夏韶民，蔡 威，湯慶婭，于黎華, 馮 一（上海第二醫科大學(xué)附屬新華醫院臨床營(yíng)養中心，上海200092）
　　現代社會(huì )人們的預期壽命及老齡人口都在不斷增加。由于老年人在生理機能、體力活動(dòng)、經(jīng)濟收入等多方面的變化，故易發(fā)生營(yíng)養不良，包括營(yíng)養不足和營(yíng)養過(guò)剩。老年人如何進(jìn)行合理的營(yíng)養已越來(lái)越為人們所關(guān)注。
　　合理的營(yíng)養首先需要了解人體每日總能量消耗（total daily energy expenditure, TDEE）, 以指導每日的能量攝入。由于基礎能量消耗（BEE）約占TDEE的60%～65%，故TDEE的數值一般主要通過(guò)用BEE乘以經(jīng)驗系數來(lái)獲得。BEE一般通過(guò)儀器實(shí)測或根據公式預測獲得。由于BEE實(shí)測的條件苛刻，實(shí)際操作中很難辦到，故臨床上多用測定靜息能量消耗（REE）來(lái)替代BEE。REE一般較BEE高出10%左右。而臨床上更常用的是根據基礎能量消耗預測公式來(lái)預測BEE。但是傳統的預測基礎能量消耗的Herris-Benedict (H-B) 公式（1919年）、現代的FAO/WHO/UNU (1985) 公式 和Owen公式 (1986, 1987年)均得自于西方人群［1］，未曾被證明是否適用于(65歲的中國健康老年人［2,3］。因此測定中國健康老年人的REE水平, 將其與根據常用的基礎能量消耗預測公式得出的預測值進(jìn)行比較，并探討REE與年齡、性別、身高、體重、體表面積(BSA)、BMI以及身體組成成份的相關(guān)性，對指導我國老年人群的合理營(yíng)養，指導老年病人的合理營(yíng)養支持都將具有重要的現實(shí)意義和臨床價(jià)值。

