最初的研究設計的細節和招聘了。 44 45簡單地說,LSAC招募了5107年全國代表性的嬰兒 46(B組)使用一個兩階段抽樣設計與初級抽樣單位郵編和隨後的家庭在兩年一次的數據收集海浪高達2015。2004年最初的招聘率為57.2%,其中73.7% (n = 3764)保留LSAC波2014年6。更詳細的描述檢查點研究設計是可用的。 46個47

B組的參與者波6訪問被邀請與檢查點團隊分享他們的聯係方式。在2014年末和2015年,家庭同意然後發送信息包通過發布和接收信息和招聘電話。兒童健康CheckPoint-LSAC詳細的橫斷麵生物物理評價LSAC波6和7之間的嵌套(11 - 12歲的孩子),發生在2015年2月至2016年3月(見檢查點方法的詳細描述 47)。最終,1874個家庭參與( 圖1)。檢查站提供專門的3.5小時訪問一個主要評估中心在7個省會城市/大區域城鎮,2.5小時訪問一個迷你評估中心在八個較小的區域中心和1.5小時家訪365家庭不能參加任何中心( 圖1)。 食物停止當時隻包括主要評估中心。

提供書麵知情同意參加家長/護理員為自己和自己的孩子參與這項研究。

食物停止是一個大約15分鍾站提供中途檢查點的3.5小時預置電路的主要評估中心訪問。檢查點會議舉行塔利班和18:45之間,孩子們到達 食物停止11:15到18:00和父母之間17:15 10:30。

食物停止設計作為一個隨機對照試驗( ISRCTN12538380)四盒組合評估的影響點心盒大小和數量的食物攝入零食項目在孩子和父母。每天研究是隨機分配到四個框組合之一:一個小盒子含有15% - -20%的兒童或成人的每日推薦攝入量(RDI)的能量(組合框1),一大盒含有15% - -20%的RDI的能量(組合框2),一個小盒子含有25% - -30%的RDI的能量(3盒組合)或一個大盒子含有25% - -30%的RDI的能量(框組合4)。因此,每個雙收到相同的盒子組合,但(因為基於RDI的能量)的父母收到更多的能源組合中每箱比孩子(在線 補充表1每個盒子組合)的大小和細節內容。被確診為食物過敏的參與者提供了一個特定過敏盒和排除在分析之外。

檢查點之前出席,父母郵寄信息小冊子,簡要描述每個車站,包括 食物停止和它的意圖來衡量食物攝入量。因為每個孩子和家長參加了檢查點電路分開,父母到達 食物停止大約2小時和孩子大約3個小時到達。孩子和父母都放血在前一站, 年輕的血液(前5分鍾 食物停止對於孩子,前30分鍾 食物停止為父母),在此期間,他們被要求給一個饑餓的評級從1到7(1 =不,7 =非常)。

在進入 食物停止區域,研究助理為參與者提供了一個事先包裝好的零食盒子。每個箱子小心翼翼地貼上了參與者的身份證號碼以便吃剩的食物能被記錄下來。研究助理告訴參與者:(A)他們有15分鍾的休息在他們的下一個檢查點評估之前,(B)這是一個機會吃任何的食物提供的點心盒子,放鬆和/或完成他們的檢查點問卷,(C)不要把任何食物遠離該地區和(D)離開所有垃圾,吃了一半的食物點心盒子當他們離開 食物停止。大多數人參與 食物停止本身。忙碌的學校假期期間,一個孩子和家長經常在無關 食物停止在同一時間,但分開坐,偶爾三個或四個參與者參加了 食物停止在同一時間。15分鍾後,研究人員護送參與者自己的下一站。的 食物停止研究員與任何包裝或儲存零食盒子裏麵仍然吃剩下的食物。

的獨立研究者後來檢查每個參與者的完全吃點心盒,部分吃掉或未開封的食品並記錄這些信息使用搬運工電子數據捕獲(研究),一個電子數據庫。食品的營養特點從食品包裝(在線測定 補充表1)。部分吃食物是重使用校準重量尺度(BSK500BSS)準確到最近的1 g。確定能源和營養消耗部分吃食品,食用比例(由重量決定)乘以總能量或營養食品包裝上注明。

相對社會經濟地位是社會經濟指標計算領域得分,確定參與者的主要地址和郵政編碼的編製從收集的數據在2011年澳大利亞人口普查。具體來說,我們選擇的指數相對社會經濟劣勢(缺點指數),它描述了澳大利亞郊區的相對社會和經濟劣勢。 48更高的分數顯示更少的缺點,與全國均值1000和100 SD。

