El blog va a abordar este mes como investigación bibliográfica un tema preocupante, que no será solucionado con las medidas que discuten los representantes del pueblo y el poder ejecutivo. La desnutrición, la obesidad infantil, y la inseguridad alimentaria, a raíz de los problemas en la ejecución de asistencia a los comedores infantiles de la republica argentina. Aproximadamente 6 de cada 10 niños son pobres en argentina, reciben «ayuda alimentaria». El asistencialismo muy necesario en este tiempo atenúa el impacto de la inflación, sin embargo un 12% de los niños y los adolescentes quedan fuera de esa cobertura y sufren hambre y no se logra garantizar los derechos de la infancia. La cantidad de niños y adolescentes en edad escolar que se alimentan en las escuelas públicas creció un 21% entre 2014 y 2022 en total son casi dos millones de niños. Uno de cada cuatro estudiantes recibe asistencia alimentaria en las escuelas. Actualmente existen en argentina más de tres millones de niños en estado de malnutrición. Esto implica que esta cantidad de niños no llegue a contar con una dieta suficiente que le permita una buena incorporación de nutrientes a sus organismos. Estos temas, se habla poco. Las provincias que más asisten con un almuerzo a sus alumnos en las escuelas públicas son: Formosa (45%), Córdoba (44%), CABA (37%), Corrientes 36% y Santa Fe 32%. En el otro extremo se Encuentran Santa Cruz, Neuquén, Mendoza, San Luis y Misiones. Esto hace indispensable las formas que los responsables políticos locales, provinciales y nacionales, educadores, trabajadores sociales, participen, intervengan y ejecuten evitando que estas soluciones sigan poco formalizadas, que las enturbian en cuanto al manejo de las ayudas. El hambre y la desnutrición no son efecto de la fatalidad, de una eventualidad social o geográfica. Son el resultado de haber excluido a millones de personas del acceso a bienes y recursos productivos, tales como la tierra, el mar, el agua, las simientes, la tecnología y el conocimiento. Son, ante todo, consecuencia de las políticas económicas, sociales y comerciales a escala mundial, regional y nacional. Entre 308 y 346 niños mueren por desnutrición en Argentina. Otros trabajos dicen que moriría un niño cada 10 horas. Si cada 10 horas se esta muriendo un niño por desnutrición en Argentina.
La pobreza es carencia de recursos para poder vivir.
El presidente del Banco Mundial, Robert Zoellick en reunión conjunta del Banco Mundial y el Fondo Monetario Internacional alertaron de que el alza de los precios alimenticios ha destruido gran parte de los avances en el combate contra la pobreza.
100.000 personas mueren de hambre, o de sus consecuencias inmediatas, cada día.
El orden mundial no es sólo asesino, sino absurdo, pues mata sin necesidad.
Hoy ya no existen las fatalidades. Un niño que muere de hambre hoy, muere asesinado.
Jean Ziegler [1.]
La inflación atenta exponencialmente en la efectividad de la lucha con la pobreza. El mal mayor es la inflación.
Los niños que crecen en hogares más postergados tienen niveles más altos de obesidad que los niños que viven en hogares con más recursos financieros. También tienen más inseguridad alimentaria, o sea que no tienen acceso adecuado a alimentos suficientes, seguros y nutritivos para satisfacer las necesidades dietéticas y las preferencias alimentaria para un estilo de vida activo y saludable. La pobreza predispone a las personas de bajos ingresos a tener una dieta subóptima. Las áreas marginales son verdaderos desiertos alimentarios para estos niños. El poder adquisitivo limitado, la alta inflación afecta en la forma en que se compran alimentos para el hogar. Los alimentos ricos en nutrientes, como las verduras y las frutas frescas tienen alto costo por caloría. Las ayudas sociales manejadas ineficientemente agravan la situación. Los comedores sociales no tienen el apoyo adecuado para revertir esta situación. No solo por la falta de insumos, sino por la calidad y donde se adquieren los mismos para que sean eficientes. La obesidad y la inseguridad alimentaria coexisten en muchos niños y adolescentes y está relación aparentemente paradójica se ha descrito cada vez más en la literatura médica desde que se publicó el informe publicado por Dietz WH. ¿El hambre causa obesidad? 1995. Independiente si la relación es causal la inseguridad alimentaria y la obesidad suelen coexistir. Las estrategias de intervención están intrínsecamente relacionados. Los alimentos que lleguen al plan suplementario tienen que ser de calidad. Centrarse en conductas alimentarias saludables en niños para respaldar resultados de salud de manera óptima. La mayor ingesta de la comida rápida se da en los niños más grandes y en los adolescentes. Existen además factores estresantes sociales incluida la pobreza, el trauma, y el abuso físico, afectan negativamente la salud de los niños, Inclusive genera una conciencia emocional en los niños que hace un círculo nefasto de esta situación. La inseguridad alimentaria hace a esos hogares depender de los alimentos de bajo costo o darse atracones cuando hay recursos disponibles. La situación es muy compleja. Pero esta realidad hay que desideologizarla porque sino los niños seguirán postergados.
Proximidad a la comida rápida y aumento de peso en la infancia y la adolescencia: evidencia de Gran Bretaña.
Nicolás Libuy, Iglesia de David, George Ploubidis, Emla Fitzsimons
16 de noviembre de 2023. https://doi.org/10.1002/hec.4
Abstract
Estudiamos la relación entre la proximidad a restaurantes de comida rápida y el aumento de peso desde el final de la infancia hasta la primera adolescencia.
Utilizamos el Millennium Cohort Study, un estudio longitudinal representativo a nivel nacional en todo el Reino Unido, vinculado con datos granulares geo codificados de establecimientos de comida para medir la presencia de establecimientos de comida rápida alrededor de hogares y escuelas de niños de 7 a 14 años.
Encontramos que la proximidad a los establecimientos de comida rápida se asocia con un aumento de peso (índice de masa corporal, sobrepeso, obesidad, grasa corporal, peso), pero sólo entre aquellos con educación materna inferior al nivel de titulación. Dentro de esta muestra, aquellos con niveles más bajos de regulación emocional tienen un mayor riesgo de ganar peso.
1. INTRODUCCIÓN
Las últimas décadas han visto un aumento en la obesidad infantil.
En el Reino Unido, las generaciones más jóvenes tienen un riesgo mucho mayor de obesidad, con una probabilidad de tener sobrepeso entre 2 y 3 veces mayor en los niños nacidos después de la década de 1980 que antes (Johnson et al., 2015 ).
Se han observado tendencias similares en Estados Unidos desde la década de 1980 (Flegal y Troiano, 2000 ). Cada vez más, la carga recae desproporcionadamente sobre quienes provienen de entornos de bajos ingresos (White et al., 2016 ).
Paralelamente, la industria minorista de comida rápida en el Reino Unido y a nivel mundial ha experimentado una importante expansión en las últimas décadas. Los restaurantes de comida rápida, incluidas tiendas de patatas fritas, hamburgueserías y pizzerías, representan más de una cuarta parte (26%) de todos los restaurantes en Inglaterra (BBC, 2018 ; Cummins et al., 2005 ; Fraser et al., 2012b ). 1
Las desigualdades socioeconómicas en la densidad de los establecimientos de comida para llevar también han aumentado con el tiempo (Maguire et al., 2015 ), junto con las desigualdades en la obesidad infantil (Bann et al., 2018 ; NCMP, 2022 ).
Una pregunta clave es hasta qué punto el aumento de la oferta de comida rápida está impulsando tendencias y desigualdades en el peso infantil.
La mayor parte de la evidencia sobre esta cuestión proviene de datos transversales (Cobb et al., 2015 ; Feng et al., 2010 ; Fraser et al., 2012a ; Harrison et al., 2011 ; Maguire et al., 2015 ; Mason et al., 2018 ; Snowdon, 2018 ; Walker et al., 2010 ; Williams et al., 2013 ), con el consiguiente problema de que las asociaciones pueden reflejar privaciones socioeconómicas, por ejemplo, en lugar de la presencia de restaurantes de comida rápida. Algunos artículos intentan estimar las relaciones causales y, en su mayoría, se limitan a regiones específicas de EE. UU. (Alviola et al., 2014 ; Anderson & Matsa, 2011 ; Asirvatham et al., 2019 ; Currie et al., 2010 ; Davis & Carpenter , 2009 ; Dunn, 2010 ; Dunn et al., 2012 ; Powell, 2009 ; Qian et al., 2017 ) y Dolton y Tafesse ( 2022 ) en el Reino Unido.
El hallazgo general de la literatura estadounidense es que el impacto de los restaurantes de comida rápida es significativo pero bastante pequeño; un estudio del Reino Unido no encontró ningún impacto, lo que sugiere que los restaurantes de comida rápida desempeñan un papel limitado en los crecientes niveles de obesidad infantil. La mayor parte de la evidencia examina la proximidad de las comidas rápidas a las escuelas, más que a los hogares.
En esta literatura, sigue habiendo poca evidencia sobre los mecanismos conductuales que pueden estar impulsando una relación entre la presencia de comida rápida y la obesidad infantil. Los cambios en el entorno alimentario pueden inducir cambios en otros comportamientos relacionados con la salud. Por ejemplo, un mayor consumo de comida rápida puede dar lugar a aumentos compensatorios de la actividad física y/o a una reducción del consumo de otros alimentos menos saludables. Comprender los mecanismos en juego (es decir, qué cambios de comportamiento más amplios podrían ser inducidos por el cambio de políticas y cómo) es importante para informar y diseñar una respuesta política adecuada. Identificar a los niños con mayor riesgo es igualmente importante para la focalización, y una pregunta clave pendiente es si ciertos grupos son más susceptibles a una mayor exposición a los establecimientos de comida rápida.
