De plus en plus de preuves sur les effets potentiellement nocifs sur la santé de la consommation d’aliments ultra-transformés (UPF) ont attiré l’attention sur l’importance de la transformation industrielle des aliments pour la santé publique.1-8
Définition Les aliments ultra-transformés, tels que définis par le système de classification des aliments NOVA, sont des formulations industrielles d’ingrédients qui subissent une série de processus physiques, chimiques et biologiques. 9 Ils ne contiennent généralement pas de composants alimentaires sains intacts et contiennent divers additifs.9 |
Les aliments ultra-transformés ont tendance à être plus denses en énergie et plus pauvres sur le plan nutritionnel (c’est-à-dire riches en sucres libres, en sel et en graisses saturées, mais faibles en protéines, en fibres alimentaires et en micronutriments) par rapport aux alternatives moins transformées. Ils sont conçus être bon marché, agréable au goût, durable, pratique et attrayant.9
Ces produits sont commercialisés de manière agressive par l’industrie alimentaire pour promouvoir l’achat et façonner les préférences alimentaires, et les enfants sont les principaux consommateurs d’UPF.9,10
L’expansion rapide des systèmes alimentaires mondiaux et industrialisés a progressivement remplacé les modèles alimentaires traditionnels basés sur des aliments frais et peu transformés, au profit d’UPF prêts à consommer.9,10
Actuellement, les UPF représentent respectivement 65,4 % et 66,2 % de l’apport calorique quotidien chez les enfants d’âge scolaire au Royaume-Uni et aux États-Unis.11,12 La consommation croissante dans le monde, y compris dans les pays à revenu faible et intermédiaire, a reflété une augmentation parallèle dans la prévalence de l’obésité infantile et adulte à l’échelle mondiale9,10,13, ce qui suggère que la consommation d’UPF pourrait être un facteur sous-jacent clé de l’épidémie et des maladies liées à l’obésité. maladies non transmissibles liées à l’alimentation.9,10,14,15
Un essai clinique récent a révélé que la consommation d’UPF entraîne un apport calorique excessif et une prise de poids chez les adultes1, et des études de cohorte ont signalé des associations entre une consommation accrue et un risque élevé d’obésité2,3, de diabète de type 2. , 4,5 maladies cardiovasculaires, 6 cancers, 7 et mortalité chez les adultes.8
Les associations entre la consommation d’UPF et l’adiposité chez les enfants et les adolescents restent rares, avec seulement quelques études antérieures à petite échelle disponibles.16-20 Cette étude a examiné les associations prospectives entre la consommation d’UPF et des mesures objectivement évaluées de l’adiposité depuis l’enfance jusqu’au jeune adulte dans une grande cohorte. des enfants britanniques.
| Méthodes |
> Source de données
L’étude longitudinale Avon sur les parents et les enfants (ALSPAC) est une étude prospective de cohorte de naissance qui a initialement recruté 14 541 femmes enceintes résidant à Avon, en Angleterre, avec une date d’accouchement prévue entre le 1er avril 1991 et le 31 avril. 1er décembre 1992.21,22 Une inscription supplémentaire après 1998 a donné lieu à un échantillon de 14 888 enfants issus de grossesses uniques ou multiples.23 Dans cette étude, les enfants ont été suivis de 7 à 24 ans au cours de la période d’étude commençant le 1er septembre 1992. 1998 au 31 octobre 2017.
Les données ont été analysées du 1er mars 2020 au 31 janvier 2021. Les participants à l’ALSPAC ont fourni un consentement éclairé écrit et l’approbation éthique de l’étude a été obtenue du comité de droit et d’éthique de l’ALSPAC et des comités de recherche locaux. éthique de la recherche. Cette étude a suivi les directives de renforcement du reporting des études observationnelles en épidémiologie (STROBE).
