夏韶民，蔡 威，汤庆娅，于黎华, 冯 一（上海第二医科大学附属新华医院临床营养中心，上海200092）
　　现代社会人们的预期寿命及老龄人口都在不断增加。由于老年人在生理机能、体力活动、经济收入等多方面的变化，故易发生营养不良，包括营养不足和营养过剩。老年人如何进行合理的营养已越来越为人们所关注。
　　合理的营养首先需要了解人体每日总能量消耗（total daily energy expenditure, TDEE）, 以指导每日的能量摄入。由于基础能量消耗（BEE）约占TDEE的60%～65%，故TDEE的数值一般主要通过用BEE乘以经验系数来获得。BEE一般通过仪器实测或根据公式预测获得。由于BEE实测的条件苛刻，实际操作中很难办到，故临床上多用测定静息能量消耗（REE）来替代BEE。REE一般较BEE高出10%左右。而临床上更常用的是根据基础能量消耗预测公式来预测BEE。但是传统的预测基础能量消耗的Herris-Benedict (H-B) 公式（1919年）、现代的FAO/WHO/UNU (1985) 公式 和Owen公式 (1986, 1987年)均得自于西方人群［1］，未曾被证明是否适用于(65岁的中国健康老年人［2,3］。因此测定中国健康老年人的REE水平, 将其与根据常用的基础能量消耗预测公式得出的预测值进行比较，并探讨REE与年龄、性别、身高、体重、体表面积(BSA)、BMI以及身体组成成份的相关性，对指导我国老年人群的合理营养，指导老年病人的合理营养支持都将具有重要的现实意义和临床价值。

1 材 料 与 方 法
1.1对象的选择
　　1999年11月至2001年5月，选择住在上海市区8家不同的社会福利院和养老院的健康老年人，测试了其中82位老年人，均为汉族，其中男性30位，女性52位（其基本情况见表1）。入选条件如下：（1）实足年龄≥65岁。（2）体质指数：18.5kg/ m2 ( BMI ( 25kg/ m2。（3）身体基本健康，能生活自理，能完全配合测试，近6个月来体重无明显减轻，无贫血，无代谢性及内分泌疾病，无较严重的心脑肺肝肾疾病，无高血压或有高血压但在药物控制中，不服用有明确影响代谢作用的药物（如激素）。
1.2测试仪器及原理
　　1.2.1静息能量消耗测定：本研究使用芬兰Datex公司生产的DeltatracII MBM-200型开放式间接能量测定仪，用头罩法测定人体的REE。 测定仪中的氧气分析仪和二氧化碳分析仪在微机的控制下，能自动测出单位时间内的氧耗量（VO2）和二氧化碳的产生量（VCO2），再根据24h尿总氮量（TUN）, 利用Weir公式EE (kcal) = 5.50 VO2+1.76VCO2-1.99TUN［4］自动计算出24h的能量消耗值。
　　1.2.2 人体组成分析：本研究使用日本TANITA公司生产的人体组成分析仪 (TANITA-TB-401) 进行人体组成分析，该仪器应用生物电阻抗分析法（BIA）, 以立姿测量通过双下肢的生物电阻抗的大小，从而测算出人体的FM和FFM。
　　1.2.3 24h尿总氮量（TUN）由测得的老年人24h尿尿素氮除以0.8获得。
1.3 测试方法
　　1.3.1人体组成分析：于能量测试前一天称量受试者的体重身高，统一于早餐后3 ~4h排空大小便，穿尽量少的衣裤，去除身上的金属物品，赤足，立位，扣除衣裤的重量后用人体组成分析仪测定FM和FFM。
　　1.3.2 静息能量消耗测定：于能量测试前一天留取24h尿并在测试前获得24h尿总氮量。能量测试前一天的晚上，自晚8时起禁食禁水禁药。测试当天清晨醒来后，受试者解完大小便后，不活动、不进食，继续平卧等待测试。于清晨5:30~7:30，在床边对受试者进行能量测试20min~30min。前5min的数据事先预设由机器自动删除，以消除由于被测人员在测试开始时不适应所造成的误差。测试中要求尽量安静不动。每天测试前，机器预热30min，并进行气体校正。而气流发生器的气流常数 (flow constant) 按操作手册规定每6个月校正设置一次，RQ值也每6个月测试一次。测试时受试者的体温36℃~36.9℃、 脉率56次/ min~78次/ min、呼吸频率 12次/ min~22次/ min。室温20℃~30℃, 气压100 kPa~103kPa。
1.4 数据的统计学处理
　　本研究利用SPSS for Windows 6.0版统计学软件包完成各种统计学处理。其结果以X±s表示，两组样本的均数比较采用成组t检验（group t test），变量间相关性研究采用Pearson相关系数分析（Pearson's coefficient of correlation），多因素分析采用协方差分析（analysis of covariance, ANCOVA）及多元逐步回归分析研究（stepwise multiple regression analysis）。显著性水平P=0.05。
1.5 预测健康人基础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岁 BEE (kcal/24h) = (0.049W+2.459)/0.0042
　　　　　　女性 >60岁 BEE (kcal/24h) = (0.038W+2.755)/0.0042

