Prehliadaním tejto stránky súhlasíte s použitím cookies, ktoré nám pomáhajú zlepšovať naše služby. Viac info

Súhlasím



Stravovacie návyky v kontexte rodiny očami adolescenta

Michaela Miertová
Univerzita Komenského v Bratislave, Jesseniova lekárska fakulta v Martine, Ústav ošetrovateľstva

Abstract

MIERTOVÁ, M.  Family Eating Habits  by View of Adolescent. In Ošetrovateľstvo: teória, výskum, vzdelávanie, 2011, vol. 1, no. 1, pp. 28–33.

Objective: The purpose of the present study was to identify chosen aspects of family meal patterns. It is one of socioenviromental factors associatewd with nutrition quality of adolescent. Family meal patterns have effect the eating habits in adolescence and in next life period. Quality of family meal patterns affects the adodolescent s physical and mental health.

Method: For empiric data collection we used questionnaire Project EAT.

Sample: Empirical research was realized in a sample of 387 adolescents, students of  the first and fourth study years from the secondary schools.
Results are different for age and gender. 9.1 % adolescents, more male and respondents of first study year had eaten (lunch/dinner) together with family every day during last seven days. 19.9 % wrote that never had eaten meal together with family, more respondents of fourth study year, intersexual differences are not considerable. Women agree with proposition that eating together brings family members in an enjoyable way. Men eat and watch television at the same time.   

Conclusion: Nursing nutrition assessment (includes the assessment of family meal patterns) can help to identify risk factors of eating disorders and obesity and can help to resolve them.

Keywords: adolescent, family, meal patterns

Úvod

Rodičia, predovšetkým matka, ovplyvňujú stravovanie a formovanie stravovacích návykov svojich detí už od ich narodenia, nevynímajúc obdobie adolescencie (Boutelle, Fulkerson, Neumark-Sztainer et al., 2005, s. 16). Niektorí autori považujú vplyv rodičov na stravovanie detí za rozhodujúci (Fulkerson, Neumark-Sztainer, Hannan, Story, 2008, s. 2529; Cejpek, 2006, s. 24). Kovács, Babinská, Ševčíková a kol. (2008, s. 26, 48) uvádzajú, že osvojovanie stravovacích návykov u detí a adolescentov sa realizuje priamym pozorovaním a kopírovaním nutričného správania svojich rodičov, napr. napodobňovanie rodiča v držaní diét, odmietanie
určitého jedla.

Stravovanie v rodine je jeden zo socioenviromentálnych faktorov s priamym vplyvom na formovanie stravovacích návykov dieťaťa. Ide napríklad o vplyv na množstvo skonzumovaného jedla (prejedanie sa) a výber metód kontroly hmotnosti. Výsledky výskumov dokazujú, že dievčatá, ktoré sa prejedali, vnímajú rodinné prostredie ako negatívne (Eisenberg, Olson, Neumark-Sztainer et al., 2004, s. 792, 796; Neumark-Sztainer, Wall, Story, Fulkerson, 2004, s. 350–351). Okrem uvedeného má stravovanie v rodine vplyv na telesné zdravie (nadváha, obezita) a duševné zdravie (depresívne ladenie, subjektívny pocit pohody, poruchy príjmu potravy) adolescenta, na jeho sebaúctu a hodnotenie jeho vlastného tela (Neumark-Sztainer, Story, Ackard et al., 2000, s. 329; Eisenberg, Olson, Neumark-Sztainer et al., 2004, s. 792, Neumark-Sztainer, Wall, Haines et al., 2004, s. 359; Neumark-Sztainer, Eisenberg, Fulkerson et al., 2008, s. 17). Je nesprávne, ak rodičia komentujú vzhľad svojich detí, ich hmotnosť a usilujú sa ich v tomto smere ovplyvňovať (Rašticová, 2009, s. 35).

Pri posudzovaní stravovania a stravovacích návykov v kontexte rodiny sa zameriavame na miesto konzumácie jedla, kvalitu podávanej stravy, frekvenciu spoločných jedál, pravidlá spojené so stolovaním a jedením (napr. zasadací poriadok členov rodiny, modlidba pred začatím jedenia), činnosti súvisiace s konzumáciou jedla (pozeranie televízie počas jedenia), interpersonálne vzťahy medzi jednotlivými členmi rodiny (Neumark-Sztainer, Story, Ackard et al., 2000a, s. 331). Posudzujeme atmosféru počas jedenia, obmedzenia súvisiace s príjmom jedla napríklad držanie redukčnej diéty rodičom alebo diéta v rámci liečebného režimu, posmech rodiča dieťaťu pre jeho hmotnosť (Neumark-Sztainer, Wall, Haines et al., 2007, s. 360; Neumark-Sztainer, Wall, Story, Fulkerson, 2004, s. 350–351).

