Мужчины - Медасс

ОСОБЕННОСТИ ОЦЕНКИ СОСТАВА ТЕЛА У ПАЦИЕНТОВ С
ПАТОЛОГИЕЙ ОРГАНОВ ПИЩЕВАРЕНИЯ
А.Б. Петухов, В.Е. Дерябин.
ГУ НИИ питания РАМН, МГУ имени М.В. Ломоносова.
Биоимпедансный спектральный анализ состава тела (БИА), как метод изучения
организма человека в последнее
время стал все шире использоваться в
клинической практике, и большая часть исследователей
оценивала метод как
весьма значимый для неинвазивной оценки водного баланса организма у
нормальных субъектов и при некоторых хронических заболеваниях (Siri, 1956;
Tomasset, 1962; Hoffer, 1969; Kushner, Schoeller, 1985; Lukaski, 1987; Fuller, Elia,
1989; Deurenberg, 1991; Bioelectrical impedance analysis in body composition., 1996;
Chumlea et al., 1994; Wang et al., 1994Ма; Roche et al., 1996; Kotler at al., 1996,
1998; Nowarycz et al., 2000).
Материал и методы. Материалом для исследования послужили результаты
наблюдений над мужчинами и женщинами, проведенных в клинике лечебного
питания ГУ НИИ питания РАМН. В этих выборках были выделены группа
сравнения и пациентов с различными заболеваниями органов пищеварения
(таблица). С применением
антропометрического
метода и БИА определялись
следующие признаки: масса тела (МТ) и рост, обхваты талии (ОТ), бедер (ОБ),
плеча (ОП), кожно-жировые складки (КЖС), измеренные под лопаткой, на животе,
в области средней трети бицепса и трицепса. По этим размерам тела вычислялись
индекс массы тела (ИМТ) и отношение обхватов талии и бедра (ИТБ), площади
кожно-жировой складки и мышц (SКЖС и SМ), оцененные в области наибольшего
поперечного развития плеча, обезжиренный обхват плеча, масса жира (ЖМТ) и
тощая масса тела (ТМТ), клеточная масса тела (КМТ), объем общей воды (ООВ),
объем внеклеточной (ВВ), внутриклеточной воды (КВ) и интерстициальной
жидкости (ИЖ). БИА проводился на приборе АВС-01 «Медасс» с программным
обеспечением, позволяющий проводить оценку баланса водных секторов (Иванов и
др.,
1999;). Измерение электрического сопротивления тканей проводилось на
низкой (20 кГц) и высокой (500 кГц) частотах, что повышало
надежность
получаемых оценок (Chumlea et al., 1994). Математико-статистическая обработка
данных
осуществлялась с использованием корреляционного, факторного,
регрессионного и дискриминантного анализов (Окунь,
1974;
Харман,
1972;
Иберла, 1980; Йереског и др., 1980; Ким и др., 1989, Дерябин, 2001). В
рассмотрение включались факторы, удовлетворяющие критерию Кайзера.
В таблице представлены величины выборок с полными наборами значений
антропометрических и импедансных признаков в выделенных группах сравнения и
пациентов с патологией органов пищеварения.
Группа
Муж
чины
Женщ
ины
1. Группа сравнения
34
30
2. Пациенты, перенесшие резекцию тонкой
14
18
3. Пациенты, перенесшие гастрэктомию
13
14
4. Пациенты, перенесшие резекцию желудка по
12
17
кишки
Бильрот-II
Результаты и обсуждение. Для исходных размеров тела коэффициенты
корреляции имеют значения, которые близки к тем, которые обычно получаются
для
групп
взрослых
мужчин
и
женщин.
Так,
рост
слабо
связан
с
антропометрическими признаками, отражающими величину жироотложения и
поперечное
развитие
мускулатуры,
что хорошо
соответствует
известным
закономерностям корреляции этого признака. Напротив, для антропометрически
оцениваемых ТМТ и объемов воды можно отметить коэффициенты корреляции с
величиной r = 0.4 - 0.6. Для аналогичных БИА оценок связи с ростом имеют
несколько меньший уровень r = 0.2 - 0.5. МТ связана с антропометрическими
показателями жироотложения и мускулатуры более тесно (r = 0.4 - 0.8), что также вполне обычное явление, обусловленное тем, что эта МТ напрямую зависит от
развития этих двух тканевых соматических компонентов. Для антропометрически
оцениваемых ЖМТ, ТМТ и объемов воды можно отметить коэффициенты
корреляции этого признака с величиной 0.4 - 0.9. Для аналогичных БИА оценок
связи с МТ имеют примерно такой же уровень тесноты. Обхватные размеры тела
обнаруживают взаимные связи с величинами коэффициентов корреляции 0.5 0.8.
ОТ, ОБ и ОП связаны с КЖС - 0.3 - 0.8. У женщин эти корреляции
оказываются несколько более сильными, что связано с большим участием
жирового компонента в вариации этих
обнаруживают
взаимные
признаков
корреляции
с
для
этого
величинами
пола. КЖС
соответствующего
коэффициента 0.6 - 0.8. Все эти результаты также хорошо соответствуют тому, что
обычно получается для групп взрослых мужчин и женщин. ИМТ у
мужчин
обнаруживает корреляции с КЖС, величинами 0.5 - 0.7. Аналогичные связи с
показателями поперечного развития мышечного компонента плеча и двумя
оценками ТМТ имеют уровень 0.6 - 0.7. Для женщин ИМТ имеет корреляции с
КЖС - 0.6 - 0.8. Связи ИМТ с показателями поперечного развития мышечного
компонента плеча и двумя оценками ТМТ у женщин имеют уровень 0.4 - 0.7.