Le site Web de l’étude ALSPAC contient des détails sur toutes les données disponibles via un dictionnaire de données consultable et un outil de recherche de variables (http://www.bristol.ac.uk/alspac/researchers/our-data/). À partir de 2014, les données de l’étude ont été collectées et gérées à l’aide des outils électroniques de capture de données REDCap hébergés à l’Université de Bristol, Bristol, Royaume-Uni.24,25
> Mesures des résultats
Les enfants ont été invités à un total de 10 évaluations cliniques presque par an, de 7 à 17 ans puis à 24 ans. Les résultats de l’adiposité ont été mesurés selon des procédures standardisées.26 Les principaux critères de jugement comprenaient l’indice de masse corporelle (IMC), l’indice de masse grasse (FMI), l’indice de masse maigre (WMI) et le pourcentage de graisse corporelle totale.
Les critères de jugement secondaires étaient le score IMC z, le poids, le tour de taille, la masse grasse et la masse maigre. La taille a été mesurée avec un stadiomètre disponible dans le commerce (Harpenden ; Holtain) ; poids, à l’aide d’un analyseur de graisse corporelle (Tanita) ; et le tour de taille, en utilisant un ruban adhésif sur la circonférence minimale de l’abdomen entre les crêtes iliaques et les côtes inférieures.26
La graisse corporelle totale et la masse maigre ont été évaluées à l’aide d’un scanner d’absorptiométrie à rayons X à double énergie (Lunar Prodigy ; GE Medical Systems).26 Ils ont calculé l’IMC comme le poids en kilogrammes divisé par la taille en mètres carrés. L’IMC et l’IMC ont été calculés à l’aide de mesures d’absorptiométrie à rayons X à double énergie de la masse grasse et de la masse maigre, respectivement, divisées par la taille en mètres carrés. La graisse corporelle totale a été calculée comme le pourcentage de la masse grasse divisé par la masse corporelle.
Les scores z de l’IMC standardisés selon l’âge et le sexe ont été calculés pour les âges de 7 à 17 ans, car la référence de croissance britannique de 1990 n’est disponible que pour les 23 ans.27 L’exhaustivité des résultats d’adiposité variait entre 89,5 % et 99,9 % dans la cohorte étudiée. Le nombre moyen de mesures répétées était de 6,5 pour l’IMC, le score BMI z et le poids ; 5,3 pour le tour de taille ; et 3,9 pour l’IMC, l’IMC, la masse grasse et la masse maigre.
> Exposition alimentaire et qualité de transformation alimentaire industrielle
Un journal alimentaire de trois jours a été envoyé aux parents avant l’évaluation clinique de l’enfant, que le parent devait remplir à l’âge de 7 ans et que l’enfant devait remplir à l’âge de 10 et 13 ans.26 Il était demandé aux parents interrogés d’enregistrer tous les aliments et boissons de l’enfant. consommé pendant 2 jours de semaine et 1 jour de week-end (pas nécessairement consécutifs).26
Les données alimentaires ont été examinées par un nutritionniste et les apports ont été codés à l’aide du logiciel DIDO (Diet In, Data Out) et liés aux tableaux britanniques de composition des aliments de McCance et Widdowson.26,28.
Les auteurs ont appliqué la classification alimentaire NOVA et ont classé chaque aliment et boisson dans 1 des 4 groupes alimentaires en fonction de leur portée et de leur objectif de transformation industrielle des aliments9 :
(1) Les aliments non transformés/peu transformés sont frais, congelés, moulus, pasteurisés ou fermentés (sans alcool) après séparation de la nature (par exemple fruits, légumes, lait, viande, légumineuses).
(2) Les ingrédients culinaires transformés sont des substances extraites des aliments et utilisées dans la préparation culinaire, la cuisson et l’assaisonnement courants des aliments du groupe 1 (par exemple, le sel de table, le sucre, les huiles végétales et le beurre).
(3) Les aliments transformés sont fabriqués en ajoutant du sel, du sucre ou d’autres ingrédients du groupe 2 aux aliments du groupe 1 (par exemple, des légumes en conserve en saumure, du poisson en conserve, du pain frais et des fromages).
(4) Les UPF sont des formulations d’aliments et de boissons multi-substances, principalement constituées de produits à usage industriel uniquement (par exemple, le sirop de maïs à haute teneur en fructose), et sont fabriquées par une série de processus industriels complexes (par exemple, l’hydrogénation) et contiennent souvent des additifs alimentaires cosmétiques. (par exemple, colorants, arômes, émulsifiants) qui masquent les propriétés sensorielles indésirables du produit final.9
Les exemples incluent les boissons gazeuses ou à base de produits laitiers, les pains emballés transformés industriellement avec des conservateurs ou des émulsifiants ajoutés, et les plats préparés surgelés ou de longue conservation à base d’amidons modifiés, de stabilisants ou d’exhausteurs de goût.