Existe cierta evidencia de que quienes provienen de entornos más desfavorecidos tienen un mayor riesgo de obesidad (Bann et al., 2018 ), pero sabemos mucho menos sobre hasta qué punto características personales como la autorregulación, un correlato conocido del abuso de drogas y consumo excesivo de alcohol y trastornos alimentarios (Garland et al., 2018 ; Racine y Sarah, 2018 ; Weiss et al., 2015 ), y un determinante de los resultados de la vida, como el éxito en el mercado laboral (Heckman et al., 2006 ; Kautz et al., 2014 ; Pearce et al., 2016 )—desempeñan un papel (Cawley, 2015 ).
Se ha demostrado que la desregulación emocional en particular predice el aumento excesivo de peso y la obesidad entre los adolescentes (Graziano et al., 2010 ; Kelly et al., 2016 ; Limbers & Summers, 2021 ).
La falta de medidas tanto de los comportamientos de salud como de las características/habilidades personales ha impedido la exploración de esto. Una excepción es Datar et al. ( 2023 ), quienes muestran que niveles más bajos de paciencia desempeñan un papel en el aumento de la probabilidad de obesidad.
En este artículo, utilizamos un rico conjunto de datos longitudinales, el Millennium Cohort Study (MCS), vinculado con datos geográficos granulares sobre la ubicación exacta de instalaciones comerciales y públicas en Gran Bretaña (el conjunto de datos de puntos de interés [PoI] de Ordnance Survey, en el presente documento). PoI), para examinar cómo la proximidad de la escuela y el hogar a los restaurantes de comida rápida se relaciona con el peso de los niños (índice de masa corporal [IMC]), puntuaciones estandarizadas del IMC por sexo, sobrepeso y obesidad, grasa corporal y peso). Consideramos el período desde la niñez media hasta la adolescencia temprana, que incluye observaciones a las edades de 7, 11 y 14 años.
El contexto es uno en el que cualquier compra y consumo de refrigerios fuera de la escuela normalmente ocurre en el viaje hacia/desde la escuela, dependiendo de disponibilidad local, y los niños ganan mayor independencia a medida que crecen, y particularmente en la transición de la escuela primaria a la secundaria a los 11 años. 2
También consideramos posibles mecanismos, y en particular si hay cambios de comportamiento en la dieta y el ejercicio para compensar la mayor exposición a las comidas rápidas. Finalmente, exploramos la heterogeneidad de los efectos por sexo y características socioeconómicas, junto con el dominio más novedoso de la regulación emocional.
Utilizamos efectos fijos individuales (EF), explotando los cambios en los restaurantes de comida rápida cerca de los hogares y escuelas de los encuestados de MCS a lo largo del tiempo. Creamos zonas de amortiguamiento basadas en redes de carreteras más precisas que en la literatura existente (Bivoltsis et al., 2018 ) y examinamos tres niveles de proximidad: 400, 800 y 1600 m, todos a una distancia razonable para caminar (Wilkins et al., 2019b ). Para reducir el sesgo de variables omitidas, utilizamos los ricos datos longitudinales para controlar una variedad de características individuales y de área que varían en el tiempo, y los datos de PdI para controlar la proximidad a otros entornos alimentarios. Proporcionamos análisis de solidez de los hallazgos.
Encontramos que una mayor proximidad a restaurantes de comida rápida alrededor de los hogares de niños da como resultado un aumento del IMC. Los resultados son similares para otras medidas antropométricas, incluida la grasa corporal, el peso, las puntuaciones estandarizadas del IMC por edad, el sobrepeso y la obesidad. Un aumento de una desviación estándar en el número de restaurantes de comida rápida dentro de un radio de 1600 m (o un total de 5,2 restaurantes), es decir, una distancia de 20 minutos caminando, aumenta el IMC en un 1,0% por encima de la media de la muestra.
El tamaño del efecto disminuye a medida que se reduce la proximidad (cuanto más lejos de los hogares se encuentra un restaurante de comida rápida, menor es el efecto sobre el peso), lo que es consistente con el aumento de los costos de transporte que enfrentan los consumidores.
Un patrón similar surge para las escuelas de niños: dentro de la zona de amortiguación de 1600 m, un aumento de una desviación estándar en los restaurantes de comida rápida (o un total de 4,6 restaurantes) aumenta el IMC en 0,1 puntos, un aumento del 0,5% sobre la media de la muestra y un efecto similar. del 0,6% se encuentra para la zona de amortiguamiento de 800 m.
Sin embargo, en el caso de las escuelas, encontramos que es la proximidad más cercana (entre 400 y 800 m) la que genera el efecto perjudicial sobre el IMC de los niños.
Si bien el efecto sobre la muestra general es bastante bajo y consistente con lo que otros estudios han encontrado, surge un panorama interesante cuando examinamos la heterogeneidad. En comparación con el efecto general, los efectos de un aumento de una desviación estándar en la zona de amortiguamiento de 1600 m son casi el doble entre los niños con educación materna por debajo del nivel de grado, con un 1,7%. Alrededor del margen escolar de 1.600 m, aumenta al 2% para los niños con educación materna inferior al nivel de grado, lo que es 3,7 veces mayor que el efecto general. Examinamos la heterogeneidad por niveles de regulación emocional, utilizando la subescala de desregulación emocional del Child Social Behaviors Questionnaire (Hogan et al., 1992 ; Sylva et al., 2004 ). Para la exposición a comida rápida alrededor del límite de 1600 m en casa, encontramos un mayor aumento en el IMC para los participantes con menor regulación emocional. Tenemos hallazgos similares, aunque estimados con menor precisión, para la zona de amortiguamiento escolar de 1600 m.
Proporcionamos evidencia para respaldar nuestra suposición de identificación de que, condicionada a la EF individual y a los controles a nivel de área e individual, la proximidad de los restaurantes de comida rápida a los hogares y escuelas de los participantes es casi aleatoria. Primero, mostramos que la presencia de restaurantes de comida rápida no está correlacionada con las características a nivel individual que varían en el tiempo, una vez que controlamos la EF individual y las variables a nivel de área. En segundo lugar, mostramos que nuestros resultados son sólidos al controlar varias variables individuales que varían en el tiempo y condiciones económicas que varían en el tiempo a nivel de área y que pueden afectar las tendencias en los mercados de comida rápida. También mostramos que el número de restaurantes de comida rápida en áreas cercanas a donde viven los niños no está correlacionado con los cambios de residencia, y que nuestros resultados no están impulsados por cambios en la oferta de restaurantes de comida rápida entre el subconjunto de personas que se mudan en nuestra muestra, proporcionando Hay alguna evidencia de que la selección en áreas geográficas no es una preocupación importante en nuestra muestra. Nuestros resultados también son sólidos al controlar el modo de transporte desde el hogar a la escuela, así como a los cambios en la clasificación de los restaurantes de comida rápida. Abordamos las preocupaciones sobre la validez de nuestra estrategia bidireccional de identificación de FE replicando nuestros resultados principales utilizando el estimador propuesto por de Chaisemartin y D’Haultfœuille ( 2020 ), que permite la heterogeneidad en los efectos del tratamiento a lo largo del tiempo y las unidades tratadas. Finalmente, realizamos pruebas de falsificación y examinamos la relación entre el peso de los niños y los aumentos en la presencia de otros servicios, como en las agencias de construcción y empleo, que no esperaríamos que estuvieran correlacionados con los resultados.
Exploramos dos mecanismos que pueden explicar nuestros hallazgos de impactos limitados, relacionados con la dieta y la actividad física. En respuesta al mayor consumo de comida rápida de los niños, los padres pueden cambiar otros aspectos de la dieta de sus hijos para hacerla más saludable y/o pueden aumentar su actividad física. Estudiamos si la exposición a la comida rápida induce mejoras compensatorias en otros aspectos de la calidad de la dieta de los niños, relacionados con el consumo de frutas, desayuno y bebidas azucaradas, encontrando efectos nulos. Tampoco encontramos evidencia de que la proximidad de la comida rápida aumente la aceptación de las comidas proporcionadas por las escuelas, que cumplen con los estándares nutricionales de calidad. Respecto al ejercicio, no encontramos que un aumento en la presencia de restaurantes de comida rápida induzca conductas compensatorias en la actividad física de los niños.