Cieľ

Cieľ výskumu bol zameraný na identifikovanie stravovacích návykov rodiny, ktorej členom je adolescent, a výsledky výskumu analyzovať vo vzťahu k veku a pohlaviu.

Súbor

Vzorku respondentov tvorilo 387 študentov stredných škôl v Žilinskom kraji, vtedy študentov prvého ročníka vo veku 15–16 rokov (n = 143,37 %) a štvrtého ročníka vo veku 18–20 rokov (n = 244,63 %). Žien bolo 46,5 % (n = 180) a mužov 53,5 % (n = 207).

Výber vzorky bol zámerný. Do výskumu boli zaradení respondenti spĺňajúci nami vopred určené kritériá. K zaraďovacím kritériám patrili: vek (adolescencia), študent prvého/štvrtého ročníka, ochota spolupracovať vyjadrená súhlasom s vyplnením dotazníka, informovaný súhlas o účasti na výskume od rodiča u neplnoletých respondentov.

Metodika

Na zber empirických údajov bola použitá metóda dotazníka. Stravovacie návyky v kontexte rodiny adolescenta sa hodnotili pomocou vybraných položiek sebaposudzovacieho dotazníka Mapovanie stravovacích návykov medzi adolescentmi (Project EAT Survey, Eating Among Teens). Pri každej položke mal respondent zakrúžkovať len jednu možnosť, s ktorou sa najviac stotožňuje. Na použitie nástroja v podmienkach Slovenskej republiky sme získali súhlas od jej autora. Zber empirických dát predchádzal proces lingvistickej validizácie nástroja.

Analýza dát zahŕňala okódovanie jednotlivých položiek dotazníka a prepísanie do programu MS Excel. Na štatistické spracovanie a vyhodnotenie dát sa použili štatistické metódy. Z deskriptívnej (opisnej) štatistiky to je absolútna (n) a relatívna (%) početnosť, maximálna (max.) a minimálna (min.) škálová hodnota, aritmetický priemer (m), štandardná odchýlka (s). Korelačné koeficienty boli použité z dvojrozmernej štatistiky. Na určenie miery sily vzťahu medzi riadkovou a stĺpcovou premennou bol použitý korelačný Cramerov kontigenčný koeficient V. Predstavuje najvhodnejšiu mieru asociácie medzi dvoma nominálnymi premennými. Na určenie miery sily vzťahu medzi číselnou a kategorickou premennou bol použitý korelačný koeficient Eta (η). Jeho druhá mocnina (η2) sa interpretuje ako podiel variability číselnej premennej, ktorú možno vysvetliť kategorickou premennou. Koeficienty nadobúdajú hodnoty od 0 (žiadny vzťah) do 1 (dokonalý vzťah). Vzťahy medzi premennými boli vypočítané na hladine  významnosti 5 % (p < 0,05; Rimarčík, 2007, s. 73–74, 165–166).

Výsledky

Na posúdenie miesta jedenia hlavného denného jedla (obed/večera) sme použili položku „Kde si obyčajne počas minulého týždňa jedol/-la hlavné denné jedlo (obed, večeru)?“ Respondent vyberal jednu odpoveď z možností: 1. v podniku rýchleho občerstvenia, 2. v inom type reštaurácie, 3. doma, 4. doma u niekoho iného, 5.v školskej jedálni, 6. neobedoval/-a som alebo nevečeral som/-a som.

Najčastejším miestom jedenia hlavného denného jedla bolo rodinné prostredie, čo uviedlo 77 % respondentov, viac žien (80,1 %) a študentov prvého ročníka (79,7 %). V podnikoch rýchleho občerstvenia jedlo 1 %, viac muži a študenti prvého ročníka.