1 材 料 與 方 法
1.1對象的選擇
　　1999年11月至2001年5月，選擇住在上海市區8家不同的社會(huì )福利院和養老院的健康老年人，測試了其中82位老年人，均為漢族，其中男性30位，女性52位（其基本情況見(jiàn)表1）。入選條件如下：（1）實(shí)足年齡≥65歲。（2）體質(zhì)指數：18.5kg/ m2 ( BMI ( 25kg/ m2。（3）身體基本健康，能生活自理，能完全配合測試，近6個(gè)月來(lái)體重無(wú)明顯減輕，無(wú)貧血，無(wú)代謝性及內分泌疾病，無(wú)較嚴重的心腦肺肝腎疾病，無(wú)高血壓或有高血壓但在藥物控制中，不服用有明確影響代謝作用的藥物（如激素）。
1.2測試儀器及原理
　　1.2.1靜息能量消耗測定：本研究使用芬蘭Datex公司生產(chǎn)的DeltatracII MBM-200型開(kāi)放式間接能量測定儀，用頭罩法測定人體的REE。 測定儀中的氧氣分析儀和二氧化碳分析儀在微機的控制下，能自動(dòng)測出單位時(shí)間內的氧耗量（VO2）和二氧化碳的產(chǎn)生量（VCO2），再根據24h尿總氮量（TUN）, 利用Weir公式EE (kcal) = 5.50 VO2+1.76VCO2-1.99TUN［4］自動(dòng)計算出24h的能量消耗值。
　　1.2.2 人體組成分析：本研究使用日本TANITA公司生產(chǎn)的人體組成分析儀 (TANITA-TB-401) 進(jìn)行人體組成分析，該儀器應用生物電阻抗分析法（BIA）, 以立姿測量通過(guò)雙下肢的生物電阻抗的大小，從而測算出人體的FM和FFM。
　　1.2.3 24h尿總氮量（TUN）由測得的老年人24h尿尿素氮除以0.8獲得。
1.3 測試方法
　　1.3.1人體組成分析：于能量測試前一天稱(chēng)量受試者的體重身高，統一于早餐后3 ~4h排空大小便，穿盡量少的衣褲，去除身上的金屬物品，赤足，立位，扣除衣褲的重量后用人體組成分析儀測定FM和FFM。
　　1.3.2 靜息能量消耗測定：于能量測試前一天留取24h尿并在測試前獲得24h尿總氮量。能量測試前一天的晚上，自晚8時(shí)起禁食禁水禁藥。測試當天清晨醒來(lái)后，受試者解完大小便后，不活動(dòng)、不進(jìn)食，繼續平臥等待測試。于清晨5:30~7:30，在床邊對受試者進(jìn)行能量測試20min~30min。前5min的數據事先預設由機器自動(dòng)刪除，以消除由于被測人員在測試開(kāi)始時(shí)不適應所造成的誤差。測試中要求盡量安靜不動(dòng)。每天測試前，機器預熱30min，并進(jìn)行氣體校正。而氣流發(fā)生器的氣流常數 (flow constant) 按操作手冊規定每6個(gè)月校正設置一次，RQ值也每6個(gè)月測試一次。測試時(shí)受試者的體溫36℃~36.9℃、 脈率56次/ min~78次/ min、呼吸頻率 12次/ min~22次/ min。室溫20℃~30℃, 氣壓100 kPa~103kPa。
1.4 數據的統計學(xué)處理
　　本研究利用SPSS for Windows 6.0版統計學(xué)軟件包完成各種統計學(xué)處理。其結果以X±s表示，兩組樣本的均數比較采用成組t檢驗（group t test），變量間相關(guān)性研究采用Pearson相關(guān)系數分析（Pearson's coefficient of correlation），多因素分析采用協(xié)方差分析（analysis of covariance, ANCOVA）及多元逐步回歸分析研究（stepwise multiple regression analysis）。顯著(zhù)性水平P=0.05。
1.5 預測健康人基礎能量消耗常用的公式
　　1.5.1 Harris-Benedict（H-B）公式：
　　　　　　男性 BEE (kcal/24h) = 66+5H+13.7W-6.8A
　　　　　　女性 BEE (kcal/24h) = 665+1.9H+9.6W-4.7A
　　1.5.2 Owen 公式：
　　　　　　男性 BEE (kcal/24h) = 879+10.2W
　　　　　　女性 BEE (kcal/24h) = 795+7.2W
　　1.5.3 FAO/WHO/UNU (1985) 公式，即Schofield公式：
　　　　　　男性 >60歲 BEE (kcal/24h) = (0.049W+2.459)/0.0042
　　　　　　女性 >60歲 BEE (kcal/24h) = (0.038W+2.755)/0.0042

2 結 果
2.1 人體測量學(xué)指標
　　本研究共成功測試了符合條件且BMI正常的健康老年人82名，均為漢族。其基本情況見(jiàn)表1.。由表中可見(jiàn)老年男性與女性的年齡十分接近，BMI也很相近。但老年男性的體重、身高、BSA，FFM均多于女性；而老年女性的FM、脂肪組織含量均高于男性。
　　表 1 老年人受試者的生理特征 (18.5<BMI<25) (X±s)

	總和 (n=82)	男性 (n=30)	女性 (n=52)	P 值 *
年齡 ( 周歲 )	80 ± 6	80 ± 6	79 ± 6	0.790
身高 (cm)	153 ± 11	161 ± 6	150 ± 5	0.000
體重 (kg)	52 ± 7	57 ± 7	50 ± 5	0.000
體質(zhì)指數 (kg/m 2 )	21.9 ± 1.9	21.8 ± 2.2	22.0 ± 1.8	0.690
體表面積 (m 2 )	1.48 ± 0.12	1.58 ± 0.11	1.43 ± 0.08	0.000
去脂體重 (kg)	38.9 ± 6.6	45.8 ± 5.6	35.2 ± 3.1	0.000
脂重 (kg)	13.3 ± 3.9	11.0 ± 3.0	14.5 ± 3.8	0.000
脂重 / 體重	0.26 ± 0.07	0.19 ± 0.04	0.29 ± 0.06	0.000