Al proporcionar una de las primeras pruebas para Gran Bretaña, nuestro estudio hace una contribución importante a una literatura más centrada en los EE. UU. (Alviola et al., 2014 ; Asirvatham et al., 2019 ; Currie et al., 2010 ; Dunn, 2010 ; Qian et al., 2017 ; Zeng et al., 2019 ). También es uno de los primeros en investigar hasta qué punto el bajo efecto estimado de la proximidad a la comida rápida sobre el peso de los niños puede reflejar conductas compensatorias y, en particular, mejoras en otros aspectos de la dieta y el ejercicio. Además, nuestro novedoso examen de la heterogeneidad, más notablemente en función de la regulación emocional, nos permite comprender mejor el papel de los factores de demanda, en el mismo espíritu que Allcott et al. ( 2019 ). Se ha demostrado que la capacidad de regular las emociones impulsa la demanda de conductas saludables, incluida la ingesta de drogas y el consumo de alimentos (Garland, 2018; Racine y Sarah, 2018 ; Weiss et al., 2015 ). Mostramos que es un moderador a la hora de determinar las desigualdades de peso que observamos, proporcionando nuevos conocimientos sobre el debate en curso sobre las disparidades nutricionales geográficas en la literatura sobre los “desiertos alimentarios” (Allcott et al., 2019 ; Bitler & Haider, 2011 ). Finalmente, al examinar la proximidad de los restaurantes de comida rápida tanto a las escuelas como a los hogares por separado, comparamos nuestros resultados sobre obesidad e IMC con literatura previa, que se centra principalmente en la proximidad a las escuelas. Los estudios que examinan el impacto de los restaurantes de comida rápida cerca de las escuelas sobre la obesidad infantil encuentran efectos positivos y relativamente pequeños (Alviola et al., 2014 ; Asirvatham et al., 2019 ; Currie et al., 2010 ; Davis & Carpenter, 2009 ; Zeng et al. al., 2019 ), que son similares a los efectos positivos encontrados en los restaurantes de comida rápida cerca de los hogares (Qian et al., 2017 ), pero no conocemos ningún estudio que examine ambos.
El documento está organizado de la siguiente manera.
En la Sección 2 , describimos los datos y presentamos estadísticas resumidas. La
Sección 3 presenta nuestra metodología y estrategia de identificación. Presentamos nuestros resultados en la
Sección 4 , comprobaciones de robustez en la
Sección 5 y concluimos en la Sección 5 .
2 DATOS Y ESTADÍSTICAS RESUMEN
Combinamos datos longitudinales del MCS con datos geográficos altamente granulares de la Red de Transporte Integrada (ITN) de PoI y Ordnance Survey para crear medidas del número de establecimientos de comida rápida y otros establecimientos minoristas de alimentos dentro de las zonas de amortiguamiento de la red de 400, 800 y 1600 m alrededor. los códigos postales de casa y escuela de cada encuestado.
2.1 Estudio de cohorte del Milenio
El MCS es un estudio longitudinal que sigue las vidas de una muestra representativa a nivel nacional de 19.244 familias con niños nacidos entre 2000 y principios de 2002 en el Reino Unido (Joshi & Fitzsimons, 2016 ). Comenzando cuando los niños tenían 9 meses y luego a los 3, 5, 7, 11, 14 y 17 años, 3 el MCS recopila amplia información sobre los encuestados y sus familias, incluida la educación de los padres; empleo e ingresos; alojamiento; estructura familiar; etnicidad; salud física y mental, y conductas de salud; desarrollo cognitivo y físico, entre muchas otras conductas y características.
Examinamos el IMC y también presentamos evidencia de grasa corporal y otras variables antropométricas porque juntas brindan una imagen más precisa de la adiposidad (Nuttall, 2015 ). 4 El IMC se calcula dividiendo el peso en kilogramos por la altura en metros al cuadrado. La altura se midió utilizando estadiómetros de altura Leicester 5 y se registró al milímetro más cercano. Entrevistadores capacitados tomaron medidas de peso y grasa corporal utilizando básculas Tanita BF-522W, que calculan el peso con una precisión de 0,1 kg y el porcentaje de grasa corporal con una precisión de 0,1%. El porcentaje de grasa corporal se calculó midiendo la cantidad de resistencia que encuentra una corriente eléctrica débil a medida que viaja por el cuerpo (Chaplin Gray et al., 2010 ).
2.2 PdI de estudio de artillería
Los datos de PoI contienen información geo codificada sobre más de 4 millones de instalaciones comerciales y públicas en Gran Bretaña y están disponibles anualmente desde 2005 hasta 2013, y trimestralmente desde septiembre de 2014 (OS, 2015 ). Cada instalación está geo codificada y asignada a una de alrededor de 600 clases, que luego se clasifican en categorías y grupos más grandes, lo que da como resultado un conjunto de datos extremadamente rico y granular. 6
PoI tiene un alto nivel de correspondencia con las auditorías a nivel de calle, consideradas el estándar de oro para los datos espaciales (Wilkins et al., 2017 ). Es un conjunto de datos validado (Burgoine & Harrison, 2013 ), con alta precisión espacial y de conteo, especialmente después de 2010, 7 y se ha utilizado en la investigación sobre el entorno alimentario minorista (RFE) del Reino Unido (Burgoine et al., 2017 ; Cetateanu & Jones , 2014 ; Harrison et al., 2011 ; Jennings et al., 2011 ; Fraser et al., 2012a ; Skidmore et al., 2010 ). Extraemos datos sobre los puntos de venta de alimentos, siguiendo trabajos previos, para caracterizar entornos obesogénicos (Cetateanu & Jones, 2014 ; Jennings et al., 2011 ; PHE, 2016 , 2017 ; Skidmore et al., 2010 ). Describimos esto en detalle en la Sección 2.4 .
2.3 Estudio de ITN
El conjunto de datos ITN es una instantánea de toda la red de carreteras de Gran Bretaña y contiene información detallada sobre las rutas. Los datos de ITN están disponibles desde 1997 en adelante, con carácter anual o bianual. 8 Usamos el conjunto de datos de ITN alrededor de los códigos postales de casa y escuela de cada encuestado en cada barrido 9 para construir una zona de amortiguamiento basada en la red de carreteras, que explica cómo la red de carreteras afecta los viajes individuales. Estos amortiguadores irregulares altamente locales, que se han utilizado ampliamente en la literatura sobre comida rápida, caracterizan mejor el vecindario del encuestado considerando que los individuos a menudo cruzan fronteras administrativas para comer (Charreire et al., 2010 ). Además, en comparación con la distancia euclidiana, se considera que las zonas de amortiguamiento basadas en la red de carreteras proporcionan una caracterización más precisa de la influencia del entorno construido (Bivoltsis et al., 2018 ; Charreire et al., 2010 ). Utilizamos un Sistema de Información Geográfica para construir zonas de amortiguamiento basadas en la red de carreteras de 400, 800 y 1600 m, que son las más frecuentes en la investigación de RFE (Wilkins et al., 2019b ), ya que equivalen a los 5, 10- y 20 minutos a pie respectivamente.
2.4 Clasificación de establecimientos de comida rápida y otros establecimientos.
Usamos datos de PoI de septiembre de 2008, 2012 y 2015, y datos de ITN de octubre de 2008, junio de 2012 y junio de 2015 para superponerlos con los barridos de MCS de 7, 11 y 14 años.
Para caracterizar los entornos obesogénicos en el tiempo y en los lugares, contamos el número de restaurantes de comida rápida y otros establecimientos de comida dentro de las zonas de amortiguamiento de la red de carreteras alrededor de las escuelas y residencias de los encuestados. En ausencia de esquemas estandarizados de clasificación de alimentos (Block et al., 2018 ), algunas investigaciones, todas ellas basadas en EE. UU., han categorizado los establecimientos de comida rápida según las cadenas nacionales más grandes y populares (p. ej., Alviola et al., 2014 ; Currie et al., 2010 ; Davis & Carpenter, 2009 ; Dunn, 2010 ; Dunn et al., 2012 ; Qian et al., 2017 ; Zeng et al., 2019 ). El trabajo en el Reino Unido tiende a utilizar categorías de puntos de interés como “comida rápida y establecimientos de comida para llevar” y “servicios de comida rápida y entrega a domicilio” (Cetateanu & Jones, 2014 ), pero también se han utilizado otras clasificaciones basadas únicamente en la popularidad y la presencia geográfica (Robinson et al. ., 2018 ). Además, clasificar a los minoristas de alimentos según su “salud” no es sencillo (Pinho et al., 2019 ). Por ejemplo, aunque los supermercados suelen considerarse una fuente de alimentos saludables (Woodruff et al., 2018 ), también ofrecen una amplia gama de bebidas saturadas de azúcar y snacks. En consecuencia, muchos de los principales restaurantes de comida rápida también ofrecen opciones más saludables (Mahendra et al., 2017 ).
Para este estudio, confiar únicamente en las categorías “Comida rápida y establecimientos de comida para llevar” y “Servicios de comida rápida y entrega a domicilio” de los datos del PdI para evaluar los cambios a lo largo del tiempo es un desafío porque algunas de las principales cadenas de comida rápida no se incluyeron adecuadamente en estas categorías antes de 2010. 10 Para evitar inconsistencias en la clasificación de restaurantes de comida rápida entre los datos recopilados antes y después de 2010, nuestra clasificación de restaurantes de comida rápida combina ambos esquemas utilizados en el estudio anterior: las cadenas de comida rápida más grandes/más populares y las categorías de alimentos en los datos del PoI que fueron registrados consistentemente a lo largo del tiempo. Primero incluimos los principales restaurantes de comida rápida del Reino Unido (según Robinson et al., 2018 ; Wilkins et al., 2019a ): McDonalds, KFC, Burger King, Wimpy, Subway, Pizza Hut y Dominos’ Pizza. 11 Estos se identifican directamente utilizando el nombre registrado en los datos del PdI. También incluimos tiendas de pescado y patatas fritas, un alimento tradicional para llevar en el Reino Unido, identificado mediante la categoría disponible en los datos del PdI, y establecimientos de kebab y pollo, identificados a través de restaurantes clasificados como establecimientos de comida y que contienen las palabras “Kebab” y/o o “Pollo” en su nombre. Incluimos más detalles de nuestra clasificación en el Apéndice .