> Etude covariable
Les covariables comprenaient l’âge des enfants lors de l’évaluation clinique, le sexe (homme ou femme), la race (blanche ou non blanche), le poids à la naissance (<2 500, 2 500-3 999 ou ≥ 4 000 g), l’activité physique de base (activité modérée à vigoureuse). activité physique ≥60 minutes par jour ou autre), l’apport calorique quotidien moyen (continu) et les quintiles de l’indice de privation multiple de 2004. L’indice de privation multiple est la mesure de privation la plus courante pour chaque petite région d’Angleterre, basée sur 7 domaines.29
L’activité physique était basée sur le premier enregistrement de données d’accélérométrie (collectées à l’âge de 11, 13 et 15 ans) dans lequel les enfants devaient porter un accéléromètre uniaxial (modèle 7164 ; Actigraph) pendant 7 jours. Ils ont classé les données d’accélérométrie en 2 groupes selon la recommandation du gouvernement britannique selon laquelle les enfants doivent accumuler au moins 60 minutes d’activité physique modérée à vigoureuse par jour.26,30,31
Les données déclarées par les mères au départ comprenaient l’IMC avant la grossesse (<18,5, 18,5-24,9, 25-29,9 et ≥30), l’état matrimonial (célibataire ou mariée/vivant avec un partenaire), le plus haut niveau d’études (certificat d’études secondaires ou aucun, professionnel, O-level, A-level ou un diplôme ou plus) et la position socio-économique basée sur la classification socio-économique des statistiques nationales du Royaume-Uni (cadre supérieur, administratif ou professionnel ; intermédiaire ; ou profession routinière ou manuelle).32
> Analyse statistique
Les données ont été analysées du 1er mars 2020 au 31 janvier 2021. Au total, 9 025 enfants ont été inclus dans l’étude après avoir exclu 4 581 enfants qui n’ont participé à aucune évaluation clinique, 1 271 enfants sans données alimentaires et 11 enfants sans mesure des résultats à ou avant la collecte de leurs données alimentaires. Les personnes incluses étaient plus susceptibles d’être des femmes, de race blanche et d’un statut socio-économique plus élevé.
L’âge de chaque individu à la fin de sa première collecte de données alimentaires a été considéré comme la référence ; donc 7 264 (80,5 %) ont été suivis à partir de 7 ans ; 1519 (16,8%), à partir de 10 ans ; et 242 (2,7%), à partir de 13 ans. De plus, leurs données alimentaires étaient basées sur un journal alimentaire d’un jour pour 727 enfants (8,0 %), un journal alimentaire de deux jours pour 1 171 enfants (13,0 %) et un journal alimentaire de trois jours pour 7 127 enfants (79 %). .
Pour chaque enfant, la proportion d’UPF consommée dans l’apport alimentaire quotidien total a été calculée et exprimée en pourcentage. Ceci a été considéré comme l’exposition principale car il capture mieux les UPF sans calories, comme les boissons artificiellement édulcorées. Cependant, ils ont également dérivé pour l’analyse de sensibilité une exposition secondaire définie comme le pourcentage de contribution calorique de l’UPF par rapport à l’apport énergétique quotidien total.
Ils ont classé l’apport UPF de base des individus en quintiles sur la base de seuils basés sur les données alimentaires à l’âge de 7 ans, car la plupart des enfants ont été suivis à partir de 7 ans. Ils ont ensuite comparé ces résultats aux quintiles dérivés des données alimentaires à 10 et 13 ans. Les quintiles étaient similaires et aucune différence spécifique au sexe n’a été identifiée.
L’exposition variable dans le temps n’a pas été prise en compte car, bien qu’un total de 7 072 enfants (78,4 %) aient fourni des données alimentaires de suivi, un changement absolu de la consommation d’UPF de 20 % ou plus n’a été observé que chez 1 288 enfants. (14,2%) entre 7 et 10 ans et chez 1831 enfants (20,2%) entre 10 et 13 ans.