Na posúdenie frekvencie spoločných jedál sme použili položku dotazníka „ Koľkokrát počas posledných 7 dní jedli všetci alebo väčšina členov tvojej rodiny jedlo spoločne?“ Na základe výsledkov výskumu 9,1 % respondentov, z toho viac mužov (10,6 %) ako žien (7,2 %), viac študentov prvého ročníka (15,4 %) pravidelne jedli jedlo s členmi rodiny (sedem a viackrát). Ani raz uvádza 19,9 % respondentov, viac študentov štvrtého ročníka (21,3 %), bez výrazných medzipohlavných rozdielov. Korelácia vzťahu je malá (V = 0,227) medzi frekvenciou spoločného jedenia a vekom. Medzi vekom a uvedenou premennou existuje štatisticky významný vzťah (p = 0,001; Tab. 2).

Tab. 1. Miesto jedenia hlavných denných jedál vo vzťahu k pohlaviu a veku (v %)
n (387)Kde si obyčajne počas minulého týždňa jedol hlavné jedlo
(obed alebo večeru) ?
MužiŽenySpolu (%)15–16-roční18–20-ročníSpolu (%)
1 1,9 0 1,0 1,4 0,8 1,0
2 8,7 6,1 7,5 3,5 9,8 7,5
3 74, 4 80,1 77,3 79,7 75,4 77,1
4 13,0 6,7 10,1 12,6 8,6 10,1
5 1,4  1,7 1,6 2,1 1,2 1,6
6 0,5 5,6 3,5 0,7 4,1 2,4
Spolu 100 100 100 100 100  100
  p = 0,010, V = 0,228 p = 0,118, V = 0,182

Legenda: p < 0, 05, V – Kramerov kontingenčný koeficient

Tab. 2. Frekvencia spoločného jedenia vo vzťahu k pohlaviu a veku (v %)
n (387)Počas posledných 7 dní koľkokrát všetci alebo väčšina členov Tvojej rodiny jedli jedlo spoločne?
MužiŽenySpolu (%)15–16-roční18–20-ročníSpolu (%)
Ani raz 19,8 20,0 19,9 17, 5 21,3 19,9
1–2-krát 30,9 41,7 35,9 27,3 41,0 35,9
3–4-krát 27,5 20,6 24,3 27,3 22,5 24,3
5–6-krát 11,1 10,6 10,9 12,6 9,8 10,9
7-krát 4,3 3,3 3,9 4,9 3,3 3,9
Viac ako 7-krát 6,3 3,9 5,2 10,5 2,0 5,2
Spolu 100 100 100 100 100  100
  p = 0,271, V = 0,128 p = 0,001, V = 0,227

Legenda: p < 0, 05, V – Kramerov kontingenčný koeficient

Na posúdenie aktivít spojených s príjmom jedla sme použili položku „Často pozeráme televíziu, keď jeme obed/večeru.” Na posúdenie atmosféry počas spoločného jedenia bola použitá položka „Spoločné jedenie prináša členom rodiny príjemné a pekné zážitky“. Na posúdenie prekážok pri spoločnom jedení sme použili položky „Som často zaneprázdnený/-á, aby som jedol obed/večeru spoločne s rodinou”, „Odlišné plány členov rodiny môžu spôsobiť to, že je ťažké jesť spoločne.” Pri všetkých vyššie uvedených položkách si respondenti odpovede vyberali na Likertovej škále (1 – vôbec nesúhlasím, 2 – viac-menej nesúhlasím, 3 – viacmenej súhlasím, 4 – jednoznačne súhlasím).

Podľa výsledkov výskumu muži častejšie pozerajú televíziu a sú zaneprázdnení, aby jedli s členmi rodiny (vyššie priemerné hodnoty položkového skóre). Pre ženy je spoločné jedenie spojené s príjemnými zážitkami (vyššia priemerná hodnota položkového skóre, m = 2,98; tab. 3). Korelácia vzťahu medzi pohlavím a každou hodnotenou položkou je malá. Medzi pohlavím a každou hodnotenou položkou existuje štatisticky významný vzťah (p < 0,05; tab. 3). Respondenti štvrtého ročníka vnímajú ako prekážku spoločného jedenia odlišné plány členov rodiny (vyššia priemerná hodnota položkového skóre; tab. 4). Korelácia vzťahu je malá. Medzi vekom a hodnotenou premennou je štatisticky významný vzťah (p < 0,05; tab. 4).

