A zsigeri zsír akkumulációjának összehasonlító vizsgálata komputertomográfiás, bioelektromos impedancián alapuló és antropometriai módszerekkel

HASI DIAGNOSZTIKA – EREDETI KÖZLEMÉNY PINTÉR Zoltán, PÁLFI György, PÓSA Anikó, VARGA Csaba, HORVÁTH István, PALKÓ András

A zsigeri zsír akkumulációjának összehasonlító vizsgálata komputertomográfiás, bioelektromos impedancián alapuló és antropometriai módszerekkel COMPARISON OF COMPUTER TOMOGRAPHIC, BIOELECTRICAL IMPEDANCE AND ANTHROPOMETRIC METHODS FOR ASSESSING VISCERAL FAT ACCUMULATION

BEVEZETÉS – A zsigeri zsír felhalmozódása fokozott kockázatot jelent a kardiometabolikus morbiditás és mortalitás szempontjából. A hasüregben akkumulálódott zsírszövet mennyiségének egzakt meghatározása igen műszerigényes és költséges eljárás, az alternatív módszerek alkalmazása esetén viszont számos kompromiszszumot kell kötnünk. Tanulmányunk célja, hogy összehasonlítsuk az egyszerű, antropometriai paraméterek és a bioelektromos impedancia analízisén alapuló technika predikciós hatékonyságát a zsigeri zsírterületen, valamint megvizsgáljuk egy nagy pontosságú, testméreteken alapuló becslőegyenlet létrehozásának lehetőségét. BETEGEK ÉS MÓDSZEREK – A tanulmányba 198 önkéntest vontuk be. Minden személy antropometriai felmérésen vett részt, továbbá meghatároztuk a testösszetételüket a bioelektromos impedancia analízisén alapuló módszerrel (InBody230-as készülék), és komputertomográfiás vizsgálatot végeztünk, ami lehetőséget biztosított a lumbalis IV. és V. csigolya közötti zsigeri zsírterület kiszámítására. A becslőmodell felállítására többváltozós lineáris regressziót, a különböző eljárások összehasonlítására korrelációt, egyváltozós lineáris regressziót és Bland–Altman-analízist alkalmaztunk. EREDMÉNYEK – Az eredeti csoportra felállított becslőegyenlet a következő paramétereket tartalmazta: sagittalis abdominalis átmérő, életkor és nem. A regresszió a zsigeri zsírterület szórásának 76,3%-át magyarázta, ám szisztematikus hibát figyelhettünk meg. A kontrollcsoport esetén a becslés hatékonysága jobbnak bizonyult: az egyenlet determinációs együtthatója 0,794 volt, és a Bland–Altman-analízis nem mutatott szisztematikus hi-

INTRODUCTION – Visceral fat accumulation is a major risk factor for cardiometabolic morbidity and mortality. The exact measurement of visceral adipose tissue requires special and expensive devices, while the alternative methods have some limitations. The purpose of our study to was to compare the predictive ability of simple anthropometric parameters and bioelectrical impedance method to determine visceral fat area, and to assess the possibility of developing an accurate estimation equation based on body measurements. PATIENTS AND METHODS – 198 volunteers were enrolled in the study. All persons underwent anthropometric measurements, body composition assessment by a multifrequency bioimpedance analyser (model InBody230) and computer tomographic scanning for determination of visceral fat are localized between the 4th and 5th lumbar vertebrae. Multiple linear regression analyses were conducted to generate an estimation model, moreover single regression and Bland-Altman analyses were applied to compare the predictive efficiency of different methods. RESULTS – The prediction equation for the original group was obtained using three parameters: sagittal abdominal diameter, age and gender. The percentage of variation explained by regression was equal to 76.3%, but systematic error was observed. The efficiency of prediction for the control group was better: the determination coefficient of the regression was equal to 0.794 and systematic error was not found. Compared to the reference method, the bioimpedance analyser underestimated the visceral fat area by 45.6 cm2 on average, and the inaccuracy was increased by the expansion of visceral fat. On the other

dr. PINTÉR Zoltán, dr. PÁLFI György: Szegedi Tudományegyetem, Embertani Tanszék/University of Szeged, Department of Anthropology; Szeged dr. PÓSA Anikó, dr. VARGA Csaba: Szegedi Tudományegyetem, Élettani, Szervezettani és Idegtudományi Tanszék/University of Szeged, Department of Physiology, Anatomy and Neuroscience; Szeged dr. HORVÁTH István: Diagnoscan Magyarország Kft. – Szeged/Diagnoscan Hungary – Szeged; Szeged dr. PALKÓ András: Szegedi Tudományegyetem, Radiológiai Klinika/University of Szeged, Department of Radiology; Szeged Levelezési cím/ Corresponding address: dr. Pintér Zoltán, 6726 Szeged, Közép fasor 52. – Embertani Tanszék E-mail: [email protected]

42

Pintér: A zsigeri zsír akkumulációjának összehasonlító vizsgálata

bát. Az InBody230-as készülék átlagosan 45,6 cm2-rel becsülte alá a zsigeri zsírterületet a referenciamódszerhez képest, és a pontatlanság mértéke együtt nőtt a visceralis zsír mennyiségével. Ugyanakkor a hiba variációs koefficiense az antropometriai modell esetén jelentősen magasabb volt. KÖVETKEZTETÉSEK – Nagyszámú vizsgálati minta, népesség alapú szűrővizsgálatok és tanulmányok esetében a testméreteken alapuló becslőmodellek pontos képet adhatnak a visceralis zsír, ezáltal a járulékos kardiometabolikus kockázat mértékéről.

hand, the coefficient of variation for the anthropometric model was much higher. CONCLUSIONS – Visceral fat estimation based on anthropometric parameters could provide a useful and reliable method in epidemiologic research and public health screening to assess the degree of cardiometabolic risk.