到最近的0.1厘米,高度是使用便攜式測量剛性測距儀(Invicta IP0955,萊斯特,英國),沒有鞋子或襪子,穿著輕薄的衣服,一式兩份。第三個測量被如果前兩個測量值的差異超過0.5厘米;最終身高是所有測量的意思。體重,到最近的0.1公斤,測量InBody230生物阻抗分析電子秤(韓國首爾Biospace有限公司)。身體質量指數(BMI)計算體重(公斤)除以身高(米)的平方。孩子的年齡調整和sex-adjusted BMI z分數計算使用美國疾病預防控製中心增長參考圖表。 49這些措施已經在其他地方進一步詳細描述。 47

父母和孩子之間的一致性評估:(1)皮爾森相關係數的95%獨聯體和(2)線性回歸與子變量作為因變量和父變量作為獨立變量為父母和孩子的年齡和體重指數調整,劣勢指數和盒子的組合。在模型包括兩性,回歸分析進一步調整對於父母和孩子來說性。

彙總統計數據和比例估計權重運用調查和抽樣調查程序,把集群框架考慮使用占據V.14.2調查程序。 50調查權重計算考慮到每個孩子的選擇概率和調整情況,追蹤損失和基準測試數量(poststratification)主要類別的人口在2004年出生的孩子。提供更詳細的計算權重。 51

因為LSAC以人群為基礎的縱向研究中,沒有病人團體參與其設計或行為。據我們所知,公眾並沒有參與研究設計,招聘或LSAC研究的行為或其檢查點模塊。收到衛生報告總結了父母對於孩子和自己或評估訪問後不久。他們同意參加,否則他們不會接收個人結果了解自己或他們的孩子。

圖1顯示了參與者保留通過LSAC兒童健康檢查點和參與 食物停止。1356個家庭參加了主要評估中心,1299名兒童和1274名家長參加 食物停止和有效的數據記錄。 表1總結了參與者的特征。正如預期的那樣,孩子們的平均年齡是12歲,和父母在中年(平均5.6±43.9年SD)。

雖然孩子的性別分布甚至,父親由人口隻有14.1%的家長。兒童的平均BMI z分數在上麵的示例0.37 SD人口資料值。同樣,意味著父母的BMI是超重的類別,符合國家數據顯示,大多數澳大利亞成年人超重或肥胖。 52意味著持續時間 食物停止兩個孩子和家長略低於指定的15分鍾為兒童(12.4分鍾3.8±SD)和父母(12.0分鍾4.4±SD)。

表2顯示方式,SD和獨聯體食物攝入量變量樣本的孩子和父母。所有食物攝入量變量的分布範圍從0.0克(參與者沒有吃食物從他們的點心盒子)的最大可用(對於那些吃光了所有食物)。盡管能量攝入(1393 kJ)兒童高於父母(1290 kJ),平均質量食物總攝入量較低(151克)比兒童父母(165克),反映兒童的選擇更輕但更多的能量密度食物。

圖2和圖3代表總數的分布食品、能源和營養攝入在孩子和父母,分層性。也見過類似的分布對男孩和女孩和母親和父親。能量攝入大約是正態分布的樣本人口的孩子和父母,但克和特定營養素的攝入量顯示雙峰分布,由於特定的食物。例如,桃子的貢獻比例相對較大(150克)的總重量(在線 補充表1):那些吃桃子總是在峰值越高,和那些不總是在峰值越低,分布不顧其他食物在消費什麼。同樣,奶酪的貢獻相對較大比例的總鈉和飽和脂肪(在線 補充表1),導致的雙峰分布這些變量根據參與者是否或不吃奶酪。蛋白質、糖、碳水化合物和脂肪攝入更均勻地分布在食品等,因此沒有顯示明顯的雙峰分布。

圖4表明皮爾遜相關係數分層的父母和孩子性別,水平線表示95%可信區間;在線 補充表2為引用提供了底層的估計。圖形演示強調所有變量的大小相似的效果。父子(兩父子,父女)估計比預估顯示廣泛的CIs的母親,反映出少量的父親在示例。

表3顯示未調整的皮爾森相關係數和線性回歸係數調整為1227年父子二分體。每天攝入變量顯示顯著,親子二分體之間存在正向關係。都是溫和的,從0.08 (95% CI 0.01 - 0.15)鈉攝入量為0.22 (95% CI 0.15 - 0.28)碳水化合物的攝入量。調整後的線性回歸分析,關聯的小但一般依然強勁。例如,父母總脂肪攝入量,孩子每克高脂肪攝入量高出0.08克(p = 0.003)。

表4推算出 表3。雖然人口級別的相關性很小,這種溫和的親子和諧在兒童的日常小吃遠離父母可以占大量能量的差異,為11 - 12歲兒童脂肪和鈉的攝入。舉個例子,一個孩子的父母的能量攝入零食在第90個百分位吃了平均227.4 kJ超過一個孩子的父母的零食能源是在第十percentile-this預計額外的消費相當於5%的兒童的基礎代謝率。如果外推到一個類似的無監督每天的零食,這可能相當於孩子消費每年增加83 050 kJ,這可能會產生大量的累積影響更多的身體脂肪的年。