También medimos el número de otros puntos de venta de alimentos dentro de las zonas de amortiguamiento, utilizando otras instalaciones de alimentos en los datos del PdI, ya que se ha descubierto que la presencia de alimentos tanto saludables como no saludables está asociada con los hábitos dietéticos y el IMC en análisis transversales (Burgoine et al., 2014 ; Hobbs et al., 2019 ; Fraser et al., 2012a ). Además, otras instalaciones de alimentación alrededor de las escuelas y residencias de los niños son un buen indicador de las características del vecindario que se correlacionan con factores que contribuyen a la obesidad y a la presencia de restaurantes de comida rápida (Currie et al., 2010 ). Nuestra clasificación de otras instalaciones de alimentos incluye: restaurantes, carnicerías, pastelerías, delicatessen, pescaderías, productos ecológicos y de la nueva era, tiendas de comestibles, tiendas agrícolas y productos para elegir, alimentos orgánicos y saludables, alimentos gourmet y kosher, tiendas de conveniencia y supermercados independientes, y cadenas de supermercados, otros establecimientos de comida para llevar.
3. METODOLOGÍA
Estimamos modelos FE para estudiar la relación entre la proximidad a restaurantes de comida rápida y el IMC. Proporcionamos resultados para variables antropométricas adicionales (grasa corporal, peso, puntuaciones estandarizadas del IMC por edad, sobrepeso y obesidad) en la Tabla
A4 . Estimamos dos modelos:
)dondeY es el IMC del individuo i en las edades t = 7, 11 y 14. En el modelo (kes el número de restaurantes de comida rápida a una distancia k de la ubicación del encuestado i a la edad
t . Estimamos los modelos por separado para las ubicaciones del hogar y la escuela, y ejecutamos tres especificaciones separadas para cada uno: parak = 400, 800 y 1600 m. Los buffers grandes se superponen a los pequeños.���es un efecto fijo individual y���es un año de efecto fijo de encuesta.���´incluye una variedad de características socioeconómicas de las familias, incluidas seis variables ficticias que indican el nivel educativo más alto de la madre en el momento de la entrevista, 12 número de padres en el hogar, ingresos familiares en el momento de la entrevista, tamaño total del hogar, número de habitaciones en el hogar, número de hogares antigüedad, y edad del individuo y edad al cuadrado. La edad varía dentro de un barrido dependiendo de la fecha de la entrevista.���´Incluye la tasa de desempleo del distrito 13 de la autoridad local y estimaciones de población por cada 100.000 personas para controlar las condiciones económicas que varían en el tiempo a nivel del área (a) y que pueden afectar la industria de la comida rápida y también estar asociadas con el peso infantil.����es un error de perturbación que se supone independiente e idénticamente distribuido. Nuestro parámetro de interés en la ecuación (
1 ) es β k .Para estudiar cómo varía el efecto a medida que cambia el buffer, estimamos
En la ecuación ( 2 ),���400,���800, y���1600son zonas de influencia no superpuestas que denotan el número de restaurantes de comida rápida dentro de una zona de influencia de 400 m de la ubicación del individuo i en la edad t , entre 400 y 800 m, y entre 800 y 1600 m, respectivamente. Nuestros parámetros clave de interés son γ 1 , γ 2 y γ 3 .
Para tener en cuenta los puntos de venta de alimentos distintos de la comida rápida que afectan el peso, el���´El vector también incluye el número de otros puntos de venta de alimentos como se describió anteriormente. 14 Además, la inclusión de otros puntos de venta de comida alrededor de las residencias y escuelas de los niños ayuda a mitigar la influencia de características locales del vecindario que no se observan pero que pueden estar correlacionadas tanto con la presencia de comida rápida como con factores no observados que contribuyen a la obesidad infantil. Agrupamos los errores estándar a nivel individual y las estimaciones se ponderan para tener en cuenta el desgaste, utilizando ponderaciones de probabilidad inversa y el diseño de la encuesta (Solon et al., 2015 ).
El efecto de la presencia de comida rápida en el IMC de los niños se identifica por los cambios en el número de restaurantes de comida rápida a lo largo del tiempo. El supuesto de identificación es que, condicionado a la FE individual, el año de las variables ficticias de la encuesta y los controles que varían en el tiempo, ninguna variable no observada que varía en el tiempo se correlaciona sistemáticamente tanto con los cambios en el IMC como con los cambios en el número de restaurantes de comida rápida, lo cual investigamos más ampliamente en la última parte de la Sección 5 .
4 RESULTADOS
Primero proporcionamos estadísticas resumidas relacionadas con la muestra, luego presentamos nuestros resultados principales y un análisis de la plausibilidad de nuestra estrategia de identificación. También exploramos la heterogeneidad de los efectos, mostramos estimaciones para diferentes submuestras y analizamos los posibles mecanismos que pueden estar en juego. Finalmente, presentamos una serie de comprobaciones de robustez y pruebas de falsificación.
4.1 Estadísticas resumidas
Basamos nuestro análisis en los encuestados de MCS entrevistados a las edades de 7, 11 y 14 años, incluidos solo aquellos con mediciones válidas de IMC y porcentaje de grasa corporal durante este período (92% de los encuestados de MCS). Excluimos Irlanda del Norte, dada la ausencia de datos de PdI. Nuestra muestra analítica incluye 8253 niños. La Tabla 1 presenta la media y la desviación estándar del exceso de peso infantil a lo largo del tiempo en la muestra. 15 Alrededor del 18% de los niños de 7 años tenían sobrepeso y otro 4,7% eran obesos, con un IMC promedio de 16,4 y un porcentaje de grasa corporal del 20,7%. Cuatro años más tarde, el porcentaje de niños con sobrepeso y el porcentaje de grasa corporal aumentaron al 25,7% y 22,0%, respectivamente, permaneciendo estables hasta los 14 años a pesar de un pequeño aumento en el IMC de 19,1 a 21,4.TABLA 1. Estadística descriptiva: Medidas antropométricas y oferta de comida rápida.
| 7 años | 11 años | 14 años | Muestra completa | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Media o % | Estándar desarrollador | Media o % | Estándar desarrollador | Media o % | Estándar desarrollador | Media o % | Estándar desarrollador | |
| Peso en kilogramos | 25.2 | 4.7 | 41.1 | 9.7 | 58.0 | 13.0 | 41.4 | 16.6 |
| Altura en centímetros | 123,5 | 5.5 | 146.2 | 7.2 | 164.2 | 8.1 | 144,6 | 18.1 |
| Índice de masa corporal | 16.4 | 2.2 | 19.1 | 3.5 | 21.4 | 4.1 | 19.0 | 4.0 |
| Porcentaje de grasa corporal | 20.7 | 5.2 | 22.0 | 7.8 | 21.7 | 9.2 | 21,5 | 7.6 |
| El niño es obeso. | 4.7 | 5.8 | 7.3 | 5.9 | ||||
| El niño tiene sobrepeso | 18.0 | 25,7 | 26.1 | 23.3 | ||||
| Restaurantes de comida rápida alrededor de las casas. | ||||||||
| 1600 metros | 2.5 | 3.3 | 4.1 | 6.0 | 4.0 | 5.7 | 3.5 | 5.2 |
| 800 metros | 0,6 | 1.1 | 1.0 | 2.0 | 1.0 | 1.9 | 0,9 | 1.7 |
| 400 metros | 0,2 | 0,5 | 0,2 | 0,7 | 0,2 | 0,7 | 0,2 | 0,6 |
| Restaurantes de comida rápida alrededor de las escuelas. | ||||||||
| 1600 metros | 2.7 | 3.3 | 3.9 | 5.4 | 3.8 | 4.9 | 3.5 | 4.6 |
| 800 metros | 0,7 | 1.2 | 1.1 | 1.9 | 0,8 | 1.5 | 0,9 | 1.6 |
| 400 metros | 0,2 | 0,5 | 0,2 | 0,6 | 0.1 | 0,5 | 0,2 | 0,5 |
| Observaciones | 8253 | 8253 | 8253 | 24.759 | ||||
- Nota : Las categorías de sobrepeso y obesidad se definen utilizando los límites del Grupo Internacional de Trabajo sobre Obesidad (IOTF) (Cole et al., 2000 ).
Los cuadros A1 y A2 presentan el número promedio de restaurantes de comida rápida y otros establecimientos de comida alrededor de las residencias y escuelas de los niños a lo largo del tiempo. Surgen varios hechos interesantes. En primer lugar, observamos un aumento con el tiempo en el número de restaurantes de comida rápida alrededor de los hogares y escuelas de los niños: a los 7 años, los niños tenían un promedio de 2,5 restaurantes de comida rápida dentro de los 1600 m de su casa, mientras que 7 años más tarde el número había aumentado alrededor de 60% a 4. Esta tendencia también se observa en relación con las escuelas infantiles, donde los restaurantes de comida rápida en un radio de 1600 m aumentaron más del 40% durante este período, de 2,7 a 3,8. En segundo lugar, no sólo está aumentando el número de restaurantes de comida rápida durante este período, sino también otros establecimientos de comida. En promedio, a los 7 años había alrededor de 20,1 (21,5) otros establecimientos alimentarios dentro de un radio de 1600 m de los hogares infantiles (escuelas). A los 14 años, estas cifras habían aumentado un 46,3% (40,9%).