elhízás, komputertomográfia, bioelektromos impedancia analízise, antropometria

obesity, computer tomography, bioelectrical impedance analysis, anthropometry

A

z elhízás nem pusztán esztétikai probléma, hanem az emberi populáció egészségi állapotát alapvetően befolyásoló, úgynevezett nem fertőző betegség, amely kiemelt jelentőségű mind a morbiditás, mind pedig a mortalitás tekintetében (1). Számos tanulmány rávilágított arra is, hogy a dohányzást követően az elhízás az egyik legfontosabb megelőzhető halálok az Amerikai Egyesült Államokban (2, 3), amely jelenség általánosan megfigyelhető más régiókban is (4). A súlyfelesleggel rendelkezők számának meredek növekedése egyértelmű trendet mutatott az elmúlt évtizedekben a Föld számos területén. Az Egészségügyi Világszervezet európai régiójának több országában szintén megfigyelhető az elhízás térhódítása; viszont míg egyes államokban a növekedés mértéke az elmúlt egy-két évtizedben viszonylag csekély volt, más nemzetek esetében a trend sokkal erőteljesebb (5, 6). Sajnálatos módon Magyarország az utóbbiak csoportjába tartozik (7). Hatékony intervenció hiányában hazánk is utolérte a fejlett társadalmakra érvényes gyakoriságokat, az összes negatív hozadékával együtt (8–10). Alapvető problémának számít, hogy az emberek többsége tévesen ítéli meg saját elhízottsági és egészségi állapotát (11, 12), valamint nincs tisztában azzal, hogy a zsírszövet funkciója nem merül ki pusztán a többletkalória raktározásában és az energiaszolgáltatásban. Az adipocyták biológiai szempontból igen aktívak: részt vesznek az energia-egyensúly, a glükóz- és a lipidmetabolizmus, a vérnyomás és az adipogenezis feed-back (visszacsatolásos) regulációjában is. Következésképpen a szabályozórendszerben bekövetkező bármiféle zavar, amely adódhat például a nagymértékű zsírakkumulációból, a komplex anyagcserére hatással lehet. Éppen ezért az elhízás a különféle cardiovascularis, metabolikus és gastrointestinalis rendellenességek kiemelt rizikófaktora (13–15). Napjainkban elterjedt az a nézet, hogy az egészségügyi következmények súlyosságát nem pusztán az elhízás mértéke, hanem sokkal inkább a zsíreloszlás határozza meg. Tanulmányok egész sora jutott arra a megállapításra, hogy a hasi, zsigeri területre lokalizálódó elhízás potenciálisan nagyobb veszélyt jelent az ember egészségére, szemben a teljes vagy a bőr alatti zsírral (16– 19). Mindezek tekintetében a következményes betegségek előrejelzésének szempontjából kulcsfontosságú kérdés a MAGYAR RADIOLÓGIA 2015;89(1):000–000.

felhalmozódott zsírszövet mennyiségének és lokalizációjának pontos meghatározása. Számos módszer áll rendelkezésünkre a zsigeri zsírfelhalmozódás felmérésére, viszont csak a komputertomográfia (CT) és a mágneses rezonanciás képalkotás (MRI) biztosít pontos és közvetlen technikákat keresztmetszeti területek vagy térfogatmérések alapján (20). A CT-vizsgálatokkal együtt járó sugárzás és a költségek minimalizálása céljából hagyományosan a IV. és az V. lumbalis csigolya közötti porckorong magasságában készítik el a referenciaképet, mivel az itt meghatározott zsigeri zsírterület nagyon jó összefüggést mutat a zsigeri zsírtömeggel (21). A bioelektromos impedancia analízise (BIA) egyre szélesebb körben elterjedő, egyszerű, nem invazív és költséghatékony módszer a testösszetétel becslésére, alkalmas a testrégiók szeparált elemzésére is (22). Azonban a technika klinikai gyakorlatban való alkalmazását és megbízhatóságát egyesek megkérdőjelezik (23). Epidemiológiai és népegészségügyi szempontból elsősorban azokat az eljárásokat részesítik előnyben, amelyek gyorsan kivitelezhetők, azonnal eredményeket szolgáltatnak és nem igényelnek nagyfokú szakmai gyakorlatot vagy költséges eszközöket. Ennek következtében a népességalapú kutatásokban különféle antropometriai paraméterek (például testtömegindex, derékkerület, derék-csípő arány) használata vált elterjedtté, mint az elhízás meghatározásának közvetett módszerei (24). Jelen kutatás célkitűzései, hogy 1. megvizsgáljuk egy nagy pontosságú, antropometriai paramétereken alapuló egyenlet létrehozásának lehetőségét a zsigeri zsírterület becslésére; 2. egy BIA elvén alapuló testösszetétel-monitor (BioSpace InBody230) zsigerizsírterület-mérési megbízhatóságát elemezzük a CT által meghatározott referenciaértékekkel és a becslőegyenlet eredményeivel összevetve.

Betegek és módszerek Betegek Kutatásunkba olyan önkéntes személyeket válogattunk be, akiknek egészségügyi-diagnosztikai célból a Szegedi Tudo-

43

mányegyetem Radiológiai Klinikáján hasi CT-vizsgálatra előjegyzett időpontjuk volt 2014 júliusa és novembere között. A vizsgálatokba nem vontunk be olyan betegeket, akik súlyos, életveszélyes betegség (gyanúja) miatt kerültek CT-vizsgálatra, akik a saját állapotukkal összefüggésben nem voltak döntésképes helyzetben (kiskorúak, illetve életkoruk vagy betegségük miatt felügyeletre, gondoskodásra szoruló felnőttek stb.), illetve akiknek a betegségükkel nem összefüggő testösszetétel-mérése bármely más okból elfogadhatatlan lelki terhelést jelentett. Az említett feltételek teljesülése érdekében meghatároztuk a vizsgálatba vonható betegek indikációs körét: – általános kivizsgálás, – bizonytalan hasi panaszok, – érelmeszesedés, – magas vérnyomás, – nem akut, nem rosszindulatú daganatos szervi eltérés, – ismert, gyógyult vagy nem progresszív krónikus betegség rutinellenőrzése. Tekintettel arra, hogy a felmérések kivizsgálás, kezelés alatt álló személyeken történtek, elvégzésükhöz kértük a vizsgálatban közreműködő radiológus, illetve a kezelőorvos hozzájárulását is. A résztvevőket megfelelő módon tájékoztattuk a tervezett vizsgálatokról és írásos beleegyező nyilatkozatot kértünk tőlük. Az adattisztítás során kizáró indoknak számítottak a következő tényezők: terhesség, szoptatás, ismert, a testösszetételt alapvetően befolyásoló, krónikus és kezelést igénylő szív-ér rendszeri, metabolikus (például cukorbetegség, súlyos dyslipidaemia, metabolikus szindróma, Cushing-szindróma) és daganatos rendellenességek, az antropometriai és a testösszetétel-vizsgálatokat érintő hiányos adatok. A magas vérnyomás nem számított kizáró oknak, ha nem társult hozzá a fentebb említett tényezők valamelyike. Mindezek következtében az elemzésbe vont egyének száma 99 férfi és 99 nő volt, akiket véletlenszerűen két csoportba (eredeti és kontroll) osztottunk. Egy adott személyről egyazon napon történt az összes adat felvétele a következő vizsgálati sorrendben: antropometriai felmérés, testösszetétel-meghatározás az InBody230-as készülék segítségével, végül a CT-vizsgálat. A kutatás megkezdéséhez szükséges etikai véleményt a Szegedi Tudományegyetem, Szent-Györgyi Albert Klinikai Központ, Regionális Humán Orvosbiológiai Kutatásetikai Bizottsága adta.