Tab. 3. Opisné charakteristiky a korelácie vzťahov vybraných stravovacích návykov rodiny vo vzťahu k pohlaviu
Často pozeráme televíziu, keď jeme obed/večeru
Pohlavie  n%ms Min.Max.
Muž 207 53,5 2,47 1,046 1 4
Žena 180 46,5 2,23 1,064  1 4
Spolu 387 100 2,36 1,060  1 4
Korelácia vzťahu

p = 0,027
Eta = 0,113, Eta² = 0,013
Spoločné jedenie prináša členom rodiny príjemné a pekné zážitky
Pohlavien%msMin.Max.
Muž 207 53,5 2,47 0,836 1 4
Žena 180 46,5 2,98 0,818 1 4
Spolu 387 100 2,85 0,835 1 4
Korelácia vzťahu

p = 0,006
Eta = 0,141, Eta² = 0,020
Som často zaneprázdnený/-á, aby som jedol/-la spoločne s rodinou
Pohlavien%msMin.Max.
Muž 207 53,5 2,26 0,928 1 4
Žena 180 46,5 2,03 0,894 1 4
Spolu 387 100 2,16 0,918 1 4
Korelácia vzťahu

p = 0,016
Eta = 0,124, Eta² = 0,015

Legenda: n – absolútna početnosť, % – relatívna početnosť, m – priemer, s – štandardná odchýlka, p < 0,05, Eta – korelačný koeficient, Eta² – druhá mocnina korelačného koeficientu

Tab. 4. Opisné charakteristiky a korelácie vzťahov vybraných stravovacích návykov rodiny vo vzťahu k veku
Odlišné plány členov rodiny môžu spôsobiť to, že je ťažké jesť spoločne
Vek n% ms Min.Max.
15–16 143 37 2,43 0,976 1 4
18–20 244 63 2,72 0,942  1 4
Spolu 387 100 2,61 0,963  1 4
Korelácia vzťahu

p = 0,005
Eta = 0,143
, Eta² = 0,020

Legenda: n – absolútna početnosť, % – relatívna početnosť, m – priemer, s – štandardná odchýlka, pEta – korelačný koeficient, Eta² – druhá mocnina korelačného koeficientu

Diskusia

Príjem potravy je základnou primárnou biologickou potrebou, ovplyvňovaný viacerými faktormi. Spôsob výživy a stravovania jednotlivca ovplyvňuje aj životný štýl a ekonomická situácia rodiny, zaradené medzi sociálno-kultúrne faktory (Zanovitová, 2008, s. 53, 55, In Tomagová, Bóriková a kol., 2008).

K štruktúre stravovania v rodine patrí miesto konzumácie jedál a činnosti sprevádzajúce príjem jedla, napríklad pozeranie televízie. V našej výskumnej štúdii viac ako tri štvrtiny respondentov jedlo doma, viac dievčat a študentov prvého ročníka. Najmenej jedávali v podnikoch rýchleho občerstvenia, s prevahou mužov a študentov prvého ročníka. Pozeranie televízie počas jedenia uvádzajú skôr chlapci ako dievčatá (vyššia priemerná hodnota položkového skóre m = 2,47). Podobné závery uvádza štúdia Neumark-Sztainer, Story, Ackard et al. (2000b, s. 335, 337). Táto činnosť sa hodnotí v súvislosti príjmom jedla ako nesprávny stravovací návyk, a to bez ohľadu na to, či rodina sedí za stolom, alebo pred televíznym prijímačom, a tak konzumujú jedlo. Dôsledkom je oslabenie kontroly nad samotným aktom jedenia a zníženie pozornosti venovanej množstvu prijatého jedla. Tak sa skonzumuje väčšie množstvo jedla (Mihál, 2003, s. 162). Jeden zo zdravých stravovacích návykov je jesť bez realizácie inej činnosti (napr. pozeranie televízie, písanie domácej úlohy, práca na počítači), jesť jedlo posediačky a pri stole (Hockenberry, Wilson, 2007, s. 884, 887).

Čo sa týka frekvencie spoločných jedál za posledných sedem dní, pravidelne jedlo spolu s členmi rodiny 9,1 % respondentov, viac mužov a respondentov prvého ročníka (15,4 %). Ani raz sa nestretlo takmer 20 % respondentov, viac študentov štvrtého ročníka (21,3 %), medzipohlavné rozdiely neboli výrazné. Podobné závery uvádzajú štúdie autorov Neumark-Sztainer, Story, Ackard et al. (2000b, s. 336–337), Neumark-Sztainer, Hannan, Story et al. (2003, s. 317), Eisenberg, Olson, Neumark-Sztainer et al. (2004, s, 793).  

