Conception de l’étude et population
Cette étude transversale a collecté des données auprès de 330 élèves du primaire âgées de 6 à 12 ans, dans dix écoles réservées aux filles de Kerman, en Iran, entre janvier et mars 2022. Les données ont été collectées par un nutritionniste qualifié. Des procédures de contrôle de la qualité, y compris des contrôles réguliers de l’exhaustivité et de l’exactitude des données, ont été mises en œuvre pour minimiser les erreurs dans la collecte des données. Kerman, la capitale de la province de Kerman, compte environ 3 millions d’habitants. La taille de l’échantillon nécessaire a été déterminée à l’aide de la moyenne et de l’écart type de l’IMC d’une étude précédente sur des enfants iraniens âgés de 7 à 11 ans (moyenne (± SD) = 16,0 ± 2,9 kg/m²) [13]. En utilisant la formule : n= [(z1 -α⁄2) ² ×s²] ⁄ d² avec d = 2 % et alpha = 0,05, une taille d’échantillon de 323 a été calculée puis augmentée à 330 pour une fiabilité accrue. L’étude a été conçue avec une puissance de 80 %. Nous avons utilisé la méthode d’échantillonnage aléatoire en grappes pour sélectionner les cas. Le protocole de l’étude a reçu l’approbation du comité d’éthique de l’Université des sciences médicales de Téhéran (IR.TUMS.MEDICINE.REC.1400.603). Toutes les méthodes ont été réalisées conformément aux directives et réglementations en vigueur ou à la déclaration d’Helsinki.
Critères d’inclusion et d’exclusion
La présente étude a recruté des participants sur la base des critères d’inclusion suivants :
(1) Participation volontaire, comme indiqué en remplissant un formulaire de consentement, (2) Âge d’admissibilité compris entre 6 et 12 ans, (3) Aucune maladie chronique telle que le diabète, les troubles métaboliques congénitaux, y compris la maladie des urines du sirop d’érable, la phénylcétonurie, la glande thyroïde. anomalies, épilepsie et asthme, et (4) absence de corticostéroïdes, de médicaments pour la thyroïde, de médicaments contre le diabète, de médicaments contre l’épilepsie ou d’utilisation de médicaments contre les allergies.
L’échantillon de l’étude était limité pour exclure les enfants dont les parents se sont abstenus de remplir le formulaire de consentement éclairé.
Évaluation de l’apport alimentaire
Un questionnaire de fréquence alimentaire (FFQ) basé sur des plats, conçu pour la population de Kerman, ainsi que des portions standardisées, ont été utilisés pour évaluer les habitudes de consommation alimentaire sur une année. Cette évaluation a été réalisée par les parents du participant. Le FFQ comprenait 185 produits alimentaires individuels. La validité et la fiabilité de ce FFQ sont rapportées dans la section « Fiabilité et reproductibilité du questionnaire de fréquence alimentaire ». Selon une méthodologie standardisée, la fréquence et la taille des portions de tous les aliments ont été converties en grammes par jour (g/jour). Logiciel NUTRITIONIST-IV, adapté à la composition des aliments iraniens, à la teneur quantifiée en énergie et en nutriments.
Indice d’alimentation saine 2015
L’évaluation de la qualité de l’alimentation des participants a été réalisée à l’aide des scores HEI. L’HEI comprend 13 composantes réparties en deux sous-groupes : adéquation et modération. Neuf facteurs d’adéquation nutritionnelle comprenaient la consommation de fruits (totals et entiers), de légumes (légumes verts et haricots), de grains entiers, de produits laitiers, d’aliments riches en protéines (d’origine animale et végétale), de fruits de mer et d’acides gras sains. Les éléments de modération comprenaient les céréales transformées, le sel, les sucres ajoutés et les graisses saturées. En termes de composants d’adéquation, le score le plus élevé possible pour divers groupes alimentaires, tels que les fruits (à la fois totaux et entiers), les légumes (à la fois totaux et légumes verts/haricots) et les protéines (catégories totales et subdivisées de fruits de mer et d’origine végétale). ), était de cinq points. La non-consommation d’un de ces aliments entraînait un score de zéro.
De même, un score allant jusqu’à 10 points était possible pour les céréales complètes, les produits laitiers et les acides gras. Le score de consommation d’acides gras (constitués d’acides gras polyinsaturés et monoinsaturés par rapport aux acides gras saturés) est nul s’ils ne sont pas consommés. Une note de 10 a été attribuée aux éléments de modération lorsque les céréales raffinées, le sodium, les sucres ajoutés et les graisses saturées étaient consommés dans les limites recommandées, tandis que l’atteinte de la limite supérieure de consommation se voyait attribuer une note de zéro. Le score global HEI-2015 a été déterminé en additionnant les scores de ces composants, ce qui donne une plage de scores de zéro à 100. [9].
Mesures anthropométriques
Des mesures anthropométriques comprenant la taille, le poids corporel et la circonférence du milieu du bras ont été mesurées pour tous les enfants. Les mesures sont effectuées pour garantir la fiabilité et la validité en utilisant des protocoles et des outils standardisés (protocole CDC joint en fichier supplémentaire). La personne qui a effectué les mesures a suivi une formation pour assurer la cohérence des techniques de mesure. La hauteur a été mesurée selon des protocoles établis, à l’aide d’un instrument de mesure fixe et positionné contre un mur, les mesures étant prises à 0,1 cm près. Le poids corporel des participants a été évalué grâce à une balance numérique offrant une précision de 0,1 kg. Les participants portaient un minimum de vêtements sans chaussures lors de la mesure de leur poids corporel. Nous avons évalué la circonférence du milieu du bras via la mesure précise de l’étendue circonférentielle au milieu entre le coude et l’épaule, avec un degré de précision de 0,1 mm. L’indice de masse corporelle (IMC) a été calculé en divisant le poids corporel d’un individu en kilogrammes (kg) par le carré de sa taille en mètres (m), représenté en kg/m2.
