體力活動(dòng)水平對(duì)成年人體重指數(shù)及腰圍的影響研究

寧 科

(陜西教育學(xué)院體育部，陜西西安710061)

一個(gè)地區(qū)、一個(gè)民族的國(guó)民體質(zhì)變化，除先天的遺傳因素外，后天的環(huán)境(如生活方式)影響是促進(jìn)整體體質(zhì)變化的動(dòng)因。國(guó)民體質(zhì)監(jiān)測(cè)的一個(gè)主要目的，就是發(fā)現(xiàn)這種變化的主要因素，掌握其規(guī)律，給政府相關(guān)部門和社會(huì)提供建議，促進(jìn)國(guó)民體質(zhì)向良性發(fā)展，從而達(dá)到增強(qiáng)人們體質(zhì)的目的。有研究表明，人類的肥胖是由體力活動(dòng)、環(huán)境作用的結(jié)果［10－12］。體力活動(dòng)水平已經(jīng)被證明與人類肥胖相關(guān)［13］。人體測(cè)量學(xué)指標(biāo)體重指數(shù)(BMI)、腰圍(WC)反映肥胖與疾病關(guān)系極為密切，其中體重指數(shù)主要反映全身脂肪含量，與總體脂相關(guān);腰圍主要反映局部脂肪堆積情況［1，11］。相關(guān)研究表明體力活動(dòng)水平與體重指數(shù)、腰圍密切相關(guān)，研究結(jié)果顯示不同水平的體力活動(dòng)對(duì)體重指數(shù)、腰圍具有非常顯著的相關(guān)性［3，9］。同時(shí)，國(guó)際上大多數(shù)研究都圍繞著體力活動(dòng)對(duì)不同種族的成人和兒童身體肥胖的影響來(lái)進(jìn)行［4，7］。

除了有遺傳的因素外，生活方式、環(huán)境、飲食結(jié)構(gòu)特點(diǎn)和體力活動(dòng)的減少都是肥胖易發(fā)性的重要促進(jìn)因素［14］。研究表明，二型糖尿病誘發(fā)的肥胖風(fēng)險(xiǎn)因素可以通過增加體力活動(dòng)來(lái)得到緩解［15］。但是目前國(guó)民體質(zhì)的一些研究還沒有把體質(zhì)測(cè)量與醫(yī)學(xué)預(yù)防學(xué)、運(yùn)動(dòng)學(xué)因素結(jié)合起來(lái)進(jìn)行研究，從而發(fā)現(xiàn)國(guó)民體質(zhì)變化的成因。因此，深入了解影響體質(zhì)狀況的因素也是當(dāng)前體質(zhì)研究領(lǐng)域亟待解決的問題之一。

綜上所述，本研究通過對(duì)不同人群開展體力活動(dòng)水平與體質(zhì)狀況的研究，探討了不同體力活動(dòng)水平與BMI(體重指數(shù))和腰圍(WC)的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上采用多元方差分析法對(duì)不同體力活動(dòng)水平的人群的BMI和WC的關(guān)心進(jìn)行相關(guān)性分析，進(jìn)而了解體力活動(dòng)水平對(duì)體質(zhì)狀況的影響以及為拓展體質(zhì)健康研究領(lǐng)域提供理論指導(dǎo)。

1 實(shí)驗(yàn)對(duì)象和方法

1.1 實(shí)驗(yàn)對(duì)象的篩選

受試人群主要來(lái)自于我國(guó)西北地區(qū)(主要包括陜西、甘肅、寧夏)10所城市居住的漢族居民。按照專家小組的建議，采用(身高體重指數(shù))BMI判斷成年人的體重標(biāo)準(zhǔn)。本研究按照隨機(jī)抽出不放回的原則抽取1 260名受試者作為本階段研究的受試者(表1)，受試者的年齡均在39～79歲之間，平均(42±3.7)歲，受試者均符合參與實(shí)驗(yàn)所要求的健康標(biāo)準(zhǔn)。

