Eine sozioökologische Modellkettenanalyse mit beobachteten Variablen zum Zusammenhang zwischen sozioökonomischem Status, elterlichen Überzeugungen und frühkindlicher Karies bei Chinesen.

Forschungsdesign und Stichprobe

Die skizzierten Hypothesen bewerten systematisch den relativen Einfluss und die sequentielle Rolle jeder Komponente im Struktur-Kognition-Verhalten-Krankheits-Pfad. Der Vergleich der Hypothesen H4 und H5 verdeutlicht die relativen Beiträge struktureller Resteffekte und kettenvermittelter Effekte. Die Bestätigung dieser Hypothesen würde evidenzbasierte Interventionen zur Kariesprävention bei Kindern aus sozioökonomisch benachteiligten Familien ermöglichen. Konkret wird untersucht, ob traditionelle Gesundheitserziehung allein ausreicht, um soziale Ungleichheiten in der Mundgesundheit zu verringern, oder ob eine makrostrukturelle Ressourcenverteilung, wie z. B. ein verbesserter Zugang zu Präventionsleistungen und finanzielle Subventionen, erforderlich ist, um gerechte Ergebnisse in der Mundgesundheit zu erzielen.

In Nantong, Provinz Jiangsu, wurde eine geschichtete Cluster-Studie durchgeführt. Die Kindergärten wurden zunächst in städtische und vorstädtische Gebiete unterteilt. Innerhalb jedes Gebiets wurden per Zufallsauswahl jeweils zwei öffentliche und zwei private Einrichtungen ausgewählt (sechs öffentliche, vier private). Alle Klassen – kleine, mittlere und große – wurden eingeladen, und bei 612 Kindern wurden zahnärztliche Untersuchungen durchgeführt und Fragebögen ausgefüllt. 595 verwertbare Datensätze ergaben eine Rücklaufquote von 97.2 %. Das Instrument, eine Adaption eines vorgetesteten Fragebogens zur Mundgesundheit im Vorschulalter, erfasste demografische Daten und den sozioökonomischen Status (Bildung der Eltern, Haushaltseinkommen), einen neun Items umfassenden POHBS (Positive Oral Health Behavior Scale) mit 5-stufiger Likert-Skala und drei umgekehrt kodierten Items, die Zahnputz- und Zuckerkonsumgewohnheiten der Kinder sowie den dmft-Wert (Kariesbefall) gemäß den WHO-Standards von 2013. Zwei kalibrierte Zahnärzte führten die Untersuchungen durch (Inter-Examiner-Reliabilität: 2,0). _k = 0.92). Schulärzte überprüften die Formulare vor Ort und eliminierten fehlende Daten. Die Ethikkommission des Stomatologischen Krankenhauses Nantong (PJ 2021-002-01) erteilte die ethische Genehmigung gemäß der Deklaration von Helsinki. Die Eltern erhielten schriftliche Informationen zur Studie und gaben ihre informierte Einwilligung; ein Widerruf war jederzeit möglich. Die Untersuchungen waren nicht-invasiv (nur visuelle Inspektion und Sondierung), und die Daten wurden vertraulich für Forschungs- und politische Zwecke gespeichert. Dieselbe Genehmigung gilt auch für Sekundäranalysen.

Fragebogenstruktur und Datenverarbeitung

Der neunteilige POHBS verwendet ein 5-stufiges Likert-Format. Eine explorative Faktorenanalyse des neunteiligen Glaubenspools ergab zwei korrelierte Faktoren: die Domänen „Professionelle Prävention“ (PP) und „Ergebniswahrnehmung“ (OA). PP umfasst vier positiv formulierte Aussagen; OA enthält zwei positiv und drei umgekehrt kodierte Items. a Die Annahme der Eindimensionalität wurde getroffen; diese Mehrdimensionalität trug wahrscheinlich zum niedrigen POHBS-Wert bei. aWir analysierten daher eine Subskala für präventive Überzeugungen mit vier Items, um die Kohärenz zu verbessern, wobei wir deren weiterhin mäßige Reliabilität berücksichtigten. Die interne Konsistenz war gering (a Gesamtwert = 0.18; PP = 0.40; OA = 0.08), was auf eine deutliche Heterogenität der Items hinweist. Exploratorische Faktorenanalyse der polychorischen Matrix (KMO = 0.70; Bartlett-Wert) x²(36) = 684.5; p Die Analyse ergab zwei Faktoren, die 61 % der Varianz erklärten (p = 0,001). Nach der Rotation wiesen die vier positiven PP-Items – regelmäßige Kontrolluntersuchungen, Fissurenversiegelung, Schutz der Sechsjahrmolaren und „Bakterien verursachen Zahnfleischentzündungen“ – Ladungen von 0.46 bis 0.71 auf Faktor 1 auf, während die drei inversen PP-Items Ladungen von -0.42 bis -0.67 aufwiesen. Die beiden OA-Items wiesen Ladungen von 0.64 und 0.68 auf Faktor 2 auf und entsprachen damit den Erwartungen. Um die Reliabilität zu erhöhen, wurden nur die vier PP-Items mit hohen Ladungen (> Die Werte von 0.35 wurden gemittelt und standardisiert, um BeliefPrev_z zu bilden. Dadurch konnten die Analysen auf das interventionsrelevante Präventionskonstrukt fokussiert und Messfehler minimiert werden.

