Sosiaali ja terveysministeriö suosittelee varhaisen

Alkuperäistutkimus Lea Hautala, Jouli Alin, Pirjo-Riitta Liuksila, Hannele Räihä ja Simo Saarijärvi SCOFF syömishäiriöseulan reliabiliteetti ja rakennevaliditeetti murrosikäisten koululaisten seulonnassa Tutkimme SCOFF syömishäiriöseulan reliabiliteettia, rakennevaliditeettia ja käyttöominaisuuksia murrosikäisten nuorten seulonnassa. Tutkimus toteutettiin lomakekyselynä Turun suomenkielisen peruskoulun yläluokilla vuosien 2003 ja 2004 aikana. Alkumittaus tehtiin 106:lle kahdeksannen luokan oppilaalle. Heistä 81 (76 %) osallistui uusintamittaukseen. Lisäksi kyselylomake jaettiin 1 374:lle yhdeksännen luokan oppilaalle, joiden vastauksista 855 (62 %) analysoitiin. Mittarin stabiiliutta kuvaava yhtenevyyskerroin oli kyllä vastausten osalta heikko (0,00 0,38) mutta ei vastausten osalta hyvä (0,82 0,95). Kysymysten käyttöä itsenäisinä oiremittareina puolsivat Cronbachin alfakertoimen arvot (0,56 0,67), konfirmatorisen faktorianalyysin tulos ja lisääntyneen syömishäiriöriskin vähäinen esiintyvyys (4,3 %). Kysymykset olivat selkeitä, helppoja ja nopeita vastata. Suosittelemme jo yhden kyllä vastauksen tulkitsemista mahdolliseksi oireeksi lisääntyneestä syömishäiriöriskistä murrosikäisillä. Duodecim 2006;122:2137 44 Sosiaali ja terveysministeriö suosittelee varhaisen puuttumisen periaatetta painottaen, että kouluterveydenhuollossa kiinnitettäisiin huomiota syömishäiriöiden havaitsemiseen ja häiriöstä kärsivien hoitoon ohjaukseen (STM 2004). Ongelmana on kuitenkin poikkeavan syömiskäyttäytymisen tunnistaminen perusterveydenhuollossa; syömishäiriöiden havaitseminen on vaikeampaa kuin muiden psykiatristen häiriöiden (van Hoeken ym. 1998, Fairburn ym. 2000, Jones ym. 2001). Hoitoon päätyy vain murto osa syömishäiriötä sairastavista (Rissanen 2001). Lisäksi sairauden puhkeamisesta sen diagnosointiin kuluu tavallisesti useita vuosia (Sullivan ym. 1998, Keski-Rahkonen ja Rissanen 2000). Jotta päästäisiin mahdollisimman varhaiseen ehkäisyyn ja hoitoonohjaukseen, suositellaan yläkouluikäisten nuorten seulomista ennen lukioon tai ammatilliseen oppilaitokseen siirtymistä (Jones ym. 2001, American Academy of Pediatrics 2003). Selvitimme syömishäiriöriskin seulontaan kehitetyn mittarin SCOFF syömishäiriöseulan (Morgan ym. 1999) reliabiliteettia, rakennevaliditeettia ja käyttöominaisuuksia murrosikäisten nuorten seulonnassa. Kyseinen mittari on yksi uusimmista, ja se on arvioitu lupaavimmaksi käytettävissä olevista syömishäiriöseuloista (National Institute for Clinical Excellence 2004), ja sen käyttöä perusterveydenhuollossa on suositeltu (esim. Keski-Rahkonen ja Rissanen 2000). Mittarin kuvaus SCOFF syömishäiriöseula kehitettiin Englannissa 1990 luvun lopulla tarkoituksena edistää lisääntyneessä syömishäiriöriskissä olevien yksilöiden löytymistä perusterveydenhuollossa. Mittari 2137

koostuu viidestä kysymyksestä kyllä/ei vastausvaihtoehtoineen. Kysymykset perustuvat laihuusja ahmimishäiriöiden keskeisiin diagnostisiin kriteereihin. Jokaisesta kyllä vastauksesta annetaan yksi piste ja ei vastauksesta nolla. Vastaaja saa siten yhteensä 0 5 pistettä. Mittarin laatijoiden mukaan 0 1 pistettä saaneet tulkitaan terveiksi ja 2 5 pistettä saaneet syömishäiriöiden kannalta riskiryhmään kuuluviksi (Morgan ym. 1999). Mittarin toimivuutta perusterveydenhuollossa on testattu keski ikäisten ja nuorten aikuisten (Luck ym. 2002, Rueda ym. 2005), murrosikäisten nuorten (Rueda Jaimes ym. 2005) ja esimurrosikäisten koululaisten (Caamaño 2002) keskuudessa. Vertailukohteina on käytetty EAT ja Q EDD kyselyitä sekä diagnostisia haastatteluja. Mittarin sensitiivisyydeksi eli herkkyydeksi havaita syömishäiriö on saatu aikuisilla 78 85 % (Luck ym. 2002, Cotton ym. 2003, Rueda ym. 2005), murrosikäisillä koululaisilla 82 % (Rueda Jaimes ym. 2005) ja esimurrosikäisillä lapsilla 64 % (Caamaño 2002). Mittarin spesifisyys eli kyky erottaa joukosta terveet on ollut aikuisilla 76 90 % (Luck