2 结 果
2.1 人体测量学指标
　　本研究共成功测试了符合条件且BMI正常的健康老年人82名，均为汉族。其基本情况见表1.。由表中可见老年男性与女性的年龄十分接近，BMI也很相近。但老年男性的体重、身高、BSA，FFM均多于女性；而老年女性的FM、脂肪组织含量均高于男性。
　　表 1 老年人受试者的生理特征 (18.5<BMI<25) (X±s)

	总和 (n=82)	男性 (n=30)	女性 (n=52)	P 值 *
年龄 ( 周岁 )	80 ± 6	80 ± 6	79 ± 6	0.790
身高 (cm)	153 ± 11	161 ± 6	150 ± 5	0.000
体重 (kg)	52 ± 7	57 ± 7	50 ± 5	0.000
体质指数 (kg/m 2 )	21.9 ± 1.9	21.8 ± 2.2	22.0 ± 1.8	0.690
体表面积 (m 2 )	1.48 ± 0.12	1.58 ± 0.11	1.43 ± 0.08	0.000
去脂体重 (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 / 体重	0.26 ± 0.07	0.19 ± 0.04	0.29 ± 0.06	0.000

2.2 静息能量消耗测试值
　　82名老年人的REE为4.44±0.52 MJ/24h。老年男女的REE间存在显著差异。但是由于两者之间的体重、身体组成存在明显的差异，故无可比性。如分别用每千克体重（REE/BW）、每千克去脂体重（REE/FFM）及每h每平方米体表面积（REE·BSA-·h-）来矫正REE, 通过成组t检验比较两组均值, 发现老年男性与女性的REE/BW和REE/FFM 之间的差异有显著性, 且男性均低于女性 (P = 0.04; P < 0.001) ; 而两者间REE·BSA-·h-，即静息代谢率（RMR），无统计学差异 (P = 0.13)。但是，如改用协方差分析进行比较, 分别以FFM、BW和BSA，均可作为协变量（通过回归分析确定了BW、FFM和BSA，均可作为协变量），则男女间REE无统计学差异。另外由表可见各种表达方式的能量消耗水平的变异系数（CV）均大于10%。（详见表2）
　　表2 测量老年人的静息能量消耗量 (REE) (18.5<BMI<25) (X±s)

	总和 (n=82)	变异度	男性 (n=30)	女性 (n=52)	* P 值	** P 值
静息能量消耗量 (MJ/24h)	4.44 ± 0.52	11.8%	4.63 ± 0.53	4.32 ± 0.49	0.01	／
静息能量消耗量 / 体重 (MJ/kg)	0.09 ± 0.01	12.2%	0.08 ± 0.01	0.09 ± 0.01	0.04	0.837
静息代谢率 (MJ/ （ m 2 · h ） )	0.12 ± 0.01	10.4%	0.12 ± 0.01	0.13 ± 0.01	0.13	0.445
静息能量消耗量 / 去脂体重 (MJ/kg)	0.12 ± 0.02	14.7%	0.10 ± 0.01	0.12 ± 0.02	0.000	0.127

2.3 静息能量消耗测试值与有关变量的相关性：
　　Pearson相关系数分析显示：总体老年人REE分别与BSA、体重、FFM、身高、年龄，性别及BMI之间存在有统计学意义的相关性；与男性的年龄、FM间无相关性存在，但与女性的年龄、FM间存在有意义的相关。（见表3）
　　表 3. 静息能量消耗量和参数之间的相关系数

相关系数	年龄 -REE	性别 -REE	身高 -REE	体重 -REE	体表面积 -REE	BMI-REE	脂重 -REE	去脂体重 -REE
相关系数 ( 男性 )	-0.27	／	0.49 b	0.56 b	0.60 b	0.35 a	0.16	0.59 b
相关系数 ( 女性 )	-0.44 b	／	0.34 a	0.43 b	0.41 b	0.25 a	0.29 a	0.38 b
相关系数 ( 合计 )	-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 能量消耗测试值与预测值的比较
　　本研究发现实测的老年人的REE，无论男性还是女性，与根据H-B公式获得的基础能量消耗预测值（BEE）相接近，比FAO/WHO/UNU (1985) 公式，即Schofield公式和Owen 公式的BEE分别低9%和19%。（见表-4）
　　表4 能量消耗测试值与预测值的比较 (REE & pBEE) (X±s)

	测试值	预测值 H-B	预测值 SCHO	预测值 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
能量消耗合计 (kcal/24h)	4.44 ± 0.52	4.46 ± 0.42	4.84 ± 0.38 a	5.29 ± 0.65 a

