Az Egyesült Királyságban az önállóan kiválasztott étrendek üvegházhatásúgáz-kibocsátása és összefüggésük az étrend minőségével: az energiahiányt jelentenek-e probléma?

Absztrakt

Háttér

Noha az étrendhez kapcsolódó üvegházhatásúgáz-kibocsátás (GHGE) és az étrend minősége közötti összefüggésről elismert korlátozott számú epidemiológiai megállapítás nem mindig következetes, az étrendhez kapcsolódó GHGE becslésében az energiafogyasztás téves jelentése (EI) okozta torzítás potenciális hatása nem vizsgálták. Ez a keresztmetszeti tanulmány az étrenddel összefüggő GHGE-t értékelte az Egyesült Királyságban és annak összefüggését az étrend minőségével, figyelembe véve az EI aluljelentését.

Mód

A felhasznált étrendi adatok a Nemzeti Étrend- és Táplálkozási Felmérés 2008/2009–2013/2014 gördülő programjából származtak, amelyben 3502 ≥ 19 éves felnőtt 4 napos étkezési naplót gyűjtöttek. Az étrenddel kapcsolatos GHGE-t 133 táplálékcsoport alapján becsültük meg, felhasználva a különböző másodlagos forrásokból származó GHGE-értékeket. Az étrend minőségét az egészséges étrend mutatója (HDI), a mediterrán étrend pontszáma (MDS) és a magas vérnyomás leállítására vonatkozó étrendi megközelítések (DASH) pontszám alapján értékelték. Az EI-téves jelentést úgy értékelték, hogy az EI-t elosztották a becsült energiaigénnyel (EI: EER).

Eredmények

A napi GHGE átlagos értéke 5,7 kg szén-dioxid-ekvivalens (CO2eq) volt, ami megegyezik a többi európai országban számos nemzeti reprezentatív minta jelentésével. Átlagos EI: EER 0,74 volt. Feltételezve, hogy az összes étrendi változót tévesen adták meg az EI téves jelentésének arányában, a téves adatszolgáltatáshoz igazított étrendhez kapcsolódó GHGE átlagos értéke 8,2 kg CO2eq/d. A teljes populációban a potenciális zavarók (azaz életkor, nem, etnikai hovatartozás, társadalmi-gazdasági osztályozás, dohányzási állapot és fizikai aktivitás) alapján történő kiigazítást követően az étrenddel összefüggő GHGE fordítottan társult a HDI és a DASH pontszámhoz, az MDS-hez azonban nem. Az EI: EER további kiigazításával azonban az étrenddel összefüggő GHGE fordított összefüggést mutatott az étrend minőségének mindhárom mérésével. Hasonló összefüggéseket figyeltek meg, amikor csak az al riporterek voltak (EI: EER

Háttér

Az éghajlatváltozással kapcsolatos aggodalmak miatt az Egyesült Királyság kormánya elfogadta a 2008. évi éghajlatváltozási törvényt, amely 2050-re 80% -kal csökkenti az üvegházhatásúgáz-kibocsátást (1990) az 1990-es szinthez képest [1]. Az élelmiszer-ellátási lánc az üvegházhatást okozó gázok egyik fő forrása, és a becslések szerint az élelmiszer-ágazat a fejlett országokban az összes üvegházhatást okozó gáz 15–30% -át teszi ki [2,3,4]. A huszonegyedik század egyik legnagyobb kihívása tehát a korabeli élelmiszer-fogyasztási gyakorlatoknak a környezetre gyakorolt ezen terheinek csökkentése és az emberi egészséggel kapcsolatos aggályok javítása is [5]. Míg a vörös hús az étrenddel összefüggő GHGE fő hozzájárulója a magas jövedelmű országokban [6,7,8,9], a vörös hús magasabb fogyasztása a teljes, a CVD és a rákos halálozás növekvő kockázatával jár együtt [10,11, 12]. Ezzel szemben az alacsonyabb GHGE-vel rendelkező növényi alapú élelmiszerek - például zöldségek, gyümölcsök, teljes kiőrlésű gabonák és diófélék - magasabb bevitele alacsonyabb mortalitással járt [11, 13].