ym. 2002, Cotton ym. 2003, Rueda ym. 2005), murrosikäisillä 79 % (Rueda Jaimes ym. 2005) ja esimurrosikäisillä lapsilla 87 % (Caamaño 2002). Mittarin reliabiliteettia kuvaavat Cronbachin alfa arvot ovat sijoittuneet välille 0,44 0,48 (Rueda ym. 2005, Rueda Jaimes ym. 2005, Siervo ym. 2005). Toistomittaustulosten yhtenevyys on ollut 88 92 % (Perry ym. 2002, Rueda ym. 2005). Edellä mainituissa tutkimuksissa SCOFF syömishäiriöseulan psykometrisia ominaisuuksia on arvioitu suhteessa diagnosoituihin syömishäiriöihin. Mittarin kehittäjien (Morgan ym. 1999) mukaan seulaa ei kuitenkaan ole tarkoitettu diagnostiseksi välineeksi vaan esiseulaksi herättämään epäily mahdollisesta syömisongelmasta. Kysymysten vähäisen määrän, yksinkertaisen pisteytyksen ja helpon tulkittavuuden vuoksi mittaria on pidetty perusterveydenhuoltoon ja etenkin koululaisten ja opiskelijoiden syömisongelmien seulontaan sopivana (Caamaño 2002, Luck ym. 2002, Rueda Jaimes ym. 2005). Tätä tutkimusta varten SCOFF käännettiin suomen kielelle kaksoiskäännöksenä. Suomenkielisen version kysymykset on esitetty taulukossa 1. Taulukko 1. Suomenkielisen SCOFF-syömishäiriöseulan kysymykset. Yritätkö oksentaa, koska tunnet olevasi epämiellyttävän kylläinen? Huolestuttaako sinua ajatus, ettet enää pysty hallitsemaan syömisesi määrää? Oletko laihtunut lähiaikoina yli kuusi kiloa kolmen kuukauden aikana? Uskotko olevasi lihava, vaikka muut väittävät, että olet laiha? Hallitseeko ruoka mielestäsi elämääsi? Aineisto ja menetelmät Tutkimus toteutettiin Turun suomenkielisen yleisopetuksen yläluokilla vuosina 2003 2004. Aineisto kerättiin kahdessa vaiheessa. Ensimmäinen keräys toteutettiin keväällä 2003, jolloin tutkimukseen valittiin neljä koulua oppilaiden asuinalueiden ja sosioekonomisen taustan perusteella siten, että tutkimukseen osallistujat muodostivat koko kaupungin kahdeksasluokkalaisia edustavan joukon. Tutkimukseen osallistuneet 106 oppilasta vastasivat kirjallisesti SCOFF syömishäiriöseulan kysymyksiin terveystarkastuksen yhteydessä. Samalla heidät mitattiin ja punnittiin. Kysely toistettiin samalle kohdejoukolle keskimäärin kahden viikon kuluttua. Uusintamittaukseen osallistui 81 oppilasta (76 %). Vastaajat olivat syntyneet vuosina 1987 1988. Heistä 59 % oli tyttöjä ja 41 % poikia. Suhteellisen painon perusteella 78 % vastaajista oli normaalipainoisia, 20 % ylipainoisia ja 2 % alipainoisia. Seuraava aineiston keräys tehtiin lukuvuonna 2003 2004, jolloin kyselylomake jaettiin tutkimukseen osallistuneiden 11 koulun kaikille 1 374 yhdeksäsluokkalaiselle. Oppilaat saivat lomakkeen ennen terveystarkastusta, vastasivat sen kysymyksiin itse valitsemanaan ajankohtana ja palauttivat sen terveystarkastuksen yhteydessä. Kyselyyn vastasi 923 oppilaista (67 %). Lomakkeista 68 (7 %) hylättiin puutteellisten merkintöjen vuoksi. Tutkimusaineisto koostuu siten 855 oppilaan (62 %) antamista vastauksista ja suhteellista painoa koskevista tiedoista. Tutkimuksen kohdejoukko koostui pääosin 15 16 vuotiaista nuorista. Valtaosa (93 %) oppilaista oli syntynyt vuonna 1988. Vuonna 1987 syntyneitä oli 5 % ja vuonna 1989 syntyneitä 2 %. Yksi vastaajista oli syntynyt vuonna 1986. Tyttöjä oli vastaajajoukossa hieman enemmän kuin poikia (55 % vs 45 %). Suhteellisen painon mukaan vastaajien enemmistö (74 %) luokiteltiin normaalipainoisiksi. Ylipainoisia oli 25 % oppilaista ja alipainoisia 2 %. Jälkimmäisen aineiston keräyksen yhteydessä 29:ää oppilasta pyydettiin arvioimaan SCOFFin kysymysten selkeyttä, kyselyyn vastaamisen helppoutta ja vastaamiseen kuluvaa aikaa. Nämä oppilaat poimi yksi terveydenhoitajista kiintiöotannalla. Myös 11 terveydenhoitajaa arvioi kysymysten selkeyttä. Selkeyttä ja vastaamisen helppoutta arvioitiin erikseen kolmiluokkaisella asteikolla 1 = erittäin selkeä / erittäin helppoa, 2 = melko selkeä / melko helppoa ja 3 = ei lainkaan selkeä / ei lainkaan helppoa. Vastaamiseen kuluneen ajan oppilaat ilmoittivat minuutteina. 2138 L. Hautala ym.