az antropometriai mérőszetthez tartozó – acél mérőszalaggal vettük fel. A sagittalis abdominalis átmérő a hasi és a háti felszín között mért, egyenes vonalú távolság a crista iliaca magasságában, rúdkörzővel mérve. A bőrredővastagságok meghatározásához GPM-Skinfold kalipert használtunk. Minden esetben kiszámoltuk a testtömegindexet (BMI: a kilogrammban megadott testtömeg és a méterben kifejezett testmagasság négyzetének a hányadosa) és a derékcsípő arányt (a derékkerület és a csípőkerület hányadosa). A testösszetételt egy multifrekvenciás, nyolc ponton érintkező elektródarendszerrel felszerelt BIA készülékkel (típus: Biospace InBody230 Body Composition Analyzer, Szöul, Korea) állapítottuk meg. A pontos analízis érdekében számos kritériumot (mérés előtt legalább két órával elkerülni az étkezést, nem szabad erőteljesebb fizikai aktivitást végezni) figyelembe vettünk. A készülék működéséhez szükséges, előzetes információk a következők voltak: nem, testmagasság és életkor. A gép által meghatározott paraméterek közül a zsigeri zsírterületet vontuk be az elemzésekbe.

Antropometriai mérések és testösszetétel-analízis

Statisztikai értékelés

Minden egyes személy esetén 12 testméretet határoztunk meg: testmagasság, testsúly, csípőszélesség, sagittalis abdominalis átmérő, derékkerület, csípőkerület, combtőkerület, lábszárkerület és négy bőrredővastagság (triceps, lapocka alatti, köldök melletti, medialis lábszár). A testméreteket Martin és Saller (25) technikai ajánlásai alapján mértük. A testmagasságot antropométer segítségével, a testtömeget digitális mérleggel határoztuk meg. A kerületi méreteket –

A vizsgált személyek paramétereinek leíró statisztikáját átlag  ±  szórás formájában adtuk meg. A különböző csoportokhoz tartozó átlagértékek eltéréseit Mann–Whitneyféle U-próbával teszteltük. A becslőegyenletek felállítása érdekében többváltozós, lineáris regressziós analízist alkalmaztunk az eredeti csoportnál, ahol a függő változót a CT által meghatározott zsigeri zsírterület, a független változókat az antropometriai paraméterek képviselték.

44

CT-vizsgálat és képanalízis A kutatásban részt vevő személyek CT-vizsgálatát a Szegedi Tudományegyetem Szent-Györgyi Albert Klinikai Központ Radiológia Klinikáján, a Diagnoscan Magyarország Kft. szegedi központjával együttműködve végeztük el egy GE LightSpeed (TM) 4.x típusú CT-berendezéssel (120 kV, 440 mA). A betegek altatás nélkül, a hátukon fekve, karjaikat a fejük felett összekulcsolva helyezkedtek el. A felvételek 5 mm-es szeletvastagsággal készültek el és lefedték a teljes hasi-kismedencei régiót. A szoftveres kiértékelés során először – személyenként – kiválogattuk az elkészült felvételsorozatokból azokat a keresztmetszeti képeket, amelyek a lumbalis IV. és V. csigolya közötti porckorong magasságában lokalizálódtak (1. ábra). Ezt követően a pixeldenzitás alapján (– 200 és – 20 HU közötti értéktartományban) azonosítottuk a zsírszövetet az adott képen, amelynek területi nagyságát – négyzetcentiméterben – egy képanalizáló szoftver (ImageJ v1.49m) segítségével számoltuk ki. A zsigeri zsírterület meghatározása érdekében egy manuálisan rajzolt vonallal elkülönítettük a hasüreget körülvevő izomszöveten belül elhelyezkedő zsigeri zsírt a subcutan régiókban lévő zsírtól.

Pintér: A zsigeri zsír akkumulációjának összehasonlító vizsgálata

Köldökrégió Szubkután zsírszövet

let szerepelt, a független változók körébe pedig az előző regressziós analízisek során kiválasztott antropometriai paramétereket válogattuk be. A paraméterenkénti egyváltozós regressziós ellenőrzést itt is elvégeztük. A becsült és a mért értékek közötti összefüggések vizsgálata során korrelációt számoltunk és Bland–Altman-analízist végeztünk el mindkét csoportra. Az InBody230-as gép, a CT által megállapított és a becslőegyenlet alapján számolt zsigeri zsírterület értékeit szintén összehasonlítottuk. Egy összefüggést abban az esetben tekintettünk szignifikánsnak, ha a hozzá tartozó p-érték kisebb volt 0,05-nál. Az adatok matematikai, statisztikai értékelését az SPSS for Windows (v21) és a MedCalc (v11.5) programokkal végeztük el.

Eredmények Zsigeri zsírszövet

Csigolya

1. ábra. Keresztmetszeti CT-felvétel a IV. és V. lumbalis csigolya közötti hasi régióról

A multikollinearitás elkerülése érdekében az egyes független változók közötti korrelációs kapcsolatokat szintén figyelembe vettük. A modellekbe bekerülő paramétereket egyváltozós, lineáris regresszióval is teszteltük. Az egyenlet validálása érdekében többváltozós, lineáris regressziós analízist alkalmaztunk a kontrollcsoport esetében. Függő változóként továbbra is a CT által mért zsigeri zsírterü-

A zsigeri zsírterület referenciamódszerrel (CT-vizsgálat) történő megállapítását 99 férfi és 99 nő esetében végeztük el. Az antropometriai és testösszetétel-felméréssel kapcsolatos jellemzők leíró statisztikáját az 1. táblázatban foglaltuk össze. Általánosságban elmondható, hogy mindkét csoportnál az átlagéletkor közelített a 60 év felé, és mindkét nem körében kifejezetten magasak voltak az általános (például testtömegindex) és a visceralis elhízás (például derékkerület, zsigeri zsírterület) jelzőinek az átlagértékei is. Továbbá a két csoport nagyfokú hasonlóságot mutatott a vizsgált jellemzőket illetően, mivel férfiaknál csupán a tömeg, a csípőkerület és a lábszárkerület, nők esetében pedig