3 讨 论
　　本研究的测试结果显示，老年男性的静息能量消耗比女性高。由于国外研究显示能量消耗与体重、去脂体重和体表面积有很好的相关性［1,5］，故为了消除老年男女由于在体重、体表面积和身体组成上的不同而造成的能量消耗水平的差异，我们分别用体重，去脂体重和体表面积去矫正不同性别的静息能量消耗（即REE/kg·BW, REE/kg·FFM和 REE·BSA-·h--），然后进行比较。首先我们用人们常用的方法即通过成组t检验比较两组均值的差异是否具有显著性。结果发现老年女性每千克体重和每千克去脂体重所产生的REE反而比男性的高。每平方米体表面积产生的能量消耗值，男女间无差异。而当我们改用协方差分析进行比较时，结果却显示，老年人每平方米体表面积、每千克体重和每千克去脂体重所产生的REE，均无性别间的显著差异。产生这种矛盾结果的原因是前一种比较方法是建立在假设REE与体重和去脂体重的回归关系为：REE = b〔BW〕或 REE (kcal) = b〔FFM, (kg)〕的基础上的，即斜率为b，截距为0。然而生物学变量，如静息能量消耗，是很少存在这样的回归关系的，即很少有截距为0的情况出现。如果假设截距为0，就不可能正确的消除差异的影响，起不到矫正的作用［6］。另外，由于老年男女的身体组成不同，老年女性比男性有更多的脂肪，且本研究中唯老年女性的体脂重量 (FM)与REE存在有意义的相关，故本文结果提示不同量和不同分布的脂肪组织对能量代谢存在影响［5,7,8］，这有待今后进一步的研究予以证实。
　　本文Pearson相关系数分析显示：老年人REE分别与体表面积、体重、去脂体重、身高、年龄、性别，体重指数和女性的体脂重量之间存在有统计学意义的相关性。 但多元回归分析显示以上变量（包括体脂重量）仅可解释REE 40%的变化。这一比例显然是偏低的，提示本研究中可能还存在其它影响能量消耗的因素，例如老年人大多存在一定程度的心脑血管疾病，包括高血压, 虽经药物有效控制，但由于老年人患失眠症、前列腺肥大者较多，也有对测试精神较紧张者，这些因素可能导致老年人在测试时血压升高，这可能会对REE有所影响［9］。但是在专门的研究所里住一晚再测试的方法可能反而会导致或加重老年人的失眠，国外已有类似的报道［10］。多元逐步回归分析显示，BSA和年龄是REE最好的预测因子，可解释REE 35.4%的变化，回归方程为REE = 673 + 511BSA - 5岁。然而由于本文及国外的文献均报道老年人静息能量消耗测试值的变异系数大于10%［5,11~13］，提示老年人的REE，同其它人群一样，存在较大的个体差异，故老年人的REE宜实测而不宜用公式预测［1］。
另外，本研究的测试结果表明我国健康老年人的实际静息能量消耗值与根据西方近代的H-B公式计算得出的基础能量消耗预测值 (BEE) 相接近，但明显低于根据现代的Owen公式、Schofield公式计算得出的基础能量消耗预测值。由于REE比BEE高约10%，故意味着我国健康老年人的实际基础能量消耗水平比根据以上常用的基础能量消耗预测公式得出的预测值至少低10%。由于WHO推荐的健康老年人每日总能量需要为BEE乘以1.5至1.8，再加上REE的变异系数大于10%，故应用以上常用的BEE预测公式来预测我国老年人的BEE是不适宜的，易导致热量摄入过多（overfeeding），促使老年人肥胖或加重老年病人的代谢负荷，引起胆汁郁积、呼吸困难等并发症。
　　总之，本文表明我国健康老年人的实际基础能量消耗值显著低于用传统的预测公式计算得出的基础能量消耗值，应用西方人的能量消耗公式来预测我国老年人的基础能量消耗是不合适的。另外，老年人的静息能量消耗水平存在较大的个体差异，故老年人的静息能量消耗值宜实测而不宜用公式预测。老年人每千克体重、每千克去脂体重和单位体表面积所产生的静息能量消耗值无性别上的差异。老年人静息能量消耗与体表面积、体重、去脂体重、年龄，身高、性别及体重指数之间存在有统计学意义的相关性。

参考文献：
　　［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］ 顾倬云、郑培勤. 能量消耗测定在老年外科病人营养治疗中的意义［J］. 中国临床营养杂志，1995,3(2): 51-54.
　　［3］ 贾虹、孟庆云、单闯等. 健康成人能量代谢的预测研究［J］. 中国临床营养杂志，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、杨宗才. 老年高血压病能量消耗的临床研究［J］. 实用老年医学, 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.