Mindazonáltal az önmagában kiválasztott étrend alkalmazásával nyert, igaz, korlátozott számú epidemiológiai eredmény nem mindig következetes [14]. Néhányan fordított összefüggésekről számoltak be az étrenddel összefüggő GHGE és az étrend minőségének mérése között [15, 16], mások pozitív asszociációkról [6]. Ezek a heterogén eredmények tükrözhetik a felhasznált adatforrások típusainak különbségeit, az elfogadott emissziós tényezők rendszerhatárait, a résztvevők jellemzőit, valamint az étrendhez kapcsolódó GHGE-hez kapcsolódó élelmiszer- és tápanyagbeviteli szokásokat [7, 9, 17, 18], a különböző az étrend minőségének mérése. Alternatív megoldásként, mivel az étrendhez kapcsolódó GHGE közvetlenül korrelál az energiafogyasztással (EI) [8, 15, 19], ezeket az asszociációkat megzavarhatja az EI téves bejelentése, különös tekintettel az aluljelentésekre, ami továbbra is problémát jelent az összes önjelölt étrendben felmérések. Bár több kutató aggodalmát fejezte ki ennek az elfogultságnak a lehetséges kutatási területen gyakorolt hatása miatt [7, 9, 20, 21], feltételezett hatásának átfogó értékelése még nem történt meg.

Az EI-jelentéstétel egyszerű és egyszerű módja az, ha kizárják az hihetetlen EI-vel rendelkező személyeket az elemzésből, ahogy azt számos korábbi tanulmány elvégezte [7, 9, 20, 21]. Mivel azonban az EI aluljelentése bizonyos jellemzőkkel, különösen a túlsúlytalansággal és az elhízással jár [22,23,24], ez az eljárás valószínűleg szelekciós torzítást vezet be (a minta méretének csökkentése mellett) [22, 25]. Az EI-aljelentések elszámolásának másik módja az, hogy az EI és a becsült energiaigény (EER) arányát beépítik kovariátorként a statisztikai modellekbe [26,27,28,29]. Itt keresztmetszeti vizsgálatot végeztünk az Egyesült Királyságban az önállóan kiválasztott étrendek GHGE-jének és az étrend minőségi mutatóival való összefüggésük értékelésére, figyelembe véve az EI aluljelentését.

Mód

Adatforrás és analitikai minta

Az alapvető jellemzők értékelése

A testmagasságot (0,1 cm pontossággal) és a súlyt (0,1 kg pontossággal) mértük, miközben a résztvevő csak könnyű ruhát viselt, cipő nélkül. A testtömeg-indexet (BMI; kg/m 2) a súly (kg) és a magasság (m) négyzetre osztva számítottuk. Saját bejelentésű információkat gyűjtöttünk a következő változókról. A társadalmi-gazdasági státuszt az Országos Statisztika társadalmi-gazdasági besorolása határozta meg [34], és magasabb és vezetői foglalkozásnak, köztes foglalkozásnak, rutin és kézi foglalkozásnak vagy egyéb kategóriának minősítette. Az etnikumot fehér vagy nem fehér kategóriába sorolták. A dohányzási státuszt jelenlegi, korábbi vagy soha nem dohányzó kategóriába sorolták.

A PA-t validált kérdőív (azaz a legutóbbi fizikai aktivitás kérdőív) értékelte [35]. Röviden, ez a kérdőív arra hivatott, hogy az elmúlt hónapban a PA széles skáláját értékelje négy területen (otthoni, munkahelyi, ingázási és szabadidős tevékenységek). Ahogy azt máshol leírtuk [36], kiszámolták a közepes és erőteljes fizikai aktivitás (MVPA) által eltöltött napi időt. A PA kategóriák leírása (azaz mozgásszegény, alacsony aktív, aktív és nagyon aktív) és az MVPA-ban eltöltött idő mennyisége elérhető az amerikai táplálkozási referenciafelvételeknél (DRI) [37]. Az irányelvek kimondják, hogy további 30 perc közepes aktivitásban való részvétel az egyént az ülőből az alacsony aktív PA kategóriába emeli, és körülbelül 60 perc közepes aktivitás az egyént az ülőből az aktív PA kategóriába [38, 39]. Így a PA-ban a következő négy kategóriát hozták létre és alkalmazták a jelen elemzésben: ülő (1,43, ill.