Taulukko 2. SCOFFin osiokohtaisten vastausten vertailu ensimmäisen ja toisen mittauskerran välillä kyllä (+) ja ei vastausten ( ) osalta. Vastaajia 81. Osio Yhtenevät vastaukset Eroavat vastaukset kyllä/kyllä ei/ei kyllä/ei ei/kyllä P LV 1 0 (0,0 %) 75 (92,3 %) 4 (4,9 %) 2 (2,5 %) (+) 0,00 (0,00 0,46) ( ) 0,93 (0,85 0,97) 2 3 (3,7 %) 64 (79,0 %) 9 (11,1 %) 5 (6,2 %) (+) 0,18 (0,04 0,43) ( ) 0,82 (0,72 0,90) 3 2 (2,5 %) 75 (92,6 %) 3 (3,7 %) 1 (1,2 %) (+) 0,33 (0,04 0,78) ( ) 0,95 (0,88 0,99) 4 4 (4,9 %) 68 (84,0 %) 3 (3,7 %) 6 (7,4 %) (+) 0,31 (0,09 0,61) ( ) 0,88 (0,79 0,95) 5 3 (3,7 %) 73 (90,1 %) 2 (2,5 %) 3 (3,7 %) (+) 0,38 (0,09 0,76) ( ) 0,94 (0,86 0,98) Kaikissa vertailuissa McNemarin testin tulos > 0,05. P = yhtenevyyskerroin, LV = 95 %:n luottamusväli Mittarin reliabiliteettia arvioitiin mittaustuloksen pysyvyyden ja mittarin sisäisen johdonmukaisuuden osalta. Dikotomisen vastausasteikon vuoksi vastausten pysyvyyttä tarkasteltiin määrittämällä toistomittaushavaintojen välinen yhtenevyyskerroin (proportion of agreement, P) 95 %:n luottamusväleineen (ks. Grant 1991). Mittarin sisäistä johdonmukaisuutta tarkasteltiin käyttäen Cronbachin alfakerrointa, joka on dikotomisten muuttujien tilanteessa ekvivalentti Kuder Richardson 20 reliabiliteettikertoimen (KR- 20) kanssa (ks. Polit ja Hungler 1987, Jacobson 1997). Mittarin rakennevaliditeettia arvioitiin konfirmatorisen faktorianalyysin avulla estimoimalla ensin osioiden tetrakoriset korrelaatiot ja niiden asymptoottinen kovarianssimatriisi. Tämän jälkeen estimoitiin itse faktorimalli näiden matriisien avulla käyttäen painotetun pienimmän neliösumman menetelmää (WLS). Mallin sopivuuden testaamisessa käytettiin Satorra Bentlerin skaalattua χ 2 testiä, joka ottaa huomioon binaaristen muuttujien taustalla olevalla epänormaaliuden käyttäen LISREL ohjelmiston laskemaa asymptoottista korrelaatiomatriisia (ks. Jöreskog 2002, Metsämuuronen 2003). Mittarin herkkyyttä arvioitiin tarkastelemalla nuorten itse ilmoittaman syömishäiriöoireilun esiintyvyyttä: mitä herkempi mittari on, sitä suurempi on seulaan jääneiden häiriötapausten määrä (ks. Morrison 1998). Käyttöominaisuuksien selvittäminen perustui kysymysten selkeyttä, vastaamisen helppoutta ja vastaamiseen kuluvaa aikaa koskeviin vastauksiin. Tarkasteluissa käytettiin taajuus ja prosenttijakaumia. Aineiston analyysissa käytettiin tilastollisia ohjelmistoja SPSS for Windows 10, SAS 9.1.3 ja LISREL 8.71. Tulosten tulkinnassa käytetyt tilastolliset merkitsevyystasot on ilmoitettu joko tarkkoina arvoina (p) tai käyttäen luokkia»ei merkitsevä» (p > 0,05),»merkitsevä» (0,01 < p 0,05) ja»erittäin merkitsevä» (p 0,01). Tutkimuksella oli Varsinais Suomen sairaanhoitopiirin eettisen toimikunnan lupa. Koska kohdejoukko koostui alaikäisistä nuorista, heidän vanhemmilleen lähetettiin tutkimuksesta kertova tiedote. Alle 15 vuotiaiden osalta lupa osallistumiseen pyydettiin huoltajalta; 15 vuotta täyttäneet antoivat luvan itse. Tulokset Mittarin reliabiliteetti. Vastaajista 74 % antoi uusintamittauksessa esitettyihin kysymyksiin samat vastaukset kuin alkumittauksessa. Kannassaan pysyneiden ja vastaustaan muuttaneiden välillä ei ollut merkitseviä eroja sukupuolen tai suhteellisen painon osalta (p > 0,05). Yleensä vastaajat olivat samaa mieltä molemmilla mittauskerroilla (McNemarin testi > 0,05). Kyllä vastausten vähäisyyden vuoksi niiden yhtenevyydestä ei kuitenkaan saatu kovin tarkkaa arviota. Myönteisten vastausten yhtenevyyskertoimet saivat arvoja välillä 0,00 0,38, eli parhaimmillaan noin kolmannes kyllä vastauksen antaneista vastasi myöntävästi molemmilla mittauskerroilla. Yhtenevyyskertoimen arvon 0,00 sai tahallista oksentamista mittava osio. Kaikki oppilaat, jotka alkumittauksessa kertoivat yrittävänsä oksentaa tuntiessaan olonsa epämiellyttävän kylläiseksi, muuttivat uusintamittauksessa vastauksensa kielteiseksi (taulukko 2). SCOFF syömishäiriöseulan reliabiliteetti ja rakennevaliditeetti murrosikäisten koululaisten seulonnassa 2139