在測(cè)試的過程中，受過培訓(xùn)的工作人員對(duì)受試者的測(cè)試包括詢問病史、健康檢查、身高和體重的測(cè)定。身高體重指數(shù)(BMI)用體重除以身高的平方來(lái)表示，腰圍的測(cè)定參考《2005年國(guó)民體質(zhì)監(jiān)測(cè)工作手冊(cè)》。測(cè)試時(shí)，受試者兩腿并攏并自然站立，兩肩放松，兩臂自然下垂，測(cè)試人員面對(duì)受試者，將帶尺下緣經(jīng)臍上緣水平繞1周，帶尺上與“0”點(diǎn)相交的數(shù)值即為測(cè)量值，記錄以厘米為單位，精確到小數(shù)點(diǎn)后1位，誤差小于0.5厘米，受試者的基本數(shù)據(jù)見表1。

表1 基本受試的變量特征

1.2 體力活動(dòng)的檢測(cè)

體力活動(dòng)的檢測(cè)采用CGSS2003—2006年調(diào)查問卷中相關(guān)題項(xiàng)修改，形成新的調(diào)查問卷，來(lái)調(diào)查、評(píng)估本研究中調(diào)查對(duì)象的身體活動(dòng)量。本研究問卷所涉及的問題包括工作中的身體狀態(tài)和娛樂活動(dòng)，其中工作中的身體狀態(tài)包括坐式、站式、體力勞動(dòng)、大強(qiáng)度體力勞動(dòng);娛樂活動(dòng)泛指體育休閑活動(dòng)，以此來(lái)計(jì)算他們的身體活動(dòng)強(qiáng)度指標(biāo)。對(duì)各個(gè)季節(jié)身體活動(dòng)量的頻率都做記錄，平均每天的體力活動(dòng)用每周的體力活動(dòng)時(shí)間來(lái)除以每周的天數(shù)(7天)。在這個(gè)平均活動(dòng)的基礎(chǔ)之上，對(duì)個(gè)體的體力活動(dòng)水平劃分為4個(gè)組別。具體分組為不活動(dòng)組，即坐式工作，娛樂活動(dòng)時(shí)間為零;中度不活動(dòng)組分為坐式工作與站立式工作，坐式工作，平均每天娛樂時(shí)間小于0.5小時(shí);站式工作，無(wú)娛樂時(shí)間。中度活動(dòng)組分為坐式工作與站立式工作，坐式工作，娛樂活動(dòng)時(shí)間每天大于0.5小時(shí);站立式工作，每天娛樂活動(dòng)時(shí)間介于0.5小時(shí)～1小時(shí)之間，這也可稱為體力勞動(dòng)者。活動(dòng)組分為坐式工作與站式工作，平均每天的娛樂時(shí)間都大于1小時(shí)，該組包含大強(qiáng)度的體力工作者(娛樂時(shí)間包括體育鍛煉的時(shí)間)。

1.3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

采用SPSS 17.0軟件，采用多元方差分析體力活動(dòng)分組對(duì)體重指數(shù)與腰圍影響。在進(jìn)行多元方差分析前，對(duì)體重指數(shù)與腰圍進(jìn)行相關(guān)分析。以證明數(shù)據(jù)可進(jìn)行多元方差分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 體重指數(shù)與腰圍的相關(guān)分析

在進(jìn)行多元方差分析之前，首先必須對(duì)體重指數(shù)與腰圍進(jìn)行相關(guān)分析。體重指數(shù)與腰圍之間如果理論上有明確的相關(guān)關(guān)系，同時(shí)通過相關(guān)分析(r≥0.40)才能使用多元方差分析。體重指數(shù)用體重除以身高的平方來(lái)表示，有研究認(rèn)為腰圍與體重成正相關(guān)［14］。相關(guān)分析結(jié)果顯示體重指數(shù)與腰圍的相關(guān)系數(shù)大于0.40(r=0.502≥0.40)(表2)，可以進(jìn)行多元方差分析。假如該值高于0.7以上可以考慮將因變量合并，但本研究r低于0.6屬于適度相關(guān)。

