Обобщение

Цел: На фона на загрижеността относно качеството на диетата за младежи, този документ описва разработването на мярка за здравословно поведение при хранене, използвана с юноши.

подрастващите

Дизайн: Елементите за измерване са избрани от по-голяма група въз основа на отговорите от пилотно проучване. Контролният списък с 23 елемента беше валидиран с помощта на измерване на хранителния прием на мазнини и фибри, консумация на плодове и зеленчуци, диетични ограничения, хранителни познания и мярка за доходите на домакинството.

Място: Лос Участниците дойдоха от седем средни училища в Северозападна Англия.

Теми: Общо 1822 юноши на възраст 13-16 години са участвали в проучването, представлявайки 84% от гостите.

Резултати: The корелациите между мерките показват добро ниво на конвергентна валидност, а контролният списък също така показва висока вътрешна надеждност и повторна оценка на теста.

Заключения: Фокусът върху възможностите, достъпни за подрастващите, означава, че контролният списък ще предостави полезно допълнение към подходите за честота на хранене за измерване на хранителното поведение на подрастващите.

Спонсорство: Това изследване е финансирано от Съвета за медицински изследвания и Програмата за здравни вариации към Съвета за икономически и социални изследвания.

Достъпът е предоставен от

Въведение

Промяната в хранителния прием на младите хора вероятно ще отразява наличните храни и ценностите и обстоятелствата на родителите, училището и връстниците, както и собствените мотивации на подрастващите (Adams, 1997; Feunekes et al, 1998; Lytle и др., 1996). Въпреки това има много възможности за младите хора да избират лични храни, което прави важно да се изследват по-доброволните аспекти на здравословното хранене. Повечето юноши са икономически активни, поне до степен да разполагат с ресурси за закупуване на закуски и закусват по-често от възрастните (Anderson et al, 1993). Някои тийнейджъри ще участват в пазаруването и приготвянето на храна у дома, а мнозина сами ще избират ястията си в училище. Тийнейджърите също могат да откажат храната, която им се предлага. Наблюдаването на модели на хранително поведение в ситуации, в които младите хора могат да вземат лични решения, може да осигури полезно допълнение към оценката на хранителния прием.

Метод

Участници

Материали

Контролен списък за навици за хранене на тийнейджъри

Избор на статии

Статии бяха подбрани за AFHC въз основа на резултатите от пилотно проучване, проведено със 178 момичета юноши, посещаващи независимо момичешко училище в Северозападна Англия (средна възраст 15 и 10 месеца). За AFHC е създадена предварителна група от 70 статии с позоваване на съществуващата литература, диетични здравни препоръки и в дискусия с психолози и диетолози по здравословно хранене. Участниците бяха помолени да отговорят „вярно“ или „невярно“ или „неприложимо за мен“ относно това дали обикновено следват специфични диетични практики. Тези практики включват закупуване, приготвяне и консумация на специфични храни, както и навици за закуски. Статии, отнасящи се както до здравословно, така и към нездравословно поведение. Участниците също бяха помолени да добавят каквото и да било, което правят редовно, за да направят диетата си по-здравословна.

Анализ на пилотни данни.

Отговорите на пилотния въпросник бяха анализирани първо с помощта на фактор анализ с ротация на varimax, за да се установи дали съществува многоизмерна структура, залегнала в модела на хранителните навици. Резултатите от този анализ предполагат слаба факторна структура. Петфакторно решение представлява само 32% от дисперсията и взаимовръзките между факторите са високи. Вътрешната надеждност за набора от елементи като цяло беше добра (α на Кронбах = 0,91). В светлината на факторната слабост и други доказателства, че моделите на здравословно хранене често не формират стабилни и възпроизводими фактори (Birkett and Boulet, 1995; Prewitt et al, 1997), елементите за крайната скала бяха избрани според други критерии. Решено е да се ограничи мащабът до елементи, свързани с приема на плодове, зеленчуци и енергийно плътни храни. Елементи с ниска обща корелация на елементите (r 2 (df = 2) = 173,3, P