Seulontakysymyksiin annettujen kielteisten vastausten yhtenevyyskerroin P vaihteli välillä 0,82 0,95, eli valtaosa ei vastauksen antaneista pysyi kannassaan. Eniten kielteisen kannan vaihtumista myönteiseksi ilmeni osiossa, jossa kysyttiin nuoren mielipidettä omasta lihavuudestaan (taulukko 2). Osioiden keskinäisiä yhteyksiä tarkasteltiin Cronbachin alfakertoimen avulla. Tarkastelu tehtiin erikseen alku ja uusintamittauksessa sekä tutkimuksen toisessa vaiheessa kerätyille aineistoille. Arvot luottamusväleineen on esitetty taulukossa 3. Mittarin rakennevaliditeettia arvioitiin konfirmatorisen faktorianalyysin avulla. Mallin χ 2 sai arvon 8,20 (p = 0,146) ja riittävyysindeksi (RMSEA) arvon 0,027, joten malli sopi aineistoon. Faktorilataukset vaihtelivat välillä 0,57 0,98, mikä puoltaa osioiden mahdollista eriarvoisuutta (kuva). Osioiden väliset tetrakoriset korrelaatiot olivat positiivisia ja yhtä lukuun ottamatta suuruudeltaan yli 0,30, mikä tukee oletusta yhdestä latentista muuttujasta (taulukko 4). Mittarin herkkyys ja käyttöominaisuudet. Lisääntynyttä syömishäiriöriskiä esiintyi suhteellisen vähän. Valtaosa oppilaista läpäisi seulan eli vastasi kaikkiin kysymyksiin kieltävästi (87 %) tai enintään yhteen kysymykseen myöntävästi (9 %). Seulaan jäi 4,3 %. Tytöillä lisääntynyttä syömishäiriöriskiä ilmeni viisinkertaisesti poikiin verrattuna (6,8 % vs 1,3 %) (taulukko 5). Lähes kaikki SCOFFin kysymyksiä arvioineet oppilaat pitivät osioita 1 4 erittäin tai melko selkeinä (96 100 %) sekä erittäin tai melko helppoina vastata (95 96 %). Kysymyksen 5 arvioi vähintään melko selkeäksi 85 % oppilaista ja siihen vastaamisen helpoksi 79 %. Terveydenhoitajat olivat arvioissaan hieman kriittisempiä. Heistä valtaosan (82 100 %) mielestä kysymykset 1, 3 ja 4 olivat erittäin tai melko selkeitä, kun taas kysymyksiä 2 ja 5 piti vähintään melko selkeinä 64 %. Syömishäiriöseulaan vastaamiseen kului aikaa keskimäärin viisi minuuttia. Pohdinta Tulokset. SCOFF syömishäiriöseulan reliabiliteettia tarkasteltiin mittaustuloksen pysyvyyden Taulukko 3. SCOFF syömishäiriöseulan saamat Cronbachin alfakertoimen arvot 95 %:n luottamusväleineen (LV). Mittauskerta Vastaajia Alfa-arvo LV Alkumittaus 106 0,67 0,56 0,76 Uusintamittaus 81 0,67 0,54 0,77 Loppumittaus 855 0,56 0,51 0,60 Taulukko 4. SCOFF-syömishäiriöseulan yksittäisten muuttujien tetrakoriset korrelaatiot suhteessa muihin muuttujiin. Muuttuja Osio 1 Osio 2 Osio 3 Osio 4 Osio 5 Osio 1 1,000 Osio 2 0,546 1,000 Osio 3 0,787 0,264 1,000 Osio 4 0,713 0,511 0,596 1,000 Osio 5 0,709 0,673 0,523 0,552 1,000 Taulukko 5. SCOFF syömishäiriöseulan pistemäärien suhteelliset osuudet (%). Piste- Tytöt Pojat Yhteensä määrä (n = 474) (n = 381) (n = 855) 0 81,9 92,9 86,8 1 11,4 5,8 8,9 2 5,1 1,0 3,3 3 1,1 0 0,6 4 0,2 0,3 0,2 5 0,4 0 0,2 0,05 0,68 0,37 0,46 0,46 Osio 1 Osio 2 Osio 3 Osio 4 Osio 5 Syömishäiriöriski Virhevarianssi Faktorilataus 0,98 0,57 0,79 0,74 0,73 χ 2 = 8,20, df = 5, P = 0,146, RMSEA = 0,027 1,00 Kuva. Syömishäiriöriskin faktorimalli. df = vapausasteluku, RMSEA = approksimaation keskineliövirhe. 2140 L. Hautala ym.