2.2 靜息能量消耗測試值
　　82名老年人的REE為4.44±0.52 MJ/24h。老年男女的REE間存在顯著(zhù)差異。但是由于兩者之間的體重、身體組成存在明顯的差異，故無(wú)可比性。如分別用每千克體重（REE/BW）、每千克去脂體重（REE/FFM）及每h每平方米體表面積（REE·BSA-·h-）來(lái)矯正REE, 通過(guò)成組t檢驗比較兩組均值, 發(fā)現老年男性與女性的REE/BW和REE/FFM 之間的差異有顯著(zhù)性, 且男性均低于女性 (P = 0.04; P < 0.001) ; 而兩者間REE·BSA-·h-，即靜息代謝率（RMR），無(wú)統計學(xué)差異 (P = 0.13)。但是，如改用協(xié)方差分析進(jìn)行比較, 分別以FFM、BW和BSA，均可作為協(xié)變量（通過(guò)回歸分析確定了BW、FFM和BSA，均可作為協(xié)變量），則男女間REE無(wú)統計學(xué)差異。另外由表可見(jiàn)各種表達方式的能量消耗水平的變異系數（CV）均大于10%。（詳見(jiàn)表2）
　　表2 測量老年人的靜息能量消耗量 (REE) (18.5<BMI<25) (X±s)

	總和 (n=82)	變異度	男性 (n=30)	女性 (n=52)	* P 值	** P 值
靜息能量消耗量 (MJ/24h)	4.44 ± 0.52	11.8%	4.63 ± 0.53	4.32 ± 0.49	0.01	／
靜息能量消耗量 / 體重 (MJ/kg)	0.09 ± 0.01	12.2%	0.08 ± 0.01	0.09 ± 0.01	0.04	0.837
靜息代謝率 (MJ/ （ m 2 · h ） )	0.12 ± 0.01	10.4%	0.12 ± 0.01	0.13 ± 0.01	0.13	0.445
靜息能量消耗量 / 去脂體重 (MJ/kg)	0.12 ± 0.02	14.7%	0.10 ± 0.01	0.12 ± 0.02	0.000	0.127

2.3 靜息能量消耗測試值與有關(guān)變量的相關(guān)性：
　　Pearson相關(guān)系數分析顯示：總體老年人REE分別與BSA、體重、FFM、身高、年齡，性別及BMI之間存在有統計學(xué)意義的相關(guān)性；與男性的年齡、FM間無(wú)相關(guān)性存在，但與女性的年齡、FM間存在有意義的相關(guān)。（見(jiàn)表3）
　　表 3. 靜息能量消耗量和參數之間的相關(guān)系數

相關(guān)系數	年齡 -REE	性別 -REE	身高 -REE	體重 -REE	體表面積 -REE	BMI-REE	脂重 -REE	去脂體重 -REE
相關(guān)系數 ( 男性 )	-0.27	／	0.49 b	0.56 b	0.60 b	0.35 a	0.16	0.59 b
相關(guān)系數 ( 女性 )	-0.44 b	／	0.34 a	0.43 b	0.41 b	0.25 a	0.29 a	0.38 b
相關(guān)系數 ( 合計 )	-0.35 b	0.28 a	0.47 b	0.54 b	0.55 b	0.27 a	0.08	0.52 b

2.4 能量消耗測試值與預測值的比較
　　本研究發(fā)現實(shí)測的老年人的REE，無(wú)論男性還是女性，與根據H-B公式獲得的基礎能量消耗預測值（BEE）相接近，比FAO/WHO/UNU (1985) 公式，即Schofield公式和Owen 公式的BEE分別低9%和19%。（見(jiàn)表-4）
　　表4 能量消耗測試值與預測值的比較 (REE & pBEE) (X±s)

