4. Beoordelen van de micronutriëntinneming
4.6 Schattingen van de prevalenties van inadequate innemingen
De tabellen 4.2 en 4.3 laten de resultaten zien van de schattingen voor de prevalenties van inadequate foliumzuurinneming in de Nederlandse bevolking met behulp van de
grenswaardebenadering en de waarschijnlijkheidsbenadering. De berekeningen zijn uitgevoerd zowel voor de waargenomen foliumzuurinneming als voor de gebruikelijke foliumzuurinneming zoals berekend met behulp van STEM en de Nussermethode.
Om de invloed van de grootte van de variatie in behoefte op de schatting van de prevalentie van inadequate innemingen door de waarschijnlijkheidsbenadering te laten zien, is de
berekening ook voor een kleinere variatiecoëfficiënt uitgevoerd. Eveneens is gekeken naar de invloed die de vorm van de behoefteverdeling heeft op de schatting. Hiervoor is de
behoefteverdeling niet alleen normaal, maar ook lognormaal gespecificeerd en is op analoge wijze de prevalentie geschat.
Omdat het resultaat van STEM een functie is, is per leeftijdsjaar de mediane inneming berekend en zijn innemingen getrokken uit de lognormale innemingfunctie. Hierbij is precies de verhouding in aantallen observaties per leeftijdsjaar aangehouden zoals die ook in de VCP voorkwam. Tot en met 12 jaar is uitgegaan van de functie gebaseerd op alle observaties, voor hogere leeftijden zijn de functies voor mannen en vrouwen apart gebruikt. Vervolgens is per leeftijd(sjaar) de prevalentie van inadequate innemingen berekend en deze percentages zijn uiteindelijk gepoold om te komen tot de prevalenties van inadequate innemingen per categorie zoals die zijn weergegeven in de tabellen.
4.7
Aannames
Zowel de waarschijnlijkheidsbenadering als de grenswaardebenadering doen enkele aannames. Schending van deze aannames kan (grote) consequenties hebben voor de betrouwbaarheid van de schatting. Het Institute of Medicine heeft deze gevolgen voor een deel in kaart gebracht (Institute of Medicine, 2000). Op elk van de aannames wordt hieronder kort ingegaan.
Onafhankelijkheid van inneming en behoefte is zowel voor de grenswaardebenadering als
voor de waarschijnlijkheidsbenadering vereist. Voor (macro)nutriënten en met name ook voor energie geldt dat bij een grotere behoefte ook de inneming hoger zal zijn. Voor de meeste micronutriënten kan worden veronderstelt dat deze correlatie gering is. Voor de grenswaardebenadering zal schending van deze aanname waarschijnlijk slechts kleine afwijkingen geven in de schatting van de prevalentie van inadequate innemingen in een populatie, zolang de correlatie tussen inneming en behoefte niet zo groot is, de
standaarddeviatie van de behoefte beduidend kleiner is dan die van de inneming en de ware prevalentie niet extreem hoog of extreem laag is.
Voor de waarschijnlijkheidsbenadering is een studie naar de gevolgen van schending van deze aanname nog niet verricht. Het is echter goed mogelijk de invloed van correlatie tussen inneming en behoefte op de grootte van de schatting zichtbaar te maken. Dit kan door vóór trekking uit de verdelingen voor de inneming en de behoefte een correlatiecoëfficiënt te specificeren.
Tabel 4.2: Prevalentie van inadequate foliumzuurinnemingen (% individuen met inneming < norm) berekend met de grenswaardebenadering, weergegeven voor de waargenomen
inneming (‘observ’) en de gebruikelijke inneming berekend m.b.v. STEM en Nussermethode*.
< behoefte < ADI
N behoefte ADI observ STEM Nusser observ STEM Nusser
1-3 kinderen 254 70 85 13 13 5 26 32 19 4-8 kinderen 431 106 150 36 34 26 74 77 76 9-13 kinderen 409 153 225 54 59 49 89 94 95 14-18 kinderen 445 200 300 67 79 68 96 99 98 19-50 mannen 1437 200 300 49 55 44 89 95 92 19-50 vrouwen 1655 200 300 72 81 77 96 99 98 51-65 mannen 420 200 300 49 56 39 87 95 90 51-65 vrouwen 479 200 300 69 80 68 95 99 98 >65 mannen 260 200 300 55 61 55 90 96 93 >65 vrouwen 410 200 300 72 79 72 96 99 97
* Voedselconsumptiegegevens zijn afkomstig uit VCP-3, het NEVO-bestand 2001 is gebruikt voor berekening van de foliumzuurinneming. Voor een reeks van producten zijn ontbrekende foliumzuurwaarden geschat (Jansen et al., 2002).