ja mittarin sisäisen johdonmukaisuuden osalta. Toistomittaustuloksen mukaan kielteisten vastausten pysyvyys oli hyvä ja myönteisten heikko. Tulos poikkeaa aikaisemmin saadusta (Perry ym. 2002), jossa tulosten pysyvyys oli hyvä myös kyllä vastausten osalta. Perryn ym. tutkimuksessa mittaukset tehtiin samana päivänä, mikä heikentää tuloksen luotettavuutta. Uusintamittaus tulee tehdä kahdesta neljään viikon kuluessa alkumittauksesta. Jos aikaväli jää lyhyemmäksi, saattavat osallistujat muistaa aikaisemmat vastauksensa (Jacobson 1997). Nuorten syömiskäyttäytymiselle on ominaista häilyvyys (Steinhausen ym. 2005). Tässä tutkimuksessa todettu kyllä vastausten heikko pysyvyys saattaa kertoa vastaajien vaikeudesta valita oikea vastausvaihtoehto tilanteissa, joissa oireilu on satunnaista. Dikotominen vastausasteikko ei aina mahdollista ilmiön tarkkaa, todenmukaista kuvausta etenkään asenteita ja käyttäytymistä mitattaessa (Jacobson 1997). SCOFFin saamat Cronbachin alfa arvot ovat aikaisemmissa tutkimuksissa (Rueda ym. 2005, Rueda Jaimes ym. 2005, Siervo ym. 2005) olleet pienet. Tässä tutkimuksessa arvot sijoittuivat hyväksyttävänä pidetyn raja arvon 0,60 molemmin puolin. Alfa arvoon vaikuttavat mittarin osioiden varianssi ja lukumäärä: mitä pienempi osiokohtainen varianssi ja lyhyempi mittari, sitä pienempi alfa arvo (Metsämuuronen 2003). Kun otetaan huomioon SCOFFin vastausasteikon dikotomisuus ja osioiden pieni lukumäärä, voidaan tässä tutkimuksessa saatuja alfa arvoja pitää kohtalaisina. Arvot eivät kuitenkaan tue selkeästi oletusta mittarin toimimisesta summamuuttujana eivätkä puolla mittarin käyttöä yksilöä koskevien päätösten tekemiseen. Ratkaisut yksilöön kohdistettavista toimenpiteistä tulee tehdä kliinisen arvioinnin pohjalta. Mittarin rakennevaliditeetissa on kyse osioiden yhteydestä toisiinsa ja niiden taustalla olevaan latenttiin muuttujaan (Burns ja Grove 1997, Jacobson 1997, Metsämuuronen 2003). Osiokohtaisten tetrakoristen korrelaatioiden ja faktorianalyysin mukaan mittarin osiot olivat yhteydessä keskenään ja mittasivat samaa latenttia muuttujaa. Faktorilatauksissa havaittu vaihtelu kuitenkin viittaa osioiden mahdolliseen eriarvoisuuteen, mikä puoltaa kysymysten käyttöä itsenäisinä oiremittareina nuoren itse raportoimina poikkeavuuksina syömiskäyttäytymiseen tai painoon liittyvissä asenteissa tai toimintatavoissa. SCOFFin sensitiivisyys on aikuisiin ja murrosikäisiin kohdistuneissa tutkimuksissa todettu hyväksi (Luck ym. 2002, Cotton ym. 2003, Rueda Jaimes ym. 2005) mutta varhaisnuorten osalta hieman heikommaksi (Caamaño 2002). Koska mittarin sensitiivisyys voi vaihdella suuresti eri kohdejoukoissa (Morrison 1998) ja seulottavan ilmiön eri vaiheissa (Burns ja Grove 1997), ei sille voida määrittää pysyviä arvoja. Tässä tutkimuksessa mittarin sensitiivisyyden osoittimena käytettiin nuorten itse ilmoittaman syömishäiriöoireilun esiintyvyyttä. Oppilaista 4 % jäi syömishäiriöseulaan eli vastasi vähintään kahteen kysymykseen myöntävästi, tytöt poikia yleisemmin (5:1). Yhden kyllä vastauksen antoi 9 % nuorista, tytöt kaksinkertaisesti poikiin verrattuna. Käytettäessä kriteerinä vähintään kahta kyllä vastausta lisääntyneen syömishäiriöriskin esiintyvyys näyttää vähäiseltä, kun tulosta verrataan aikaisempiin tutkimuksiin, joissa 10 30 % y d i n a s i a t SCOFF on arvioitu lupaavimmaksi käytettävissä olevista syömishäiriöseuloista. Seulaan jäi 4 % nuorista. Tytöillä lisääntynyttä syömishäiriöriskiä ilmeni viisinkertaisesti poikiin verrattuna. Tulokset puoltavat kysymysten käyttöä itsenäisinä oiremittareina. Varhaisella puuttumisella aikaansaatu hoitotulosten parantuminen puoltaa interventiokynnyksen madaltamista nuorten osalta. Kysely voi tukea mutta ei korvata kliinistä arviota. SCOFF syömishäiriöseulan reliabiliteetti ja rakennevaliditeetti murrosikäisten koululaisten seulonnassa 2141