	測試值	預測值 H-B	預測值 SCHO	預測值 OWEN
男性能量消耗	4.63 ± 0.53	4.66 ± 0.54	5.21 ± 0.34 a	6.09 ± 0.30 a
女性能量消耗	4.32 ± 0.49	4.35 ± 0.29	4.63 ± 0.19 a	4.82 ± 0.15 a
能量消耗合計 (kcal/24h)	4.44 ± 0.52	4.46 ± 0.42	4.84 ± 0.38 a	5.29 ± 0.65 a

3 討 論
　　本研究的測試結果顯示，老年男性的靜息能量消耗比女性高。由于國外研究顯示能量消耗與體重、去脂體重和體表面積有很好的相關(guān)性［1,5］，故為了消除老年男女由于在體重、體表面積和身體組成上的不同而造成的能量消耗水平的差異，我們分別用體重，去脂體重和體表面積去矯正不同性別的靜息能量消耗（即REE/kg·BW, REE/kg·FFM和 REE·BSA-·h--），然后進(jìn)行比較。首先我們用人們常用的方法即通過(guò)成組t檢驗比較兩組均值的差異是否具有顯著(zhù)性。結果發(fā)現老年女性每千克體重和每千克去脂體重所產(chǎn)生的REE反而比男性的高。每平方米體表面積產(chǎn)生的能量消耗值，男女間無(wú)差異。而當我們改用協(xié)方差分析進(jìn)行比較時(shí)，結果卻顯示，老年人每平方米體表面積、每千克體重和每千克去脂體重所產(chǎn)生的REE，均無(wú)性別間的顯著(zhù)差異。產(chǎn)生這種矛盾結果的原因是前一種比較方法是建立在假設REE與體重和去脂體重的回歸關(guān)系為：REE = b〔BW〕或 REE (kcal) = b〔FFM, (kg)〕的基礎上的，即斜率為b，截距為0。然而生物學(xué)變量，如靜息能量消耗，是很少存在這樣的回歸關(guān)系的，即很少有截距為0的情況出現。如果假設截距為0，就不可能正確的消除差異的影響，起不到矯正的作用［6］。另外，由于老年男女的身體組成不同，老年女性比男性有更多的脂肪，且本研究中唯老年女性的體脂重量 (FM)與REE存在有意義的相關(guān)，故本文結果提示不同量和不同分布的脂肪組織對能量代謝存在影響［5,7,8］，這有待今后進(jìn)一步的研究予以證實(shí)。
　　本文Pearson相關(guān)系數分析顯示：老年人REE分別與體表面積、體重、去脂體重、身高、年齡、性別，體重指數和女性的體脂重量之間存在有統計學(xué)意義的相關(guān)性。 但多元回歸分析顯示以上變量（包括體脂重量）僅可解釋REE 40%的變化。這一比例顯然是偏低的，提示本研究中可能還存在其它影響能量消耗的因素，例如老年人大多存在一定程度的心腦血管疾病，包括高血壓, 雖經(jīng)藥物有效控制，但由于老年人患失眠癥、前列腺肥大者較多，也有對測試精神較緊張者，這些因素可能導致老年人在測試時(shí)血壓升高，這可能會(huì )對REE有所影響［9］。但是在專(zhuān)門(mén)的研究所里住一晚再測試的方法可能反而會(huì )導致或加重老年人的失眠，國外已有類(lèi)似的報道［10］。多元逐步回歸分析顯示，BSA和年齡是REE最好的預測因子，可解釋REE 35.4%的變化，回歸方程為REE = 673 + 511BSA - 5歲。然而由于本文及國外的文獻均報道老年人靜息能量消耗測試值的變異系數大于10%［5,11~13］，提示老年人的REE，同其它人群一樣，存在較大的個(gè)體差異，故老年人的REE宜實(shí)測而不宜用公式預測［1］。
另外，本研究的測試結果表明我國健康老年人的實(shí)際靜息能量消耗值與根據西方近代的H-B公式計算得出的基礎能量消耗預測值 (BEE) 相接近，但明顯低于根據現代的Owen公式、Schofield公式計算得出的基礎能量消耗預測值。由于REE比BEE高約10%，故意味著(zhù)我國健康老年人的實(shí)際基礎能量消耗水平比根據以上常用的基礎能量消耗預測公式得出的預測值至少低10%。由于WHO推薦的健康老年人每日總能量需要為BEE乘以1.5至1.8，再加上REE的變異系數大于10%，故應用以上常用的BEE預測公式來(lái)預測我國老年人的BEE是不適宜的，易導致熱量攝入過(guò)多（overfeeding），促使老年人肥胖或加重老年病人的代謝負荷，引起膽汁郁積、呼吸困難等并發(fā)癥。
　　總之，本文表明我國健康老年人的實(shí)際基礎能量消耗值顯著(zhù)低于用傳統的預測公式計算得出的基礎能量消耗值，應用西方人的能量消耗公式來(lái)預測我國老年人的基礎能量消耗是不合適的。另外，老年人的靜息能量消耗水平存在較大的個(gè)體差異，故老年人的靜息能量消耗值宜實(shí)測而不宜用公式預測。老年人每千克體重、每千克去脂體重和單位體表面積所產(chǎn)生的靜息能量消耗值無(wú)性別上的差異。老年人靜息能量消耗與體表面積、體重、去脂體重、年齡，身高、性別及體重指數之間存在有統計學(xué)意義的相關(guān)性。