La Tabla 2 muestra estadísticas descriptivas para la muestra analítica general (columna 1) y por distancia desde el hogar (o la escuela) hasta los restaurantes de comida rápida. Alrededor del 67,8% (71,8%) de los niños han vivido (asistido a la escuela) dentro de un radio de 1.600 m, o 1 milla, de restaurantes de comida rápida durante el período analítico.TABLA 2. Estadística descriptiva por presencia de restaurantes de comida rápida (%).
| Hogar | Escuela | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Todo | <1600 mts. | <800 mts. | <400 mts. | <1600 mts. | <800 mts. | <400 mts. | |
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | |
| Demografía | |||||||
| el niño es varón | 52.0 | 51,8 | 51,7 | 53.4 | 51,8 | 51,9 | 52.0 |
| La madre es de etnia blanca b. | 84,4 | 79,7 | 75,4 | 72,9 | 80,5 | 78,6 | 78,8 |
| La madre es de etnia mixta. | 3.3 | 3.9 | 3.8 | 3.6 | 3.7 | 3.3 | 3.9 |
| La madre es de etnia india. | 2.3 | 2.8 | 3.4 | 3.1 | 2.8 | 2.8 | 2.9 |
| La madre es de etnia paquistaní o bangladesí. | 4.6 | 6.1 | 8.6 | 11.5 | 6.0 | 7.0 | 7.8 |
| La madre es negra o de etnia británica negra. | 4.0 | 5.4 | 6.8 | 6.7 | 5.2 | 6.2 | 4.9 |
| La madre es de otro grupo étnico. | 1.4 | 2.0 | 1.9 | 2.3 | 1.9 | 2.1 | 1.7 |
| El nivel NVQ más alto de la madre es 1 a , b | 8.1 | 8.7 | 9.4 | 10.9 | 8.7 | 9.5 | 11.9 |
| El nivel NVQ más alto de la madre es 2 a | 28.4 | 28,5 | 29.0 | 27.3 | 29.0 | 27.1 | 27.1 |
| El nivel NVQ más alto de la madre es 3 a | 14.7 | 14.4 | 13.5 | 13.0 | 14.6 | 14.9 | 15.2 |
| El nivel NVQ más alto de la madre es 4 a | 28.1 | 25,5 | 23.4 | 23.4 | 25.3 | 24.0 | 24.2 |
| El nivel NVQ más alto de la madre es 5 a | 5.2 | 5.2 | 5.1 | 4.8 | 5.2 | 4.9 | 4.5 |
| La madre tiene calificación en el extranjero solo un | 3.2 | 3.5 | 3.5 | 3.4 | 3.6 | 4.1 | 3.3 |
| La madre no tiene ninguna de estas calificaciones . | 12.1 | 14.3 | 16.0 | 17.2 | 13.7 | 15.5 | 13.7 |
| Número de padres/cuidadores en el hogar | |||||||
| Dos padres/cuidadores a , b | 77,9 | 76.1 | 74,7 | 73.0 | 76,3 | 75,3 | 76.1 |
| Un padre/ cuidador | 22.1 | 23.9 | 25.3 | 27.0 | 23.7 | 24.7 | 23.9 |
| Ingreso familiar semanal equivalente de la OCDE a | 387,4 | 365.0 | 342.2 | 319,6 | 370.2 | 357,4 | 355.1 |
| Número de personas en el hogar (sin incluir a los individuos) a | 3.5 | 3.5 | 3.6 | 3.6 | 3.5 | 3.6 | 3.6 |
| Número de habitaciones en el hogar a | 6.0 | 5.8 | 5.7 | 5.6 | 5.9 | 5.8 | 5.9 |
| Tenencia de vivienda | |||||||
| Hipoteca propia/préstamo a , b | 55,6 | 52,8 | 50.2 | 45,9 | 53,8 | 51,8 | 53,7 |
| Poseer completamente un | 5.5 | 5.1 | 5.1 | 5.1 | 5.1 | 5.2 | 5.8 |
| Alquiler u otro | 38,9 | 42.1 | 44,7 | 49.0 | 41.0 | 43.0 | 40,5 |
| Variables a nivel de autoridad local | |||||||
| Tasa de desempleo a | 8.0 | 8.4 | 8.7 | 8.8 | 8.3 | 8.5 | 8.6 |
| Estimaciones de población a | 2.3 | 2.5 | 2.6 | 2.7 | 2.4 | 2.4 | 2.4 |
| Observaciones | 8253 | 5603 | 3054 | 1060 | 5929 | 3624 | 1385 |
- Nota : Esta tabla muestra estadísticas descriptivas a los 7 años según la presencia de restaurantes de comida rápida dentro de zonas de influencia de 400, 800 y 1600 m. Columnas 2 y 5; 3 y 6; y 4 y 7 incluyen niños con uno o más restaurantes de comida rápida dentro de 1600, 800 y 400 m de zona de influencia, respectivamente.
- a Indica variables que varían en el tiempo incluidas como controles en las ecuaciones ( 1 ) y ( 2 ).
- b Indica la categoría de referencia excluida en las especificaciones empíricas. Las estadísticas descriptivas de las variables Restaurantes de comida rápida y Otros establecimientos de comida se encuentran en el Apéndice .
4.2 El impacto de los restaurantes de comida rápida en el IMC de los niños
Primero estimamos las ecuaciones ( 1 ) y ( 2 ) por separado para hogares y escuelas de niños. La Tabla 3 presenta nuestras estimaciones intraindividuales preferidas que capturan si los cambios en el IMC de los niños se ven afectados por los cambios en el número de restaurantes de comida rápida alrededor de los hogares y escuelas de los niños. Mostramos estimaciones transversales para el IMC y otras medidas antropométricas en la Tabla A3 . Las columnas 1 y 5 muestran los resultados en torno a hogares y escuelas para una especificación que incluye solo el año de la encuesta y la EF individual. En general, los resultados muestran que el impacto sobre el IMC de un restaurante de comida rápida adicional dentro de un radio de 1600 m de los hogares de los encuestados es positivo y significativo. También encontramos que un mayor número de restaurantes de comida rápida alrededor de las escuelas de los niños aumenta el IMC, impulsado principalmente por el margen de 800 m. La asociación positiva entre el número de restaurantes de comida rápida alrededor de los hogares y las escuelas y el IMC es sólida si se incluye el número de otros establecimientos de comida (columnas 2, 6), controles individuales que varían en el tiempo (columnas 3, 7) y autoridades locales. controles de distrito (columnas 4, 8). Encontramos resultados similares cuando utilizamos como resultados el porcentaje de grasa corporal, el peso en kilogramos y las puntuaciones estandarizadas del IMC (Tabla A4 ).TABLA 3. El impacto de los restaurantes de comida rápida en el IMC.
| Hogar | Escuela | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
| Panel A. Restaurante de comida rápida dentro | ||||||||
| Ecuación ( 1 ), k = 400 m | 0,1140* | 0.1030 | 0.1000 | 0.0980 | −0,0061 | 0.0341 | 0.0318 | 0.0296 |
| (0,0594) | (0,0794) | (0,0777) | (0,0775) | (0,0342) | (0,0432) | (0,0428) | (0,0426) | |
| Ecuación ( 1 ), k = 800 m | 0,0574*** | 0,0607** | 0,0591** | 0,0554** | 0,0291** | 0,0750*** | 0,0741*** | 0,0742*** |
| (0,0200) | (0,0257) | (0,0255) | (0,0255) | (0,0143) | (0,0236) | (0,0229) | (0,0229) | |
| Ecuación ( 1 ), k = 1600 m | 0,0290*** | 0,0389*** | 0,0390*** | 0,0355*** | 0.0022 | 0,0220** | 0,0218** | 0,0225** |
| (0,0088) | (0,0127) | (0,0126) | (0,0126) | (0,0088) | (0,0107) | (0,0106) | (0,0106) | |
| Panel B. Ecuación ( 2 ) | ||||||||
| Restaurante de comida rápida | ||||||||
| Dentro de 400 m | 0.0921 | 0.108 | 0.1040 | 0,1020 | −0,0165 | 0.0446 | 0.0424 | 0.0404 |
| (0,0601) | (0,0791) | (0,0774) | (0,0773) | (0,0342) | (0,0432) | (0,0428) | (0,0426) | |
| Entre 400 y 800 m | 0.0292 | 0.0476 | 0.0472 | 0.0432 | 0,0444*** | 0,0819*** | 0,0813*** | 0,0818*** |
| (0,0272) | (0,0309) | (0,0306) | (0,0306) | (0,0158) | (0,0251) | (0,0244) | (0,0244) | |
| Entre 800 y 1600 m | 0,0243** | 0,0312** | 0,0317** | 0,0283** | −0,0083 | 0.0059 | 0.0059 | 0.0068 |
| (0,0110) | (0,0141) | (0,0142) | (0,0142) | (0,0111) | (0,0121) | (0,0121) | (0,0120) | |
| Otros establecimientos de comida | No | Sí | Sí | Sí | No | Sí | Sí | Sí |
| Controles individuales | No | No | Sí | Sí | No | No | Sí | Sí |
| Controles a nivel de área | No | No | No | Sí | No | No | No | Sí |
| EF individuales | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| Año de la encuesta FE | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| Observaciones | 24.759 | 24.759 | 24.759 | 24.759 | 24.759 | 24.759 | 24.759 | 24.759 |
| Numero de niños | 8253 | 8253 | 8253 | 8253 | 8253 | 8253 | 8253 | 8253 |
| Media de la variable dependiente | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 |
- Nota : Las columnas 1 a 4 muestran estimaciones sobre las residencias de los encuestados y las columnas 5 a 8 sobre las escuelas. En el Panel A, cada celda informa una regresión diferente y las filas muestran resultados para tres ecuaciones diferentes, una para cada búfer respectivo indicado en la Ecuación ( 1 ): β 400 , β 800 y β 1600 . En el Panel B, las filas muestran estimaciones de la ecuación ( 2 ): γ 1 , γ 2 y γ 3 . Otras estimaciones en las ecuaciones ( 1 ) y ( 2 ) se omiten debido a limitaciones de espacio, pero están disponibles a pedido. ***, ** y * denotan estadísticamente significativo al 1%, 5% y 10%. Los errores estándar robustos entre paréntesis se agrupan a nivel individual.