這是第一個基於人群的研究來描述總食物的攝入量,能源、營養和食用鈉單獨提供的標準化的點心盒,在控製環境中,11 - 12歲的兒童和他們的父母。每個食物攝入量變量在父子二分體呈正相關,且沒有明顯的差異見母子和母女(數字的父親是太小,不足以得出結論)。雖然溫和在個人層麵上,這種程度的親子和諧在一個日常的零食,沒有父母的監督可以解釋大量不同的能量,脂肪和鈉攝入量的一年澳大利亞11 - 12歲兒童的人口。

我們所知,這是最大的並且是唯一的以人群為基礎的研究來評估零食攝入用客觀測量。客觀測量實驗室吃飯一直用於研究小樣本大小的限製,主要被用於調查環境因素影響進食, 38 39 41而不是親子和諧。先前的研究觀察親子和諧的食物攝取使用自我報告的措施來評估飲食攝入量,不提供客觀的食物攝入數據,而是依賴於參與者的主觀報告。我們的研究是獨特的在避免錯誤和漏報的食物攝入量時使用自我報告的措施。 33-37通過專門在孩子的零食選擇獨立於他們的父母,我們的研究去除的影響直接父母的造型和父母試圖引導孩子的飲食直接(比如,“你應該在一個小時內吃東西,否則你會餓的)或間接提示(例如,“這是很好,你也會這樣的)提示。因此評估的程度的食物選擇傳輸通過遺傳易感性或學吃的行為,也就是說,將繼續發生的行為立即有或沒有父母的存在。

狹窄的選擇中可用的零食點心盒子可能會限製它的預測能力真正的零食的攝入在澳大利亞的孩子和他們的父母可以選擇快餐的選擇更廣泛的來源。僅限於不易腐爛的食物提供的點心盒,可以存儲和移動容易評估中心在一個非常大的國家。這包括預打包的物品容易獲得營養信息和排除的項目,如新鮮的水果和蔬菜。此外,考慮到參與者觀察研究中心而不是通常的環境,攝入量可能不會完全反映他們平時吃零食行為。最後,當它對個人是不可能的 食物停止孤獨,他們的零食在同一個房間裏,但是分開一個(有時不止一個),個人無關。在最後的敏感性分析,我們重新分析隻有孩子們吃完全獨自一人;結果幾乎不變。

盡管參與者沒有正式禁食和接收點心盒在一天的不同時刻不均勻禁食期間,調整為饑餓評級證明親子和諧上沒有顯著的影響。然而,作為食物和能量攝入不同餐飯,一天比一天在一個給定的個人, 53 54一個零食可能不足以準確估計真正的食物選擇孩子和他們的父母。

小的相關性發現,在我們的研究支持先前的研究研究親子關係的食物攝入量。稍高的能量和營養素的攝入中父母和孩子之間的關聯(0.2 - -0.3)在先前的人口研究 23-29可能反映了,很少有研究專門評估兒童獨立食物選擇遠離他們的父母。在一項研究中,荷蘭外牆麵歲有孩子的家庭,Feunekes 等 24發現兒童和他們的父母之間的相似之處的脂肪和能量攝入食物在家庭高於其他地方,表明一個更重要的角色交替影響食物選擇當遠離家庭環境。我們的研究的小型相關性支持這些發現。換句話說,當遠離家人一起吃飯沒有家長控製,孩子可能不太可能選擇他們的父母,同樣減少了小協會。

最直接的結論是,獨立的零食的營養數量和質量的選擇必須比父母受其他因素的影響,比如個人偏好,同行的存在,可用性的食物,以前的經驗和食品廣告。 21 55所有這些可能需要針對如果尋求提高快餐的質量和數量。盡管如此,在人口層麵,這種溫和的親子和諧在日常零食情況即使遠離父母直接監督可以占大量能量的差異,脂肪和鈉攝入量為11 - 12歲兒童隨著時間的推移,這可以滿足身體成分和體重的變化。雖然目前尚不清楚這些基因驅動或學習行為,針對家長的零食行為仍然是一個潛在的途徑影響較大的兒童的飲食行為。

本研究需要進一步研究複雜機製駕駛父母的影響對孩子的獨立的零食的攝入。這樣的研究將需要大樣本大小是充分動力檢測低一致性對個人親子配對,在當前和先前的研究報道。解決營養不良的兒童及其相關的發病率可能需要一個集成的、多方麵的方法,其中可能包括修改等機製學習行為傳播從父母到孩子。