از الگوهاي غذاي مصرفي در اقوام و گروههاي اقتصادي- اجتماعي جامعهي ۴ ما موجود نميباشد اين در حالي است كه الگوهاي سنتي مصرف غذا و الگوهاي بيماري به سرعت در حال تغيير هستند و بدون شك انستيتو تحقيقات تغذيهاي در اين زمينه به عنوان يك ارگان مسي ول بايد در مرحلهي اول نقش عوامل و الگوهاي تغذيهاي را در بروز و شيوع بيماريها مورد بررسي قرار دهد و پس از يافتن عوامل خطر در مرحلهي بعد بايد از راه مداخله در سطح جامعه تغيير و تعديل عوامل خطر سعي در كاهش بروز بيماريهاي مزمن در جامعه نمايد. با توجه به تنوع الگوهاي غذايي در جمعيتهاي مختلف استفاده از اين روش در بررسيهاي اپيدميولوژي تغذيه قبل ii i و تكرارپذيري از هر چيز نيازمند بررسي اعتبار الگوهاي غذايي استخراج شده از نمونههاي تصادفي از جمعيت مورد ۲ ۵ مطالعه ميباشد. تنها دو پژوهش در زمينهي الگوهاي تغذيهاي در دنيا انجام شده خاورميانه صورت نگرفته است. و چنين در اين دو بررسيهايي اعتبار و تكرارپذيري ضعيفي مشاهده شده است. غذايي در هر منطقه مخصوص تاثير سن جنس و فاکتورهاي اقتصادي ميگيرد. در اين پژوهش پژوهش همان منطقه است و ابتدا الگوهاي غذايي در نيز الگوهاي مورد اجتماعي قرار مختلف در افراد مورد مطالعه شناسايي و سپس اعتبار و تكرارپذيري الگوهاي غذايي استخراج شده از بسامد خوراك با مقايسه با روش يادداشت خوراک طلايي) تکرارپذيري رابطهي مقايسه ميشود. اين الگوها ميتوان در (به عنوان استاندارد در صورت معتبر بودن و پژوهشهاي بعدي اين الگوها را با بيماريهاي مختلف از جمله ۶- سرطانهاي دستگاه گوارش بررسي نمود. بررسي كنوني مواد و روشها از تير ماه ۳۸۶ در تهران شروع شد. براي تعيين تعداد افراد مورد مطالعه با روش نمونهبرداري تصادفي از ليست دفترهاي مراقبتهاي تنظيم خانواده مورد پوشش شبكههاي بهداشت درمان شمال و شرق تهران (وابسته به دانشگاه علوم پزشكي شهيد بهشتي) تعداد ۵۰ نفر خانم در محدودهي سني ۴۵-۸ ساله انتخاب شدند و از ا نها خواسته شد در صورت تمايل در اين بررسي شركت نمايند. علت انتخاب شبكههاي بهداشت درمان شمال و شرق تهران به عنوان جامعهي مورد مطالعه اين بود كه افراد ساكن در ا ن در محدوده مورد پوشش شبكههاي بهداشت درمان شمال و شرق تهران از نظر اقتصادي و اجتماعي مختلف ميباشند بنابراين جامعه مورد مطالعه ميتوانست نمايندهي خوبي از کل جامعه باشد. بسامد خوراک نيمه کمي مشتمل بر ليستي از ۲۵ قلم مادهي غذايي به همراه يک اندازه استاندارد از هر مادهي غذايي بود و در پژوهشهاي پيشين براي تعيين الگوهاي غذايي استفاده شده بود. پايايي بسامد خوراک مورد استفاده در اين پژوهش در گذشته در مطالعهي پايلوت با انتخاب يک گروه ۳۲ نفري و بر مبناي دو بار پاسخگويي به اين پرسشنامه به فاصلهي يکسال ارزيابي شده بود. يافتهها نشان داده بودند که مورد استفاده از پايايي خوبي براي ارزيابي دريافتهاي غذايي برخوردار است. عنوان به نمونه ضريب همبستگي i - Validity براي پايايي ميوهها و سبزيها به ترتيب برابر ۷ و ۷۴ ii - Reproducibility