Alle stetigen und semistetigen Variablen wurden z-standardisiert. Der sozioökonomische Status (SES) wurde als Mittelwert dreier Items (Bildung des Vaters, Bildung der Mutter und Jahreseinkommen) auf einer Skala von 1 bis 5 berechnet. Drei Aussagen zu Fehlvorstellungen wurden im neun Items umfassenden POralHBS (6-x) umkodiert; nur vier Items zur professionellen Prävention wiesen Faktorladungen auf. > Die Werte von 0.35 wurden gemittelt und als BeliefPrev_z standardisiert. Fehlvorstellungen und Merkmale wurden ausgeschlossen, um Fehler zu reduzieren. BehaviourRisk kombinierte Indikatoren für unzureichende Plaqueentfernung und Exposition gegenüber freiem Zucker. Häufigkeit des nächtlichen Zähneputzens (1 = 0-mal bis 5-mal = >Die Häufigkeit des Konsums von Süßigkeiten und zuckergesüßten Getränken (3-mal) wurde in InvBrush umkodiert. Die wöchentlichen Häufigkeiten des Konsums von Süßigkeiten und zuckergesüßten Getränken (0–7) wurden mit InvBrush gemittelt; alle Komponenten wurden z-standardisiert und die Vorzeichen angeglichen, sodass höhere Werte ein höheres Risiko widerspiegeln. Daraus ergab sich BehaviourRisk_z. Eine Sensitivitätsvariante (BehaviourRisk_alt_z) berücksichtigte zusätzlich die Häufigkeit des Konsums von Snacks und Frittiertem; die Schlussfolgerungen blieben unverändert. In dieser Arbeit wurden stratifizierte Modelle nach Geschlecht (Jungen/Mädchen) und Altersgruppen (3, 4, 5, 6 Jahre) als vordefinierte Sensitivitätsanalysen durchgeführt. Karies wurde gemäß den WHO-Kriterien von 2013 erfasst; Zähne mit Karies und Füllungen wurden als kariös gezählt. Trotz positiver Schiefe wurde dmft in lineare Modelle aufgenommen; ein binäres dmft_01 (0 vs. > 1) wurde für Sensitivitätsanalysen verwendet. Alle Indikatoren entsprachen den Modellannahmen.

statistische Analyse

In dieser Arbeit wurde eine SEM-Kette mit beobachteten Variablen verwendet, um die Gesamteffekte in direkte und indirekte Komponenten zu zerlegen und die Mediation mit bias-korrigierten Bootstrap-95%-Konfidenzintervallen zu testen. Die Ergebnisse werden standardisiert berichtet. B Für den Vergleich innerhalb des Modells wurde keine Strukturgleichungsmodellierung mit latenten Variablen durchgeführt, da der Item-Pool zu den Überzeugungen eine geringe interne Konsistenz aufwies (POHBS). a =0.18; GlaubeVorher a=0.40), wodurch das Risiko instabiler Faktorlösungen und verzerrter Pfade steigt. Dieser transparente Rahmen mit beobachteten Variablen passte daher am besten zu den Messeigenschaften der vorliegenden Daten.

Standardisierte Pfadkoeffizienten B Die angegebenen Werte geben die erwartete Veränderung des Ergebnisses pro Standardabweichung (SD) der Prädiktorvariable an, unter Berücksichtigung anderer Variablen. Die statistische Signifikanz wurde anhand von bias-korrigierten Bootstrap-95%-Konfidenzintervallen (2000 Resamples) und zweiseitigen Tests beurteilt. p-Werte; Konfidenzintervalle, die Null ausschließen, deuten auf Signifikanz hin. B erleichtert Vergleiche relativer Signalwege innerhalb eines Modells sowie studienübergreifende Vergleiche von B Die Standardisierung sollte mit Vorsicht erfolgen, da sie von stichprobenspezifischen Varianzen und der Messzuverlässigkeit abhängt. Sie dient als kontextbezogene Orientierungshilfe (und nicht als starre Schwellenwerte). B Werte von etwa 0.10, 0.30 und >Ein Wert von 0.50 kann als kleiner, mittlerer bzw. großer Effekt interpretiert werden. Obwohl dmft eine Zählvariable ist, wurde aus Gründen der Transparenz die verkettete OLS-Regression verwendet. Zukünftige Arbeiten werden generalisierte Strukturgleichungsmodelle mit Zählverknüpfungen (SEM) berücksichtigen, um die Nullinflation und die Nicht-Normalverteilung zu beheben. Indirekte (mediierte) Effekte wurden mit bias-korrigierten Bootstrap-95%-Konfidenzintervallen (KI) bewertet. Aufgrund der mäßigen Reliabilität der Glaubensskala und des Querschnittdesigns können kleine Mediationseffekte unterschätzt sein und sollten daher mit Vorsicht interpretiert werden. Der statistische Analyseprozess ist wie folgt:

