Вопросы питания детей с расстройством аутистического спектра

Введение

Расстройства аутистического спектра (РАС) представляют собой гетерогенную группу нарушений развития, характеризующихся широким диапазоном клинических проявлений и функциональных ограничений. По данным эпидемио­логического мониторинга, распространенность РАС в США среди 8-летних детей составляет примерно 1 случай на 36 [1]. Клиническая неоднородность этой популяции проявляется в различиях по тяжести симптомов, когнитивному профилю и адаптивным возможностям [2, 3], при этом одной из устойчивых, но недостаточно учитываемых проблем остаются нарушения пищевого поведения. От 50 до 80% детей с РАС демонстрируют отклонения пищевого поведения [4] (сужение репертуара, непереносимость текстур, отказ от целых групп продуктов). Механизмы нарушения питания включают: сенсорную гиперчувствительность, поведенческую ригидность, нарушения проприоцепции и орального праксиса [5–7], действующие с различным вкладом у разных детей. Следствием становится несбалансированный рацион [8] с дефицитом железа, цинка, витамина D, омега-3 жирных кислот [9, 10], который усугубляет нейроповеденческие проявления.

Вместе с тем большинство исследований сфокусировано на детях с явными пищевыми нарушениями. Дети с РАС без выраженной избирательности в питании остаются вне фокуса, хотя их рацион может иметь скрытые особенности, обусловленные семейными привычками, сенсорными предпочтениями и не являться сбалансированным [11].

Отдельного внимания заслуживают ультрапереработанные продукты (УПП) — продукты с высокой степенью промышленной обработки, бедные нутриентами и богатые добавками (классификация NOVA) [12]. Их доля в детском питании растет, связь с метаболическими рисками задокументирована [13]. У детей с РАС, предпочитающих однородные текстуры, эта доля может быть повышена, однако эмпирические данные отсутствуют.

Остается неясным, в какой мере рацион детей с РАС без выраженных пищевых нарушений соответствует принципам сбалансированного питания и какие факторы определяют его качество. Понимание этих закономерностей необходимо для разработки адресных нутритивных вмешательств.

Цель исследования: оценить структуру рациона и факторы, ассоциированные с его качеством, у детей с РАС при отсутствии выраженных нарушений пищевого поведения.

Материал и методы

Работа выполнена как одномоментное (поперечное) одноцентровое исследование. Обследовано 84 ребенка с верифицированным диагнозом: расстройство аутистического спектра, обучавшихся в специализированном образовательном учреждении.

Критерии включения: дети без клинически значимых нарушений питания, в частности без выраженной пищевой избирательности, пикацизма или иных форм девиантного пищевого поведения. С практической точки зрения это означает, что обследованная группа может рассматриваться как условно нормальная внутри популяции детей с РАС. Формирование контрольной группы нейротипичных детей не предусматривалось дизайном исследования. В исследование включали детей в возрасте от 3 до 17 лет с установленным диагнозом РАС при условии доступности сведений о вскармливании на первом году жизни и о текущем рационе.

Критерии невключения: дети с выраженными расстройствами пищевого поведения, а также с тяжелыми соматическими заболеваниями, которые сами по себе могли существенно изменить характер питания (например, целиакия, воспалительные заболевания кишечника, фенилкетонурия и т. д.).

Сбор данных. Сведения о питании на первом году жизни собирали ретроспективно путем анкетирования родителей или законных представителей. Фиксировали тип вскармливания, его продолжительность, сроки и характер введения прикорма, возраст перехода на общий стол, наличие аллергических реакций на продукты.

Оценка структуры рациона. Текущий рацион оценивали при помощи трех суммарных нутритивных индексов, которые мы рассчитывали на основании анкеты частоты потребления продуктов. Принцип расчета был следующим: каждой градации частоты («никогда или очень редко», «несколько раз в месяц», «несколько раз в неделю», «ежедневно») присваивали числовой балл, после чего баллы по отдельным позициям суммировались внутри каждого индекса. Набор продуктов для каждого индекса определяли заранее, исходя из содержательной логики. Индекс разнообразия рациона охватывал основные продуктовые группы: овощи (за вычетом картофеля), фрукты, источники животного и растительного белка, зерновые, молочные продукты и, по сути, характеризовал широту пищевого репертуара ребенка. Индекс здорового питания был в большей степени ориентирован на продукты с благоприятным нутритивным профилем. Наконец, в индекс УПП вошли позиции, отличающиеся высокой степенью промышленной переработки: кондитерские и колбасные изделия, готовые полуфабрикаты, сладкие газированные напитки и подобные продукты. Отнесение к категории УПП проводили в соответствии с классификацией NOVA [12]. Использованные суммарные индексы не являются стандартизированными валидированными инструментами и были сформированы для целей настоящего исследования. Тем не менее сам принцип построения суммарных показателей качества рациона на основе частотного опрос­ника достаточно широко применяется в эпидемио­логии питания [14, 15], а включенные в индексы продуктовые позиции отбирались на основании содержательных критериев (нутритивная ценность, степень промышленной переработки по классификации NOVA).