Si analizamos más de cerca las estimaciones, y primero las relacionadas con la proximidad de las comidas rápidas a los hogares (columnas 1 a 4 en el Panel A de la Tabla 3 ), un restaurante de comida rápida adicional dentro de 1600 m, de edades entre 7 y 14 años, aumenta la probabilidad de que los encuestados IMC en 0,036 puntos, o un aumento del 0,2% sobre la media de la muestra de 18,95. Las estimaciones son un poco mayores cuando nos centramos en los restaurantes de comida rápida en un radio de 800 m, con un aumento del 0,3% respecto a la media muestral. El tamaño de las estimaciones disminuye a medida que aumenta el radio de amortiguamiento, lo que es consistente con mayores costos psicológicos y de transporte que enfrentan los individuos (Currie et al., 2010 ). Los resultados en torno a las escuelas de niños (columnas 5 a 8 en el Panel A de la Tabla 3 ) muestran un patrón similar pero son ligeramente más grandes, con un restaurante de comida rápida adicional dentro de los 1600 (800) metros que aumenta el IMC en un 0,5% (0,6%) sobre la media de la muestra. .
Las estimaciones de la Ecuación ( 2 ) en el Panel B muestran que el impacto alrededor de los hogares probablemente se deba al aumento de los restaurantes de comida rápida entre 800 y 1600 m (columna 4). Aunque las estimaciones puntuales dentro de 400 m y entre 400 y 800 m son relativamente mayores que entre 800 y 1600 m, se estiman con menos precisión. Curiosamente, los hallazgos en torno a las escuelas infantiles se deben principalmente a aumentos en los restaurantes de comida rápida entre 400 y 800 m (columna 8). Esta evidencia sugiere que la proximidad de los restaurantes de comida rápida a las escuelas es más perjudicial que a los hogares.
En términos de la magnitud de las asociaciones, nuestra especificación principal que muestra un restaurante de comida rápida adicional, respectivamente, dentro de 400, 800 y 1600 m de los hogares de niños aumenta el IMC en 0,10, 0,06 y 0,04 puntos, lo que se traduce en una ganancia de 344. 157 y 86 g durante el período considerado. Expresadas en puntuaciones de IMC estandarizadas, estas estimaciones son 0,029, 0,018 y 0,008, respectivamente (consulte la columna 3 en la Tabla A4 ), siendo las dos últimas estadísticamente significativas al nivel del 5% y el 10%. Para comparar con las estimaciones existentes, Qian et al. ( 2017 ), encuentran que el efecto de un restaurante de comida rápida adicional dentro de un radio de 1600 m de la residencia del niño sobre las puntuaciones estandarizadas del IMC fue de 0,0019, mientras que Asirvatham et al. ( 2019 ) encuentran efectos nulos. Estudios anteriores, que utilizan datos a nivel escolar en Arkansas y variables instrumentales, encuentran que un restaurante de comida rápida adicional dentro de 1600 m aumenta la tasa de obesidad en un 1,23% (Alviola et al., 2014 ) y un 1,22% (Qian et al., 2017 ). . En comparación, en la misma zona de 1.600 m alrededor de las escuelas, encontramos un aumento de 0,2 puntos porcentuales en la obesidad, un aumento del 3,4% con respecto a una tasa de muestra del 5,8%. dieciséis
4.3 Mecanismos de transmisión
Nuestro hallazgo general es que la presencia de comida rápida tiene un impacto limitado en el peso de los niños, y una posible explicación para esto es que podemos estar estimando un efecto que también refleja otras respuestas conductuales a la proximidad de la comida rápida: los niños pueden mejorar otros aspectos de sus dietas y /o aumentar sus niveles de actividad física, como una posible respuesta (dirigida por los padres) al mayor acceso a la comida rápida. Comprender hasta qué punto esto puede estar en juego es importante para formular una respuesta política adecuada.
Examinamos dos dimensiones de la dieta, como indicadores de dietas menos saludables: el consumo de determinados alimentos (poca cantidad de fruta, bebidas endulzadas con regularidad, saltarse el desayuno) y la ingesta de comidas escolares, que cumplen con los estándares nutricionales nacionales. 17 También creamos una variable de puntuación para representar los hábitos alimentarios poco saludables , la suma de las tres primeras variables binarias, donde las puntuaciones más altas indican dietas de menor calidad.
Las estimaciones del Cuadro A13 no proporcionan evidencia de que una mayor presencia de restaurantes de comida rápida alrededor de los hogares de los niños conduzca a mejoras en otros aspectos de la dieta de un individuo, a modo de compensación. 18 Si bien esto es informativo, estos resultados deben interpretarse cuidadosamente debido a las limitaciones de nuestras medidas, incluido el hecho de que solo miden el margen extenso y no los cambios más frecuentes en los comportamientos, proporcionando solo una caracterización parcial de los comportamientos dietéticos.
A continuación, estudiamos si la proximidad a restaurantes de comida rápida cerca de hogares y escuelas afecta si los participantes reciben o no comidas escolares. El acceso a las comidas escolares gratuitas está determinado por la elegibilidad de los padres para recibir ciertos beneficios, y las familias que no son elegibles pueden optar por aprovechar las comidas escolares pagándolas. Alrededor del 16% de los niños de nuestra muestra a los 7 años recibieron comidas escolares gratuitas y otro 39% pagó las comidas escolares. Dado que las comidas escolares en el Reino Unido deben cumplir estándares nutricionales de alta calidad (Evans & Harper, 2009 ), nuestra hipótesis es que la presencia de opciones de alimentos poco saludables, como los restaurantes de comida rápida, podría inducir conductas compensatorias de los padres para aumentar la participación escolar. comidas. Sin embargo , los resultados nulos en la columna 5 de la Tabla A13 indican que esto no está en juego.
A continuación, examinamos si la actividad física cambia en presencia de restaurantes de comida rápida: si una mayor presencia de comida rápida induce un aumento en el consumo de comida rápida, entonces los individuos pueden responder aumentando sus niveles de actividad física, mitigando el impacto general en su IMC. Estimamos la ecuación ( 1 ) utilizando como resultado la frecuencia semanal de actividad física. Definimos tres variables binarias que indican si el individuo hizo ejercicio 1 o más, 3 o más y 5 o más días por semana. También creamos una variable continua que imputa el punto medio de los intervalos asociados con cada categoría (es decir, 0, 1,5, 3,5 y 6 días). Los hallazgos del Cuadro A14 no proporcionan evidencia de que los cambios en los entornos alimentarios induzcan a los niños a cambiar su actividad física.
4.4 Heterogeneidad
Ahora examinamos si el efecto de los restaurantes de comida rápida sobre el IMC varía según el sexo y el nivel socioeconómico, así como según los niveles de regulación emocional. Se ha demostrado que esto último está asociado con una serie de conductas de riesgo y obesidad entre los adolescentes (Graziano et al., 2010 ; Kelly et al., 2016 ; Limbers & Summers, 2021 ), junto con importantes ámbitos de la vida, incluido el empleo y educación (Kautz, 2014). Para probar esto, estimamos la ecuación ( 1 ) e interactuamos con nuestro restaurante de comida rápida y otras variables de establecimiento de comida con estas características. Las columnas 1 a 4 (5 a 7) de la Tabla 4 muestran estimaciones para la zona de amortiguamiento de 1600 m alrededor de los hogares (escuelas) de los niños.TABLA 4. Heterogeneidad en el efecto de los restaurantes de comida rápida sobre el IMC.
| Hogar | Escuela | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
| Restaurante de comida rápida | ||||||||
| Dentro de 1600 m | 0,0325* | −0,00844 | 0.0142 | −0,0726 | 0,0433*** | −0,0249** | 0.0161 | −0,0131 |
| (0,0178) | (0,0157) | (0,0205) | (0,0505) | (0,0162) | (0,0108) | (0,0126) | (0,0416) | |
| Dentro de 1600 m × macho | 0.00233 | −0,0403* | ||||||
| (0,0244) | (0,0212) | |||||||
| Dentro de 1600 m × educación baja | 0,0618*** | 0,0841*** | ||||||
| (0,0228) | (0,0196) | |||||||
| Dentro de 1600 m × alta desregulación emocional | 0,0488* | 0.0185 | ||||||
| (0,0265) | (0,0219) | |||||||
| Dentro de 1600 m × puntuación de desregulación emocional | 0,0640** | 0.0222 | ||||||
| (0,0275) | (0,0259) | |||||||
| Otros establecimientos de comida | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| Controles individuales | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| Controles a nivel de área | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| EF individuales | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| Año de la encuesta FE | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| Observaciones | 24.759 | 24.759 | 24.258 | 24.258 | 24.759 | 24.759 | 24.258 | 24.258 |
| Numero de niños | 8253 | 8253 | 8086 | 8086 | 8253 | 8253 | 8086 | 8086 |
| Media de la variable dependiente | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 | 18,95 |
- Nota : Esta tabla muestra los resultados de MCO para una ecuación modificada ( 1 ) que interactúa con las variables de los restaurantes de comida rápida y otros establecimientos de comida con las variables que se muestran en las filas. Hombre es una variable ficticia que toma el valor 1 si el niño es hombre y 0 si es mujer. El nivel educativo bajo es una variable ficticia igual a 1 si la educación materna más alta (medida cuando el niño tenía 5 años) está por debajo del nivel de grado y a 0 si es de nivel de grado o superior. La desregulación emocional alta es una variable ficticia igual a 1 si la subescala de desregulación emocional del Cuestionario de conductas sociales infantiles a los 7 años está por encima de la mediana de la muestra y 0 en caso contrario. La puntuación de desregulación emocional es la puntuación de la subescala de desregulación del Cuestionario de conductas sociales infantiles a los 7 años. Cada columna informa una regresión diferente. Otras estimaciones en la Ecuación ( 1 ) se omiten debido a limitaciones de espacio, pero están disponibles previa solicitud. ***, ** y * denotan estadísticamente significativo al 1%, 5% y 10%. Los errores estándar robustos entre paréntesis se agrupan a nivel individual.
