Расстройство пищевого поведения (РПП) — тяжелое, инвалидизирующее психическое расстройство, которое связано с осложнениями физического здоровья и нарушением психосоциального функционирования, а также имеет второй по величине показатель смертности среди всех психических расстройств [1, 2]. Нарушение восприятия веса, фигуры и формы тела играет ключевую роль в возникновении и поддержании РПП [1]. Согласно исследованиям, распространенность РПП за последние годы выросла с 3,5% в 2000—2006 гг. до 7,8% в 2013—2018 гг. [3].

Важно отметить, что данное расстройство часто протекает на фоне других психических заболеваний, большую часть из которых составляют аффективные нарушения, что является негативным фактором, так как может увеличивать тяжесть, риски хронизации и способствует формированию резистентности к лечению [4]. Поэтому выявление РПП практикующими врачами имеет важное значение в диагностике для определения соответствующих стратегий лечения и улучшения клинических исходов для широкого круга психических расстройств.

Тест отношения к приему пищи (Eating Attitudes Test, EAT-26) — скрининговый инструмент для оценки выраженности нарушений пищевого поведения (НПП), в том числе нервной анорексии (НА) и нервной булимии (НБ) [5], активно используется в исследованиях на российской популяции [6]. Данный опросник состоит из 26 пунктов. Исследование по валидации было проведено на канадской выборке 160 респондентов женского пола с различными видами НПП и 140 — из группы контроля [7]. По данным исследования, опросник имеет трехфакторную структуру. Соответствующие три шкалы были обозначены как: Dieting (увлечение диетами, избегание употребления в пищу калорийных продуктов, стремление похудеть); Bulimia and Food Preoccupation (симптомы булимии и озабоченность мыслями, связанными с едой); Oral Control (самоконтроль пищевого поведения и ощущаемое намерение окружающих заставить респондента больше есть).

Несмотря на то что опросник переведен на несколько языков и получил распространение по всему миру, накапливается все больше данных, свидетельствующих о расхождениях в факторной структуре опросника в зависимости от обследуемого контингента и страны, в которой проводилось исследование [7]. В России психометрические характеристики и факторная структура опросника изучались только на неклинической выборке, что является существенным ограничением [8]. Авторы данного исследования предложили 5-факторную модель из 15 пунктов (EAT-15), которая может быть полезной для исследовательских целей в женских студенческих популяциях из России. Также было предложено ориентировочное критическое значение (cut off) для выделения группы риска НПП — 15 баллов, соответствующее 90-му процентилю [8]. В литературе не было найдено данных психометрической оценки, полученных на клинических группах с диагнозами НА и НБ.

Цель данного исследования — проанализировать психометрические свойства EAT-26 в российской выборке пациентов с депрессивным эпизодом (ДЭ) и рекуррентным депрессивным расстройством (РДР).

Материал и методы

Данное кросс-секционное, мультицентровое исследование проводилось в пяти центрах: ФГБУ «НМИЦ ПН им. В.М. Бехтерева» Минздрава России (Санкт-Петербург), ФГБУ «НМИЦ ПН им. В.П. Сербского» Минздрава России (Москва), ФГБНУ НЦПЗ (Москва), ФГБНУ ИБГ УФИЦ РАН (Уфа), ФГБОУ ВО РГМУ (Ростов-на-Дону), Липецкий областной наркологический диспансер (Липецк). Исследование одобрено независимым Этическим комитетом при НМИЦ ПН им. В.М. Бехтерева (протокол №7 от 22.06.2017). Набор участников проводился как в амбулаторной сети, так и в стационаре. Всем участникам исследования после подписания информированного согласия присваивался уникальный анонимный идентификатор. Полученные клинические данные хранились в бумажной и электронной формах.

Критерии включения: лица 18—59 лет с диагнозами, соответствующими диагностическим критериям МКБ-10 для депрессивного эпизода (F32) и рекуррентного депрессивного расстройства (F33), независимо от стадии расстройства (обострения или ремиссии).

Критерии невключения: пациенты с биполярным аффективным расстройством, а также пациенты, имеющие диагноз, соответствующий критериям МКБ-10 в рубриках «органические расстройства» F00—09 и «расстройства шизофренического спектра» F20—29, судорожный синдром в анамнезе или тяжелые соматические заболевания в стадии обострения; отказ участника от дальнейшего участия в исследовании.

На основании Краткого международного нейропсихиатрического интервью (Mini International Neuropsychiatric Interview, MINI) оценивались и фиксировались все сопутствующие психические расстройства тревожного спектра (генерализованное тревожное расстройство, обсессивно-компульсивное расстройство, паническое расстройство, социальное тревожное расстройство и др.), расстройства пищевого поведения (НА, НБ, приступообразное переедание), зависимость от психоактивных веществ, а также психотические симптомы.