3 مجلهي غدد درونريز و متابوليسم دورهي سيزدهم, شمارهي ارديبهشت ۳۹۰ ۶۰ ايران بود. دادهها به روش مصاحبه جمعا وري شد. و تكميل فرمهاي اطلاعاتي در اين بررسي از بسامد ۲ بار به فاصله يك سال و از ۲۴ يادداشت خوراك (FFQ) i ثبت خوراك Record) (Food استفاده گرديد. به اين صورت كه در مرحلهي اول (ا ذر ماه ۳۸۶-۸۷) بسامد خوراك اول توسط كارشناسان مصاحبه راه تغذيه از حضوري با افراد شركت كننده در پژوهش تكميل گرديد از افراد درخواست شد تا بسامد (بار) مصرف هر يک از مواد غذايي را با توجه به واحد اندازهي استاندارد ا ن در سال گذشته گزارش کنند همچنين از شرکت کنندگان خواسته شد در طول يك سال ۲۴ بار (هر ماه ۲ بار) مواد غذايي مصرفي خود را در ~ مدت ~ يك روز يادداشت نمايند نحوهي 5 24 تکميل يادداشت خوراک توسط کارشناسان تغذيهي ا موزش ديده به شرکتکنندگان ا موزش داده شد و از ا نها درخواست شد براي ثبت دقيقتر مواد غذايي خورده شده از و ظرفها پيمانههاي خانگي کمک بگيرند که هم بار مصرف و هم ميزان مصرف قيد شود. هر ماه کارشناسان به درب منازل افراد مراجعه کرده و پس از بررسي يادداشت خوراکها و اطمينان از درستي تکميل ا نها يادداشتها جمعا وري ميشد. دوباره در مرحلهي دوم (ا ذر ماه ۳۸۷) ارزيابي دريافتهاي غذايي معمول فرد در طول سال گذشته با استفاده از بسامد خوراك دوم از راه مصاحبهي حضوري تكميل و از افراد خواسته شد تا تكرر مصرف هر ماده غذايي را با توجه به مقدار ا ن در سال پيش مطرح كنند (شكل ). 1. (شکل ) ثبت مواد غذايي به در ابتدا ۲۵ قلم مادهي غذايي در بسامد خوراك (FFQ) به ۲۵ گروه غذايي طبقهبندي شد (جدول ). اين طبقهبندي اقلام غذايي بر اساس همبستگي مصرف و شباهت ريزمغذيهاي تشکيلدهندهي اقلام غذايي و براساس ۲ ۴ پژوهشهاي قبلي و افزايش قدرت مطالعه (کاهش حد ممکن تعداد گروههاي غذايي) صورت گرفت. در صورتيکه ترکيب مواد مغذي يک قلم غذايي تفاوت عمدهاي با ساير اقلام داشت (مانند تخممرغ مارگارين چاي و قهوه) يا مصرف ا ن بيانگر عادت غذايي خاصي بود (مانند سير و دوغ) ا ن مادهي غذايي صورت مستقل يک گروه را تشکيل ميداد. الگوهاي تغذيهاي در شدند همچنين در اين اين سه داده با روش تحليل عاملي مشخص از تحليل ايجاد يك ماتريكس ساده و تمايزگذار تعيين تعداد عاملها از منحني سنگريزه چرخش واريماکس استفاده شد. (Scree plot) براي براي و توجيهپذيري عاملها استفاده شد. سپس در هر داده به هر فرد بر حسب ميزان تغذيهي مواد غذايي مختلف براي هر الگوي تغذيهاي يك نمره داده شد score).(factor اين نمره توسط فرمول ۲ زير تعيين گرديد. i= j[( bij / λi ) X j ] i-food frequency questionnaire