Les différences dans les caractéristiques de base par quintile UPF ont été comparées à l’aide de tests χ2 et d’une analyse de variance, le cas échéant. Des modèles de courbe de croissance linéaire ont été utilisés pour étudier les associations longitudinales entre le quintile UPF de base et les trajectoires des résultats en matière d’adiposité. Ces modèles de régression linéaire à 2 niveaux permettent une constante aléatoire et une pente modélisées avec l’âge comme échelle de temps sous-jacente.
Les modèles comprenaient 3 variables clés : l’âge, le quintile UPF et un terme d’interaction entre l’âge et le quintile UPF examinant la différence dans les trajectoires de croissance moyennes de ceux des quintiles UPF les plus élevés par rapport à la référence du quintile le plus bas. Ils ont évalué la non-linéarité en ajustant un terme d’âge quadratique dans les parties fixe et aléatoire des modèles de croissance. Ces termes ont été retenus s’il existait des preuves d’un meilleur ajustement du modèle.
Ils ont utilisé l’imputation multiple par équation chaînée pour imputer les données de covariables manquantes (plage de 1,8 % à 27,7 %) en supposant qu’elles manquaient au hasard. Cinq ensembles de données imputées ont été générés sur lesquels des modèles analytiques ont été appliqués à chacun, et les résultats ont été combinés à l’aide de la règle de Rubin.33
Des analyses basées sur des données complètes ont été effectuées à des fins de comparaison. Les covariables de l’étude ont été incluses progressivement. Le modèle 1 n’a tenu compte d’aucune covariable ; Le modèle 2 a été ajusté en fonction du sexe, de la race, du poids à la naissance, du niveau d’activité physique et du quintile de l’indice de privation multiple de l’enfant ; Le modèle 3 a également été ajusté en fonction de l’IMC de la mère avant la grossesse, de son état civil, de son niveau d’éducation le plus élevé et de sa position socio-économique ; et le modèle 4 a en outre été ajusté en fonction de l’apport énergétique quotidien de base de l’enfant.
> Analyse de sensibilité
Ils ont effectué une série d’analyses de sensibilité, y compris un ajustement supplémentaire pour la consommation de fruits et légumes de base ; apports en graisses saturées, sucre, fibres et sodium ; analyses restrictives aux personnes disposant de données de suivi ; exclure les enfants jumeaux de la cohorte d’étude ; stratification par garçons et filles; et recatégoriser la consommation UPF de référence en 5 groupes d’une augmentation absolue de 20 % de leur pourcentage de contribution pondérale à l’apport alimentaire quotidien. Toutes les analyses statistiques ont été effectuées à l’aide de Stata SE, version 12.1 (StataCorp LLC). Tous les tests statistiques étaient bilatéraux et p <0,05 était considéré comme significatif.
| Résultats |
Au total, 9 025 enfants (4 481 [49,7 %] filles et 4 544 [50,3 %] hommes) ont été suivis pendant une durée médiane de 10,2 (écart interquartile, 5,2-16,4) ans. La consommation moyenne (SD) d’UPF au départ par quintile (Q1-Q5) était de 23,2 % (5 %) de l’apport alimentaire quotidien total au premier trimestre (le plus bas), 34,7 % (2,5 %) au deuxième trimestre, 43,4 % (2,5 %) au deuxième trimestre. ·, 52,7% (2,8%) au T4 et 67,8% (8,1%) au T5 (le plus élevé).
Les enfants répartis dans différents quintiles UPF n’étaient pas significativement différents selon le sexe, la race ou le poids à la naissance. Cependant, les enfants ayant une consommation UPF plus élevée étaient plus susceptibles d’avoir des profils de statut socio-économique maternel inférieurs par rapport à ceux des quintiles UPF inférieurs (par exemple, 600 sur 1 858 [32,3 %] pour une activité routinière ou manuelle au Q5 contre 418 sur 1 708 [24,5 %] au 1er trimestre).