表2 體重指數(shù)與腰圍的相關(guān)統(tǒng)計(jì)分析

2.2 體重指數(shù)與腰圍的多元方差分析

針對(duì)研究目的，采用多元方差進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，協(xié)方差矩陣檢驗(yàn)顯示的sig值為0.238＞0.01，沒有違背假設(shè)，表明滿足協(xié)方差矩陣的齊性假設(shè)，說明通過多元方差做出來(lái)的模型是可靠的。該檢驗(yàn)是對(duì)四個(gè)體力活動(dòng)不同的4個(gè)組，2個(gè)因變量之間的協(xié)方差是否相同的檢驗(yàn)，該值不顯著，因此沒有違背協(xié)方差齊性的假設(shè)。

從表3多變量的檢驗(yàn)結(jié)果輸出三個(gè)主效應(yīng)、一個(gè)交互效應(yīng)。在多元方差分析中已將年齡作為控制變量。體力活動(dòng)水平的分組的主效應(yīng)顯著，說明體力活動(dòng)的分組對(duì)體重指數(shù)與腰圍有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義即體力活動(dòng)的分組對(duì)體重指數(shù)與腰圍有影響;年齡作為控制變量對(duì)體重指數(shù)與腰圍有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即年齡對(duì)體重指數(shù)與腰圍有影響。性別的主效應(yīng)顯著，說明性別對(duì)體重指數(shù)與腰圍有影響。性別與體力活動(dòng)水平的分組的交互效應(yīng)不顯著，說明性別與體力活動(dòng)水平分組的交互作用對(duì)體重指數(shù)與腰圍沒有影響。

表4多元方差參數(shù)估計(jì)值表中刪去性別及交互作用，因?yàn)樵诒?中交互作用不顯著，故此刪去。從表4中以體重指數(shù)來(lái)說發(fā)現(xiàn)以Group(不活動(dòng)組)=4為參照組現(xiàn)越來(lái)越大與中度不活動(dòng)組相比(Group=3)、中度活動(dòng)組相比(Group=2)、活動(dòng)組(Group=1)相比，伴隨著體力活動(dòng)水平的上升B的系數(shù)為負(fù)，且逐漸減小，B系數(shù)為負(fù)說明BMI呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，在這里可以解釋為隨著體力活動(dòng)水平的增長(zhǎng)BMI降低。以腰圍指數(shù)來(lái)說發(fā)現(xiàn)以Group(不活動(dòng)組)=4為參照組現(xiàn)越來(lái)越大與中度不活動(dòng)組相比(Group=3)、中度活動(dòng)組相比(Group=2)、活動(dòng)組(Group=1)相比，伴隨著體力活動(dòng)水平的上升B的系數(shù)為負(fù)，且逐漸減小，B系數(shù)為負(fù)說明體重指數(shù)呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，在這里可以解釋為隨著體力活動(dòng)水平的增長(zhǎng)BMI降低。此外，年齡作為控制變量具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，B系數(shù)為正說明體重指數(shù)增長(zhǎng)與年齡增長(zhǎng)具有相同方向，即年齡增長(zhǎng)伴隨體重指數(shù)增長(zhǎng)。年齡對(duì)腰圍的B系數(shù)為正說明腰圍增長(zhǎng)與年齡增長(zhǎng)具有相同方向，即年齡增長(zhǎng)伴隨腰圍增長(zhǎng)。最后，性別以女性為參照組(GENDER=2)B系數(shù)為正，表明男性比女性體重指數(shù)與腰圍都大。

表3 多變量檢驗(yàn)(有刪減)