1. táblázat. A vizsgált személyek paramétereinek leíró statisztikája (átlag ± szórás) Eredeti csoport Életkor (év) Testmagasság (cm)

Kontrollcsoport

Férfiak (n=51)

Nők (n=47)

Férfiak (n=48)

Nők (n=52)

58,5 ± 14,7

57,4 ± 12,3

61,9 ± 12,8

61,2 ± 11

173 ± 6,7

159,3 ± 5,5

173 ± 8,1

160 ± 6,8

Testtömeg (kg)

81,9 ± 16,3

74,7 ± 15,6

87,6 ± 17,2

70,2 ± 15,1

Csípőszélesség (cm)

32,2 ± 3,3

32,2 ± 3,9

32,6 ± 2,5

31,5 ± 3,3

Sagittalis abdominalis átmérő (cm)

26,9 ± 4,9

26,7 ± 5,4

28,8 ± 5,1

25,6 ± 6,4

Derékkerület (cm)

97,4 ± 12,5

92,1 ± 15,2

102,1 ± 13,7

89,3 ± 13,9

Csípőkerület (cm)

100,1 ± 12,7

102,9 ± 14,2

105,5 ± 12,3

101,1 ± 12,9

Combtőkerület (cm)

49,6 ± 5,5

53,6 ± 5,4

50,9 ± 8,9

53,1 ± 5,6

Lábszárkerület (cm)

36,3 ± 3,9

36,3 ± 4,7

37,6 ± 3,6

36,2 ± 4

Triceps

10,6 ± 4,9

21 ± 7,2

13 ± 8,7

18,9 ± 5,9

Lapocka alatti

20,7 ± 8,8

24,3 ± 8,4

21,5 ± 8,7

18,9 ± 7,9

Köldök melletti

29,1 ± 10

30,8 ± 9,2

32,8 ± 10,7

32,4 ± 11,6

Mediális lábszár

6,8 ± 3,2

10,2 ± 3,3

8,2 ± 4

13,2 ± 4,5

Testtömegindex (kg/m2)

27,3 ± 5,2

29,5 ± 6,2

29,2 ± 5

27,4 ± 5,6

0,97 ± 0,04

0,89 ± 0,05

0,97 ± 0,04

0,88 ± 0,05

Zsigeri zsírterület – BIA (cm )

125,3 ± 42,6

135,7 ± 48,8

129,5 ± 37,8

125,4 ± 47

Zsigeri zsírterület – CT (cm2)

192,9 ± 101,5

158,1 ± 93,2

213 ± 102

144,8 ± 79,6

Bőrredők vastagsága (mm)

Derék-csípő arány 2

BIA: a bioelektromos impedancia analízisén alapuló módszer; CT: komputertomográfián alapuló módszer

MAGYAR RADIOLÓGIA 2015;89(1):000–000.

45

2. táblázat. A becslőegyenlet felállításával kapcsolatos regressziós analízisek eredményeinek összefoglalása az eredeti csoportra Többváltozós regresszió B Konstans

β

–248,499

Egyváltozós regresszió

p-érték

R

SEE

<0,001

0,763

51,5

2

R

SEE

p-érték

2

Sagittalis abdominalis átmérő

15,94

0,798

<0,001

0,689

55,23

<0,001

Nem

–34,75

–0,177

0,001

0,031

97,53

0,080

0,872

0,120

0,031

0,123

92,82

<0,001

Életkor

B: regressziós koefficiens, R : determinációs koefficiens, SEE: a becslés standard hibája, β: standardizált regressziós koefficiens, (n=98)

Zsigeri zsírterület (becsült), cm2

a lapocka alatti és a lábszárredő átlagértékei különböztek szignifikánsan egymástól. A többváltozós regresszió alapján felállított becslőegyenlet (R2 = 0,763; SEE = 51,5 cm2) három változót tartalmazott: a sagittalis abdominalis átmérőt (SAD), az életkort és a nemet. Az SEE-érték százalékos aránya az átlagos zsigeri zsírterülethez viszonyítva 29,5% volt. A kétváltozós lineáris regresszió az életkor és a SAD tekintetében is mutatott szignifikáns hatást (2. táblázat). A CT-vel mért és az egyenlet által becsült zsigeri zsírterület értékeinek szórásdiagramját a 2. ábra mutatja be. A két változó közötti Spearman-féle korrelációs koefficiens értéke 0,870. A Bland–Altman-diagram (3. ábra) alapján az átlagos eltérés – 0,03 cm2, a szórás 50,7 cm2 volt. A hiba szórásának százalékos aránya az átlagos zsigeri zsírterülethez viszonyítva 28,8%-nak bizonyult. A becslések négy eset kivételével az elfogadhatóság határain belül helyezkedtek el, ennek ellenére szisztematikus hibát tapasztaltunk (p < 0,05). Ellenőrzésképpen ugyanazokkal a függő és független változókkal végeztünk többváltozós regressziós analízist a kontrollcsoporton (3. táblázat). Az egyenlet a szórás 79,4%-át magyarázta, az SEE értéke 44,7 cm2 volt, amely

Férfiak Nők

Zsigeri zsírterület (CT), cm2 Eredeti csoport

2. ábra. Az antropometriai modell által becsült és a CT által meghatározott zsigerizsírterület-értékek közötti összefüggés (szórásdiagram) az eredeti csoportban: a két változó közötti Spearman-féle korrelációs együttható értéke 0,870