4 بهرام رشيدخاني و همكاران قابليت تكرارپذيري بسا مد غذايي ۶ جدول - گروههاي غذايي به کار رفته در تحليل الگوهاي غذايي گروههاي غذايي مواد غذايي تشکيلدهندهي هر گروه گوشت گاو گوسفند گوساله گوشت قرمز ماهي ماكيان لبنيات كم چرب لبنيات پرچرب روغن ناسالم روغن سالم ا ب ميوهي صنعتي حبوبات سيبزميني سيبزميني سرخ شده چاي غلات كامل غلات تصفيه شده ميان وعده مغزها خشكبار ترشيجات قهوه دوغ نمك احشا-گوشت فراوري شده ا ب ميوهي طبيعي شيريني و نوشابه ميوه و سبزي تن ماهي و هر نوع ماهي مرغ جوجه كشك شير ماست پنير خامه بستني كره مارگرين مايونز روغن نباتي جامد روغن حيواني پيه روغن مايع روغن زيتون زيتون سبز ا ب ميوهي صنعتي لپه عدس انواع لوبيا نخود ماش سويا سيب زميني سيب زميني سرخ شده چاي نان بربري سنگك تافتون بلغور پخته نان جو جو پخته نان لواش فانتزي برنج پخته ماكاروني پخته ورميشل رشته خمير پيتزا ا رد گندم انواع بيسكويت كراكر پفك چيپس گردو بادام زميني بادام پسته تخمه كشمش خشكبار توت خشك ترشي شور خيار شور قهوه دوغ نمك سوسيس كالباس سيرابي شيردان كله پاچه زبان مغز دل جگر قلوه ا ب ميوه و سبزي طبيعي مركبات نوشابه گازدار شكلات كاكاي و نقل سوهان گز نبات ا ب نبات عسل مربا شكر قند شكر پنير شيريني تر شيريني خشك سيب موز گوجهفرنگي گوجه سبز توت فرنگي توت سفيد گيلاس ا لبالو زرد ا لو ا لو هلو شليل انجير گلابي انگور هندوانه طالبي گرمك خربزه خرمالو انار نارنگي پرتقال ليمو شيرين ليمو ترش گريپ فروت كيوي ا ناناس خرما خيار كاهو سبزي خوردني سبزي ا ش بادمجان كرفس لوبيا سبز هويج سير پياز خام و پخته انواع كلم انواع فلفل اسفناج شلغم قارچ نخود سبز در اين فرمول b ij بار عاملي loading) (factor مادهي غذايي (j) در الگوي تغذيهاي i و λi در حقيقت همان مقدار ويژه (eigenvalue) الگوي تغذيهاي Xj i نيز بار مصرف ماده غذايي j ميباشند. براي بررسي اعتبار الگوهاي تغذيهاي ميزان همبستگي اين نمرات بين اول و دوم و يادداشتهاي خوراک براي هر عامل حساب شد. براي بررسي تكرارپذيري الگوهاي تغذيهاي ميزان همبستگي اين نمرات براي الگوهاي تغذيهاي بين اول و دوم براي هر عامل جداگانه محاسبه گرديد. براي اندازهگيري همبستگي از ضريب i همبستگي پيرسون استفاده شد و در پايان تجزيه و تحليل ا ماري دادهها با استفاده از نرمافزار SPSS نسخهي ۶ انجام شد.

5 مجلهي غدد درونريز و متابوليسم دورهي سيزدهم, شمارهي ارديبهشت ۳۹۰ ۶۲ ايران همانطور پرسشنامهها يافتهها لبنيات کم چرب ا ب ميوهي طبيعي روغن سالم شيريني و نوشابه بيشتر تخمين زده شده است.(overestimation) که در جدول ۲ مشاهده ميشود در همچنين مصرف لبنيات پر چرب کمتر تخمين زده شده است. ) نسبت به يادداشت خوراک) مصرف چاي جدول ۲- ويژگيهاي دريافت غذايي افراد شرکت کننده در پژوهش در اول دوم و يادداشت خوراک گروه غذايي ماهي چاي گوشت قرمز ماکيان لبنيات کمچرب لبنيات پرچرب سيبزميني احشا و گوشت فراوري شده ا ب ميوهي طبيعي روغن ناسالم روغن سالم شيريني و نوشابه ميوه وسبزي * اعداد به صورت ميانگين±انحراف معيار بيان شده است. در جدول يادداشت خوراک ۲ ± ۲ * ميانگين بار مصرف در ماه دوم ۳ ± ۳ اول ۳ ± ۳ ۹۰ ± ۶۰ ۲۲ ± ۹ ± ۶ ۲ ± ۹ ۷۵ ± ۳۰ ۲ ± ۲ ۷ ± ۹ ۳ ± ۳ ۶ ± ۹ ۴۰ ± ۳۰ ۳۰ ± ۲۲ ۰۸ ± ۶۶ ۸۰ ± ۶۰ ۹۰ ± ۷۰ ۲ ± ۰ ۸ ± ۵ ۲ ± ۹ ۷۰ ± ۳۰ ۰ ± ۹ ۷ ± ۶ ۳ ± ۴ ۴ /۵ ± ۶ ۳۰ ± ۲۵ ۲۸ ± ۲ ۷ ± ۶۲ ۷۴ ± ۹۰ ۵ ±۲۴ ۲۰ ± ۹ ۰ ± ۵ ۹ ± ۶ ۲۰ ± ۲ ۲۴ ± / ۷ ۷ ± ۵ ۴ ± ۳ ۲ / ± ۲/ ۴ ۲۳ ± ۵ ۸ ± ۳۰ ۵۷ ± ۳۰ ۶۵ ± ۷۰ فاکتورهاي ۳ خوراک نشان داده شده است. بهدست ا مده در يادداشت فاکتور اول شامل نمک گوشت قرمز ميوه و سبزي غلات تصفيه شده شيريني و نوشابه چاي روغن ناسالم حبوبات لبنيات پرچرب سيبزميني سيبزميني سرخ شده غلات کامل لبنيات کم چرب ماکيان دوغ و احشا فرا وري شده ميباشد. فاکتور دوم شامل قهوه روغن سالم مغزها و ميان وعده ا ب ميوهي ترشيجات و ا ب ميوهي طبيعي ميباشد. صنعتي خشکبار ماهي در جدول ۴ فاکتورهاي بهدست ا مده در بسامد خوراک اول نشان داده شده است. فاکتور اول شامل سيبزميني روغن سالم لبنيات کمچرب ميوه و سبزي ماکيان ماهي ا ب ميوهي طبيعي خشکبار دوغ نمک و قهوه ميباشد. فاکتور دوم شامل شيريني و نوشابه روغن ناسالم چاي حبوبات ترشيجات حبوبات غلات تصفيه شده گوشت قرمز سيبزميني سرخ شده لبنيات پرچرب و مغزها ميباشد. ۵ فاکتور بهدست جدول خوراک دوم را نشان ميدهد. ا مده از بسامد همانطور که در اين جدول مشاهده ميشود فاکتور اول شامل ميوه و سبزي ماهي حبوبات گوشت قرمز مغزها خشکبار غلات تصفيه شده تخممرغ لبنيات کم چرب ماکيان سيب زميني سرخ کرده سيب زميني ميان وعده و ا ب ميوهي طبيعي ميباشد و فاکتور دوم شامل شيريني نوشابه چاي روغن ناسالم ا ب ميوهي صنعتي لبنيات پرچرب ترشيجات دوغ و عدم مصرف روغن سالم ميباشد. رابطهي ۶ جدول بين دو فاکتور بهدست ا مده از پرسشنامههاي بسامد خوراک اول و دوم را نشان ميدهد. همانطور كه مشاهده ميشود هيچ نوع همبستگي قابل ملاحظهاي (تکرار پذيري) وجود ندارد. i- Pearson correlation coefficient

6 بهرام رشيدخاني و همكاران قابليت تكرارپذيري بسا مد غذايي ۶۳ جدول رابطهي ۷ بين دو فاکتور بهدست ا مده از بسامد خوراک اول و دوم را با يادداشت خوراک نشان ميدهد. همانطور كه مشاهده ميشود هيچ نوع همبستگي قابل ملاحظهاي (اعتبار) وجود ندارد. جدول ۳- ماتريکس بارعاملي براي ۲ الگوي غذايي اصلي * بهدست ا مده از يادداشت خوراک گروههاي غذايي فاکتور اول فاکتور دوم ۳۶۴ ۸۵۹ نمک ۲۰۴ ۸۰۹ گوشت قرمز ۴۶ ۸۰۵ ميوه وسبزي ۲۸ غلات تصفيه شده ۷۷۷ ۳۳۹ شيريني و نوشابه ۷۴۳ ۲۹۳ ۷۴ چاي. ۷۳۶ روغن ناسالم. ۷۴ حبوبات ۴ ۷ لبنيات پرچرب. ۶۸ سيبزميني. سيبزميني سرخ شده ۶۵۹ ۳۵۳ ۶۲۹ غلات کامل ۲۵۲ ۵۰۳ ۴۸۰ ۴۸۶ لبنيات کمچرب ۳۴۹ ۴۸ ماکيان ۲۷ ۴۶۹ دوغ ۳۰۴ احشاي فراوري شده ۴۲۳ ۰ /۶۳۴ قهوه. ۶۳ ۳۴۵ روغن سالم ۵۹۵ ۳۶۲ مغزها ۰ /۵۷۶ ميان وعده. ۰ /۵۴ ا ب ميوهي صنعتي. ۴۸۸ ۳۵۹ خشکبار ۰ /۴۷۴ ماهي. ۴۶۴ ۴۴ ترشيجات ۳۶۸ ا ب ميوهي طبيعي ۲۸۵ * بارهاي عاملي کمتر از ۲ نشان داده نشدهاند. در هر يک از اين ۳ داده ۲ عامل مشخص و نمرات اين عاملها