murrosikäisistä nuorista on raportoinut epänormaaleista syömistavoista ja asenteista (Kaltiala- Heino ym. 1999, Morande ym. 1999, Neumark- Sztainer ja Hannan 2000, Jones ym. 2001). Raja arvon määrittäminen nuorten syömishäiriöriskille ei ole yksinkertaista (Offord 2000), koska oireet ilmenevät asenteiden ja toiminnan eriasteisina poikkeavuuksina jatkumolla lievästä henkeä uhkaavaan häiriökäyttäytymiseen (French ym. 1995, White 2000). Mittarin kehittäjät (Morgan ym. 1999) asettivat rajaksi kaksi kyllä vastausta vastaajajoukossa havaittujen todennäköisten syömishäiriötapausten perusteella. Rajaksi on suositeltu myös kolmea kyllä vastausta käyttäen kriteerinä kliinisen haastattelun pohjalta diagnosoituja syömishäiriöitä (Siervo ym. 2005). Mittaria ei kuitenkaan ole tarkoitettu varsinaisten syömishäiriöiden seulaksi vaan löytämään lisääntyneessä syömishäiriövaarassa olevat mahdollisimman varhaisessa vaiheessa. Mittarin laatijoiden asettama raja arvo saattaa siten olla liian suuri murrosikäisten osalta. Varhaisella puuttumisella aikaansaadut primaari ja sekundaariprevention paremmat tulokset (Zipfel ym. 2000, Rome ym. 2003, National Institute for Clinical Excellence 2004) puoltavat interventiokynnyksen madaltamista nuorten joukossa (Society for Adolescent Medicine 1995). Edellä todetun perusteella suosittelemme jo yhden kyllä vastauksen tulkitsemista mahdolliseksi merkiksi lisääntyneestä syömishäiriöriskistä. Koska mittarin kriteerivaliditeettia ei testattu, voidaan seulonnan tulosta pitää lähinnä suuntaa antavana keskustelun herättäjänä. Jokainen kyllä vastauksen antanut nuori tulee ottaa lähempään tarkasteluun, jossa arvioidaan haastattelemalla oireilun merkitys. Väärien positiivisten tulosten eliminoimiseksi nuorta pyydetään kertomaan tarkemmin ilmoittamastaan oireesta. Haastattelussa kartoitetaan oireilun alkamisajankohta, kehitys ja nykytila: esiintymistaajuus, oireilun aiheuttamat fyysiset ja psyykkiset seuraukset sekä oireilua laukaisevat tekijät. Nuorta pyydetään kertomaan ruokailu, liikunta ja painonhallintatavoistaan sekä perheenjäsenten ja ystävien suhtautumisesta hänen syömiskäyttäytymiseensä. Lisäksi kartoitetaan nuoren lähipiiriin kuuluvien mahdolliset syömis tai paino ongelmat. Haastattelun perusteella arvioidaan seurannan ja jatkotoimenpiteiden tarve. Mittarin käyttöominaisuuksia testattiin käyttämällä arvioijina murrosikäisiä nuoria ja kouluterveydenhoitajia. Oppilaiden arvioiden mukaan SCOFFin kysymykset ovat selkeitä ja helppoja ja niihin voidaan vastata nopeasti. Myös terveydenhoitajat pitivät useimpia kysymyksiä selkeinä. Kriittisimmin arvioitiin kysymyksiä 2 ja 5, jotka mittaavat syömisen ja ruoan saamaa merkitystä vastaajan elämässä. Koska valtaosa oppilaista koki edellä mainitut kysymykset selkeiksi, ei niiden sanamuotoa ole syytä muuttaa. Kyseisten osioiden perusta DSM IV ja ICD 10 luokituksissa tulee kuitenkin saattaa mittaria käyttävien kouluterveydenhoitajien tietoon, jotta he tarvittaessa osaavat vastata oppilaiden kysymyksiin ja tulkita annetut vastaukset oikein. Tutkimuksen luotettavuutta heikentävät vastaajajoukon valikoituminen ja tutkittavan ilmiön esiintyvyyteen nähden suhteellisen pieni otos. Tässä tutkimuksessa vastausosuudet 76 % ja 62 % olivat otoksen edustavuuden kannalta tyydyttävät (Polit ja Hungler 1987). Koska tutkimuksen kohteena oli suhteellisen harvinainen ilmiö, on kato saattanut kuitenkin johtaa lisääntyneessä syömishäiriövaarassa olevien aliedustukseen tutkimusjoukossa ja osaltaan vääristää tuloksia. Tutkimuksen metodologisena heikkoutena voidaan pitää aineiston keräämistä itse täytettävällä kyselylomakkeella ilman kriteerimittaria. Tuloksista ei voida pois sulkea väärien positiivisten ja väärien negatiivisten löydösten mahdollisuutta. Tuloksia saattaa vääristää osallistujien pyrkimys salata