Полученные индексы использовали в анализе двояко. Как непрерывные переменные они представлялись в виде медианы и межквартильного размаха, давая представление о типичных значениях и разбросе в выборке. Параллельно, для целей группового сравнения и логистической регрессии, индексы дихотомизировали, пороги устанавливали по квартилям распределения (нижний — для выделения «низких», верхний — для «высоких» значений). Дихотомизация была обусловлена необходимостью построения регрессионной модели с бинарным исходом; параллельно проводился анализ непрерывных показателей.

Статистический анализ. Данные обрабатывали в Microsoft Excel (Microsoft Corp., США), Statistica 10 (StatSoft Inc., США) и Jamovi 2.6.26.0 (The Jamovi Project, Австралия). Нормальность распределения проверяли критерием Шапиро — Уилка. Большинство переменных нормальному распределению не соответствовали. Количественные данные представлены как медиана и межквартильный размах Me (Q1–Q3). Связи между переменными: коэффициент ранговой корреляции Спирмена. Категориальные данные: таблицы сопряженности и точный тест Фишера — классический χ²
не подходил из-за малых ожидаемых частот в ряде ячеек. Для оценки независимого вклада каждого фактора в вероятность высокого потребления УПП строили модель бинарной логистической регрессии, результаты — в виде коэффициентов регрессии (B), стандартных ошибок (SE) и отношений шансов (OШ) с 95% доверительными интервалами (95% ДИ). Порог значимости во всех тестах: p<0,05.

Результаты исследования

По данным анализа нутритивных индексов, медианные значения как разнообразия рациона, так и здорового питания укладывались в диапазон умеренных величин (табл. 1).

Следует отметить, что сочетание сразу двух неблагоприятных характеристик — низкого индекса здорового питания и высокого потребления УПП — встречалось нечасто, лишь у 5 (6%) детей. Несколько чаще отмечалось совпадение низкого качества питания с бедным ассортиментом — у 7 детей (8%). Любопытно, что ни у одного ребенка из обследованной выборки высокое потребление УПП не сочеталось с низким разнообразием рациона. Частотная характеристика потребления основных продуктовых групп приведена в таблице 2.

Как видно из таблицы 2, повседневный рацион строился вокруг ограниченного числа базовых позиций (белый хлеб, супы, фрукты). Нутритивно ценные группы были представлены хуже: овощи ежедневно получала лишь треть детей, рыба оставалась эпизодическим продуктом. Среди УПП кондитерские и колбасные изделия присутствовали регулярно, тогда как фастфуд и снеки — крайне редко. Основу питьевого рациона составляли вода и чай, сладкие газированные и пакетированные напитки занимали периферийное место. Суммарный объем потребляемой жидкости у большинства обследованных находился в пределах 600–1600 мл в сутки.

Результаты корреляционного анализа по Спирмену представлены в таблице 3. Наибольшее значение коэффициента корреляции отмечено между индексом УПП и характером питья: дети, в чьем рационе преобладали сладкие и промышленные напитки, как правило, потребляли и больше УПП в целом. Кроме того, выявлена хотя и слабая, но статистически значимая корреляция между разнообразием рациона и индексом УПП, что также указывает на возможную связь того, что «расширение меню» нередко идет за счет продуктов невысокой пищевой ценности. Из других значимых ассоциаций отметим положительную связь грудного вскармливания с более поздним сроком введения первого прикорма, что, в общем, вполне ожидаемо. Связь грудного вскармливания с характером питья не достигала порога значимости, хотя и приближалась к нему. Ни одна из переменных не показала достоверной корреляции с наличием аллергических реакций на продукты. Связи между продолжительностью грудного вскармливания и разнообразием рациона в нашей выборке обнаружено не было.

Бивариатный анализ. На следующем этапе мы оценивали попарные связи между изучаемыми факторами и уровнем потребления УПП. Для этого строили таблицы сопряженности, значимость ассоциаций проверяли точным тестом Фишера. Обращает на себя внимание отчетливая связь между разнообразием рациона и потреблением УПП. Дети с высоким индексом разнообразия достоверно чаще оказывались в группе высокого потребления УПП (табл. 4).