Tabel 4.3: Prevalentie van inadequate foliumzuurinnemingen (% individuen met inneming < norm) berekend met de waarschijnlijkheidsbenadering, weergegeven voor de waargenomen inneming en de gebruikelijke inneming berekend m.b.v. STEM en de Nussermethode, voor verschillende behoefteverdelingen*. < behoefte behoefte: VC=25%1 normaal verdeeld2 < behoefte behoeften: VC=12,5%1 normaal verdeeld2 < behoefte behoeften: VC=25%1 lognormaal verdeeld2
observ STEM Nusser observ STEM Nusser observ STEM Nusser
1-3 kinderen 16 18 10 14 14 7 16 17 10 4-8 kinderen 37 36 31 35 34 28 36 34 30 9-13 kinderen 51 55 48 53 57 48 50 54 46 14-18 kinderen 63 71 61 66 77 66 63 71 60 19-50 mannen 48 52 44 49 54 44 47 51 42 19-50 vrouwen 67 73 68 71 79 73 67 72 67 51-65 mannen 46 52 40 47 54 40 44 51 39 51-65 vrouwen 63 71 61 67 77 66 63 71 60 >65 mannen 53 56 52 55 59 53 53 56 50 >65 vrouwen 66 70 64 70 76 69 66 70 63
* Voedselconsumptiegegevens zijn afkomstig uit VCP-3, het NEVO-bestand 2001 is gebruikt voor berekening van de foliumzuurinneming. Voor een reeks van producten zijn ontbrekende foliumzuurwaarden geschat (Jansen et al., 2002).
1 VC = VariatieCoëfficiënt van de behoefte, met een waarde van 25% (conform voedingsnorm
(Gezondheidsraad, 2003), respectievelijk 12,5% en weer 25%
2 Behoefteverdeling is normaal (eerste twee brede kolommen) of lognormaal (laatste brede kolom)
Om meer inzicht te krijgen in de andere aannames zijn in bijlage 3, 4 en 5
verdelingsdiagrammen weergegeven. Met behulp van deze diagrammen kan een inschatting worden gemaakt van de mate waarin de grenswaardebenadering een juiste schatting zal geven van de prevalentie van inadequate foliumzuurinnemingen in de Nederlandse bevolking. Voor deze simulaties moest een behoefteverdeling worden aangenomen. Voor bijlage 3 is
uitgegaan van een normale verdeling van de behoefte met, conform de aanbevelingen van de gezondheidsraad, een variatiecoëfficiënt van 25%. De simulaties zijn gedaan met de
waargenomen innemingen.
Het veronderstellen van symmetrie, nodig voor de grenswaardebenadering, is een minder
zware aanname dan het veronderstellen van een vorm voor de behoefteverdeling, zoals voor de waarschijnlijkheidsbenadering nodig is. Voor de meeste micronutriënten wordt
aangenomen dat de behoeften normaal verdeeld zijn. Een uitzondering is de ijzerbehoefte van menstruerende vrouwen, waarvan we weten dat deze scheef verdeeld is: een klein percentage vrouwen heeft een relatief zeer hoog bloedverlies. Voor foliumzuur is binnen de populatie een kleine groep (dragers van de MTHFR-genmutatie) met een verhoogde behoefte te onderscheiden. Op grond hiervan zou de behoefteverdeling voor de gehele populatie scheef kunnen worden verondersteld. Het Institute of Medicine heeft aan de hand van simulaties geconcludeerd dat schending van de assumptie omtrent symmetrie van de behoefteverdeling ernstige gevolgen heeft voor de juistheid van de schatting door de grenswaardebenadering (Institute of Medicine, 2000). Dit wordt zichtbaar in bijlage 4.