Les principales sources d’UPF chez les enfants au cinquième trimestre comprenaient les boissons à base de fruits (22,2 %), les boissons gazeuses (11,5 %), les aliments prêts à manger/réchauffer (8,6 %) et les pains et petits pains produits industriellement (5,9 %). En revanche, l’alimentation des enfants au premier trimestre reposait en grande partie sur des aliments peu transformés, notamment de l’eau et du thé (22,2 %), du lait et du yaourt nature (20,2 %) et des fruits (6 %).
Les résultats des modèles de croissance sont restés constants lors de l’ajustement des covariables en plusieurs étapes. L’IMC au départ (7 ans) ne différait pas significativement entre les quintiles UPF de départ (p. ex., β, 0,08 [IC à 95 %, −0,09 à 0,24] pour Q5 vs Q1). L’IMC moyen chez les enfants au premier trimestre a augmenté de 0,55 (IC à 95 %, 0,53-0,56) par an. Cependant, les augmentations de l’IMC étaient significativement plus importantes parmi les 3 quintiles UPF les plus élevés avec une association dose-réponse (par exemple, l’IMC a augmenté de 0,06 supplémentaire [IC à 95 %, 0,04-0,08] par an au cinquième trimestre par rapport au premier).
Le GMI moyen au départ (9 ans) était significativement plus élevé au cinquième trimestre de 0,27 (IC à 95 %, 0,09-0,45) par rapport au premier trimestre. Le GMI moyen a augmenté de 0,22 (IC à 95 %, 0,20-0,23) par an au premier trimestre, et cette trajectoire de croissance s’est avérée significativement plus élevée au cinquième qu’au premier trimestre de 0,03 supplémentaire (IC à 95 %, 0,01- 0,05) par an. année.
Le pourcentage moyen de graisse corporelle au départ (9 ans) était significativement plus élevé chez les enfants des 3 quintiles UPF les plus élevés (par exemple, 1,47 % [IC à 95 % : 0,81 % -2, 13 %] plus élevé au Q5 qu’au Q1). .
Cependant, les trajectoires croissantes du pourcentage de graisse corporelle n’étaient pas significativement différentes entre les quintiles UPF. On a estimé que l’IMC moyen augmentait à un taux annuel de 0,55 - (2 × 0,02 × années de suivi) à partir de l’âge de 9 ans, mais ni l’IMC à 9 ans ni sa trajectoire de croissance n’étaient significativement différents entre les enfants de différents UPF. quintiles.
Les niveaux moyens du score z de l’IMC, du poids et du tour de taille n’étaient pas significativement différents au départ (7 ans) dans les quintiles UPF, à l’exception du poids des enfants au Q2 (β = 0,35 [IC à 95 %, 0,007-0,69] ).
Cependant, par rapport aux enfants du premier trimestre, les trajectoires de prise de poids et de tour de taille étaient significativement plus élevées dans les quintiles 2 et 3 les plus élevés de l’UPF, respectivement, avec une association dose-réponse (p. Par exemple, le poids moyen a augmenté de 0,10 supplémentaire [IC à 95 % , 0,01-0,18] kg par an au quatrième trimestre par rapport au premier trimestre et 0,20 [IC à 95 %, 0,01-0,18] kg par an au quatrième trimestre par rapport au premier trimestre, 11-0,28] kg par an au cinquième trimestre par rapport au premier).
Les trajectoires du score z de l’IMC n’étaient significativement plus élevées qu’au Q5 (β = 0,01 [IC à 95 %, 0,003-0,01]). Les résultats de masse grasse et de masse maigre étaient respectivement similaires aux résultats IMG et IMM.
À 24 ans, des niveaux moyens significativement plus élevés d’IMC ont été observés à 1,18 (IC à 95 % : 0,78-1,57), à un GMI à 0,78 (IC à 95 %, 0,46-1,08), à un pourcentage de graisse corporelle de 1,53 % (IC à 95 %, 0,81 %). - 2,25%), poids en 3,66 (IC 95%, 2,18-5,12) kg et tour de taille en 3,08 (IC 95%, 2,08-4,06) cm au T5 par rapport au T1.