Карта исследования включала в себя стандартные социодемографические и антропометрические данные, а также клинические характеристики депрессии (данные о возрасте начала и длительности депрессии, количестве депрессивных эпизодов, продолжительности самого длительного депрессивного эпизода и наличии суицидальных попыток). Все участники исследования проходили психометрическое обследование для оценки пищевых нарушений с помощью EAT-26. Опросник EAT-26 состоит из 26 вопросов, которые могут быть оценены по шкале от 0 (никогда) до 3 (постоянно) [5].

Статистический анализ. Распределение количественных переменных исследования не соответствовало нормальному распределению согласно критерию Шапиро—Уилка, в связи с этим в анализе применялись непараметрические методы. Факторная структура шкалы EAT-26 оценивалась с использованием разведочного факторного анализа, который рассчитывался с помощью пакета Lavaan. Были рассмотрены несколько показателей эффективности модели подтверждающего факторного анализа: сравнительный индекс фиксации (CFI), индекс Tucker—Lewis (TLI), корневая средняя квадратная ошибка аппроксимации (RMSEA) и стандартизированная средняя квадратная остаточная (SRMR). Внутренняя согласованность шкалы EAT-26 оценивалась с помощью коэффициентов Cronbach’s α и лямбда Гутмана (Guttman’s ʎ6). Конвергентная валидность оценивалась с помощью теста Манна—Уитни между подшкалами EAT-26 и диагнозов РПП. Для сравнения социодемографических групп использовались непараметрические тесты: тест Манна–Уитни для сравнения двух групп и χ² Пирсона. В качестве критического уровня значимости выбрано значение 0,05.

Результаты

Описание исследовательской выборки. Всего в исследовании приняли участие 365 человек с диагнозами ДЭ/РДР. Из них были отобраны пациенты в возрасте до 59 лет, а также те, кто полностью заполнил шкалу EAT-26. В окончательный анализ были включены 338 участников, из которых 63,9% (n=216) были женского пола. Средний возраст пациентов составил 30,8 (11,2) года, медианный — 28,0 (22,0—39,0) года, минимальный — 18,0 года, максимальный — 59,0 года. Среди всех пациентов единственный ДЭ в течение жизни перенесли 24,9% (n=84). Сопутствующее текущее РПП было диагностировано у 34 пациентов, из них с текущей НА — у 8, с текущей НБ — у 26. Во всей выборке медианный балл по шкале EAT-26 составил 5,00 (2,00—12,00).

Корреляционный анализ пунктов EAT-26. В качестве первого шага были проанализированы коэффициенты корреляции отдельных пунктов EAT-26 с общим баллом без коррекции на перекрытие элементов (табл. 1). Пункт №26 имел отрицательный скорректированный коэффициент корреляции (–0,052) и для анализа последующих этапов был исключен с целью повышения внутренней согласованности.

Таблица 1. Статистика по пунктам шкалы (EAT) (n=338)

Факторная структура опросника EAT. Анализ главных компонентов (PCA) проводился по 25 вопросам с VARIMAX ротацией. Мера Кайзера—Мейера—Олкина подтвердила адекватность выборки для анализа: KMO=0,85 («отлично» согласно Kaiser, 1974), что является хорошим показателем, выше допустимого предела 0,5. Критерий Бартлетта имел высокую значимость: χ²(15)=3187,215, p<0,001, поэтому проведение PCA релевантно. Был проведен первоначальный анализ для получения собственных значений для каждого компонента данных. В окончательный анализ вошло 6 компонентов в соответствии с критериями Кайзера. Данные отражены на графике осыпи (см. рисунок).

График осыпи факторов шкалы EAT.

Параметры, которые группируются по одним и тем же компонентам, позволяют предположить, что компонент 1 представляет собой «Телесный контроль», 2 — «Социальное давление», 3 — «Диетические ограничения», 4 — «Булимия», 5 — «Ритуальное питание», 6 — «Потеря самоконтроля». В связи с тем, что вопрос №19 («У меня есть самоконтроль в вопросах, связанных с едой») имеет отрицательную факторную нагрузку, а также отрицательное по смыслу значение, мы инвертировали данный вопрос (табл. 2).

Таблица 2. Факторная нагрузка отдельных пунктов опросника EAT

Примечание. Жирным шрифтом выделены показатели с самой высокой факторной нагрузкой.