4.4.1 Sexo
Investigaciones anteriores han documentado actitudes específicas de cada sexo hacia los comportamientos dietéticos, y se han observado diferencias en actitudes y comportamientos de riesgo entre hombres y mujeres (Eckel y Grossman, 2002 ). No encontramos diferencias en los efectos entre hombres y mujeres para los restaurantes de comida rápida cerca de los hogares (columnas 1 en la Tabla 4 ), y efectos más pequeños (aunque estimados con menos precisión) para los hombres que para las mujeres alrededor de las escuelas.
4.4.2 Situación socioeconómica
Investigaciones anteriores muestran un patrón claro de disparidad en la obesidad adolescente según el nivel socioeconómico (Bann et al., 2018 ). Una cuestión importante, que no se ha abordado en estudios anteriores, es hasta qué punto la presencia de restaurantes de comida rápida podría exacerbar estas desigualdades. Examinamos la heterogeneidad por nivel de educación materna, específicamente, si la madre del individuo tiene un título universitario o superior (47,7%) o no. El impacto de los restaurantes de comida rápida en el IMC es significativo y casi el doble entre los niños cuyas madres tienen niveles educativos más bajos (columnas 2 y 4 en la Tabla 4 ), lo que indica que la exposición a la comida rápida podría exacerbar las desigualdades nutricionales.
4.4.3 Autorregulación
Exploramos si una menor capacidad para regular las respuestas emocionales, es decir, la desregulación emocional, puede desempeñar un papel en la determinación del impacto de los restaurantes de comida rápida en el IMC. La desregulación emocional implica, entre otras cosas, una menor capacidad para controlar conductas impulsivas y se ha asociado con la obesidad adolescente (Kelly et al., 2016 ; Limbers & Summers, 2021 ) y una variedad de conductas de riesgo como el uso de sustancias (Garland, 2018). ; Weiss et al., 2015 ), y enfermedades mentales que incluyen autolesiones (Crowell, 2018 ) y trastornos alimentarios (Racine y Sarah, 2018 ). Además, las conductas alimentarias como la alimentación emocional, es decir, comer en exceso en respuesta a emociones negativas, se han considerado un marcador de desregulación emocional y podrían ayudar en la detección clínica de diagnósticos tempranos de obesidad (Micanti et al., 2017 ) .
Utilizamos la subescala de desregulación emocional del Child Social Behaviors Questionnaire a los 7 años (Hogan et al., 1992 ; Sylva et al., 2004 ). Primero validamos nuestra medida de desregulación emocional analizando si los altos niveles de desregulación emocional a los 7 años predicen el consumo de comida rápida a los 14 años, las conductas de riesgo (fumar y beber) a los 14, la paciencia a los 14 y la toma de riesgos a los 11. Consumo de comida rápida es una variable binaria que mide si el individuo come comida rápida uno o más días a la semana. Fumar y beber son variables binarias que indican si el individuo alguna vez ha fumado o bebido alcohol. Usamos la pregunta «¿Qué tan paciente dirías que eres?» para medir la paciencia a los 14 años, una puntuación que va de 0 a 10, donde 0 es nunca y 10 es siempre. La asunción de riesgos a los 11 años se mide utilizando la puntuación de asunción de riesgos de la CANTAB Cambridge Gambling Task, donde los valores más altos indican una mayor asunción de riesgos (Atkinson, 2015 ). La Tabla A12 muestra estimaciones de mínimos cuadrados ordinarios para los resultados a los 11 y 14 años en función de la desregulación emocional de los encuestados a los 7 años, controlando las variables individuales y del área local a los 7 años. Los resultados revelan un patrón consistente, por el cual los niños con una alta desregulación emocional a los 7 años Los niños de 7 años tienen más probabilidades de comer comida rápida, de haber probado alguna vez el tabaco o el alcohol, son más impacientes y están más dispuestos a correr riesgos.
A continuación analizamos si el efecto de la presencia de restaurantes de comida rápida sobre el IMC varía según la desregulación emocional. Los resultados se muestran en la Tabla 4 . El efecto es mayor para aquellos con niveles más altos de desregulación emocional, lo que sugiere que la proximidad a la comida rápida es más perjudicial para aquellos con una menor capacidad de autorregulación. Cuando estudiamos los efectos de la educación materna baja/alta y la regulación emocional baja/alta, encontramos que el impacto de un aumento de una desviación estándar (o 5,2 restaurantes) en la exposición a la comida rápida sobre el IMC es de 0,54 puntos (IC del 95%: 0,24, 0,83) mayor para los participantes con mayor riesgo (baja educación materna y baja regulación emocional) que para los participantes menos vulnerables (alta educación materna y alta regulación emocional). 19
5 ROBUSTEZ
El impacto de la proximidad de los restaurantes de comida rápida en el IMC de los niños se identifica bajo el supuesto de que, condicionado a la FE individual y a los controles a nivel de área e individual, la presencia de restaurantes de comida rápida cerca de las residencias y escuelas de los participantes de MCS es casi aleatoria. Las estimaciones podrían estar sesgadas si las aperturas y cierres de restaurantes de comida rápida responden a cambios en las preferencias o gustos de las familias, debido, por ejemplo, a la formación de hábitos que impulsan una mayor demanda de comida rápida. Si bien no podemos descartar esto, podemos investigar hasta qué punto es probable que sea un problema. Para hacer esto, utilizamos la rica información del MCS y examinamos si, condicionada a la FE individual y a los controles a nivel de área, la presencia de restaurantes de comida rápida se correlaciona con características a nivel individual que varían en el tiempo. El Cuadro 5 proporciona evidencia de que generalmente no están correlacionados con la presencia de restaurantes de comida rápida alrededor de las residencias y escuelas de los niños. 20TABLA 5. Estimaciones del efecto de los restaurantes de comida rápida alrededor de las residencias y escuelas de los niños sobre la demografía de los niños y las madres.
| Dos padres/cuidadores | Ingreso familiar semanal equivalente de la OCDE | NVQ nivel 4 o 5 | Hermanos de niños en el hogar | Puntuación total del SDQ | Nivel general de salud | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
| Panel A: Viviendas | ||||||
| Restaurantes de comida rápida a menos de 1600 m. | 0.000234 | −0,164 | 0.00111 | 0.00005 | −0,00400 | −0,00215 |
| (0,00239) | (0,674) | (0,00101) | (0,000707) | (0,0267) | (0,00520) | |
| Restaurantes de comida rápida a menos de 800 m. | −0,00113 | 2.055 | 0.00252 | −0,000722 | −0,0595 | −0,00560 |
| (0,00568) | (1.442) | (0,00204) | (0,00132) | (0,0528) | (0,0110) | |
| Restaurantes de comida rápida a menos de 400 m. | 0.000439 | 2.298 | 0.00567 | −0,00144 | −0,00280 | −0,0549 |
| (0,00924) | (2.801) | (0,00468) | (0,00251) | (0,159) | (0,0342) | |
| Panel B: Escuelas | ||||||
| Restaurantes de comida rápida a menos de 1600 m. | 0.00119 | −1,074* | 0.000319 | −0,00002 | −0,02740 | −0,00007 |
| (0,00147) | (0,626) | (0,000764) | (0,000268) | (0,0198) | (0,00385) | |
| Restaurantes de comida rápida a menos de 800 m. | −0,00205 | −1.330 | −0,000310 | −0,000192 | 0.0309 | 0.00279 |
| (0,00483) | (1.399) | (0,00161) | (0,000395) | (0,0596) | (0,00929) | |
| Restaurantes de comida rápida a menos de 400 m. | 0.00484 | 0,882 | 0.00466 | −0,00201 | 0.120 | 0,0330* |
| (0,00713) | (2.602) | (0,00333) | (0,00180) | (0,0925) | (0,0172) | |
| Observaciones | 24.759 | 24.759 | 24.759 | 24.759 | 24.086 | 24.686 |
| Niños | 8253 | 8253 | 8253 | 8253 | 8249 | 8253 |
| Otros establecimientos de comida | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| Controles individuales | No | No | No | No | No | No |
| Controles económicos a nivel de área | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| EF individuales | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
| Año de la encuesta FE | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí | Sí |
- Nota : esta tabla muestra estimaciones de MCO. Cada celda muestra una regresión diferente que incluye una constante, otros puntos de venta de alimentos, controles económicos a nivel de área, efecto fijo del año de la encuesta y efecto fijo individual. Los resultados se muestran en la parte superior de cada columna. “Dos padres/cuidadores” es una variable ficticia que equivale a 1 si dos padres o cuidadores están presentes en el hogar y 0 en caso contrario; Ingreso familiar semanal equivalente de la OCDE; “NVQ nivel 4 o 5” es una variable ficticia que equivale a 1 si el nivel educativo más alto de la madre es Licenciatura o nivel superior y 0 en caso contrario; el número de hermanos de niños en el hogar; el padre del encuestado informa la salud general del individuo y varía de 1 a 5, donde 1 es excelente y 5 es mala salud; y la puntuación de dificultades totales del Cuestionario de Fortalezas y Dificultades (SDQ). ***, ** y * denotan estadísticamente significativo al 1%, 5% y 10%. Los errores estándar robustos entre paréntesis se agrupan en el individuo.