oireensa ja vastata sosiaalisesti hyväksyttävällä tavalla. Käyttämällä diagnostisia haastatteluja tai toista syömishäiriömittaria kultaisena standardina SCOFFin rinnalla olisi saatu tietoa mittarin empiirisestä yhteydestä standardiin. Jos kriteerinä olisi käytetty diagnostisia haastatteluja, olisivat tulokset kertoneet SCOFFin kyvystä havaita diagnostiset kriteerit täyttävät syömishäiriöt. Mittarin laatijoiden mukaan SCOFFia ei kuitenkaan ole tarkoitettu diagnostiseen käyttöön vaan seulomaan väestöstä lisääntyneessä syömishäiriövaarassa olevat. Tämän vuoksi diagnostiset haastattelut eivät 2142 L. Hautala ym.

olisi vastanneet tarkoitustaan mittarin validiteetin testauksessa. Kriteerimittaria ei puolestaan käytetty, koska yhdenkään syömishäiriömittarin luotettavuutta suomalaisten murrosikäisten nuorten seulonnassa ei tietojemme mukaan ole raportoitu. Lopuksi Helppo ja nopeakäyttöistä SCOFF syömishäiriöseulaa voidaan suositella tietyin edellytyksin murrosikäisten nuorten seulontaan. Nuorten syömiskäyttäytymisen häilyvyyden vuoksi seulonta tulee tehdä joka vuosi yläkoulun terveystarkastuksen yhteydessä. Tulosten tulkinnassa tulee noudattaa nollatoleranssia ja varhaisen puuttumisen periaatteen mukaisesti on kiinnitettävä huomiota kaikkiin nuoriin, joiden vastaukset viittaavat poikkeavaan syömiskäyttäytymiseen tai asenteisiin. Itse täytettävää lomaketta käytettäessä tulee muistaa, että tulokset kuvaavat vastaajan subjektiivista käsitystä itsestään tai sitä, millaisen käsityksen vastaaja haluaa itsestään antaa. Kysely voi tukea mutta ei korvata kliinistä arviota. * * * Kiitämme tohtori John F. Morgania luvasta suomentaa SCOFF syömishäiriöseula ja testata sitä. Lisäksi kiitämme Sairaanhoitajien koulutussäätiötä tutkimuksen taloudellisesta tukemisesta. Kirjallisuutta American Academy of Pediatrics. Policy statement. Identifying and treating eating disorders. Pediatrics 2003;111:204 11. Burns N, Grove SK. The practice of nursing research. Conduct, critique, & utilization. 3. painos. Philadelphia: W. B. Saunders Company, 1997. Caamaño F. Validation of SCOFF questionnaire among pre-teenagers. BMJ, 2002. http://bmj.bmjjournals.com/cgi/eletters/ 325/7367/755#27452. Cotton MA, Ball C, Robinson P. Four simple questions can help screen for eating disorders. J Gen Intern Med 2003;18:53 6. Fairburn CG, Cooper Z, Doll HA, Norman P, O Connor M. The natural course of bulimia nervosa and binge eating disorder in young women. Arch Gen Psychiatry 2000;57:659 65. French SA, Story M, Downes B, Resnick MD, Blum RW. Frequent dieting among adolescents: psychosocial and health behavior correlates. Am J Public Health 1995;85:695 701. Grant JM. The fetal heart rate trace is normal, isn t it? Lancet 1991; 337:215 8. Van Hoeken D, Lucas AR, Hoek HW. Epidemiology. Kirjassa: Hoek HW, Treasure JL, Katzman MA, toim. Neurobiology in the treatment of eating disorders. New York: John Wiley, 1998, s. 97 126. Jacobson SF. Evaluating instruments for use in clinical nursing research. Kirjassa: Frank-Stomborg M, Olsen SJ, toim. Instruments for clinical health-care research. Sudbury, Massachusetts: Jones and Bartlett Publishers, 1997, s. 3 19. Jones JM, Bennett S, Olmsted MP, Lawson ML, Rodin G. Disordered eating attitudes and behaviours in teenaged girls: a school-based study. CMAJ 2001;165:547 52. Jöreskog KG. Structural equation modeling with ordinal variables using LISREL. (Revised 10 February 2005). http://www.ssicentral.com/ lisrel/techdocs/ordinal.pdf Kaltiala-Heino R, Rissanen A, Rimpelä M, Rantanen P. Bulimia and bulimic behaviour in middle adolescence: more common than thought? Acta Psychiatr Scand 1999;100:33 9. Keski-Rahkonen A, Rissanen A. Bulimian tunnistaminen ja somaattiset komplikaatiot. Duodecim 2000;116:1207 13. Luck AJ, Morgan JF, Reid F, ym. The SCOFF questionnaire and clinical interview for eating disorders in general practice: comparative study. BMJ 2002;325:755 6. Metsämuuronen J. Tutkimuksen tekemisen perusteet ihmistieteissä. 