表5顯示，體重指數(shù)在體力活動(dòng)水平的四個(gè)組別上都存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義即都存在顯著性差別。腰圍在體力活動(dòng)水平的四個(gè)組別上都存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義即都存在顯著性差別，說明樣本中差異可以向總體推斷。活動(dòng)組的腰圍數(shù)值與其他三個(gè)組對(duì)比而言，均值區(qū)分(Mean Difference)在組間呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，也就意味著隨著體力活動(dòng)的減弱，腰圍逐漸加大，這與表4的分析結(jié)果一致。活動(dòng)組的體重指數(shù)與其他三個(gè)組對(duì)比而言，均值區(qū)分(Mean Difference)在組間呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，意味著隨著體力活動(dòng)的減弱，體重指數(shù)逐漸加大，這與表4的分析結(jié)果一致。

表5 多元方差多重比較(有刪減)

3 討論

在進(jìn)行多元方差之前，首先對(duì)體重指數(shù)和腰圍進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。以區(qū)分因變量之間適度相關(guān)，否則必須將體重指數(shù)與腰圍合并進(jìn)行分析。但是從前人理論的總結(jié)發(fā)現(xiàn)體重指數(shù)與腰圍在理論上具有相關(guān)性，但是不能將其合并進(jìn)行分析。因此本研究可以進(jìn)行多元方差分析。將年齡作為控制變量，多元方差分析存在體力活動(dòng)水平、性別與年齡對(duì)體重指數(shù)與腰圍的主效應(yīng)，還有體力活動(dòng)分組與性別對(duì)因變量的交互效應(yīng)。性別對(duì)體重指數(shù)與腰圍的主效應(yīng)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，這與前人的研究結(jié)果基本一致［15］。其次體力活動(dòng)分組與性別對(duì)體重指數(shù)與腰圍的交互作用不顯著。從體力活動(dòng)組對(duì)體重指數(shù)與腰圍的影響圖(圖1)來(lái)看，在控制年齡的情況下，隨著體力活動(dòng)水平分組的降低，體重指數(shù)不斷提高，基本呈現(xiàn)線性趨勢(shì)。從統(tǒng)計(jì)學(xué)原理來(lái)看，自變量對(duì)因變量具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，不是單個(gè)因變量對(duì)其的影響，而是多個(gè)自變量的一個(gè)合力影響;加之多元方差的基本原理等于一般線性回歸，區(qū)別在于前者在定性后者在定量，因此分析出來(lái)的統(tǒng)計(jì)量B與η2是可以區(qū)分哪個(gè)自變量對(duì)因變量的影響程度大。

圖1 體力活動(dòng)組對(duì)體重指數(shù)與腰圍的影響圖

從表6多元方差的組間效應(yīng)比較來(lái)看group即體力活動(dòng)的分組水平對(duì)體重指數(shù)的效果量η2(Eta Squared)=.923屬于高等效應(yīng)即分組對(duì)體重指數(shù)的影響比性別對(duì)體重指數(shù)的影響(η2=.139)要大。一般來(lái)說η2大于0.3為中等效應(yīng)，η2大于0.6為高效應(yīng)，η2小于0.2為低效應(yīng)［12］。其次在控制年齡這個(gè)變量后group即體力活動(dòng)的分組水平對(duì)腰圍的效果量η2(Eta Squared)=.901屬于高等效應(yīng)即分組對(duì)體重指數(shù)的影響比性別對(duì)腰圍的影響(η2=.120)要大。

表6 多元方差組間效應(yīng)比較(有刪減)