46

A becsült és a CT-vel mért zsigeri zsírterület különbsége, cm2

2

Férfiak Nők

A becsült és a CT-vel mért zsigeri zsírterület átlaga, cm2 Eredeti csoport

3. ábra. Az antropometriai modell által becsült és a CT által meghatározott zsigerizsírterület-értékek közötti összefüggés (Bland–Altman-diagram) az eredeti csoportban: az átlagos eltérés 0 cm2 (kék folyamatos vonal), az eltérés regressziós egyenesének (rózsaszín szaggatott vonal) a meredeksége szisztematikus hibát jelez (p < 0,05)

a zsigeri zsírterület átlagához viszonyítva 25,1%-nak felelt meg. Az egyes független változókat külön-külön vizsgálva, a kétváltozós lineáris regresszió minden esetben szignifikáns kapcsolatot mutatott. Az egyenlet által becsült és a CT által mért zsigeri zsírterület közötti korrelációs koefficiens magasnak (R = 0,892) bizonyult (4. ábra). A Bland– Altman-diagram azt mutatja, hogy a hiba átlaga 2,6 cm2 és a szórása 47,3 cm2 (5. ábra). Az elfogadhatóság határain kívül szintén négy eset figyelhető meg. A hiba szórásának százalékos aránya az átlagos zsigeri zsírterülethez 26,6%. Annak érdekében, hogy könnyebben értelmezhessük az előbbi becslések pontosságát és megbízhatóságát, a CT által mért és az InBody230-as készülékkel meghatározott zsigeri zsírterületi értékeket szintén összehasonlítottuk (4. táblázat). A szórásdiagram (6. ábra) alapján a két változó között szoros összefüggés áll fenn, ugyanakkor a Spearman-féle korrelációs együttható (R = 0,799) alacsonyabbnak bizonyult az antropometriai modellhez képest (R = 0,884). A regressziós egyenlet SEE-értéke 62,9 cm2 volt. A Bland–Altman-analízis (7. ábra) alapján az átlagos hiba –  45,6 cm2-nek, a hiba szórása 69,6 cm2-nek Pintér: A zsigeri zsír akkumulációjának összehasonlító vizsgálata

3. táblázat. A regressziós analízisek eredményeinek összefoglalása a kontrollcsoportra Többváltozós regresszió B Konstans

β

–243,673

Egyváltozós regresszió

p-érték

R

<0,001

0,794

2

SEE

R

2

SEE

p-érték

44,7

Sagittalis abdominalis átmérő

15,907

0,874

<0,001

0,793

44,31

<0,001

Nem

–6,717

–0,035

0,489

0,125

91,05

<0,001

0,074

0,009

0,859

0,123

91,17

<0,001

Életkor

B: regressziós koefficiens, R : determinációs koefficiens, SEE: a becslés standard hibája, β: standardizált regressziós koefficiens, (n=100)

Zsigeri zsírterület (becsült), cm2

2

Férfiak Nők

Megbeszélés

Zsigeri zsírterület (CT), cm2 Kontrollcsoport 4. ábra. Az antropometriai modell által becsült és a CT által meghatározott zsigerizsírterület-értékek közötti összefüggés (szórásdiagram) a kontrollcsoportban: a két változó közötti Spearman-féle korrelációs együttható értéke 0,892

A becsült és a CT-vel mért zsigeri zsírterület különbsége, cm2

bizonyult. A hiba szórásának százalékos aránya az átlagos

Férfiak Nők

A becsült és a CT-vel mért zsigeri zsírterület átlaga, cm2 Kontrollcsoport 5. ábra. Az antropometriai modell által becsült és a CT által meghatározott zsigerizsírterület-értékek közötti összefüggés (Bland–Altman-diagram) a kontrollcsoportban: az átlagos eltérés 2,6 cm2 (kék folyamatos vonal), az eltérés regressziós egyenesének (rózsaszín szaggatott vonal) a meredeksége nem jelez szisztematikus hibát (p = 0,997)

MAGYAR RADIOLÓGIA 2015;89(1):000–000.

zsigeri zsírterülethez viszonyítva 39,4%. A két módszer összevetése során szisztematikus hibát tapasztaltunk. A csoportokra bontás után is hasonló eredményeket találtunk. Az InBody230-as készülék által számolt értékek átlagai mindkét csoportban jelentősen alacsonyabbak voltak a referenciamódszerhez (CT) képest, és a különbségek szignifikánsnak bizonyultak. Ezzel szemben a becslőegyenlet által meghatározott zsigeri zsírterület átlagértékei az eredeti csoport esetében mindössze 2,4 cm2 (p = 0,807), a kontrollcsoportnál 2,6 cm2 (p = 0,606) eltérést jeleztek.

A zsigeri zsír felhalmozódása számos metabolikus és cardiovascularis megbetegedés kialakulásának fokozott kockázati tényezője (26). Az elhízással kapcsolatos egészségügyi kockázatok becslése céljából a különböző antropometriai paraméterek használata széles körben elterjedt módszerek mind a klinikai gyakorlatban, mind pedig az epidemiológiai vizsgálatokban. Számos gyengesége ellenére a BMI-t a mai napig előszeretettel és gyakran alkalmazzák népességalapú, reprezentatív felmérésekben, mint az elhízás mértékének az indikátorát (7, 27–29). A derékkerület és a derék-csípő arány a centrális elhízás, illetve a zsíreloszlás legtöbbet használt, egyszerű jelzői. Az elsődleges probléma ezekkel a módszerekkel, hogy nem tesznek különbséget a zsigeri régiókban elhelyezkedő és a subcutan abdominalis zsírszövet között. Ráadásul korrelációs kapcsolatuk a zsigeri zsírterülettel és a metabolikus rendellenességekkel igen eltérő lehet különböző életkorcsoportokban és elhízottsági állapot mellett (30–32). Az egyszerű testméreteken alapuló becslőmodellek a zsigeri zsírterület nagyságának meghatározásában gyors és olcsó alternatívát jelenthetnek a népegészségügyi és populációs szintű vizsgálatokban. Széles körű alkalmazásuk azonban számos kritérium teljesülését megköveteli, amelyek közül a referenciamódszerekkel való összevetésük a leghangsúlyosabb. Saját kutatásunkban első lépésként a CT-vel pontosan meghatározott zsigeri zsírterület értékeire állítottunk fel regressziós egyenleteket az eredeti csoportban. A SAD (X1), az életkor (X2) és a nem (X3) kombinációja bizonyult a leghatékonyabb modellnek:

47

4. táblázat. A referencia- és a számolt értékek összehasonlító vizsgálatának eredményei Referenciaérték (CT)

Számolt érték

Wilcoxon-teszt

Regresszió

Átlag

Szórás

Átlag

Szórás

Z-érték

p-érték

R2

SEE

Zsigeri zsírterület – BIA

176,8

97,5

128,8

44,1

–7,801

<0,001

0,582

62,9

Zsigeri zsírterület – egyenlet

176,8

97,5

179,3

92,2

–0,541

0,589

0,753

48,6

Zsigeri zsírterület – BIA

176,1

98,6

130,2

45,5

–5,489

<0,001

0,647

58,1

Zsigeri zsírterület – egyenlet

176,1

98,6

178,5

87,7

–0,244

0,807

0,736

50,9

Zsigeri zsírterület – BIA

177,5

96,8

127,4

42,7

–5,575

<0,001

0,522

67,7

Zsigeri zsírterület – egyenlet

177,5

96,8

180,1

96,9

–0,516

0,606

0,776

46,6

Teljes minta (n=198)