Phase 1: Reliabilität/Validität. Cronbachs Alpha. a wurde für die neun Items und Subskalen berechnet. Skalen mit a Bei Werten < 0.70 wurde eine explorative Faktorenanalyse durchgeführt (polychorische Matrix, multiple Imputation, Hauptachsenfaktorisierung). Die Faktoranzahl wurde mittels Parallelanalyse und Eigenwerten > 1 bestimmt, gefolgt von einer Varimax-Rotation; Ladungen > 0.35 wurden beibehalten. Wenn a blieb niedrig, BeliefPrev wurde anhand der Items mit hoher Ladung neu berechnet;

Phase 2: Pfadmodellierung. Es wurden verkettete OLS-Regressionen geschätzt: (a) SES – BeliefPrev; (b, c') SES + BeliefPrev – BehaviourRisk; (df) SES + BeliefPrev + BehaviourRisk – dmft. BehaviourRisk_alt_z wurde auf Sensitivität getestet. Geschlechts- und altersstratifizierte Modelle verglichen standardisierte Koeffizienten (95%-KI).

Phase 3: Indirekte Effekte. Mittels bias-korrigiertem Bootstrapping (2000 Resamples) wurde die Mediation quantifiziert; Pfade waren signifikant, wenn das 95%-Konfidenzintervall die Null nicht enthielt. Die Analysen wurden mit Python 3.11 (pandas 2.2, matplotlib 3.8), R 4.3.2 (psych 2.3.6, GPArotation 2023.9) und statsmodels 0.14/scikit-learn 1.4 mit einem festen Seed (2025) durchgeführt.

demografische und sozioökonomische Statusverteilung

Diese Studie umfasste 595 Kinder im Alter von 3 bis 6 Jahren und ihre jeweiligen Betreuungspersonen. Die Kohorte bestand aus 326 Jungen und 269 Mädchen, was einem Geschlechterverhältnis von etwa 1.21:1 entspricht und mit den Ergebnissen der vierten nationalen epidemiologischen Studie zur Mundgesundheit in China übereinstimmt. Die Altersverteilung der teilnehmenden Kinder entsprach annähernd einer Normalverteilung mit einem Durchschnittsalter von 4.5 Jahren (SD = 1.0). Die Stichprobengrößen waren in den verschiedenen Altersgruppen relativ gleichmäßig verteilt, wobei die Anteile der 3-, 4-, 5- und 6-Jährigen jeweils 23.7 %, 27.2 %, 26.4 % und 22.7 % betrugen. Diese ausgewogene Verteilung erfüllt die statistischen Voraussetzungen für detaillierte, nach Alter stratifizierte Analysen.

Figure 1 Diese Studie fasst das abendliche Zähneputzen, die Verwendung fluoridhaltiger Zahnpasta und den Zuckerkonsum von 595 Vorschulkindern zusammen. Das abendliche Zähneputzen erfolgte täglich: 62.7 % putzten sich jeden Abend die Zähne, 34.8 % putzten sich 3- bis 6-mal pro Woche die Zähne und 2.5 % putzten sich die Zähne nur einmal pro Woche. <2 Mal/Woche. Die Fluoridanwendung hinkte dem Zähneputzen hinterher: 53.6 % der Betreuungspersonen gaben an, fluorhaltige Zahnpasta zu verwenden, 22.2 % verneinten dies und 24.2 % waren sich unsicher, was auf Informationslücken hinweist, die den präventiven Nutzen von Fluorid einschränken könnten.

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Abb. 1. Deskriptive Statistik des Mundhygiene- und Zuckerkonsumverhaltens bei Vorschulkindern.

Der Zuckerkonsum konzentrierte sich hauptsächlich auf Snacks. 24.7 % der Kinder aßen Süßigkeiten. >Nur 4.8 % der Befragten tranken mehr als dreimal pro Woche zuckerhaltige Getränke; 79.2 % konsumierten einmal wöchentlich süße Getränke. Der häufige Verzehr von frittierten oder gepufften Snacks war selten (3.7 % bzw. 5.0 %), was darauf hindeutet, dass diese nur eine untergeordnete Quelle für Saccharose darstellen. Es zeigten sich keine geschlechtsspezifischen Unterschiede bei den untersuchten Indikatoren (z. B. zuckerhaltige Getränke). x² = 0.27, p = .60). Ein Verhaltensrisikoindex kombinierte 3 standardisierte Komponenten: seltenes nächtliches Zähneputzen (<2-mal/Woche), Häufigkeit des Verzehrs von süßen Snacks und zuckerhaltigen Getränken. Durch die Standardisierung wurde verhindert, dass ein einzelner Faktor den Score dominiert. Der Index erfasst die zwei Hauptrisikofaktoren für Karies – unzureichende Plaqueentfernung und Zuckerkonsum – und wird in nachfolgenden Pfadmodellen verwendet, um das Verhalten als Mediator zwischen sozioökonomischem Status und Kariesindex (dmft) zu untersuchen.