通過上述的分析，認(rèn)為將年齡作為控制變量的情況下體力活動(dòng)水平對(duì)體重指數(shù)與腰圍的影響要大于性別對(duì)體重指數(shù)與腰圍的影響。正如前文所談，多個(gè)自變量的一個(gè)合力影響因變量的作用，那么今后在控制預(yù)防肥胖時(shí)應(yīng)將年齡因素與性別因素考慮進(jìn)去。這樣預(yù)防肥胖病的發(fā)生會(huì)更加科學(xué)。從目前收集的文獻(xiàn)來(lái)看體重指數(shù)與腰圍超過正常標(biāo)準(zhǔn)后造成血壓水平、高血壓患病率呈明顯的上升趨勢(shì)。對(duì)于本研究結(jié)果來(lái)說，提高日常生活中的體力活動(dòng)水平會(huì)對(duì)減低體重指數(shù)及腰圍有顯著的影響，意味著身體活動(dòng)水平增高會(huì)降低血壓水平、高血壓患病率。其次，有研究認(rèn)為人血清瘦素水平與體重指數(shù)、腰圍呈顯著正相關(guān)，那么改善體力活動(dòng)水平也會(huì)間接改善血清瘦素水平。此外，體重指數(shù)與腰圍減低對(duì)于高血壓、高血糖患病具有一定的作用，那么可以采用增加體力活動(dòng)的方式減小高血壓、高血糖患病的發(fā)病率。從本研究選取的樣本的體重指數(shù)與腰圍的均值界于肥胖的臨界點(diǎn)，那么從促進(jìn)健康的角度來(lái)說，提升日常生活體力活動(dòng)的水平將會(huì)有助于減少肥胖的發(fā)生。對(duì)于究竟是什么原因造成的隨著體力活動(dòng)水平的增加體重指數(shù)與腰圍呈現(xiàn)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，目前尚未見到清晰的研究結(jié)論。本研究認(rèn)為這不是一個(gè)簡(jiǎn)單的因果問題，而是多因素造成的。除了與體力活動(dòng)水平有關(guān)之外，還可能與該研究地域的飲食結(jié)構(gòu)、生活風(fēng)俗、基因的變異有關(guān)。

4 結(jié)論

研究表明，隨著體力活動(dòng)水平的不斷提高，調(diào)查對(duì)象的體重指數(shù)與腰圍呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)。統(tǒng)計(jì)分析顯示有三個(gè)主效應(yīng)、一個(gè)交互效應(yīng)。年齡作為控制變量對(duì)體重指數(shù)與腰圍的主效應(yīng)顯著 Wilks’Λ =.047，F(xiàn)(2，21)=7.981，P ＜0.001，多變量η2=.420。體力活動(dòng)水平分組對(duì)體重指數(shù)與腰圍的主效應(yīng)顯著，Wilks’Λ =.580，F(xiàn)(6，46)=27.669，P ＜0.001，多變量η2=.803。性別對(duì)體重指數(shù)與腰圍的主效應(yīng)顯著，Wilks’Λ =.005，F(xiàn)(2，23)=2.104E3，P ＜0.001，多變量 η2=.485。性別與體力活動(dòng)水平分組的交互作用對(duì)體重指數(shù)與腰圍的主效應(yīng)不顯著，Wilks’Λ =.872，F(xiàn)(6，46)=6.654，P ＞0.001，多變量η2=.247。表明在控制年齡的情況下，體力活動(dòng)的不同分組在體重指數(shù)與腰圍的線性組合上是有差異的，男性與女性在體重指數(shù)與腰圍的線性組合上是有差異的。綜上所述，本研究認(rèn)為體力活動(dòng)水平對(duì)體重指數(shù)與腰圍的影響要大于性別與年齡對(duì)其的影響。當(dāng)前我國(guó)大多數(shù)人還受到不良觀念的影響，伴隨著年齡的升高，體力活動(dòng)強(qiáng)度降低，體重指數(shù)與腰圍增大。中國(guó)人超重和肥胖的比例在未來(lái)的20～30年必然會(huì)迅速增加。這昭示人們通過自身提升日常生活與工作中的體力活動(dòng)水平，積極開展體育鍛煉，增強(qiáng)體質(zhì)，對(duì)于降低體重指數(shù)與腰圍預(yù)防肥胖癥的發(fā)生具有重要的意義。