Внутренняя согласованность EAT была проверена на всех 26 пунктах опросника. Анализ продемонстрировал внутреннюю умеренную надежность EAT: коэффициент Cronbach’s α=0,85 (95% ДИ: 0,83—0,87), стандартизированный коэффициент Cronbach’s α=0,86. После исключения одного пункта шкалы №26, коэффициент Cronbach’s α увеличился до 0,87 (95% ДИ: 0,85—0,89), а стандартизированный коэффициент Cronbach’s α — до 0,87, что указывает на очень хорошую согласованность опросника.

Мы также проверили надежность EAT на всех 26 пунктах, используя коэффициент раздельного коррелирования — Guttman’s ʎ6 — 0,91, который измеряет общую согласованность элементов шкалы без учета факторов или структуры данных. После исключения пункта №26 значение коэффициента Guttman’s ʎ6 также увеличилось и составило 0,92. Полученные данные указывают на то, что согласованность EAT является достаточно высокой.

Внутренняя согласованность EAT также представляется приемлемой для отдельных подшкал. Значения надежности отдельных подшкал приведены в табл. 3. Самая низкая надежность была получена по подшкале «Ритуальное питание». Однако при проведении корреляционного анализа между пунктами №5 и №15 подшкалы «Ритуальное питание» были обнаружены значимые положительные корреляционные связи (ρ=0,3258895, p-value=8,379e-10).

Таблица 3. Внутренняя согласованность EAT

Конвергентная валидность EAT. На следующем этапе была оценена значимость связей опросника EAT с диагнозами РПП. Пациенты с диагнозом РПП имели более высокий балл по шкале EAT по сравнению с пациентами без диагноза РПП: 13,00 (8,00—27,00) vs 5,00 (3,00—11,00), p-value=3,411e-05. Как показано в табл. 4, пациенты с диагнозом РПП имели значимо более высокий балл по EAT по подшкалам «Телесный контроль», «Диетические ограничения», «Булимия» и «Потеря самоконтроля». А по подшкале «Социальное давление» наблюдалась связь на уровне тенденции к значимости.

Таблица 4. Общий балл по отдельным подшкалам EAT в зависимости от наличия РПП

Анализ пациентов с ДЭ/РДР в зависимости от общего балла по EAT. Было обнаружено, что среди пациентов женского пола наблюдался значимо более высокий общий балл по EAT, а также по подшкалам «Телесный контроль», «Диетические ограничения», на уровне тенденции к значимости по подшкалам «Социальное давление», «Потеря самоконтроля» (табл. 5).

Таблица 5. Общий балл по EAT и отдельным подшкалам в зависимости от пола

У пациентов с диагнозом ДЭ/РДР отмечались слабые положительные корреляции баллов по шкале EAT с длительностью образования (ρ=0,2150114, p-value=6,919e-05) и слабые отрицательные корреляции с возрастом (ρ=–0,2295321, p-value=2,091e-05). При этом наблюдались слабые положительные корреляции с количеством депрессивных эпизодов на уровне тенденции к значимости (ρ=0,1039085, p-value=0,05783).

Обсуждение

В данном исследовании впервые были проанализированы психометрические свойства EAT-26 на российской выборке пациентов с ДЭ/РДР. В ходе анализа было продемонстрировано несколько важных результатов. Во-первых, по результатам корреляционного анализа пунктов EAT-26 выявилось, что пункт №26 («Я получаю удовольствие, когда пробую новые и вкусные блюда») имел отрицательный скорректированный коэффициент корреляции (–0,052) и для анализа последующих этапов был исключен. Во-вторых, была выявлена 6-факторная структура EAT-25, включающая подшкалы «Телесный контроль», «Социальное давление», «Диетические ограничения», «Булимия», «Ритуальное питание» и «Потеря самоконтроля». Вопрос №19 («У меня есть самоконтроль в отношении еды») был инвертирован, так как имел отрицательную факторную нагрузку, а также отрицательное по смыслу значение. В-третьих, внутренняя согласованность EAT была проанализирована на 25 пунктах опросника, а также на отдельных подшкалах и является достаточно высокой. При этом самая низкая надежность была получена по подшкале «Ритуальное питание». В-четвертых, при проверке конвергентной валидности опросника EAT с установленными диагнозами РПП было выявлено, что пациенты с РПП имели значимо более высокий балл по шкале EAT, а также по подшкалам «Телесный контроль», «Диетические ограничения», «Булимия» и «Потеря самоконтроля» по сравнению с пациентами без диагноза РПП. По подшкале «Социальное давление» наблюдалась связь на уровне тенденции к значимости, а по подшкале «Ритуальное питание» не было обнаружено связей с РПП. В-пятых, при оценке общего балла по EAT в зависимости от пола было обнаружено, что среди пациентов женского пола наблюдался значимо более высокий общий балл по сравнению с пациентами мужского пола. Также было обнаружено, что у пациентов женского пола значимо выше баллы по подшкалам «Телесный контроль», «Диетические ограничения», а на уровне тенденции к значимости — по подшкалам «Социальное давление», «Потеря самоконтроля».