Validierung

Faktor 2 wurde hauptsächlich durch Wahrnehmungsitems gestützt; Karies beeinträchtigt das Aussehen (0.311), und die Zähne der Mutter beeinflussen die ihres Kindes (0.363), was etwa 20 % der Varianz erklärt. Die Ladungen waren niedriger als bei Faktor 1, was darauf hindeutet, dass die Bedenken bezüglich des Aussehens weitgehend unabhängig von den Überzeugungen professioneller Präventivmaßnahmen sind; Items zu Fehlvorstellungen zeigten hier vernachlässigbare Ladungen. Die Skala weist insgesamt eine niedrige Varianz auf. a Dies spiegelt die Heterogenität zwischen diesen beiden Dimensionen und die geringe Anzahl an Items für Faktor 2 wider. Um die Messzuverlässigkeit zu verbessern, wurden vier Items mit hoher Ladung aus Faktor 1 (Fissurenversiegelung, Bakterien, Schutz der Milchzähne, Kontrolluntersuchungen) beibehalten, um BeliefPrev zu konstruieren, während Faktor 2 nur deskriptiv verwendet wurde. Diese Strategie erhöht die Zuverlässigkeit und die theoretische Fokussierung und bietet eine stabile Grundlage für nachfolgende Pfadmodelle.

Modellschätzung

Der Zusammenhang zwischen sozioökonomischem Status (SES) und der vorherigen Überzeugung war gering und statistisch nicht signifikant. Der inverse Zusammenhang zwischen SES und Verhaltensrisiko bezieht sich auf den Gesamtindex, nicht auf einen einzelnen Parameter; die Ergebnisse waren bei Verwendung eines erweiterten Verhaltensindex ähnlich.

• (1) SES – Verhaltensrisiko

Figure 2 Zeigt direkte und indirekte Zusammenhänge zwischen SES, BeliefPrev, BehaviourRisk und dmft innerhalb des SEM. Signifikante Pfade sind als schwarze durchgezogene Linien dargestellt; nicht signifikante als graue gestrichelte Linien. SES hatte einen direkten Einfluss auf dmft (B =-0.329, p = .044), was auf ein höheres Kariesrisiko bei Kindern aus sozioökonomisch schwächeren Familien hinweist. Der sozioökonomische Status hatte auch einen negativen Einfluss auf das Verhaltensrisiko (B =-0.187, p (p < 001) zeigt, dass begrenzte wirtschaftliche und bildungsbezogene Ressourcen mit schlechteren Zahnputz- und Ernährungsgewohnheiten einhergehen und somit das Kariesrisiko erhöhen. Dieser duale Wirkungsmechanismus stützt das Struktur-Prioritäten-Modell: Strukturelle Ressourcen beeinflussen die Krankheitsprävalenz direkt, während das Verhaltensrisiko indirekt beeinflusst wird.

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Abb. 2Pfadbeziehungen zwischen SES, BeliefPrev, BehaviourRisk und dmft.

Sensitivität und Robustheit

Figure 3 Es werden zwei dmft-Modelle verglichen, die sich lediglich im BehaviourRisk-Index unterscheiden. Der ursprüngliche Index umfasst nächtliches Zähneputzen, den Verzehr von Süßigkeiten und zuckerhaltigen Getränken; der erweiterte Index ergänzt ihn um die Häufigkeit von Snacks und Frittiertem (insgesamt 5 Items). Beide Modelle kontrollieren für BeliefPrev_z und SES_z. SES_z erwies sich als einflussreich. B = -0.329 (p = .044) im 3-Item-Modell und B = -0.310 (p = .057) im 5-Item-Modell, leicht abgeschwächt, aber richtungsstabil, was darauf hindeutet, dass sozioökonomische Gradienten auch nach Berücksichtigung zusätzlicher Verhaltensmerkmale bestehen bleiben. Das Verhaltensrisiko verlor nach der Erweiterung an Aussagekraft (B = 0.193 – 0.176), und beide 95%-Konfidenzintervalle schlossen die Null ein, was den begrenzten Vorhersagewert bestätigte. BeliefPrev_z blieb vernachlässigbar (B = 0.02; p > .8). Die Berücksichtigung der Häufigkeit von Snacks und frittierten Speisen verbesserte die Modellanpassung nicht, wahrscheinlich weil diese Variablen mit dem Konsum von zuckerhaltigen Snacks und Getränken kollinear sind, während wichtige Aspekte wie die Klebrigkeit von Lebensmitteln und das Zähneputzen nach dem Essen unberücksichtigt blieben. Folglich wird der Beitrag des Verhaltenspfads zur Kariesentstehung weiterhin unterschätzt, während der strukturelle Effekt des sozioökonomischen Status über alle Spezifikationen hinweg bestehen bleibt.