Statisztikai analízis

A statisztikai elemzéseket SAS statisztikai szoftver (9.4 verzió, SAS Institute) segítségével végeztük. Mindegyik beszámolt P az értékek kétfarkúak, és P

Eredmények

Ez az elemzés 1429 férfit és 2073 nőt vett fel, átlagéletkoruk 48 év volt (1. táblázat). A nyers étrendhez kapcsolódó GHGE átlagos értéke 5,7 kg CO2eq/d volt (1., 5., 95. és 99. percentilis: 2,1, 3,0, 9,5 és 11,6 kg CO2eq/d). Az EER-hez képest átlagosan 26% -kal aluljelentették az EI-t. Feltételezve, hogy az összes étrendi változót tévesen jelentették az EI téves jelentésének arányában, a téves adatszolgáltatáshoz igazított étrendhez kapcsolódó GHGE átlagértéke 8,2 kg CO2eq/d (1., 5., 95. és 99. percentilis: 3.4, 4.2, 14.1 és 17,0 kg CO2eq/d). Jelentős összefüggések voltak az étrenddel összefüggő GHGE és az összes figyelembe vett potenciális zavaró tényező között (1. kiegészítő fájl: S3. Táblázat).

Az elfogadható riporterek és az al riporterek százalékos aránya 54, illetve 45% volt (csak 29 résztvevőt (0,8%) soroltak túljelentőkhöz) (1. táblázat). Az elfogadható újságírókkal összehasonlítva az alulírók nagyobb valószínűséggel voltak fiatalabbak, férfiak, rutinszerű és fizikai foglalkozásúak, jelenlegi dohányosok és fizikailag aktívak. Magasabbak voltak a BMI, az EER, a HDI és a DASH pontszámok, valamint alacsonyabbak az étrendhez kapcsolódó GHGE, EI és MDS.

A teljes populációban a vörös hús adta az étrendhez kapcsolódó GHGE körülbelül egynegyedét (24,4%), majd a tejtermékek következtek, amelyek körülbelül nyolcadát (13,6%) tették ki (2. táblázat). További fontos közreműködők (≥5%) üdítők (7,3%), gabonafélék (6,9%), cukor- és cukrászdák (6,0%), halak (6,0%), fehér húsok (5,9%), zsírok és olajok (5,5%) voltak. és zöldségek (5,3%). Hasonló eredményeket figyeltek meg csak az elfogadható riporterek és csak az alulírók elemzésében.

Az étrenddel összefüggő GHGE erősen pozitívan korrelált mind az EI-vel, mind az EI: EER-rel a teljes populációban (1. kiegészítő fájl: S4. Táblázat). Míg a HDI és a DASH pontszám gyenge inverz korrelációt mutatott az EI és az EI: EER, az MDS gyengén és pozitívan korrelált ezen intézkedésekkel. A korrelációk kissé gyengévé (vagy jelentéktelenné) váltak, ha a valószínűbb riporterek és az al riporterek esetében külön-külön elemeztük őket, kivéve a HDI inverz korrelációit és az alul riportereknél az MDS pozitív korrelációit.

A 3. táblázat bemutatja az étrendhez kapcsolódó GHGE és az étrend minőségi mutatóinak összefüggéseit. A teljes populációban, a lehetséges zavaró tényezők (például életkor, nem, etnikum, társadalmi-gazdasági osztályozás, dohányzási állapot és fizikai aktivitás; 1. modell) alapján történő kiigazítás után az étrenddel összefüggő GHGE fordítottan társult a HDI és a DASH pontszámhoz, az MDS-hez azonban nem. Az EI: EER további kiigazításával (2. modell) azonban az étrenddel összefüggő GHGE fordított összefüggéseket mutatott az étrend minőségének mindhárom mérésével. Hasonló összefüggéseket figyeltünk meg, amikor csak az aljelentőket elemeztük (bár az MDS inverz asszociációja nem érte el a statisztikai szignifikanciát). Ezzel szemben az elemzésben, amely csak az elfogadható újságírókat tartalmazza, az étrenddel kapcsolatos GHGE fordított összefüggést mutatott az étrend minden minőségi mutatójával, a kiigazítástól függetlenül.