محاسبه گرديد. براي بررسي تکرارپذيري پرسشنامه همبستگي نمرات اين دو عامل در دو اول و دوم با استفاده از روش پيرسون تعيين گرديد و ضريب همبستگي پيرسون بين نمرات اين عاملها بين ۰۵- تا بود. جدول - ۴ ماتريکس بارعاملي براي دست ا مده از بسامد خوراک اول* ۲ فاکتور اصلي به گروههاي غذايي فاکتور اول فاکتور دوم. ۵۷۵ سيب زميني - ۳۴ ۵۶۷ روغن سالم. ۵۲۲ لبنيات کمچرب ۳۹۸ ۵۰۴ ميوه و سبزي. ۴۸ ماکيان. ۴۲۳ ماهي. ۴۷ ا ب ميوهي طبيعي. ۳۵۸ خشکبار. ۳۲۴ دوغ ۲۶۴ ۳۲. ۳۴ نمک. ۲۷۵ قهوه. - ۲۴۶ غلات کامل. ۲۸ ميان وعده ۰ /۶۲۳ شيريني نوشابه. ۶-۳۳ روغن ناسالم ۰ /۵۳ چاي. ۰ /۵۰۵ حبوبات. ۴۴-۲۲۵ ترشيجات ۴۲ ۲۶۳ غلات تصفيه شده ۰ /۳۸۶ گوشت قرمز. ۰ /۳۶ سيبزميني سرخ کرده. ۳۴ ۲۴ لبنيات پرچرب ۳۲ ۲۶۵ مغزها ۰ /۲۹ احشا و گوشت فراوري شده. ا ب ميوهي صنعتي.. * بارهاي عاملي کمتر از ۲ نشان داده نشدهاند. به منظور بررسي اعتبار پرسشنامه در تعيين الگوهاي غذايي همبستگي نمرات اين دو عامل ابتدا بين اول و يادداشت خوراک نمرات اين عاملها بين - (ضريب همبستگي پيرسون بين (-۶ ۲۹ دوم و يادداشت خوراک بين - ۰۲) تعيين گرديد. و سپس بين (ضريب همبستگي

7 مجلهي غدد درونريز و متابوليسم دورهي سيزدهم, شمارهي ارديبهشت ۳۹۰ ۶۴ ايران جدول ۵- ماتريکس بارعاملي براي ۲ فاکتور اصلي بهدست ا مده * از بسامد خوراک دوم گروههاي غذايي فاکتور اول فاکتور دوم ۲۰۵ ۶۸۸ ميوه و سبزي. ۵۷۴ ماهي. ۴۴۸ حبوبات ۲۰۴ ۳۹۲ گوشت قرمز. ۳۷۷ مغزها. ۳۵۵ خشکبار. ۳۴ غلات تصفيه شده. ۳. ۲۹۳ لبنيات کمچرب. ۲۷۳ ماکيان. ۲۷ سيبزميني سرخ کرده. ۲۴۶ سيبزميني. ۲۳۸ ميان وعده. ۲۲۶ ا ب ميوهي طبيعي. احشا و گوشت فراوري شده ۲۳ قهوه.. ۰ /۸۴ شيريني نوشابه. ۰ /۶۸۷ چاي. ۰ /۵۴۸ روغن ناسالم. ۰ /۴ ا ب ميوه صنعتي. ۳۹ ۳۳۲ لبنيات پر چرب ۳۶۵ ۲۰۸ ترشيجات ۳۴۹ ۲۶۴ دوغ -۳۴۷ ۳۳۹ روغن سالم ۰ /۲۳۳ غلات کامل * بارهاي عامل كمتر از نشان داده نشده است. جدول ۶- ضريب همبستگي پيرسون بين فاکتورهاي بهدست ا مده از دو پرسشنامه فاکتور ۲ پرسشنامه اول فاکتور پرسشنامه اول ۰۵ ۰۴-۰۵ فاکتور دوم فاکتور ۲ دوم جدول ۷- ضريب همبستگي پيرسون بين فاکتورهاي بهدست ا مده از اول و يادداشت خوراک فاکتور ۲ دوم فاکتور دوم فاکتور ۲ اول فاکتور ۲۹ ۰۳ اول -۰ /۰۹ فاکتور -۰۵-۶ ۰۲ يادداشت فاکتور ۲ يادداشت بحث در اين پژوهش در اول دو الگوي غذايي تعيين گرديد که الگوي غذايي اول بيشتر شامل مواد غذايي سالم (شامل سيبزميني روغن سالم لبنيات کم چرب ميوه و سبزي ماکيان ماهي ا ب ميوهي طبيعي خشکبار دوغ و غلات کامل) و الگوي غذايي دوم بيشتر شامل مواد غذايي ناسالم (شامل شيريني و نوشابه روغن ناسالم ترشيجات غلات تصفيه شده گوشت قرمز سيبزميني سرخ شده و لبنيات پرچرب) بود. در دو دادهي ديگر ( دوم و يادداشت خوراک) الگوهاي غذايي تعريف شدهاي وجود نداشت بنابراين جاي استفاده از نام الگو از واژهي فاکتور استفاده شد و در هر داده ۲ فاکتور اصلي تعريف