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Abb. 3. Sensitivitätsanalyse mit alternativer Verhaltensrisikodefinition.

Figure 4 Grundstücke B (95%-KI) für SES_z, BehaviourRisk_z und BeliefPrev_z in Bezug auf dmft getrennt für Jungen und Mädchen. SES_z zeigte bei Jungen einen stärkeren negativen Zusammenhang (B = -0.16; CI schließt 0 aus) als bei Mädchen (B = -0.08; das Konfidenzintervall berührt 0), was auf eine höhere sozioökonomische Vulnerabilität bei Jungen hindeutet. Die Werte für BehaviourRisk_z und BeliefPrev_z lagen bei beiden Geschlechtern nahe null, wobei die Konfidenzintervalle 0 einschlossen, was auf keine unabhängigen oder geschlechtsspezifischen Effekte schließen lässt. Somit bleibt das strukturdominante, schwache Verhaltens-Glaubensmuster auch nach der Geschlechtsstratifizierung bestehen.

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Abb. 4Geschlechtsspezifisch B mit 95 % KI zur Vorhersage von dmft.

Figure 5 Die Studie untersucht die Auswirkungen des sozioökonomischen Status (SES) auf die dmft-Entwicklung im Alter von 3 bis 6 Jahren. B wurde von -0.06 (Alter 3) auf -0.13 (Alter 5) negativer und schwächte sich dann auf -0.03 (Alter 6) ab. Ein linearer Trend (= -0.03 pro Jahr; p Die Ergebnisse (p < 05) stützen die Hypothese der kumulativen Benachteiligung: Kinder aus sozial schwachen Familien sind nach dem Durchbruch der Milchmolaren über einen längeren Zeitraum zuckerreicher Ernährung und begrenzten Ressourcen ausgesetzt, wobei die Ungleichheiten im Alter von 4–5 Jahren ihren Höhepunkt erreichen. Der abgeschwächte Effekt im Alter von 6 Jahren könnte auf weniger Fälle und frühere schulbasierte Fluoridierungsprogramme zurückzuführen sein. Dies legt nahe, dass Interventionen im Alter von etwa 4–5 Jahren durch Subventionen, die Verteilung fluoridhaltiger Zahnpasta und regelmäßige Vorsorgeuntersuchungen beginnen sollten.

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Abb. 5Altersstratifiziert B mit 95 % KI zur Vorhersage von dmft.

Verhaltensrisiko_z B Die Werte stiegen mit dem Alter leicht an, blieben aber statistisch nicht signifikant (Konfidenzintervalle umschließen 0), was auf eine biologische Verzögerung zwischen hohem Zuckerkonsum/fehlendem Zähneputzen und sichtbarem Zahnschmelzverlust hindeutet, verstärkt durch die Untererfassung seitens der Eltern und das Auslassen von Faktoren wie klebrigen Lebensmitteln oder der Reinigung nach dem Essen. BeliefPrev_z zeigte instabile, statistisch nicht signifikante Effekte (B = -0.13 nach 4 Jahren; B (= 0.08 im Alter von 6 Jahren), wahrscheinlich aufgrund mangelnder Skalenzuverlässigkeit und potenzieller umgekehrter Kausalität (Eltern verstärken ihre Überzeugungen, nachdem sie Karies festgestellt haben). Zukünftige Studien sollten objektive Methoden wie 24-Stunden-Ernährungsprotokolle, Plaque-Biomarker und Längsschnittstudien einsetzen, um verzögerte Verhaltensauswirkungen zu erfassen. Validierte Skalen sind zudem erforderlich, um Zusammenhänge zwischen Überzeugungen, Verhalten und Karies in verschiedenen Altersgruppen zu untersuchen und so die Evidenzbasis für gezielte, präzise Interventionen zu schaffen.