Otra amenaza potencial a nuestra estrategia de identificación es que las familias de ciertas características sociodemográficas puedan vivir de manera desproporcionada en áreas con más restaurantes de comida rápida. Es difícil descartar completamente esta preocupación sin datos experimentales, pero en el Apéndice proporcionamos evidencia de que es poco probable que sea un problema en nuestra muestra. Mostramos que nuestros efectos principales no están impulsados por cambios en los restaurantes de comida rápida entre aquellas familias que cambian de residencia (Tablas A5 y A8 ). También mostramos que la presencia de restaurantes de comida rápida en el área de amortiguamiento cercana a donde viven los niños en el período t no está asociada con la probabilidad de que las familias cambien de residencia entre t −1 y t (Tabla A6 ). Además, proporcionamos evidencia de que la cantidad de restaurantes de comida rápida alrededor de niños cuando tienen 7 y 11 años no está asociada con cambios residenciales futuros, entre las edades de 7 a 11 y 11 a 14 años, respectivamente (Tabla A7 ). En el Apéndice , también proporcionamos evidencia de que nuestros resultados son similares a las estimaciones obtenidas con el estimador propuesto por de Chaisemartin y D’Haultfœuille ( 2020 ), que permite la heterogeneidad en los efectos del tratamiento a lo largo del tiempo y las unidades tratadas (Figuras A5 y A6 ). Junto con el hecho de que nuestros resultados son sólidos al controlar varias variables que varían en el tiempo (incluido el modo de transporte desde el hogar a la escuela en la Tabla A9 ), estas pruebas demuestran que es poco probable que nuestras estimaciones estén sesgadas por la clasificación residencial selectiva o la heterogeneidad del efecto del tratamiento. .
También mostramos la solidez de nuestros resultados ante los cambios en la clasificación de los restaurantes de comida rápida (Tablas A10 y A11 ). Modificamos nuestra clasificación de restaurantes de comida rápida para incluir: Dixie Chicken, Chicken Cottage, Papa John’s, Southern Fried Chicken, Five Guys, Harry Ramsdens y Little Chef. Al incluir estas cadenas de comida rápida adicionales, nuestra clasificación debería parecerse más a la clasificación «Moderada» creada por Wilkins et al. ( 2019a ). Los resultados de las Tablas A10 y A11 muestran que la magnitud y la importancia de los parámetros estimados permanecen estables.
Finalmente, realizamos un ejercicio de placebo ejecutando nuestra especificación preferida pero reemplazando nuestra variable de comida rápida con el número de instalaciones en otras categorías de PdI que posiblemente no deberían estar asociadas con la obesidad infantil. Utilizamos las categorías «Servicios de TI, marketing y medios», «Agencias de empleo y carreras», «Consultorías» y «Servicios de construcción». 21 Las Figuras A1 y A2 muestran los resultados de la Ecuación ( 1 ) y las Figuras A3 y A4 de la Ecuación ( 2 ). En todas las especificaciones, no encontramos evidencia de que las instalaciones comerciales cercanas a residencias o escuelas de niños estén asociadas con el IMC o el porcentaje de grasa corporal, lo que proporciona evidencia adicional sobre la confiabilidad de nuestros hallazgos principales. Esto proporciona cierta evidencia de que nuestros resultados principales no se limitan a detectar cambios que varían en el tiempo en características no observadas a nivel de área, como una gentrificación del vecindario que conduce a un cambio en las normas sociales alimentarias, la actividad económica o el suministro de alimentos.
Otra posible fuente de sesgo es el error de medición en la clasificación de los restaurantes de comida rápida en torno a residencias y escuelas, lo que daría como resultado una estimación conservadora del efecto de los restaurantes de comida rápida sobre el aumento de peso.
6. CONCLUSIÓN
Utilizando una muestra nacionalmente representativa de jóvenes de Gran Bretaña, mostramos que una mayor exposición a restaurantes de comida rápida cerca de los hogares y las escuelas aumenta el IMC durante la infancia y la adolescencia (entre 7 y 14 años). Encontramos efectos perjudiciales significativos de la exposición a restaurantes de comida rápida, pero observamos que las estimaciones puntuales son relativamente pequeñas, sorprendentemente en línea con evidencia previa obtenida con datos de EE. UU. Si bien los resultados son similares a los de estudios anteriores, nuestros hallazgos se encuentran entre los primeros para el Reino Unido. Nuestro estudio mejora la evidencia existente para el Reino Unido mediante el uso de una estrategia de identificación que controla varios factores de confusión de la relación entre la disponibilidad y el peso de los restaurantes de comida rápida, como la clasificación residencial, la heterogeneidad fija de los hogares y la variación en el tiempo no observada a nivel individual y de área. factores. Aunque no podemos descartar completamente la autoselección y el sesgo de variable omitida, presentamos evidencia de que nuestros resultados son robustos ante diferentes especificaciones y pruebas de falsificación.
Un aumento de una desviación estándar en los restaurantes de comida rápida dentro de 1600 m de residencias individuales (o 5,2 restaurantes) aumenta el IMC en un 1,0% con respecto a la media de la muestra, y en un 0,5% dentro de la zona de influencia escolar de 1600 m. Los hallazgos son similares para las otras medidas antropométricas que examinamos. Nuestros resultados también indican que el acceso a restaurantes de comida rápida alrededor de las escuelas está asociado con un aumento de peso, donde un aumento marginal en restaurantes de comida rápida dentro de un radio de 800 m aumenta el IMC y la incidencia de sobrepeso en un 0,4% y un 4,0% respectivamente con respecto a las medias de la muestra. Al comparar los hallazgos para escuelas y hogares, hay evidencia de que una mayor proximidad a restaurantes de comida rápida (dentro de 800 m) es perjudicial para las escuelas, mientras que para los hogares, distancias mayores de hasta 1600 m son más relevantes. Aunque se necesita más investigación para estudiar si este hallazgo se repite en otros contextos, una posible explicación es que, a medida que los estudiantes ganan independencia, la compra de comida rápida para llevar puede tener lugar durante el viaje escolar.
En cuanto a los efectos heterogéneos, los efectos perjudiciales de los restaurantes de comida rápida sobre el IMC son mayores entre los participantes cuyas madres tienen niveles de educación relativamente bajos. Estos resultados son consistentes con las desigualdades educativas dentro del hogar, que amplifican las desigualdades en salud en edades tempranas (Deaton, 2003 ; Marmot, 2010 ) y con evidencia transversal en el Reino Unido, que muestra que el acceso a restaurantes de comida rápida acentúa las desigualdades socioeconómicas en los adultos (Burgoine et al., 2016 ). La interrelación entre el conocimiento nutricional y la educación materna es una posible explicación del mayor efecto estimado de la exposición a la comida rápida entre aquellos con condiciones socioeconómicas más pobres (Parmenter et al., 2000 ). Sin embargo, una explicación alternativa puede ser que las limitaciones de tiempo y presupuesto son más vinculantes entre las familias desfavorecidas, que pueden tener menos tiempo para preparar las comidas y menos posibilidades de adquirir alimentos nutritivos que suelen ser más caros que los alimentos procesados.
Examinamos la heterogeneidad con respecto a la regulación emocional y encontramos que los efectos negativos de la proximidad a la comida rápida son significativamente mayores entre los participantes con niveles más bajos de regulación emocional en comparación con aquellos con niveles más altos. Combinado con nuestros hallazgos de que quienes provienen de entornos más desfavorecidos corren un mayor riesgo de sufrir los efectos del suministro de comida rápida, esto sugiere que se debe prestar más atención a las decisiones de planificación en áreas menos favorecidas. Finalmente, no encontramos evidencia de que los bajos impactos estimados reflejen comportamientos compensatorios, incluidos cambios en la calidad de la dieta y la actividad física.
En esta investigación nos hemos centrado específicamente en el papel que desempeña crecer en un entorno obesogénico a la hora de contribuir al aumento de la obesidad infantil. Reconocemos plenamente que el aumento de la obesidad infantil probablemente esté impulsado por una multitud de factores socioeconómicos, culturales y ambientales, junto con interacciones entre ellos y otros más estructurales como los examinados en este artículo. Comprender la interacción entre estos factores sigue siendo un área clave para que futuras investigaciones sirvan de base para las políticas destinadas a abordar las desigualdades en salud.