گرديد. اين پژوهش نشان داد که در افراد مورد بررسي الگوهاي غذايي به دست ا مده از بسامد خوراک با استفاده از روش يادداشت خوراك از اعتبار و تکرارپذيري کافي برخوردار نيستند. پايين بودن اعتبار به ۳ علت مي تواند رخ داده باشد اول روشهاي جمعا وري دادهها بين بسامد خوراک ۵ و يادداشت خوراک متفاوت هستند را تصادفي دوم که غير قابل اجتناب است احتمال خطاي نميتوان ناديده ۲ گرفت. اين احتمال وجود دارد که ميزان واريانس پاسخها بسيار بالا باشد که ميتواند نشانگر دقت پايين افراد شرکت کننده در ۲ پژوهش باشد. سوم در اين بررسي احتمال خطاي سيستماتيک يا سوگرايي دادهها وجود داشت. بخشي از اين سوگرايي به خاطر روش جمعا وري دادهها ميباشد که همان استفاده از يادداشت خوراک است. اين احتمال وجود دارد که افراد شرکت کننده در بررسي مواد مصرفي خود را به درستي ثبت نکرده باشند. همچنين ممکن است بخش ديگر اين سوگرايي پرسشنامه باشد. دادهها به علت پايين بودن اعتبار خود اگر چه اعتبار اين پرسشنامه روي يک گروه ۳۲ نفري (مرد و زن) ساکن منطقه ۳ تهران (با روش يادا مد) به اثبات رسيده است ولي ممکن است اين پرسشنامه براي افراد مورد اين پژوهش معتبر نباشد. پايين بودن تکرارپذيري ميتواند بخشي به علت تغيير عادتهاي غذايي افراد در ۲ مدت يک سال باشد که اين مورد در ايران به عنوان يک کشور در حال توسعه عجيب نيست زيرا اين کشورها با پديدهي گذر تغذيهاي روبرو هستيم. همچنين در پژوهش اين مشاهده شد که در اول اولين

8 بهرام رشيدخاني و همكاران قابليت تكرارپذيري بسا مد غذايي ۶۵ فاکتور مربوط به الگوي غذايي سالم بود در حاليکه در دوم در سال بعد فاکتور اول شامل مواد غذايي سالم و ناسالم بود. در حال حاضر تحليل الگوهاي غذايي تبديل به يک روش جايگزين به منظور بررسي رابطهي بين تغذيه و بيماري شده است. با اين حال پژوهشهاي کمي اعتبار اين روش را مورد بررسي قرار دادهاند. تاکنون تنها دو بررسي توانايي غذايي در تعيين الگوهاي غذايي بررسي نمودهاند. در پژوهش اول در ا مريكا ۲۷ نفر از كاركنان بهداشتي مرد (HPFS) يك بسامد خوراک را ۲ بار به فاصلهي يك سال پر كردند و طي اين يك سال به مدت ۲ هفته مواد غذايي مورد نظر خود را (يادداشت خوراک به عنوان استاندارد طلايي) يادداشت نمودند در اين پژوهش دو الگوي غذايي به دست ا مد الگوي غذاي سالم و غربي. الگوي غذاي سالم شامل مواد غذايي ميوه سبزي حبوبات مرغ و ماهي بود كه اثر مفيدي بر سلامت دارند و الگوي غذايي غربي شامل مواد غذايي گوشت قرمز غذاهاي ا ماده ۵ مارگارين بود كه براي سلامتي مضر ميباشند. و اين دو الگوي غذايي اعتبار و قابليت تكرارپذيري (ميزان همبستگي ۴۵-۷۴) خوبي داشتند. در پژوهش ياد شده از ۲ هفته روز) (۴ استفاده شده يادداشت خوراک به عنوان حال ا نكه در بررسي كنوني استاندارد طلايي روز ۲۴ از يادداشت خوراک استفاده شد که نقطهي برتري اين پژوهش به حساب ميا يد. در پژوهشي مشابه در كشور سوي د که ۲ توسط