Еще более выраженной оказалась ассоциация между характером потребляемых напитков и уровнем потребления УПП (табл. 5). Среди детей, в чьем рационе преобладали сладкие и промышленные напитки, высокий уровень потребления УПП встречался у подавляющего большинства, тогда как среди детей, пивших преимущественно воду и несладкие напитки, — менее чем у половины.

Вместе с тем ни грудное вскармливание (p=0,451), ни тип питья (p=0,567) не обнаружили значимой связи с индексом разнообразия рациона как таковым. Связь возраста введения прикорма с потреблением УПП не достигла общепринятого порога значимости, хотя тенденция прослеживалась (p=0,064).

Многофакторный анализ. Бивариатный анализ, при всей его наглядности, не позволяет разграничить самостоятельные эффекты отдельных факторов — они могут быть взаимосвязаны между собой. Поэтому на заключительном этапе мы построили модель бинарной логистической регрессии, включив в нее все изучаемые переменные одновременно (табл. 6).

Модель оказалась статистически значимой и объясняла около четверти дисперсии зависимой переменной. Главным фактором высокого потребления УПП оказался характер питья: у детей, употреблявших преимущественно несладкие напитки, шансы высокого потребления УПП были существенно ниже (OШ 0,08, 95% ДИ 0,02–0,30). Вторым значимым фактором оказался индекс разнообразия рациона — его высокие значения повышали шансы высокого потребления УПП почти в 6 раз, что подтверждает наблюдение, сделанное при бивариатном анализе. Интересна роль возраста введения прикорма, хотя связь формально не достигла статистической значимости (p=0,085), направление эффекта указывает на потенциально защитную роль более позднего начала прикорма. Длительность грудного вскармливания и наличие аллергических реакций в период введения прикорма достоверного влияния на потребление УПП не продемонстрировали.

Обсуждение

Полученные результаты отчасти согласуются с имеющимися данными о питании детей с РАС. Вместе с тем ряд наблюдений не вполне согласуются с имеющимися данными и требуют отдельного рассмотрения. Дефицит овощей и рыбы при регулярном присутствии кондитерских и колбасных изделий не является уникальной особенностью нашей выборки. D. Marinov et al. [16] в болгарской выборке из 49 детей с РАС установили, что лишь 34,7% выполняли рекомендации по совокупному потреблению овощей и фруктов, рыбу не менее 2 раз в неделю ели только 22,4%. N.E. Mathew et al. [17] показали то же самое в австралийской когорте из 154 детей с РАС — более низкое разнообразие рациона, более высокая доля энергетически плотных нутритивно бедных продуктов по сравнению с нейротипичными сверстниками. В нашей выборке треть детей получала овощи ежедневно, рыба оставалась эпизодическим продуктом у половины семей, что сопоставимо с приведенными данными. Важно подчеркнуть, что выявленные особенности рациона отмечены у детей без клинически значимых пищевых нарушений.

Что касается УПП, то F. Ginampos et al. [18] в выборке из 50 детей раннего возраста с РАС зафиксировали средний процент энергии из УПП на уровне 57,4%, где лидировали нутритивные напитки типа PediaSure, сырные крекеры, куриные наггетсы. У нас высокое потребление УПП — у 19% детей. Сравнивать напрямую некорректно, так как возраст выборок и методология оценки различаются принципиально, однако вот что важно: независимо от цифр, даже при отсутствии клинически значимой избирательности, УПП в рационе присутствуют регулярно, не в форме фастфуда или снеков (их большинство семей исключало), но в форме колбасных и кондитерских изделий. Это менее заметная категория, но нутритивная нагрузка от этого не меньше.

Самый неожиданный результат — связь между разнообразием рациона и высоким потреблением УПП. Дети с более широким пищевым репертуаром достоверно чаще попадали в группу высокого потребления УПП (p=0,009). Полученный результат представляется неожиданным. Разнообразный рацион должен означать лучшее питание. Прямые аналогии в доступной литературе не выявлены. Но косвенное объяснение есть у N.E. Mathew et al. [17]: в их выборке у детей с РАС старшего возраста рацион был разнообразнее, однако одновременно возрастала доля энергетически плотных продуктов и насыщенных жиров. Полученные данные показывают, что расширение пищевого репертуара не всегда сопровождается улучшением его качества — это наблюдение австралийских авторов точно описывает то, что мы видим в своих данных.