5 不足與待完善之處

本研究基于對(duì)大樣本量人群的研究，但并不能排除受試者個(gè)體在調(diào)查問卷中所報(bào)告的主觀偏差。同時(shí)，沒有考慮到不同體重指數(shù)比例人群數(shù)據(jù)是否也屬于正態(tài)分布。沒有對(duì)受試人群進(jìn)行年齡段的劃分，這也是本研究后續(xù)接下來(lái)要研究的內(nèi)容。本研究認(rèn)為體重指數(shù)與腰圍的增高或者減小不能簡(jiǎn)單歸結(jié)為幾個(gè)簡(jiǎn)單的因變量與自變量的那么簡(jiǎn)單。更多考慮體質(zhì)方面的原因之外，還應(yīng)考慮基因變異的影響，此外，在本研究的下一個(gè)階段會(huì)涉及基因變異，以及含有社會(huì)學(xué)群體效應(yīng)的變量來(lái)綜合分析體重指數(shù)與腰圍的改變。

［1］ 曹凌峰，羅飛宏，支滌靜.FTO基因SNP rs9939609，rs1421085多態(tài)性與兒童青少年肥胖及其代謝指標(biāo)的相關(guān)性研究［J］.中國(guó)循證兒科雜志，2010，5(1):46－50.

［2］ 國(guó)家體育總局編.2007年國(guó)民體質(zhì)監(jiān)測(cè)工作手冊(cè)［M］.2010，21.

［3］ 黃清陽(yáng).TNFR2基因的CA重復(fù)多態(tài)性在兩個(gè)獨(dú)立的白人群體中與肥胖表型的連鎖和關(guān)聯(lián)［J］.遺傳學(xué)報(bào)，2006，33(9):775－781.

［4］ 胡 虎.中國(guó)科學(xué)家解析肥胖基因fm的蛋白晶體結(jié)構(gòu)［J］.因組學(xué)與應(yīng)用生物學(xué)，2010，29(2):321－323.

［5］ 吳紅梅，白 懷，范 平，等.中國(guó)肥胖患者p2腎上腺素受體基因多態(tài)性的研究［J］.四川大學(xué)學(xué)報(bào)(醫(yī)學(xué)版)，2009，40(9):1056－1061.

［6］ 中國(guó)肥胖問題工作組數(shù)據(jù)匯總分析協(xié)作組.我國(guó)成人體質(zhì)指數(shù)和腰圍對(duì)相關(guān)疾病危險(xiǎn)因素異常的預(yù)測(cè)價(jià)值:適宜體質(zhì)指數(shù)和腰圍切點(diǎn)的研究［J］.中華流行病學(xué)雜志，2002，23(1):20.

［7］ 石 娟，洪 潔.肥胖癥全基因組關(guān)聯(lián)分析研究進(jìn)展［J］.國(guó)際內(nèi)科學(xué)雜志，2009，36(9):544－547.

［8］ 李 霞.兒童和成人肥胖的預(yù)測(cè)基因－FTO基因［J］.中華醫(yī)學(xué)信息導(dǎo)報(bào)，2007，22(11):88－91.

［9］ 王 輝，孟 雁.肥胖基因FTO的研究進(jìn)展［J］.國(guó)際內(nèi)分泌雜志，2010，20(3):116－118.

［10］ 肖志華，郭武華，張吉翔.FTO基因與肥胖關(guān)系的研究進(jìn)展［J］.中國(guó)病理生理雜志，2010，26(5):1025－1028.

［11］ 徐新祥，劉 峰.FTO基因在3T3－L1前體脂肪細(xì)胞成脂分化中的表達(dá)趨勢(shì)［J］.實(shí)用臨床醫(yī)藥雜志，2009，13(11):76－77.

［12］ 何麗娟.SPSS統(tǒng)計(jì)應(yīng)用與解析:多元方差分析［M］.北京:電子工業(yè)出版社，2009.

［13］ 張崇本，吳鶴齡.人類單基因肥胖的遺傳學(xué)基礎(chǔ)［J］.遺傳學(xué)報(bào)，2004，31(8):864－869.

［14］ CANEHI S，SMTZM N F，CAVALCANTI－ PROENC，C，et a1.Combined effects of Mc4R and FtO conlmon genetic variants on obesity in European general populalions［J］.Journal of Molecular Medicine，2009，87:537－546.

［15］ FICHER J，KOCH L，EMMEDING C.Inactivation of the Fto gene protects from obesity［J］.Nature，2009，458:894－898.