Vita

Tudomásunk szerint ez az első tanulmány, amely az étrenddel kapcsolatos ÜHH-t vizsgálja az étrend minőségének méréseivel kapcsolatban, figyelembe véve az EI aluljelentését. Feltételezve, hogy az összes étrendi változót tévesen jelentették az EI téves jelentésének arányában, a diétával kapcsolatos GHGE-t 30% -kal alábecsülték ebben a keresztmetszeti tanulmányban, amely az Egyesült Királyság NDNS gördülő programján alapult. A teljes populációban az étrenddel összefüggő GHGE fordítottan társult a HDI és a DASH pontszámhoz, de nem az MDS-hez, a potenciális zavarókhoz való alkalmazkodás után. Az EI: EER további kiigazításával azonban az étrenddel összefüggő GHGE fordított összefüggéseket mutatott mindhárom étrendminőségi mutatóval. Hasonló összefüggéseket figyeltünk meg, amikor csak az alulírók elemzését végeztük, míg az elemzésben, amely csak az elfogadható riportereket foglalta magában, az étrenddel kapcsolatos GHGE fordított összefüggéseket mutatott az étrend minden minőségi mutatójával, a kiigazítástól függetlenül. Ezek a megállapítások kiemelik annak fontosságát, hogy a teljes mintában figyelembe vegyék az EI téves adatszolgáltatását, és nem csak az EI téves adatszolgáltatókat.

Ebben a tanulmányban a vörös hús volt a legfontosabb az étrenddel összefüggő GHGE, majd a tejtermékek. Ez összhangban áll az Írország [9], Hollandia [7] és Franciaország [8] korábbi tanulmányaival. Így ez a tanulmány az önállóan kiválasztott étrenden alapuló további bizonyítékokat szolgáltat arról, hogy a húsfogyasztás csökkentése valószínűleg hozzájárul az alacsonyabb étrenddel összefüggő GHGE-hez [2], amint azt a modellező tanulmányok [49, 54, 55] jelzik. Mindazonáltal az állati eredetű élelmiszerek, például a vörös hús kerülése vagy alacsonyabb fogyasztása szintén hozzájárulhat számos mikroelem, például vas, cink és B-12-vitamin táplálkozási elégtelenségéhez [56]. Mindenesetre további kutatásokra van szükség a húsfogyasztás (különösen a vörös hús) mennyiségének meghatározásához, amely nemcsak az emberi, hanem a bolygó egészségére is optimális.

Miután figyelembe vettük az EI téves jelentését, inverz összefüggéseket azonosítottunk az étrenddel összefüggő GHGE és az étrend minőségének mindhárom mutatója (azaz a HDI, az MDS és a DASH pontszám) között. A DASH pontszámmal fordított összefüggést hasonlóan figyeltünk meg a brit [15] és a holland [16] populációkban. A HDI-vel fordított összefüggést is megfigyeltek a holland tanulmányban [16]. Ezzel szemben egy franciaországi tanulmány pozitív összefüggést mutatott az étrenddel összefüggő ÜHG és az étrend minősége között, amelyet három különböző mutató, nevezetesen az átlagos megfelelőségi arány, az átlagos felesleges arány és az energiasűrűség együttes méréseként értékeltek [6]. Ezeket a heterogén eredményeket legalább részben meg lehet magyarázni az étrend minőségére vonatkozó különféle intézkedések alkalmazásával, mivel a különböző étrendi pontszámok fogalmi különbségeket mutatnak. Tekintettel arra, hogy valószínűtlen azonosítani az étrend minőségi indexét, amely képes megragadni az egészséges táplálkozás minden aspektusát, a diéta minőségének ebben a tanulmányban leírt különböző méréseinek alkalmazása fontos megközelítés lehet a megállapítások megbízhatóságának biztosításához.