Les critères établis par l’Organisation Mondiale de la Santé [20] appliqué pour calculer les scores z pour l’IMC pour l’âge (BAZ), la taille pour l’âge (HAZ) et le poids pour l’âge (WAZ). Les BAZ ont été classés en fonction de leur statut pondéral, qui comprenait l’obésité (BAZ ≥ 2 SD), le surpoids (1 SD ≤ BAZ < 2 SD), la minceur (− 3 SD < BAZ ≤ − 2 SD) et la très mince (BAZ ≤ − 3 SD). Les catégories HAZ peuvent être classées comme retard de croissance (− 3 SD < HAZ ≤ − 2 SD) et sévèrement retard de croissance (HAZ ≤ − 3 SD) [14].
Statut démographique et socio-économique
Un questionnaire valide et fiable a été appliqué pour évaluer le statut démographique et socio-économique (SES) des participants iraniens afin d’examiner la corrélation entre le SSE et les résultats de santé. [15]. Questions relatives à l’éducation et au statut d’emploi des parents, à la taille du ménage, à la propriété ou au statut de location, à la possession de véhicules, y compris le nombre de voitures, au nombre de chambres dans le logement et à la possession de divers appareils électroménagers tels qu’un lave-linge, un lave-vaisselle, une télévision LCD. , un réfrigérateur côte à côte, un climatiseur, un aspirateur, un ordinateur, un ordinateur portable et un système de chauffage avancé ont été intégrés à l’instrument d’enquête [15]. La méthode de notation a été utilisée pour évaluer le statut socio-économique. Enfin, les codes ont été résumés et classés en trois catégories basées sur la description qualitative : faible, modéré et riche.
La consommation de suppléments et l’âge des participants ont été enregistrés dans un questionnaire général. La forme abrégée du Questionnaire international sur l’activité physique (IPAQ) a évalué l’activité physique (AP) des participants [16]. Les scores ont été calculés sur la base de la fréquence et de la durée des activités physiques légères, modérées et vigoureuses et des épisodes sédentaires au cours des sept jours précédents. La quantification de l’AP est généralement véhiculée par l’expression des heures métaboliques équivalentes par semaine. Le niveau d’AP stratifié selon trois catégories : faible activité physique, définie comme inférieure à 600 MET-minutes par semaine ; activité physique modérée, comprise entre 600 et 3 000 MET-minutes par semaine ; et une activité physique élevée, dépassant 3 000 MET-minutes par semaine [17].
Fiabilité et reproductibilité du questionnaire de fréquence alimentaire
Dans cette étude, nous avons évalué la reproductibilité du questionnaire en le faisant remplir deux fois par 56 parents, à 12 semaines d’intervalle. Le coefficient de corrélation intra-classe a été appliqué pour mesurer la reproductibilité. De plus, trois rappels de 24 heures ont été collectés au cours de l’étude pour évaluer la validité. Les corrélations de Pearson et le test de Wilcoxon ont évalué la validité. La force de la relation pour la validité des données a été interprétée à l’aide d’interprétations spécifiques de notation de corrélation. Pour les statistiques de Pearson, une corrélation de 0,10 à 0,30 était considérée comme faible, de 0,30 à 0,50 comme modérée et au-dessus de 0,50 comme forte. Une valeur ICC de 0,00 à 0,10 indiquait pratiquement aucune relation, 0,11 à 0,40, 0,41 à 0,60, 0,61 à 0,80 et 0,81 à 1,0 indiquaient respectivement une relation légère, juste, modérée et substantielle.
analyses statistiques
Les courbes d’histogramme et le test de Kolmogorov-Smirnov ont examiné la distribution normale des variables. Afin de comparer les variables qualitatives entre les tertiles de l’indice de saine alimentation (HEI), l’analyse du chi carré a été utilisée. De même, un test d’analyse de variance (ANOVA) a été appliqué pour comparer les variables quantitatives entre les tertiles HEI. Une analyse de covariance (ANCOVA) a évalué la relation entre la consommation alimentaire et les mesures anthropométriques dans les tertiles de l’indice de consommation saine (HEI). Trois modèles statistiques ont été appliqués dans l’étude, à savoir : le modèle 1 (un modèle brut), le modèle 2 (ajusté en fonction de l’âge et de l’énergie) et le modèle 3 (ajusté en fonction de l’âge, de l’énergie, de la consommation de suppléments, du tabagisme des parents, de l’activité physique et socio-économique). statut). Une régression logistique multiple a été appliquée pour étudier la relation potentielle entre la qualité de l’alimentation et divers indicateurs anthropométriques, notamment l’obésité, le surpoids et l’insuffisance pondérale. Les valeurs du facteur d’inflation de la variance (VIF) pour toutes les variables indépendantes de notre modèle de régression sont inférieures à 5, ce qui indique l’absence de problèmes de multicolinéarité significatifs. Toutes les analyses statistiques ont été effectuées à l’aide du progiciel statistique pour les sciences sociales (SPSS) version 24. Une valeur p inférieure à 0,05 a été considérée comme significative.
2024-02-27 19:09:27
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