Eredeti csoport (n=98)

Kontrollcsoport (n=100)

BIA: a bioelektromos impedancia analízisén alapuló módszer, CT: komputertomográfián alapuló módszer, R : determinációs koefficiens, SEE: a becslés standard hibája

Zsigeri zsírterület (BIA), cm2

Férfiak Nők

Zsigeri zsírterület (CT), cm2

6. ábra. A bioelektromos impedancia analízise (BIA) útján becsült és a CT által meghatározott zsigerizsírterületértékek közötti összefüggés (szórásdiagram): a két változó közötti Spearman-féle korrelációs együttható értéke 0,799

Zsigeri zsírterület = x1 × 15,94 + x2 × 0,872 – x3 × 34,75 – 248,499 A β-értékek alapján elmondható, hogy a becsléshez a legnagyobb hozzájárulást a SAD adta, ami önmagában is hasznos indikátor a centrális zsírfelhalmozódásra (33, 34). A regressziós analízisek egy további lényeges megállapítása az életkor szignifikáns hatása. Ez az észrevétel alátámasztja azt a tényt, hogy zsírszövet eloszlása mellett a teljes zsírtömeg és a visceralis zsírszövet mennyiségének változása szoros összefüggésben van az életkorral (35, 36). A kiválasztott paraméterek egyenként szintén szignifikáns összefüggést mutattak a zsigeri zsírterülettel a kontrollcsoporton, ám a teljes modellen belüli meghatározó szerepük eltűnt. Ennek ellenére becslésmagyarázó ereje valamelyest magasabb volt, mint az eredeti csoportnál.

48

A BIA-val és a CT-vel mért zsigeri zsírterület különbsége, cm2

2

Férfiak Nők

A BIA-val és a CT-vel mért zsigeri zsírterület átlaga, cm2

7. ábra. A bioelektromos impedancia analízise (BIA) útján becsült és a CT által meghatározott zsigerizsírterületértékek közötti összefüggés (Bland–Altman-diagram): az átlagos eltérés –  45,6 cm2 (kék folyamatos vonal), az eltérés regressziós egyenesének (rózsaszín szaggatott vonal) a meredeksége szisztematikus hibát jelez (p < 0,001)

A fent említett változók használhatóságát a visceralis zsírakkumuláció becslésében többen is megerősítették. Kaysen és munkatársai (37) antropometriai változók (életkor, rassz, maximális abdominalis kerület) segítségével becsülték a zsigeri zsírszövetet, és a modelljük a függő változó varianciájának 77,6%-át magyarázta. Demura és Sato (38) regressziós egyenlete hat paramétert (három bőrredő vastagsága, derék-csípő arány, nem és életkor) tartalmazott, amely a zsigeri zsírterület varianciájának 75%át magyarázta. Samouda és munkatársai (39) publikációja alapján a SAD, az életkor, a proximalis combkerület és a BMI együttese becsülte legjobban a visceralis zsírszövetet (R2 = 0,859). A könnyebb méréstechnika megvalósíthatóPintér: A zsigeri zsír akkumulációjának összehasonlító vizsgálata

sága miatt azonban a derékkerület alkalmazását javasolták a SAD helyett, amely becslőegyenlet hatékonysága nem sokban maradt el az előzőtől (R2 = 0,836). Treuth és munkatársai (40) az antropometriai paramétereken túl (SAD, derékkerület, életkor) a kettősfoton-abszorpciometria technikájával meghatározott zsírszázalékot (törzsön mérve) is bevontak az egyenletbe, amelynek az R2-értéke 0,81 volt. Saját modelljeink determinációs együtthatóinak értékei 0,763 és 0,794 voltak, amelyek a korábban publikált adatokkal összeegyeztethető pontosságúak. A modellek SEE-értékeinek százalékos aránya az átlagos zsigeri zsírterülethez viszonyítva 29,5% (eredeti csoport) és 25,1% (kontrollcsoport) voltak. Ross és munkatársai (41) által publikált eredmények szerint az egyenletük SEE-értéke megközelítőleg 30%-a az átlagos zsigeri zsírnak. Owens és munkatársai (42) a saját egyenletük hibáját (23,9%) kicsinek tekintették. A Bland–Altman-analízis során összehasonlításra kerültek az általunk becsült és a referenciamódszerrel meghatározott zsigerizsírterületértékek. Az átlagos eltérés mindkét csoportban viszonylag alacsony, a hiba szórásának százalékos aránya az átlagos zsigeri zsírterülethez viszonyítva 28,8% és 26,6% volt. Demura és munkatársai (43) zsigeri zsírterületet becsültek BIA-eljárással kombinált antropometriai méretekből, és az eltérések standard hibája 21,1% volt, míg Armellini és munkatársai (44) 23,6%-ról számoltak be. Ezen adatok azt mutatták, hogy saját becslésünk pontossága egy elfogadható tartományon belül helyezkedett el. A BIA-technikával szemben saját becslésünk eredményei magasabb korrelációt mutattak a CT által meghatározott zsigeri zsírterülettel, és a korrelációs együtthatók közötti különbség szignifikáns volt (Z  =  –  2,919, p  <  0,01). További tapasztalatunk, hogy a BIA-eljárás a nagyobb mértékű visceralis zsírfelhalmozódás esetén (>  150 cm2) jelentősen alulbecsülte a zsigeri zsírterületet, és ez az eltérés a zsír mennyiségének növekedésével egyre kifejezettebb. Ezt a fajta hibát a Bland–Altman-analízis is kimutatta: a hiba regressziós egyenesének a meredeksége szignifikánsnak bizonyult (p  <  0,001). Eredményeink alátámasztják azt a megfigyelést, miszerint elhízott egyének esetében a teljes testvíz és az extracelluláris vízmennyiség relatív növekedésének következtében a BIA-módszer könnyen alulbecsüli a zsírtartalmat (45, 46). Éppen ezért a klinikai gyakorlatban való alkalmazását egyesek megkérdőjelezik (23). Ugyanakkor a becslés hibájának variációs koefficiense az antropometriai paramétereken alapuló predikciónál (Cv = 38,1) sokkal magasabb volt, mint a BIA-val történő

zsigerizsír-meghatározás esetén (Cv = 1,52). Eredményeink azt mutatják, hogy habár az antropometriai változók alapján történő meghatározása a zsigeri zsírterületnek az egyének szintjén nagyobb szórást mutatott, mint az InBody230-as készülék eredményei, a becslés hatékonysága egy viszonylag állandó szinten mozgott, ellenben a BIA-technika a kiterjedtebb zsigeri elhízás esetében kevésbé volt megbízható.