Hauptergebnisse

Anhand von Querschnittsdaten von 595 Vorschulkindern zeigte diese Strukturgleichungsmodellierung mit beobachteten Variablen, dass der sozioökonomische Status (SES) auch nach Berücksichtigung von Überzeugungen und Verhaltensweisen einen signifikanten negativen Zusammenhang mit der dmft-Werte aufwies. Der SES-Effekt verstärkte sich mit zunehmendem Alter und erreichte seinen Höhepunkt bei B Der Wert betrug -0.13 nach 5 Jahren und nahm dann ab, wahrscheinlich aufgrund einer kleineren Teilstichprobe der Sechsjährigen und des Fluoridierungsprogramms an Schulen. Dieser Trend stützt die Theorie der kumulativen Benachteiligung und identifiziert das Alter von 4–5 Jahren als wichtiges Interventionsfenster. Im Vergleich zu früheren Berichten (OR: 0.65–0.80; unstandardisiert) B = -0.20), unser altersspezifischer B Die Werte ermöglichen feinere Vergleiche zwischen Studien. Im Vergleich zu anderen Strukturmarkern ist der SES B spiegelt den in der baskischen Region berichteten dmft-Koeffizienten wider (B = -0.14), ist aber schwächer als die Dichte der Gemeindezahnärzte in der US-Head-Start-Kohorte (B = -0.22).^20,21 In städtischen Gebieten mit generell guter Erreichbarkeit kann der wirtschaftliche Vorteil allein das gesamte Spektrum möglicherweise nicht erfassen; die Verteilung von Zahnärzten im Wohnumfeld und das soziale Kapital interagieren wahrscheinlich mit dem sozioökonomischen Status (SES). Mehrebenenmodelle, die neben dem SES auch die Dichte öffentlicher Dienstleistungen berücksichtigen, könnten die wirtschaftlichen und die verbleibenden Effekte des Wohnumfelds präziser trennen. Die Verknüpfung dieser Pfade mit unseren zuvor mittels Lebenszyklusanalyse (LCA) ermittelten Gruppen – hohes Risiko/hoher Zuckerkonsum, mittleres Risiko/gemischtes Risiko, niedriges Risiko/häufiges Zähneputzen – zeigt, dass selbst Kinder mit niedrigem Risiko bei niedrigem SES weiterhin gefährdet sind, während der Nullpfad zwischen Überzeugung und Verhalten impliziert, dass Bildung allein ohne gleichzeitige strukturelle Unterstützung die Risikoprofile nicht verändern kann. Daher sind strukturelle Maßnahmen in Kombination mit gezielter Beratung erforderlich; reine Wissensvermittlungsprogramme werden die SES-Kluft wahrscheinlich nicht schließen. B ist stichprobenstandardisiert, die Signifikanz des Effekts beruht auf den Konfidenzintervallen.p-Werte, während die praktische Bedeutung zusätzlich die Genauigkeit der Schätzungen, die Zuverlässigkeit des Konstrukts und die politische Relevanz berücksichtigen sollte. Dementsprechend betonen unsere Schlussfolgerungen die Richtung, die statistischen Belege und die Messbeschränkungen, anstatt B Allein die Größenordnung.

Verhaltens- und Glaubenspfade: Verzögerung, Messung, Altersunterschiede

Der standardisierte Koeffizient für das Verhaltensrisiko stieg von 0.06 im Alter von 3 Jahren auf 0.16 im Alter von 6 Jahren, wobei jedoch alle 95%-Konfidenzintervalle die Null einschlossen. Dies deutet auf eine biologische oder durch die Berichterstattung bedingte Verzögerung zwischen hohem Zuckerkonsum/fehlendem Zähneputzen und sichtbarer Karies hin, was mit den Ergebnissen der STRIP-Kohortenstudie übereinstimmt, wonach Zuckerkonsum im Alter von 5 Jahren Karies an den Backenzähnen erst 18–24 Monate später vorhersagt.^22,23 Die Verzerrung durch Selbstauskünfte schwächt das Signal zusätzlich: Fragebögen lassen die Klebrigkeit, den Zeitpunkt und die Reinigung nach dem Essen außer Acht, und Eltern erinnern sich oft falsch an das Fläschchengeben oder die Getränke vor dem Schlafengehen.²⁴ Objektive Instrumente, mehrtägige Ernährungsprotokolle, ATP-Fluoreszenzmessungen an Zahnbelägen und Fotos der Zahnbeläge vor dem Schlafengehen könnten das Verhalten in zukünftigen Studien genauer erfassen. Der aus vier Items bestehende BeliefPrev-Score zeigte eine moderate interne Konsistenz (Cronbachs Alpha). a = 0.40). Eine so geringe Reliabilität schwächt die Regressionskoeffizienten ab, sodass die nahezu verschwindenden Werte zwischen den Pfaden „Vorherige Überzeugung“ und „Verhalten“ sowie „Vorherige Überzeugung“ und „dmft“ nicht als Beleg dafür gewertet werden können, dass die Überzeugungen der Eltern unwichtig sind. Soziale Erwünschtheit und eine mögliche umgekehrte Kausalität (verstärkte Überzeugungen nach Kariesbeginn) können die tatsächlichen Effekte ebenfalls verschleiern. Umgekehrt kodierte Items umfassten 33 % der ursprünglichen Skala und überschritten damit die WHO-Empfehlung von <20 %, was wahrscheinlich zu einer verminderten Aussagekraft der Ergebnisse führte. aDies spiegelt die Fehlklassifizierung wider, die bereits bei koreanischen und japanischen Adaptionen zu beobachten war.²⁵ Zukünftige Studien sollten Instrumente mit höherer Genauigkeit einsetzen, beispielsweise IRT-kalibrierte Items, kognitive Interviews zur kulturellen Verständlichkeit, Situationsbeurteilungstests und, wo möglich, die Angaben der Eltern durch objektive Indikatoren der häuslichen Pflege untermauern.