مجري همين طرح انجام شده ۴۰-۷۴ خانم ۲۹ ساله يك پرسشنامه بسامد خوراک را پر كردند و در طي يك سال به مدت ۴ هفته مواد غذايي مورد نظر خود را يادداشت نمودند. در اين بررسي ۳ الگوي تغذيهاي متفاوت بهدست ا مد که به ترتيب الگوي غذايي سالم ناسالم و الكلي ناميده شد. الگوهاي تغذيهاي در اين دادهها از نظر اعتبار و تكرارپذيري مورد بررسي قرار گرفتند که معتبر و تكرار پذير ۲ بودند. نقاط قوت اين بررسي گرفتن ۴ هفته يادداشت خوراک در ۴ فصل از افراد شرکت کننده بود که اين مورد ميتواند پراکندگيها و تغيير ايجاد ميشود پوشش دهد. مصرف را که بر اساس تغيير فصل اين بررسي از نظر دقت از دو پژوهش ديگر بالاتر بود زيرا براي ا ن حجم نمونهي بالاتر از پژوهشهاي ديگر تعيين گرديد. از طرفي در اين پژوهش احتمال سوگرايي شرکت در بررسي نکتهي مهمي نميباشد زيرا ميزان شرکت افراد بالا بود (%۹۰). از نقاط ضعف اين بررسي استفاده از يادداشت خوراک به عنوان استاندارد طلايي ميباشد. علت اين مورد ا ن بود که در اين پژوهش ترجيح داده شد جمعا وري دادهها به صورت خود اجرا (به عهده بيمار) باشد. در حقيقت مشکل اين است که يادداشت خوراک در دراز مدت بار (burden) زيادي را بر افراد شرکت کننده در پژوهش (به ويژه در فرهنگ ايراني) وارد ميکند و افراد به تدريج تمايل خود را براي ادامهي همکاري از دست ۲ ميدهند. در ضمن اين بررسي تنها روي يک جنس (زن) انجام شد و از ا نجا که ثابت شده الگوهاي غذايي در دو جنس متفاوت هستند بنابراين تکرار اين بررسي روي مردان در ا ينده ضروري به نظر ميرسد. ضمن اين که الگوهاي غذايي در طول زمان به علت ترجيحات و دسترسي غذايي ميتواند تغيير کند. در اين پژوهش سعي شد با کاهش تعداد متغيرها (گروههاي غذايي) تا حد ممکن سبب افزايش واريانس توجيحي فاکتورها شويم ولي با اين وجود الگوهاي غذايي به دست ا مده در اين بررسي در دو پرسشنامه تنها حدود %۲۰ واريانس را توجيه ميکردند که اين خود نشانگر وجود الگوهاي غذايي ديگري در اين دادهها است. با اين حال اين الگوها در ۳ دادهي اين پژوهش بسيار متغير بودند و تکرارپذيري نداشتند. البته در دو پژوهش ديگر نيز همين ميزان درصد واريانس مشاهده شده که اين درصد به تعداد کل متغيرهاي استفاده شده در ا ناليز بستگي دارد. در مجموع يافتههاي اين پژوهش نشان داد كه الگوهاي غذايي به دست ا مده از بسامد خوراک در افراد مورد بررسي معتبر و تکرارپذير نيستند. اين احتمال نيز وجود دارد که الگوهاي غذايي بهدست ا مده از بسامد معتبر و تکرارپذير باشند دليل وجود به پژوهش اين اما خطاهاي سيستماتيک قادر به پيدا کردن اين اعتبار و تکرارپذيري نبود. بنابراين پيشنهاد ميگردد بررسيهاي ديگري در افراد جمعيتي متفاوت از نظر جنس و فاکتورهاي اقتصادي اجتماعي انجام شود و همانطور از روش يادداشت خوراک به عنوان روش استاندارد استفاده ميشود بايد طول مدت استفاده از ا ن کوتاه باشد تا بار ا ن روي افراد به سوگرايي منجر نشود.