Következtetések Összességében elmondható, hogy az egyszerű testméretadatok használatának továbbra is van létjogosultsága az egészségügyi felmérésekben. Eredményeink azt sugallják, hogy az antropometriai paramétereken alapuló zsigeri zsír becslését az egyes egyénekre fenntartással kell kezelni, viszont nagyszámú vizsgálati minta, népességalapú szűrővizsgálatok és tanulmányok esetén megfelelő képet adhat a visceralis zsír, ezáltal a járulékos kardiometabolikus kockázat mértékéről. Ez a megállapítás különösen hangsúlyozandó, mivel az általánosan használt testtömegindexhez képest sokkal jobb és megbízhatóbb lehet a prognosztikus hatékonyság, míg anyagi ráfordítás szempontjából gyakorlatilag nincs számottevő különbség. További pozitívumként hozható fel, hogy a becslés megbízhatósága kevésbé függ a zsírszövet mennyiségétől, míg a költség szempontjából nagyságrendekkel magasabb kiadásokat igénylő BIAkészülék esetén negatív irányú eltolódást tapasztaltunk az eredmények terén. A valós állapot ilyen szintű alulbecslése pedig hamis képet, fokozott egészségügyi veszélyt jelenthet mind egyéni, mind pedig populációs szinten. Tanulmányunkkal kapcsolatban azonban megjegyeznénk, hogy a CT-vel kivitelezett vizsgálat egy viszonylag kis elemszámú, életkor és elhízottsági állapot tekintetében szűk keresztmetszetű mintát érintett. Éppen ezért ezek a tapasztalatok inkább iránymutató jellegűek későbbi kutatások megtervezéséhez, amelyeknél lehetséges lesz az eredmények általánosítása és egy széles körben alkalmazható, nagy pontosságú becslőegyenlet kidolgozása. Köszönetnyilvánítás Ezúton köszönjük azt a nélkülözhetetlen segítséget, amit a Diagnoscan Magyarország Kft., a Szegedi Tudományegyetem Radiológiai Klinika, az Élettani, Szervezettani és Idegtudományi Tanszék és a Szegedi Rekreációs Sport Club munkatársai a kutatásainkhoz nyújtottak.

Irodalom 1. Ezzati M, Lopez AD, Rodgers A, Vander Hoorn S, Murray CJ. Comparative Risk Assessment Collaborating Group. (2002) Selected major risk factors and global and regional burden of disease. Lancet 2002;360(9343):1347-60.

MAGYAR RADIOLÓGIA 2015;89(1):000–000.

2. Mokdad AH, Marks JS, Stroup DF, Gerberding JL. Actual causes of death in the United States, 2000. JAMA 2004;291(10):1238-45. 3. Danaei G, Ding EL, Mozaffarian D, Taylor B, Rehm J, Murray CJ, et al. The preventable causes of death in the United States: comparative risk

49

assessment of dietary, lifestyle, and metabolic risk factors. PLoS Med 2009;6(4):e1000058. Doi: 10.1371 4. Lopez AD, Mathers CD, Ezzati M, Jamison DT, Murray CJ. Global and regional burden of disease and risk factors, 2001: systematic analysis of population health data. Lancet 2006;367(9524):1747-57. 5. Evans A, Tolonen H, Hense HW, Ferrario M, Sans S, Kuulasmaa K, et al. Trends in coronary risk factors in the WHO MONICA project. Int J Epidemiol 2001;30(Suppl1):S35-40. 6. Knai C, Suhrcke M, Lobstein T. Obesity in Eastern Europe: an overview of its health and economic implications. Econ Hum Biol 2007;5(3):392-408. 7. Martos E, Kovács VA, Bakacs M, Kaposvári C, Lugasi A. Hungarian diet and nutritional status survey – The OTAP2009 study I. Nutritional status of the Hungarian population [Országos Táplálkozás és Tápláltsági Állapot Vizsgálat – OTÁP2009. I. A magyar lakosság tápláltsági állapota.] Orv Hetil 2012;153(26):1023-30. 8. Popkin BM, Doak CM. The obesity epidemic is a worldwide phenomenon. Nutr Rev 1998;56(4Pt1):106-14. 9. James PT. Obesity: the worldwide epidemic. Clin Dermatol 2004;22(4):276-80. 10. Prentice AM. The emerging epidemic of obesity in developing countries. Int J Epidemiol 2006;35(1):93-9. 11. Perrin EM, Flower KB, Ammerman AS. Pediatricians’ own weight: self-perception, misclassification, and ease of counseling. Obes Res 2005;13(2):326-32. 12. Brug J, Wammes B, Kremers S, Giskes K, Oenema A. Underestimation and overestimation of personal weight status: associations with sociodemographic characteristics and weight maintenance intentions. J Hum Nutr Diet 2006;19(4):253-62. 13. Abbasi F, Brown BW Jr, Lamendola C, McLaughlin T, Reaven GM. Relationship between obesity, insulin resistance, and coronary heart disease risk. J Am Coll Cardiol 2002;40(5):937-43. 14. Bray GA. Medical consequences of obesity. J Clin Endocrinol Metab 2004;89(6):2583-9. 15. Foxx-Orenstein AE. Gastrointestinal symptoms and diseases related to obesity: an overview. Gastroenterol Clin North Am 2010;39(1):2337. 16. Boyko EJ, Fujimoto WY, Leonetti DL, Newell-Morris L. Visceral adiposity and risk of type 2 diabetes: a prospective study among Japanese Americans. Diabetes Care 2000;23(4):465-71. 17. Matsuzawa Y. The metabolic syndrome and adipocytokines. FEBS Lett 2006;580(12):2917-21. 18. Després JP. Cardiovascular disease under the influence of excess visceral fat. Crit Pathw Cardiol 2007;6(2):51-9. 19. Faria AN, Ribeiro Filho FF, Gouveia Ferreira SR, Zanella MT. Impact of visceral fat on blood pressure and insulin sensitivity in hypertensive obese women. Obes Res 2002;10(12):1203-6. 20. Shen W, Wang Z, Punyanita M, Lei J, Sinav A, Kral JG, et al. Adipose tissue quantification by imaging methods: a proposed classification. Obes Res 2003;11(1):5-16. 21. Lee S, Janssen I, Ross R. Interindividual variation in abdominal subcutaneous and visceral adipose tissue: influence of measurement site. J Appl Physiol 2004;97(3):948-54. 22. Tatara T, Tsuzaki K. Segmental bioelectrical impedance analysis improves the prediction for extracellular water volume changes during abdominal surgery. Crit Care Med 1998;26(3):470-6. 23. Browning LM, Mugridge O, Chatfield MD, Dixon AK, Aitken SW, Joubert I, et al. Validity of a new abdominal bioelectrical impedance device to measure abdominal and visceral fat: comparison with MRI. Obesity (Silver Spring) 2010;18(12):2385-91. 24. Shuster A, Patlas M, Pinthus JH, Mourtzakis M. The clinical importance of visceral adiposity: a critical review of methods for visceral adipose tissue analysis. Br J Radiol 2012;85(1009):1-10. 25. Martin R, Saller K. Lehrbuch der Anthropologie in systematischer Darstellung mit besonderer Berücksichtigung der anthropologischen Methoden. Stuttgart: Gustav Fischer Verlag; 1956. 26. Bergman RN, Kim SP, Catalano KJ, Hsu IR, Chiu JD, Kabir M, et al.