Faktory, ktoré ovplyvňujú frekvenciu spoločných jedál, sú prítomné zo strany adolescenta aj rodičov. Zo strany adolescenta sú to napríklad vek, školské povinnosti a voľnočasové aktivity, nespokojnosť so vzťahmi v rodine a atmosférou pri jedení a s podávaným jedlom (Neumark-Sztainer, Story, Ackard et al., 2000, s. 329 – 333). K iným zo strany adolescenta patria aj rizikové správanie (konzumácia návykových látok), miera sebaúcty a depresívne ladenie adolescenta, ktoré sú indikované pri zníženej frekvencii spoločných jedál (Eisenberg, Olson, Neumark-Sztainer et al., 2004; Boutelle, Fulkerson, Neumark-Sztainer et al., 2005, s. 17). So zvyšujúcim vekom adolescenta sa znižuje frekvencia spoločného jedenia, čo sa potvrdilo aj v našom výskume. Dokladujú to štúdie autorov napr. Wűrbach, Zellner, Kromever-Hauschild (2009), Fulkerson, Neumark-Sztainer, Hannan, Story (2008, s. 2 531), Neumark Sztainer, Hannan, Story et al. (2003, s. 319).

Zo strany rodiča sú to predovšetkým pracovné povinnosti, únava rodiča pripraviť jedlo (Neumark-Sztainer, Hannan, Story et al., 2003; Wűrbach, Zellner, Kromeyer-Hauschild, 2009). Aj preto je v niektorých rodinách problém nájsť si čas na spoločné jedenie, s čím vyjadrujú súhlas aj naši respondenti. Ako väčší problém to uvádzajú študenti štvrtého ročníka (vyššia priemerná hodnota položkového skóre m = 2,72).

Spoločné jedenie členov rodiny okrem samotného aktu jedenia dáva priestor pre interpersonálnu komunikáciu medzi jednotlivými členmi rodiny, ktorá sa nesie v určitej atmosfére. V našom súbore ženy spoločné jedenie vnímajú a pozitívne hodnotia (vyššia hodnota položkového skóre, m = 2,98).

Záver

Posúdenie stravovacích návykov v rodine je zatiaľ v podmienkach našej klinickej praxe nedocenený. Ich posúdenie sestrou by malo byť súčasťou vyšetrení detí a adolescentov počas preventívnych prehliadok v ambulanciách praktických lekárov pre deti a dorast. Bolo by to súčasťou primárnej prevencie porúch príjmu potravy, nadváhy a obezity v danej vekovej skupine. Sestra by svoje posúdenie obsahovo zamerala na miesto a čas konzumácie spoločných jedál rodiny, kvalitu podávanej stravy a tekutín, činnosti spojené s príjmom jedla, identifikovanie príčin ovplyvňujúcich frekvenciu spoločných jedál, obmedzenia v príjme jedla zo strany členov rodiny, správanie rodičov vo vzťahu k hodnoteniu hmotnosti a postavy dieťaťa. Na posúdenie stravovacích návykov v rodine v klinickej ošetrovateľskej praxi možno využiť aj položky použité v rámci výskumu. Tie boli obsahovo zamerané na miesto jedenia, atmosféru sprevádzajúcu konzumáciu jedla v kruhu rodiny, identifikovanie prekážok spoločného jedenia zo strany samotného adolescenta a rodičov. Na základe posúdenia môže sestra realizovať edukáciu orientovanú na rodičov, ktorí ovplyvňujú stravovanie a formovanie stravovacích návykov svojich detí.

Zoznam bibliografických odkazov

BOUTELLE, K.N. – FULKERSON, J.A. – NEUMARK-SZTAINER, D. – STORY, M. – FRENCH, S.A. 2005. Fast food for daily meals: relationships with parent and adolescent food intake, home food availability and weight status. In Public Health Nutrition, 2005, vol. 10, no. 1, pp. 16–23.

CEJPEK, K. 2006. Racionalizácia výživy a potravinová bezpečnosť v školskom stravovaní. Banská Bystrica: Územné koordinačné centrum ZSVTS, 2006. 34 s.

EISENBERG, M.E. – OLSON, R.E. – NEUMARK-SZTAINER, D. – STORY, M. – BEARINGER, L.H. 2004. Correlations Between Family meals and Psychosocial Well-being among Adolescents. In Archives Paediatrics and Adolescent Medicine, 2004, vol. 158, no. 8, pp.792–796.