9 مجلهي غدد درونريز و متابوليسم دورهي سيزدهم, شمارهي ارديبهشت ۳۹۰ ۶۶ ايران References 1. Hu FB. Dietary pattern analysis: a new direction in nutritional epidemiology. Curr Opin Lipidol 2002; 13: Khani BR, Ye W, Terry P, Wolk A. Reproducibility and validity of major dietary patterns among Swedish women assessed with a food-frequency questionnaire. J Nutr 2004; 134: Jacobson HN, Stanton JL. Pattern analysis in nutrition. Clin Nutr 1986; 5: Rezazadeh A, Rashidkhani B, Omidvar N. Association of major dietary patterns with socioeconomic and lifestyle factors of adult women living in Tehran, Iran. Nutrition 2009; 26: Frank B Hu, Eric Rimm, Stephanie A Smith-Warner, Diane Feskanich, Meir J Stampfer, Albert Ascherio, Laura Sampson and Walter C Willett. Reproducibility and validity of dietary patterns assessed with a food-frequency questionnaire1,2,3. Am J Clin Nutr 1999; 69: Rashidkhani B, Akesson A, Lindblad P, Wolk A. Major dietary patterns and risk of renal cell carcinoma in a prospective cohort of Swedish women. J Nutr 2005; 135: Dixon LB, Balder HF, Virtanen MJ, Rashidkhani B, Mannisto S, Krogh V, et al. Dietary patterns associated with colon and rectal cancer: results from the Dietary Patterns and Cancer (DIETSCAN) Project. Am J Clin Nutr 2004; 80: Mannisto S, Dixon LB, Balder HF, Virtanen MJ, Krogh V, Khani BR, et al. Dietary patterns and breast cancer risk: results from three cohort studies in the DIETSCAN project. Cancer Causes Control 2005; 16: Wu K, Hu FB, Fuchs C, Rimm EB, Willett WC, Giovannucci E. Dietary patterns and risk of colon cancer and adenoma in a cohort of men (United States). Cancer Causes Control 2004; 15: Wu k, HU FB. Dietary patterns and risk of prostate cancer in U.S. men. Cancer Epidemiol Biomarkers Prev 2006; 15: Adebamowo CA, Hu FB, Cho E, Spiegelman D, Holmes MD, Willett WC. Dietary patterns and the risk of breast cancer. Ann Epidemiol 2005; 15: Willet W. Nutritional Epidemiology. 2nd ed. Vol 1: Oxford University Press p

10 Vol 13 No.1 May 2011 Iranian Journal of Endocrinology and Metabolism / 118 Original Article Validity and Reproducibility of a Food Frequency Questionnaire for Assessing Dietary Patterns in Years Old Women Supported by Health Care in the North and East of Tehran Rashidkhani B 1, Shahneshin M 1, Rafat R 2, Omidvar N 1, Hoshiar rad A 1, Rezazadeh A 1,Ramezani A 1, Hosseini Z 1, Behrooz M 1 1 Department of Community Nutrition, Faculty of Nutrition and Food Technology, Shahid Beheshti University of Medical Sciences, 2 Department of Nutrition, Faculty of Health, Tehran University, University of Medical Sciences,Tehran, I.R. Iran mshaneshin@yahoo.com Received: 23/09/2010 Accepted: 15/11/2010 Abstract Introduction: Defining dietary patterns by factor analysis is an alternative approach to dietary assessment. Our aim was to assess both the validity and reproducibility of major dietary patterns, based on data from obtained using a food frequency questionnaire (FFQ) among Tehranian women. Materials and Methods: Using random sampling of registries, women aged 18 to 45 years were selected. The first food frequency questionnaire (FFQ1) was completed by trained interviewers. We asked our subjects to record their diet, 2 days per month, during 1 year. At the end of the year, a second FFQ (FFQ2) was again completed by interviewers. By conducting factor analysis, dietary patterns were identified. Results: Two factors were detected in the 3 sets of data. For assessing reproducibility, the Pearson correlation was assigned to detect the correlations between factor scores measured in FFQ1 and FFQ2. The reliability correlations for the factor scores between the 2 FFQs ranged from to 0.11, for the 2 factors. The validity correlations for the factor scores between the FFQ1 and dietary records (ranged from to 0.29, for the 2 factors) and between FFQ2 and dietary record (ranged from 0.02 to 0.11 for the 2 factors) were detected. Conclusion: Our results indicate that identification of dietary patterns, using a food frequency questionnaire, in this group was not a reproducible or valid method. Keywords: Dietary Patterns, Reproducibility, Validity, Food-Frequency Questionnaire, Factor Analysis