Why visceral fat is bad: mechanisms of the metabolic syndrome. Obesity (Silver Spring) 2006;14(Suppl1):16S-19S. 27. Mokdad AH, Bowman BA, Ford ES, Vinicor F, Marks JS, Koplan JP. The continuing epidemics of obesity and diabetes in the United States. JAMA 2001;286(10):1195-200. 28. Burkhauser RV, Cawley J. Beyond BMI: the value of more accurate measures of fatness and obesity in social science research. J Health Econ 2008;27(2):519-29. 29. Mészáros J, Tóth Sz, Szmodis M, Mavroudes M, Zsidegh M. A tápláltsági állapot becslése – kritikai észrevételek a BMI megbízhatóságával kapcsolatban. Magyar Sporttudományi Szemle 2010;11(42):23-8. 30. Drapeau V, Lemieux I, Richard D, Bergeron J, Tremblay A, Biron S, et al. Waist circumference is useless to assess the prevalence of metabolic abnormalities in severely obese women. Obes Surg 2007;17(7):905-9. 31. Pou KM, Massaro JM, Hoffmann U, Lieb K, Vasan RS, O’Donnell CJ, et al. Patterns of abdominal fat distribution: the Framingham Heart Study. Diabetes Care 2009;32(3):481-5. 32. Berker D, Koparal S, Işik S, Paşaoğlu L, Aydin Y, Erol K, et al. Compatibility of different methods for the measurement of visceral fat in different body mass index strata. Diagn Interv Radiol 2010;16(2):99-105. 33. Pouliot MC, Després JP, Lemieux S, Moorjani S, Bouchard C, Tremblay A, et al. Waist circumference and abdominal sagittal diameter: best simple anthropometric indexes of abdominal visceral adipose tissue accumulation and related cardiovascular risk in men and women. Am J Cardiol 1994;73(7):460-8. 34. Donini LM, Scavone L, Savina C, Coletti C, Paolini M, Tempera S, et al. Sagittal abdominal diameter: comparison with waist circumference and its prediction of metabolic syndrome. Mediterr J Nutr Metab 2009;2(3):187-95. 35. St-Onge MP. Relationship between body composition changes and changes in physical function and metabolic risk factors in aging. Curr Opin Clin Nutr Metab Care 2005;8(5):523-8. 36. Kuk JL, Saunders TJ, Davidson LE, Ross R. Age-related changes in total and regional fat distribution. Ageing Res Rev 2009;8(4):339-48. 37. Kaysen GA, Kotanko P, Zhu F, Sarkar SR, Heymsfield SB, Kuhlmann MK, et al. Estimation of adipose pools in hemodialysis patients from anthropometric measures. J Ren Nutr 2008;18(6):473-8. 38. Demura S, Sato S. Prediction of visceral fat area in Japanese adults: proposal of prediction method applicable in a field setting. Eur J Clin Nutr 2007;61(6):727-35. 39. Samouda H, Dutour A, Chaumoitre K, Panuel M, Dutour O, Dadoun F. VAT=TAAT-SAAT: innovative anthropometric model to predict visceral adipose tissue without resort to CT-Scan or DXA. Obesity (Silver Spring) 2013;21(1):E41-50. 40. Treuth MS, Hunter GR, Kekes-Szabo T. Estimating intraabdominal adipose tissue in women by dual-energy X-ray absorptiometry. Am J Clin Nutr 1995;62(3):527-32. 41. Ross R, Léger L, Morris D, de Guise J, Guardo R. Quantification of adipose tissue by MRI: relationship with anthropometric variables. J Appl Physiol 1992;72(2):787-95. 42. Owens S, Litaker M, Allison J, Riggs S, Ferguson M, Gutin B. Prediction of visceral adipose tissue from simple anthropometric measurements in youths with obesity. Obes Res 1999;7(1):16-22. 43. Demura S, Sato S, Noguchi T, Nakata Y. Prediction of visceral fat area from anthropometric and segmental body composition variables using computed tomography. Sport Sci Health 2007;2:16-22. 44. Armellini F, Zamboni M, Robbi R, Todesco T, Rigo L, Bergamo-Andreis IA, et al. Total and intra-abdominal fat measurements by ultrasound and computerized tomography. Int J Obes Relat Metab Disord 1993;17(4):209-14. 45. Bolanowski M, Nilsson BE. Assessment of human body composition using dual-energy x-ray absorptiometry and bioelectrical impedance analysis. Med Sci Monit 2001;7(5):1029-33. 46. Sun G, French CR, Martin GR, Younghusband B, Green RC, Xie YG, et al. Comparison of multifrequency bioelectrical impedance analysis with dual-energy X-ray absorptiometry for assessment of percentage body fat in a large, healthy population. Am J Clin Nutr 2005;81(1):74-8.

A közlemény megjelent: Magyar Radiológia Online 2015/2. szám. http://www.radiologia.hu/szakma/mro/cikk/a_zsigeri_zsir_akkumulaciojanak_osszehasonlito_vizsgalata_komputertomografias__ bioelektromos_impedancian_alapulo_es_antropometriai_modszerekkel.html

50

Pintér: A zsigeri zsír akkumulációjának összehasonlító vizsgálata