Les résultats des analyses de sensibilité concordaient largement avec les principales constatations. Il a été observé que les filles avaient une trajectoire de mesure de la graisse corporelle plus abrupte que les garçons, bien que leurs trajectoires d’IMC soient similaires.
Les analyses utilisant l’exposition secondaire ont montré que la consommation moyenne d’UPF dans la cohorte étudiée représentait 61,4 % de l’apport énergétique quotidien, et que les principaux contributeurs à l’apport énergétique étaient les UPF prêts à manger/réchauffer, ainsi que les pains et les petits pains transformés industriellement.
| Discussion |
Dans cette vaste étude prospective de suivi portant sur des enfants britanniques âgés de 7 à 24 ans , les trajectoires de croissance chez les enfants ayant la consommation UPF la plus élevée (vs la plus faible) ont augmenté de 0,06 supplémentaire (IC à 95 %, 0,04 -0,08) par an pour l’IMC, 0,03 (IC à 95 %, 0,01-0,05) par an pour les IMG, 0,20 (IC à 95 %, 0,11-0,28) kg par an pour le poids et 0,17 (IC à 95 %, 0,11-0,22) cm par an pour les trajectoires du tour de taille parmi ceux des 2 quintiles UPF les plus élevés. À 24 ans, les enfants ayant l’apport UPF le plus élevé (vs le plus faible) avaient un IMC plus élevé de 1,18 (IC à 95 %, 0,78-1,57), 0,78 (IC à 95 %, 0,46-1,08) et un pourcentage plus élevé. de la graisse corporelle de 1,53 % (IC à 95 %, 0,81 %-2,25 %).
Les études de cohortes précédentes portant sur des enfants/adolescents (taille de l’échantillon, 307 à 3 454 participants) 16 à 20 avaient un suivi plus court et ont donné des résultats incohérents. Deux études16,17 n’ont trouvé aucune association significative entre la consommation d’UPF à l’âge de 4 ans et les mesures de l’IMC 3 à 4 ans plus tard, tandis qu’une étude20 n’a signalé aucune différence dans la croissance de l’IMC entre 16 et 18 ans. vieux.
Cependant, une étude portugaise19 a rapporté une augmentation de 0,028 du z-score de l’IMC à 10 ans pour chaque 100 kcal/j d’augmentation de la consommation UPF à 4 ans, et une étude brésilienne18 a rapporté une augmentation de 0,20 de l’IMC et de 0,14 de l’IMC, de 6 à 4 ans. 11 ans pour 100 g/j d’augmentation de la consommation UPF.
Les conclusions des auteurs étaient basées sur de multiples mesures de l’adiposité entre 7 et 24 ans et sur des journaux alimentaires détaillés sur 3 jours, alors que les études précédentes reposaient largement sur des questionnaires sur la fréquence alimentaire qui pouvaient avoir une capacité limitée à capturer avec précision les UPF.
Notamment, les enfants britanniques ont une consommation élevée d’UPF par rapport aux études précédentes menées au Brésil 16,18, au Portugal 19 ou en Espagne17 (plage : 27,3 % à 42 % de l’apport calorique quotidien).
L’association longitudinale positive entre la consommation infantile de boissons sucrées et l’adiposité a été largement documentée34 ; Les résultats des auteurs reflètent cela dans la mesure où les boissons sucrées et artificiellement édulcorées constituent une part importante de la consommation UPF, en particulier chez ceux dont le quintile de consommation est le plus élevé (33,7 %).
La disponibilité et la variété croissantes des UPF ont remodelé les systèmes alimentaires mondiaux en remplaçant les modèles alimentaires qui étaient auparavant basés sur des aliments frais et peu transformés. La consommation croissante de produits UPF chez les enfants et les adolescents, qui en sont les principaux consommateurs, est particulièrement préoccupante, même dans les pays à revenu intermédiaire.11,12,35,36.