Modelloptimierung und Prioritäten bei der Messung. Der nicht signifikante Zusammenhang zwischen Verhaltensrisiko und dmft-Index deutet wahrscheinlich auf eine Untererfassung in Selbstberichten und eine Latenzzeit zwischen Exposition und klinischer Karies hin. Zukünftige Analysen könnten generalisierte Strukturgleichungsmodelle (SEM) mit einer negativ-binomialen oder Zero-Inflated-Link-Funktion für den dmft-Pfad verwenden, Nichtlinearitäten und Interaktionen (z. B. SES × Verhaltensrisiko) untersuchen und differenziertere Indikatoren einbeziehen: Zeitpunkt und Häufigkeit der Nahrungsaufnahme (Zuckerkonsum vor dem Schlafengehen, Snacks mit hohem Retentionspotenzial), beaufsichtigtes Zähneputzen vor dem Schlafengehen und Fluoridexposition (Zahnpastastärke, Lacke/Versiegelungen), objektiver Plaquestatus (sichtbare Plaque oder fotografische Indizes; optional Plaque-ATP-Fluoreszenz) und kontextbezogener Zugang (Fluoridprogramme in Kindergärten; Versorgungsdichte im Wohngebiet). Diese Verbesserungen könnten die Abschwächung reduzieren, die Modellanpassung verbessern und den Zusammenhang zwischen Verhalten und Kariesentwicklung besser erfassen.

Interpretation der fehlenden Mediation. Die nicht signifikanten indirekten Pfade über BeliefPrev und BehaviourRisk bedeuten nicht, dass Überzeugungen oder Verhaltensweisen für ECC irrelevant sind. Erstens zeigte die Subskala BeliefPrev eine moderate interne Konsistenz (Cronbachs μ). a = 0.40; POHBS a = 0.18), was auf eine Abschwächung der vermittelten Effekte hindeutet. Zweitens kann unser Querschnittdesign keine zeitliche Abfolge herstellen und ist anfällig für umgekehrte Kausalität (z. B. kann bestehende Karies die Besorgnis der Eltern und das berichtete Verhalten verstärken). Drittens erfassen kurze Selbstauskünfte den Zeitpunkt/die Konstanz der Ernährung und das beaufsichtigte Zähneputzen vor dem Schlafengehen nur unzureichend, und die Übertragung von Verhalten auf Karies kann 18–24 Monate dauern, bis sie sich klinisch manifestiert. Folglich interpretieren wir die fehlende Mediation als eine Mess-/Zeitlimitierung, während der direkte Zusammenhang mit dem sozioökonomischen Status unter diesen Bedingungen weiterhin nachweisbar war. Prospektive Studien mit validierten Instrumenten zur Erfassung von Überzeugungen, objektiven Verhaltensmetriken (mehrtägige Ernährungsprotokolle, Fluoridexposition, sichtbare/plaquebildende Indizes) und longitudinaler Mediationsanalyse innerhalb eines generalisierten Strukturgleichungsmodells für Zählparameter sind erforderlich.

Auswirkungen auf die öffentliche Gesundheit und die klinische Praxis

Die Ergebnisse weisen auf zwei Prioritäten hin. Erstens spricht der kumulative Effekt des sozioökonomischen Status für eine frühzeitige, strukturell bedingte, fluoridhaltige Zahnpasta, finanzielle Zuschüsse und mobile Zahnkliniken für Vier- bis Fünfjährige, bevor sich Gewohnheiten verfestigen und Karies sich beschleunigt. Zweitens deutet der mit dem Alter steigende Verhaltensrisikowert darauf hin, dass das sechste Lebensjahr ein günstiger Zeitpunkt für Ernährungsberatung und verstärktes Zähneputzen vor dem Schlafengehen ist, obwohl dieser Wert statistisch nicht signifikant war. Objektive Indikatoren (detaillierte Zuckerprotokolle, Plaque-Biomarker) sollten die Wirkung der Programme dokumentieren. Der australische Schulzahndienst zeigt, dass die Kombination aus Zahnpastaverteilung, Fissurenversiegelung, Ernährungsüberwachung und einmaligen Zuschüssen für Kindergärten aus sozial schwachen Familien den durchschnittlichen Kariesbefall (dmft) innerhalb von zwei Jahren um 0.5–0.8 senkt. Dies unterstreicht die Synergie struktureller und verhaltensbezogener Maßnahmen.²⁴