參考文獻：
　　［1］ Fredrix EW, Soeters PB, Deerenberg IM, et al. Resting and sleeping energy expenditure in the elderly［J］. Eur J Clin Nutri, 1990, 44: 741-747.
　　［2］ 顧倬云、鄭培勤. 能量消耗測定在老年外科病人營(yíng)養治療中的意義［J］. 中國臨床營(yíng)養雜志，1995,3(2): 51-54.
　　［3］ 賈虹、孟慶云、單闖等. 健康成人能量代謝的預測研究［J］. 中國臨床營(yíng)養雜志，1999,7(2): 70-73.
　　［4］Weir JB. New methods for calculating metabolic rate with special reference to protein metabolism［J］. J Physiol Lond, 1949, 109: 1-9.
　　［5］Durnin JV. Energy requirements: general principles, Energy and Protein requirements, Proceedings of an IDECG workshop［J］. Eur J Clin Nutr, 1996, 50 Suppl 1: S2-9.
　　［6］Poehlman, ET, Toth MJ. Mathematical ratio lead to spurious conclusions regarding age-and sex-related differences in resting metabolic rate［J］. Am J Clin Nutri, 1995, 61: 482-486.
　　［7］Poehlman ET, Toth MJ, Ades PA, et al. Gender differences in resting metabolic rate and noradrenaline kinetics in older individuals［J］. Eur J Clin Invest, 1997, 27(1): 23-28.
　　［8］Luhrmann PM, Herbert BM, Neuhauser-Berthold M. Effect of fat mass and body fat distribution on resting metabolic rate in the elderly［J］. Metabolism, 2001, 50(8): 972-975.
　　［9］彭念寅、楊宗才. 老年高血壓病能量消耗的臨床研究［J］. 實(shí)用老年醫學(xué), 1998, 12 (5): 211-212.
　　［10］Berke EM, Gardener AW, Goran MI et al. Resting metabolic rate and the influence of the pretesting environment［J］. Am J Clin Nutri, 1992, 55: 626-629.
　　［11］ Calloway DH, Zanni E. Energy requirements and energy expenditure of elderly men［J］. Am J Clin Nutri, 1980, 33: 2088-2092.
　　［12］ Roberts SB. Energy requirements of older individuals, Energy and Protein requirements, Proceedings of an IDECG workshop［J］. Eur J Clin Nutri. 1996, 50, Suppl 1: S192.
　　［13］ Goran MI. Energy metabolism and obesity［J］. Med Clin North Am. 2000, 84(2): 347-362.