Результаты оценки внутренней согласованности и надежности 25 пунктов EAT оказались приемлемыми, что подтверждают данные и других исследований [9, 10]. Внутренняя согласованность для отдельных подшкал также приемлема. Самая низкая надежность была получена по подшкале «Ритуальное питание». Причиной низкой надежности могло быть то, что в данную подшкалу входят всего 2 вопроса. Также феноменологические признаки ритуального питания: разделение пищи на маленькие кусочки и более длительный прием пищи, характерны для пациентов с более тяжелым и продолжительным течением НА [11]. В нашей же выборке было представлено всего 8 человек с текущей НА. Несмотря на такие результаты, мы считаем важным оставить данную подшкалу для дальнейшего изучения ее целесообразности, так как она представляет теоретический интерес. Для подкрепления нашего решения мы использовали метод проведения корреляционного анализа между пунктами №5 («Я делю свою еду на мелкие кусочки») и №15 («На то, чтобы съесть еду, у меня уходит больше времени, чем у других людей») подшкалы «Ритуальное питание», по результатам которого были обнаружены значимые положительные корреляционные связи.

По результатам разведочного факторного анализа была получена 6-факторная структура шкалы EAT, которая отличается от изначальной 3-факторной структуры [5]. Одним из ключевых аспектов, который может объяснить различия в полученных результатах, является то, что анализ проводился на выборке пациентов с депрессией. Как известно, симптомы депрессии могут перекрываться с симптомами РПП. Так, в структуре меланхолической депрессии часто наблюдается снижение аппетита и, как следствие, снижение веса. В то время как в структуре атипичной депрессии наблюдаются повышение аппетита и гиперфагия. Наши результаты показывают, что депрессивные симптомы могут быть связаны с разнообразными аспектами отношения к еде и пищевого поведения, что может приводить к более сложной структуре факторов, чем у общей популяции.

Для оценки конвергентной валидности использовалась общая переменная РПП (НА+НБ), диагнозы которой были подтверждены с помощью структурированного интервью MINI. Результаты конвергентной валидности указывают на то, что пациенты с диагнозом РПП имели значимо более высокий балл по шкале EAT по сравнению с пациентами без диагноза РПП. Данная связь с диагнозом РПП подтверждалась и при анализе отдельных подшкал, кроме подшкалы «Ритуальное питание» (p=0,9056). Отсутствие связи в данной подшкале можно объяснить всеми вышеперечисленными утверждениями. Результаты ранее проведенных исследований указывают на существование положительной связи между тревогой и депрессией и риском РПП [12, 13]. В российском исследовании на неклинической выборке при проверке конструктной валидности использовались шкалы позитивного отношения к телу, был получен статистически значимый и достаточно высокий отрицательный коэффициент корреляции (–0,486). Также были обнаружены статистически значимые прямые корреляции суммарных баллов по EAT-26 с показателями тревоги и депрессии шкалы HADS [8].

Результаты анализа зависимости общего балла EAT от пола подтверждают уже известную тенденцию к более высокой распространенности РПП среди женщин по сравнению с мужчинами. Согласно данным систематического обзора, около 8,4% женщин страдают от РПП, в то время как только 2,2% мужчин подвержены этим расстройствам [3]. Основной вклад в дифференциальный риск патологий пищевого поведения определяется генетическими и гормональными различиями у мужчин и женщин на протяжении всей жизни [14].

Данное исследование имело также ряд ограничений. Во-первых, не проводилась оценка на клинических группах с РПП; в выборку были включены пациенты с аффективными расстройствами, часть из которых имели коморбидные НА и НБ. Во-вторых, мы не определяли критерий «cut off». В будущих исследованиях необходимо проведение анализа психометрических характеристик данной шкалы на выборке пациентов с НА и НБ.

Заключение

По результатам валидации опросника EAT в российской выборке пациентов с депрессией была выявлена приемлемая внутренняя согласованность 25 пунктов, а также была определена 6-факторная структура опросника, включающая различные аспекты пищевого поведения. По результатам конвергентной валидности пациенты с диагнозом РПП имели значимо более высокий балл по шкале EAT по сравнению с пациентами без диагноза РПП. Также было выявлено, что женщины набирали более высокий общий балл по EAT по сравнению с мужчинами, что подтверждает уже известную тенденцию к более высокой распространенности РПП среди женщин. Исследование валидации опросника EAT на российской выборке пациентов с депрессией представляет ценную информацию в клинической практике для выявления пищевых нарушений в контексте аффективных расстройств.

Исследование выполнено при поддержке гранта РНФ №20-15-00132-П.

Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.