Indien de behoefteverdeling niet symmetrisch is, dient dan ook de waarschijnlijkheids- benadering te worden gebruikt in plaats van de grenswaardebenadering. Er moet dan wel een behoefteverdeling worden gespecificeerd. Over gevolgen van een foutieve specificatie van de behoefteverdeling voor toepassing van de waarschijnlijkheidsbenadering wordt door dit instituut geen uitspraak gedaan. Uit tabel 4.3 blijkt echter dat of de behoefteverdeling nou normaal of lognormaal wordt gespecificeerd, verschillen in prevalentieschattingen door de waarschijnlijkheidsbenadering slechts uiterst gering zijn. Dit is een belangrijke conclusie: namelijk dat het type verdeling, normaal of lognormaal, de schatting slechts beperkt
beïnvloedt. Het is ook mogelijk een ‘gemengde verdeling’ te specificeren, waarbij voor het percentage in de bevolking dat drager is van de MTHFR-genmutatie uitgegaan wordt van een verhoogde behoefte. De variatie van de behoefte in de populatie zou in dat geval kleiner kunnen worden verondersteld. Dit is hier nog niet verder uitgewerkt.
Schending van de laatste aanname van de grenswaardebenadering, een kleine variatie van de
behoefteverdeling in verhouding tot de variatie van de verdeling van de gebruikelijke inneming, heeft een grote invloed op de betrouwbaarheid van de schatting. In dit geval
verdient de waarschijnlijkheidsbenadering de voorkeur boven de grenswaardebenadering. Volgens het Institute of Medicine zou de inneming in het algemeen een grotere variatie vertonen dan de behoefte. Dit hangt echter sterk af van de gesuggereerde variatiecoëfficiënt van de behoefte. Er zijn bovendien situaties te bedenken waarin dat sowieso niet het geval is. Bijvoorbeeld bij geïnstitutionaliseerde mensen met een gecontroleerde voeding die voor alle individuen in de groep ongeveer hetzelfde is.
Als de variatie in de foliumzuurbehoefte daadwerkelijk 25 procent bedraagt dan resulteert dit in schending van de derde aanname van de grenswaardebenadering. In bijlage 3 is duidelijk zichtbaar dat de variatie in waargenomen inneming en behoefte in dat geval ongeveer aan elkaar gelijk zijn. Bovendien worden voor de uiteindelijke schatting van de prevalentie van inadequate innemingen de gebruikelijke innemingen gebruikt, waarvoor de variatie nog kleiner is. Het belang van deze aanname verdient wellicht nadere toelichting. Een kleinere variatie in behoefte, resulteert in een bredere puntenwolk. De aantallen observaties in
‘driehoek A’ en ‘driehoek B’ zullen dan in alle gevallen beter overeenkomen. Dit is te zien in bijlage 5.
Als het aantal observaties in driehoek A groter is dan dat in driehoek B dan zal de
grenswaardebenadering de ware prevalentie onderschatten, dit zou het geval kunnen zijn voor 1 tot 3-jarigen. In de omgekeerde situatie is sprake van overschatting, bijvoorbeeld voor 14 tot 18-jarigen en voor volwassen vrouwen. Dit wordt zichtbaar door de geschatte prevalenties door de grenswaardebenadering enerzijds (tabel 4.2) en de waarschijnlijkheidsbenadering anderzijds (tabel 4.3) met elkaar te vergelijken. Hieruit blijkt, naast de drie bovengenoemde aannames, ook de ligging van de mediane inneming ten opzichte van de gemiddelde behoefte van invloed te zijn op de juistheid van de schatting door de grenswaardebenadering.
Naarmate aan de derde assumptie minder goed is voldaan, is dit inderdaad het geval. Met andere woorden: de grenswaardebenadering zal in het algemeen een goede schatting geven als de mediane gebruikelijke inneming en de gemiddelde behoefte ongeveer gelijk zijn, ongeacht de behoefteverdeling. Dit is het geval voor volwassen mannen. En inderdaad, de geschatte prevalenties in tabel 4.2 en 4.3 verschillen voor deze categorie niet veel.
Daarentegen, als de mediane inneming en de gemiddelde behoefte elkaar niet ongeveer evenaren, zal schending van de aannames leiden tot onacceptabele afwijkingen in de schatting.