Ces résultats ont des implications importantes pour la santé publique, avec une consommation accrue d’UPF associée à un apport calorique excessif1 et à un risque élevé d’obésité, 2,3 de diabète de type 2, 4,5 d’hypertension, 37 de maladies cardiovasculaires, 6 de cancer, 7 et de mortalité.8
Les résultats des auteurs ajoutent des associations positives entre la consommation d’UPF et les résultats en matière d’adiposité pendant l’enfance, ce qui est d’une importance cruciale étant donné que les habitudes alimentaires tout au long de la vie se développent dès l’enfance et peuvent avoir des conséquences étendues sur la santé. et le bien-être tout au long de la vie.38
L’industrie des UPF est très rentable grâce au recours à des chaînes d’approvisionnement à faible coût et à des stratégies de marketing agressives visant à promouvoir la surconsommation.14,15
Les politiques économiques mondiales et les accords commerciaux qui favorisent les intérêts des sociétés alimentaires transnationales ont encore renforcé leur rôle central dans la transformation mondiale des systèmes alimentaires et ont compromis la mise en œuvre de politiques efficaces visant à freiner la consommation de produits alimentaires UPF.10 15 Cependant, des politiques émergent qui cibler explicitement les UPF.10
Les autorités de santé publique du Brésil, de l’Uruguay, de l’Équateur, du Pérou, de la France, du Canada et d’Israël ont modifié leurs directives alimentaires nationales en recommandant de limiter la consommation d’UPF.10,39,40 La France s’est fixé un objectif ambitieux de réduire la consommation d’UPF de 20 % d’ici 2022. L’action sur les UPF au Royaume-Uni et ailleurs reste limitée, mettant plutôt l’accent sur la réduction de certains nutriments.14,41
Les reformulations volontaires de produits se sont révélées inefficaces10,41, et des réglementations encore plus audacieuses peuvent ne pas remédier aux risques pour la santé, car elles risquent de ne pas tenir compte de plusieurs UPF (par exemple, les boissons artificiellement édulcorées) qui contiennent des acides gras trans industriels. , 42 additifs alimentaires ou contaminants toxiques, 43, 44 même lorsque leur teneur en calories, en sel et en sucre est réduite.
Seules des politiques obligatoires ciblant de manière globale les UPF, avec un renforcement coopératif à l’échelle mondiale des réglementations et des accords commerciaux pour réduire l’offre et la consommation de UPF, compenseront le fardeau substantiel de la consommation de UPF sur l’environnement et la santé. systèmes de santé à travers le monde.14,41,45
| Limites |
L’étude des auteurs présente plusieurs limites.
1. Premièrement, chez certaines personnes, moins de mesures d’adiposité ont été collectées et aucune donnée n’a été collectée entre 17 et 24 ans. Cependant, l’exhaustivité des données sur les résultats était élevée dans la cohorte de l’étude (89,5 % à 99,9 %) et une moyenne de 3,9 à 6,5 mesures répétées étaient disponibles dans les résultats de l’étude.
2. Deuxièmement, une mauvaise classification des aliments/boissons basée sur la classification NOVA peut se produire, mais cela est probablement minime compte tenu des journaux alimentaires détaillés qui ont été utilisés.
3. Troisièmement, des changements importants dans l’apport en UPF peuvent contribuer à un changement dans les trajectoires d’adiposité, mais nous n’avons pas utilisé d’exposition variable dans le temps en raison de changements modestes dans l’apport en UPF entre 7 et 13 ans.
4. Quatrièmement, la disponibilité de plusieurs journaux alimentaires réduit les biais de mesure, puisque seulement 727 (8 %) de la cohorte ont terminé en une seule fois, alors que la majorité des participants ont complété 2 jours ou plus.
5. Cinquièmement, ils ont examiné les erreurs potentielles liées à l’alimentation en fonction de la relation entre l’apport énergétique et la dépense énergétique estimée46. Les résultats sont restés cohérents après exclusion de 1 314 sous-déclarateurs (14,6 %) et de 715 surdéclarateurs (7,9 %).
6. Sixièmement, les données manquantes peuvent introduire un biais, mais elles ont utilisé une imputation multiple, tandis que des variables auxiliaires ont été incluses le cas échéant. Une comparaison des principales conclusions avec celles des analyses de cas complètes a donné des résultats similaires.
Enfin, bien que les auteurs aient pris en compte un large éventail de facteurs, la nature observationnelle de l’étude signifie que des facteurs de confusion résiduels peuvent avoir affecté les résultats.
Conclusions
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