В нашем случае все дети посещали учреждение с сис­темной работой по здоровому питанию. Несмотря на это, а возможно, в том числе в контексте усилий по расширению рациона, новые принятые продукты нередко оказывались ультрапереработанными. Механизм здесь не в пищевых девиациях, которых у этих детей нет. Дело в том, что УПП обладают предсказуемым вкусом, стабильной текстурой, высокой привлекательностью. Именно эти характеристики снижают барьер принятия нового продукта даже при отсутствии выраженной избирательности. Практический вывод отсюда прямой: цель работы с семьей — не просто расширить меню, а расширить его в правильном направлении. Разнообразие само по себе не является критерием качества рациона.

Характер потребляемых напитков оказался наиболее сильным независимым фактором высокого потребления УПП (OШ 0,08, 95% ДИ 0,02–0,30, p<0,001). G. Di Benedetto et al. [19] показали, что дети с РАС потребляли достоверно больше сладких и сахаросодержащих продуктов по сравнению как с нейротипичными сибсами, так и с родителями. F. Ginampos et al. [18] выявили, что фруктовые напитки входили в число ведущих УПП в рационе детей раннего возраста с РАС. Это согласуется с нашими данными.

Выявленная ассоциация может быть связана с особенностями родительского контроля. Можно предположить, что питьевой рацион контролируется менее строго, чем пищевой. Напитки предлагаются между приемами пищи, нередко используются как инструмент быстрого успокоения, воспринимаются менее значимым элементом рациона. В результате сладкие напитки проникают в рацион ребенка с РАС даже в семьях, в целом внимательных к питанию. Для педиатра из этого следует необходимость конкретного практического действия — целенаправленно спрашивать о питьевом рационе. Этот вопрос дает быструю и информативную точку входа в оценку качества питания в целом.

Настоящее исследование имеет ряд ограничений. Поперечный дизайн исключает установление причинно-следственных связей, а одноцентровая выборка ограничивает обобщаемость результатов. Сведения о питании на первом году жизни получены ретроспективно, данное ограничение характерно и для D. Marinov et al. [16], и для F. Ginampos et al. [18]. Небольшой объем выборки снижает статистическую мощность: тенденция к защитному эффекту более позднего введения прикорма (p=0,085) может оказаться значимой при увеличении числа наблюдений. Использование суммарных нутритивных индексов не позволяет оценить абсолютное потребление отдельных нутриентов. Кроме того, дихотомизация непрерывных индексов по квартилям неизбежно сопряжена с потерей части информации. Наконец, отсутствие контрольной группы нейротипичных детей не позволяет разграничить факторы, спе­ци­фичные для РАС, и общие закономерности детского питания. G. Di Benedetto et al. [19] показали, что различия по потреблению УПП в семьях детей с РАС существовали между детьми и родителями, но не между детьми с РАС и их нейротипичными сибсами, указывая на возрастной, а не диагноз-спе­ци­фичный характер этих особенностей. Включение нейротипичных сибсов в качестве контрольной группы в продолжении настоящего исследования позволит верифицировать и расширить полученные результаты.

Заключение

Рацион детей с РАС без клинически значимых нарушений пищевого поведения характеризуется систематическим дефицитом нутритивно ценных групп продуктов (рыба, овощи) при регулярном присутствии УПП. Расширение пищевого репертуара не гарантирует улучшения качества рациона и может происходить за счет УПП. Характер потребляемых напитков служит информативным маркером общего качества питания и может быть использован для быстрой оценки рациона в амбулаторной практике. Отсутствие жалоб на питание не исключает качественных отклонений рациона, обосновывая уместность включения целенаправленного нутритивного скрининга в протоколы ведения детей с РАС независимо от наличия очевидной пищевой избирательности. Полученные результаты требуют подтверждения в контролируемых исследованиях с расширенной выборкой и включением нейротипичных детей.

Сведения об авторах:

Лобанов Михаил Евгеньевич — врач-педиатр, ассистент кафед­ры госпитальной педиатрии и неонатологии ФГБОУ ВО Саратовский ГМУ им. В.И. Разумовского Мин­здрава России; 410012, Россия, г. Саратов, ул. Большая Казачья, д. 112; ORCID iD 0000-0002-1388-1842

Черненков Юрий Валентинович — д.м.н., профессор, заведующий кафедрой госпитальной педиатрии и неонатологии ФГБОУ ВО Саратовский ГМУ им. В.И. Разумовского Мин­здрава России; 410012, Россия, г. Саратов, ул. Большая Казачья, д. 112; ORCID iD 0000-0002-6896-7563

Гуменюк Ольга Игоревна — к.м.н., доцент кафед­ры госпитальной педиатрии и неонатологии ФГБОУ ВО Саратовский ГМУ им. В.И. Разумовского Мин­здрава России; 410012, Россия, г. Саратов, ул. Большая Казачья, д. 112; ORCID iD 0000-0001-5736-9624