2. uudistettu painos. Jyväskylä: Gummerus Kirjapaino Oy, 2003. Morande G, Celada J, Casas JJ. Prevalence of eating disorders in a Spanish school-age population. J Adolesc Health 1999;24:212 9. Morgan JF, Reis F, Lacey JH. The SCOFF questionnaire: assessment of a new screening tool for eating disorders. BMJ 1999;319:1467 8. Morrison AS. Screening. Kirjassa: Rothman KJ, Greenland S, toim. Modern epidemiology. 2. painos. Philadelphia: Lippincott-Raven Publishers, 1998, s. 499 518. National Institute for Clinical Excellence. Clinical Guideline 9. Eating disorders. Core interventions in the treatment and managemanet of anorexia nervosa, bulimia nervosa and related eating disorders. Lontoo: National Collaborating Centre for Mental Heath, 2004. http://www.nice.org.uk/cg009niceguideline. Neumark-Sztainer D, Hannan P. Weight-related behaviors among adolescent girls and boys: results from a national survey. Arch Pediatr Adolesc Med 2000;154:569 77. Offord DR. Selection of levels of prevention. Addict Behav 2000;25:833 42. Perry L, Morgan J, Reid F, ym. Screening for symptoms of eating disorders: reliability of the SCOFF screening tool with written compared to oral delivery. Int J Eat Disord 2002;32:466 72. Polit DF, Hungler BP. Nursing research principles and methods. 3. painos. Philadelphia: J. B. Lippincott Company, 1987. Rissanen A. Syömishäiriöt kulttuurimme kasvava ongelma? Duodecim 2001;117:859 60. Rome ES, Ammerman S, Rosen DS, ym. Children and adolescents with eating disorders: the state of art. Pediatrics 2003;111:e98 e108. Rueda GE, Diaz LA, Campo A, ym. Validation of the SCOFF questionnaire for screening of eating disorders in university women. Biomedica 2005;25:196 202. Rueda Jaimes GE, Diaz Martinez LA, Ortiz Barajas DP, ym. Validation of the SCOFF questionnaire for screening the eating behaviour disorders of adolescents in school. Aten Primaria 2005;35:89 94. Siervo M, Bochi V, Papa A, Bellini O, Falconi C. Application of the SCOFF, Eating Attitude Test 26 (EAT 26) and Eating Inventory (TFEQ) Questionnaires in young women seeking diet-therapy. Eat Weight Disord 2005;10:76 82. Society for Adolescent Medicine. Eating disorders in adolescents: a position paper of the Society for Adolescent Medicine. J Adolesc Health 1995;16:476 80. Steinhausen H-C, Gavez S, Metzke CW. Psychosocial correlates, outcome, and stability of abnormal adolescent eating behavior in community samples of young people. Int J Disord 2005;37:119 26. STM. Kouluterveydenhuollon laatusuositus. Sosiaali- ja terveysministeriön oppaita 2004:8. Helsinki: Sosiaali- ja terveysministeriö ja Suomen Kuntaliitto, 2004. SCOFF syömishäiriöseulan reliabiliteetti ja rakennevaliditeetti murrosikäisten koululaisten seulonnassa 2143

Sullivan PF, Bulik CM, Fear JL, Pickering A. Outcome of anorexia nervosa: a case-control study. Am J Psychiatry 1998;155:939 46. White JH. The prevention of eating disorders: a review of the research on risk factors with implications for practice. J Child Adolesc Psychiatr Nurs 2000;13:76 88. Zipfel S, Löwe B, Reas DL, Deter H-C, Herzog W. Long-term prognosis in anorexia nervosa: lessons from a 21-year follow-up study. Lancet 2000;355:721 2. Lea Hautala, TtM, ma. tutkija leahau@utu.fi Turun terveystoimi Yliopistonkatu 13 b 20100 Turku Jouni Alin, VTM, analyysikehittäjä Numos Oy Vasamatie 6 B 02630 Espoo Pirjo-Riitta Liuksila, TtT, ylihoitaja Turun alueellinen perusterveydenhuolto Yliopistonkatu 13 b 20100 Turku Hannele Räihä, PsT, lehtori Turun yliopisto, psykologian laitos Assistentinkatu 7 20014 Turku Simo Saarijärvi, LKT, professori, ylilääkäri Turun yliopisto, nuorisopsykiatrian yksikkö ja TYKS Kunnallissairaalantie 20 20700 Turku 2144