Entsprechend dem beobachteten Zusammenhang zwischen sozioökonomischem Status und dmft-Wert sowie den abgeschwächten Wirkungszusammenhängen in Bezug auf Überzeugungen und Verhalten sollten strukturelle Unterstützungsmaßnahmen die Aufklärung begleiten, insbesondere für Familien mit begrenzten Ressourcen. Zu den prioritären Maßnahmen gehören die Kostenübernahme und der Erlass von Zuzahlungen für Fluoridlack und -versiegelungen, die subventionierte Verteilung von Fluoridzahnpasta an Haushalte mit Vorschulkindern sowie die Integration der Prävention in die routinemäßigen Vorsorgeuntersuchungen für Kinder (z. B. Impfungen, Gesundheitschecks im Kindergarten). Auf der Ebene der Gesundheitsversorgung und des Umfelds verringern beaufsichtigtes Zähneputzen im Kindergarten und Schulverpflegungsstandards mit begrenztem Zuckergehalt die Abhängigkeit vom Wissen der Eltern allein. In unterversorgten Gebieten können mobile/gemeindenahe Zahnärzteteams und die Erfassung der Versorgungsdichte und der Teilnahme am Fluoridprogramm Ressourcen gezielter einsetzen. Wo möglich, können zweckgebundene Einnahmen aus der Regulierung zuckergesüßter Getränke die Prävention im Vorschulalter finanzieren. Angesichts unserer altersstratifizierten Ergebnisse könnte eine Fokussierung auf die Altersgruppe der 4- bis 5-Jährigen den größtmöglichen Nutzen bringen. Diese Empfehlungen werden als politikrelevante Zusammenhänge und nicht als Kausalzusammenhänge dargestellt und sollten prospektiv evaluiert werden.

Diese Arbeit betont harmonisierte Indikatoren und strukturelle Unterstützungen, in Übereinstimmung mit Broomhead et al.²⁶ Diese Studien zeigen, wie standardisierte internationale Datensätze zur Mundgesundheit die Überwachung der Chancengleichheit und die Vergleichbarkeit von Versorgungs- und Ergebnismessungen zwischen verschiedenen Ländern ermöglichen. Parallel dazu belegt die zweijährige Längsschnittstudie von Chou, dass elterliche Gesundheitsüberzeugungen das Auftreten von Karies im frühen Kindesalter vorhersagen. Dies deutet darauf hin, dass unser im Querschnitt festgestellter fehlender Mediationseffekt wahrscheinlich durch die Messzuverlässigkeit und die zeitliche Abfolge beeinflusst wird und nicht auf das tatsächliche Fehlen eines Effekts zurückzuführen ist. ²⁷

Einschränkungen und zukünftige Forschung

Der nicht signifikante Zusammenhang zwischen Verhaltensrisiko und dmft-Wert deutet wahrscheinlich auf eine unzureichende Erfassung wichtiger Verhaltensweisen und der Latenzzeit zwischen Kariesexposition und manifester Karies hin. Kurze Selbstauskünfte vernachlässigen den Zeitpunkt und die Häufigkeit der Nahrungsaufnahme (z. B. Zuckerkonsum vor dem Schlafengehen, Snacks mit hohem Kaloriengehalt) sowie die Kontrolle des Zähneputzens nach dem Essen, was die Schätzungen des Zusammenhangs verfälschen kann. Es sollten mehrtägige 24-Stunden-Ernährungsprotokolle mit Angaben zu Zeitpunkt, Häufigkeit und Häufigkeit der Nahrungsaufnahme, Protokolle zur Kontrolle des Zähneputzens vor dem Schlafengehen und zur Fluoridexposition (Zahnpastakonzentration, Lacke/Versiegelungen) sowie objektive Plaque-Indizes (sichtbar oder fotografisch; optional Plaque-ATP-Fluoreszenz) einbezogen werden, um Messfehler zu reduzieren und den Zusammenhang zwischen Verhalten und Karies besser zu erfassen.

Diese Querschnittsstudie in einer einzelnen Stadt kann keine Kausalzusammenhänge herstellen, ist möglicherweise durch Selbstauskünfte verzerrt und schränkt die Generalisierbarkeit ein. Zukünftige Studien sollten multizentrische Längsschnittstudien mit wiederholten 24-Stunden-/3-Tage-Zuckerprotokollen, Plaque-Färbung vor dem Schlafengehen und Speichelbiomarkern einsetzen, um kumulative Verhaltenseffekte zu erfassen. Eine IRT-basierte Verfeinerung und Invarianzprüfung über verschiedene sozioökonomische Schichten hinweg würden die Messung verbessern. Eine cluster-randomisierte Kindergartenstudie, die ein umfassendes Paket aus strukturellen Fördermaßnahmen, objektiver Überwachung und Elternschulung mit Standardbildung vergleicht, könnte eine Reduktion der dmft-Werte im ersten Lebensjahr untersuchen. Insgesamt zeigen unsere SEM-Ergebnisse ein Muster mit Priorität der Struktur, verzögertem Verhalten und schwacher Kognition auf und bieten eine quantitative Grundlage für gestufte, hierarchische Interventionen.