FULKERSON, J.A. – NEUMARK-SZTAINER, R.D. – HANNAN, P.J. – STORY, M. 2008. Family Meal Frequency and Weight Status Among adolescents: Cross-sectional and 5-year Longitudinal Associations. In Obesity, 2008, vol. 16, no. 11, pp. 2 529–2 534.

HOCKENBERRY, M.J. – WILSON, D. 2007. Won s Nursing Care of Infants and Children. St. Louis : MOSBY Elsevier, 2007. pp. 1960. 

KOVÁCS, L. – BABINSKÁ, K. – ŠEVČÍKOVÁ, Ľ. et al. 2008. Nové trendy vo výžive detí. Bratislava : LF UK, 2008. 92 s.

MIHÁL, V. 2003. Dáme AHOY (atherosclerosis, hypertension, obesity of the young) dětské obezitě? In Pediatrie pro praxi [online], 2003, č. 3, s. 161–163. [cit. 2009-07-02].
Dostupné na internete: www.solen.cz/pdfs/ped/2003/03/16.pdf.

NEUMARK-SZTAINER, R.D. – EISENBERG, M. – FULKERSON, J.A. – STORY, M. – LARSON, N.I. 2008. Family Meals and Disordered Eating in Adolescents. Longitudinal Findings from Project EAT. In Archives of Paediatrics Adolescents Medicine, 2008. vol. 162, no. 1, pp. 17–22.

NEUMARK-SZTAINER, R.D. – HANNAN, P.J. – STORY, M. – CROLL, J. – PERRY, CH. 2003. Family meal patterns: Associations with sociodemographic characteristics and improved dietary intake among adolescents. In Journal of the American Dietetic Association, 2003, vol. 103, issue 3, pp. 317–322.

NEUMARK-SZTAINER, R.D. – STORY, M. – ACKARD, D. – MOE, J. – PERRY, CH. 2000a. The “Family Meals”: Views of Adolescents. In Journal of Nutrition Education and Behavior, 2000, vol. 32, no. 6, pp. 329–334.

NEUMARK-SZTAINER, R.D. – STORY, M. – ACKARD, D. – MOE, J. – PERRY, CH. 2000b. Family Meals among Adolescents: Findings from a Pilot Study. In Journal of Nutrition Education and Behaviour, 2000b, vol. 32, no. 6, pp. 335–340.

NEUMARK-SZTAINER, D.R. – WALL, M.M. – HAINES, J.I. – STORY, M.T. – SHERWOOD, N.E. – van den BERG, P. A. 2007. Shared Risk and Protective Factors for Overweight and Disordered Eating in Adolescents. In American Journal of Preventive Medicine, 2007, vol. 33, no. 5, pp. 359–369.

NEUMARK-SZTAINER, D.R. – WALL, M. – STORY, M. – FULKERSON, J.A. 2004. Are Family Meal Patterns Associated with Disordered Eating Behaviours Among Adolescents? In Journal of Adolescent Health, 2004, vol. 35, no. 5, pp. 350–359.    

RAŠTICOVÁ, M. 2009. Prediktory nespokojenosti s tělem a souvislost s depresí v adolescenci. In E-Psychologie. Elektronický časopis ČMPS [online], 2009, roč. 3, č. 1, s. 30–42. [cit. 2009-06-04].
Dostupné na internete: http://e-psycholog.eu/pdf/rasticova.pdf.

RIMARČÍK, M. 2007. Štatistika pre prax. Vydané vlastným nákladom, 2007. 200 s.

WŰRBACH, A. – ZELLNER, K. – KROMEYER-HAUSCHILD, K. 2009. Meal patterns among children and adolescents and their associations with weight status and parental characteristics. In Public Health Nutrition, 2009, vol. 12, no. 8, pp. 115–121.

ZANOVITOVÁ, M. 2008. Výživa. In TOMAGOVÁ, M., BÓRIKOVÁ, I. et al. Potreby v ošetrovateľstve. Martin : Vydavateľstvo Osveta, 2008. s. 53–61.

Kontakt

Mgr. Michaela Miertová, PhD.
Ústav ošetrovateľstva JLF UK
Malá Hora 5,
036 01 Martin
e-mail: miertova@jfmed.uniba.sk