Афашагов Амир Хасенович — студент 6-го курса института клинической медицины ФГБОУ ВО Саратовский ГМУ им. В.И. Разумовского Мин­здрава России; 410012, Россия, г. Саратов, ул. Большая Казачья, д. 112; ORCID iD 0000-0002-5304-3755

Шмуклер Ирина Михайловна — студентка 6-го курса института клинической медицины ФГБОУ ВО Саратовский ГМУ им. В.И. Разумовского Мин­здрава России; 410012, Россия, г. Саратов, ул. Большая Казачья, д. 112; ORCID iD 0009-0003-0770-4369

Погосян Элина Кареновна — студентка 6-го курса клинического института детского здоровья ФГБОУ ВО Саратовский ГМУ им. В.И. Разумовского Мин­здрава России; 410012, Россия, г. Саратов, ул. Большая Казачья, д. 112; ORCID iD 0009-0006-0844-4089

Луценко Арина Григорьевна — студентка 5-го курса института клинической медицины ФГБОУ ВО Саратовский ГМУ им. В.И. Разумовского Мин­здрава России; 410012, Россия, г. Саратов, ул. Большая Казачья, д. 112; ORCID iD 0009-0001-4755-1761

Нефедова Эльвира Алексеевна — студентка 6-го курса института клинической медицины ФГБОУ ВО Саратовский ГМУ им. В.И. Разумовского Мин­здрава России; 410012, Россия, г. Саратов, ул. Большая Казачья, д. 112; ORCID iD 0009-0007-1231-6634

Контактная информация: Лобанов Михаил Евгеньевич, e-mail: mishalobanov2016@bk.ru

Прозрачность финансовой деятельности: никто из авторов не имеет финансовой заинтересованности в представленных материалах или методах.

Конфликт интересов отсутствует.

Статья поступила 06.04.2026.

Поступила после рецензирования 17.04.2026.

Принята в печать 30.04.2026.

About the authors:

Mikhail E. Lobanov — pediatrician, Assistant Professor of the Department of Hospital Pediatrics and Neonatology, V.I. Razumovsky Saratov State Medical University; 112, Bolshaya Kazachya str., Saratov, 410012, Russian Federation; ORCID iD 0000-0002-1388-1842

Yuri V. Chernenkov — Dr. Sc. (Med.), Professor, Head of the Department of Hospital Pediatrics and Neonatology, V.I. Razumovsky Saratov State Medical University; 112, Bolshaya Kazachya str., Saratov, 410012, Russian Federation; ORCID iD 0000-0002-6896-7563

Olga I. Gumenyuk — C. Sci. (Med.), Associate Professor of the Department of Hospital Pediatrics and Neonatology, V.I. Razumovsky Saratov State Medical University; 112, Bolshaya Kazachya str., Saratov, 410012, Russian Federation; ORCID iD 0000-0001-5736-9624

Amir Kh. Afashagov — 6th-year Student of the Institute of Clinical Medicine, V.I. Razumovsky Saratov State Medical University; 112, Bolshaya Kazachya str., Saratov, 410012, Russian Federation; ORCID iD 0000-0002-5304-3755

Irina M. Shmukler — 6th-year Student of the Institute of Clinical Medicine, V.I. Razumovsky Saratov State Medical University; 112, Bolshaya Kazachya str., Saratov, 410012, Russian Federation; ORCID iD 0009-0003-0770-4369

Elina K. Pogosyan — 6th-year Student of the Clinical Institute of Children’s Health, V.I. Razumovsky Saratov State Medical University; 112, Bolshaya Kazachya str., Saratov, 410012, Russian Federation; ORCID iD 0009-0006-0844-4089

Arina G. Lutsenko — 5th-year Student of the Institute of Clinical Medicine, V.I. Razumovsky Saratov State Medical University; 112, Bolshaya Kazachya str., Saratov, 410012, Russian Federation; ORCID iD 0009-0001-4755-1761

Elvira A. Nefedova — 6th-year Student of the Institute of Clinical Medicine, V.I. Razumovsky Saratov State Medical University; 112, Bolshaya Kazachya str., Saratov, 410012, Russian Federation; ORCID iD 0009-0007-1231-6634

Contact information: Mikhail E. Lobanov, e-mail: mishalobanov2016@bk.ru

Financial Disclosure: no authors have a financial or property interest in any material or method mentioned.

There is no conflict of interest.

Received 06.04.2026.

Revised 17.04.2026.

Accepted 30.04.2026.