Ennek a tanulmánynak az erősségei közé tartoznak a 4-d tápláléknaplóból nyert részletes étrendi információk, a mért antropometriai adatok, valamint az EER egyénre szabott mértékének használata az EI téves adatszolgáltatásának értékelésére egy reprezentatív mintában az Egyesült Királyságban. Ugyanakkor számos korlátozás is említést tesz. Először is, az élelmiszer szintű GHGE adatok korlátozott hozzáférhetősége miatt az étrenddel kapcsolatos GHGE becsléseit 133 élelmiszercsoport GHGE értékéből kaptuk, nem pedig az egyes élelmiszerekhez rendelt értékekből (> 2000 az NDNS-ben). Ennek megfelelően valószínűleg alábecsültük az étrendhez kapcsolódó GHGE variációit. Mindazonáltal ez a stratégia jelenleg az egyetlen megvalósítható megközelítés számos epidemiológiai tanulmányban, tekintve a standardizált átfogó élelmiszer-adatbázis kiépítésének kihívásait [64]. Továbbá az étrenddel kapcsolatos GHGE becslésünk hasonló nagyságrendű, mint az Európában végzett vizsgálatokban [6, 7, 9, 18]. Másodszor, a környezeti hatást csak az ÜHH alkalmazásával jelezték, nem pedig olyan kritériumokkal, mint a föld- és vízhasználat vagy a biodiverzitás. Amint azt egy közelmúltbeli szisztematikus felülvizsgálat [65] kiemelte, ezeket a jövőbeni tanulmányokban egyidejűleg figyelembe kell venni.

Jelenleg a kettősen címkézett víz használata biomarkerként az egyetlen módja annak, hogy elfogulatlan információkat szerezzünk az energiaigényről a szabadon élő környezetben [53]. Ennek ellenére ez a technika drága, és gyakorlatilag nem alkalmazható olyan nagyszabású étrendi felméréseknél, mint az NDNS. Pótlásként az EER-t publikált egyenletek felhasználásával határoztuk meg [37]. Mért összes energiafelhasználás hiányában ezek az egyenletek magasak R 2 érték (0,82 a férfiaknál és 0,79 a nőknél) [37] szolgálna a legjobb proxy-ként, bár a PA kategória kiválasztása önbevalláson alapult (azaz egy validált kérdőíven), ami hajlamos lehet a jelentési elfogultságra. Ezt a fogalmat bizonyítja - legalábbis a népesség szintjén - az aluljelentések megállapítása ebben a tanulmányban, valamint az aluljelentések összevetése az NDNS gördülő program egyik almintájában kétszeresen jelölt vizet használó összes energiaköltséggel összehasonlítva [30]., fent említett.

A tanulmány másik korlátja a viszonylag alacsony válaszadási arány (53-56% a felmérési években). A korábbi NDNS-re alapozott elemzés azonban, amelynek válaszadási aránya az étrend rögzítéséhez 47% volt, arra a következtetésre jutott, hogy nincs bizonyíték arra, hogy az NDNS-ben súlyos nem válaszreakció torzulna [66]. Végül, bár számos lehetséges zavaró változóhoz igazítottunk, a maradék zavarodottság nem zárható ki.

Következtetés

Ez a keresztmetszeti tanulmány, amely az Egyesült Királyságban saját maga választotta diétákon alapult, feltárta, hogy következetes inverz összefüggéseket figyeltek meg az étrenddel kapcsolatos GHGE és az étrend minőségének mértéke között, amikor figyelembe vették az EI téves jelentését, valamint a diéta kapcsolódó GHGE. Így az EI téves jelentése (különösen az aluljelentés) megzavarta az inverz összefüggéseket az étrend minőségével. Mivel azonban ezeket az összefüggéseket nemcsak a teljes populációban, hanem az elfogadható riporterekben és az al riporterekben is külön-külön észlelték, az indokolatlan EI-vel rendelkező személyek egyszerű kizárása nem volt indokolt. Tekintettel az étrendi felmérésekben elterjedt téves jelentésekre [24, 53], és arra a tényre, hogy az egyes élelmiszerek és tápanyagok bevitelével kapcsolatos jelentési hibák legalábbis valamilyen mértékben korrelálnak az EI jelentési hibáival [57, 60, 63], az eljárások rutinszerű alkalmazása az EI téves jelentések figyelembevétele érdekében [26] valószínűleg javítaná az étrenddel összefüggő GHGE tanulmányainak pontosságát.