Таким образом, можно сделать вывод о том,
что оценки дефицита или
избыточности МТ, сделанные на основе ИМТ, ничего не могут нам сказать о
природе этих явлений и за счет каких соматических
компонентов произошли
изменения. Антропометрические оценки ЖМТ и ТМТ связаны у двух полов с
соответствующими БИА величинами с коэффициентами корреляции r = 0.7 - 0.8.
Антропометрические оценки КМТ, ООВ, ВВ, КВ и ИЖ обнаруживают очень
высокие взаимные связи от 0.8 до 0.99. Это связано с тем, что при вычислении
этих оценок используются одни и те же антропометрические параметры. Такой
эффект
высоких
взаимных
связей,
вызванных
аналогичными
причинами
характерен и для соответствующих БИА оценок. Наконец, следует отметить, что
антропометрические оценки КМТ, ООВ, ВВ, КВ и ИЖ обнаруживают корреляции
со своими БИА с величиной коэффициентов всего лишь 0.3 - 0.6.
Факторный анализ позволяет выявлять комплекс антропометрических и БИА
признаков, демонстрирующих высокие взаимные корреляции. Для общей выборки
мужчин первый фактор имеет высокие нагрузки у антропометрических признаков,
характеризующих развитие подкожного жироотложения: КЖС, площади жира в
области плеча, антропометрически оцененной ЖМТ и аналогичной оценке БИА.
Впрочем, нагрузка на
этот фактор у БИА показателя развития жирового
компонента (0.65) оказывается заметно ниже по сравнению с аналогичными
нагрузками у антропометрических признаков, имеющими уровни 0.8 - 0.9. Таким
образом, первый фактор характеризует общее развитие жироотложения. Обращает
внимание, что он также связан (нагрузки равны 0.50 - 0.55) с ОП и ОБ, ЖМТ.
Отмечается также, что он связан (нагрузки (0.50 - 0.55) с ОП и ОБ, ИМТ без связи
с возрастом пациентов.
Второй фактор имеет высокие нагрузки у оценок КМТ, ООВ, ВВ, КВ и ИЖ,
описывающий высокие взаимные корреляции только антропометрических оценок в
основном различных секторов жидкости организма. Третий фактор имеет очень
высокие нагрузки на БИА у ТМТ и КМТ, ООВ, ВВ, КВ и ИЖ, тогда как
аналогичные антропометические оценки связаны с ним слабо. Он также связан с
МТ, ИМТ и антропометрической оценкой ТМТ, хотя уровень нагрузок (0.57) здесь
оказывается сравнительно невысоким. Следовательно, по значениям ИМТ очень
трудно судить за счет какого из этих двух слабо скоррелированных соматических
компонентов сформировался дефицит или избыток массы тела. Четвертый фактор
имеет значительные нагрузки на показателях поперечного развития мышечного
компонента плеча, слабее он связан с ОП и ОБ. Пятый фактор связан с ОТ и ИТБ,
имеющие частный характер.
Факторный анализ, проведенные только для группы сравнения у мужчин
выявил, что первый фактор здесь полностью аналогичен второму фактору в общей
выборке.
Он имеет высокие нагрузки у оценок КМТ, ООВ, ВВ, КВ и ИЖ,
полученных на основе антропометрических признаков. Несколько меньшие
нагрузки наблюдаются для этого фактора для роста (0.73) и ТМТ (0.64). Следует
особо отметить, что нагрузки на второй фактор у КМТ, ООВ, ВВ, КВ и ИЖ,
полученных БИА - невелики. Исключением является не слишком большая нагрузка
у БИА ТМТ (0.64). Таким образом, этот фактор описывает высокие взаимные
корреляции только антропометрических оценок в основном различных фракций
жидкостей организма.
Необходимо отметить, что в группе сравнения у мужчин ИМТ имеет заметные
нагрузки на первый фактор, описывающий общую величину жироотложения, и на
третий фактор, отражающий вариацию ТМТ. Однако,
первая из них имеет
несколько большую величину по сравнению со второй. Поэтому, и по результатам
этого анализа можно сделать такой же вывод, который следовал из рассмотрения
коэффициентов корреляции и факторных нагрузок в общей выборке мужчин –
вариация ИМТ сходно определяется и вариацией жирового
компонента, и изменчивостью ТМТ.
Четвертый и пятый факторы, найденные для группы сравнения, практически
идентичны тем, которые получены для обобщенной выборки. Они описывают
соответственно поперечное
развитие мышечного компонента плеча и величину ОТ, его отношения к ОБ и
имеют частный
характер. О высоком сходстве двух результатов факторного
анализа свидетельствуют и очень значительные уровни показателей сходства
нагрузок (ПСН). Для первого фактора, найденного в общей выборке, и второго
фактора для группы сравнения ПСН равен 0.98. Для второго фактора, полученного
в общей выборке, и первого фактора для контрольной группы ПСН равен 0.99.
Аналогичные значения ПСН для третьего, четвертого и пятого факторов равны
соответственно 0.97,
0.93 и 0.96.
Все пять этих оценок очень близки к
предельному уровню 1 и свидетельствуют
о практической идентичности двух
результатов факторного анализа.
Для общей выборки женщин первый фактор имеет высокие нагрузки у
антропометрических
признаков,
жироотложения: КЖС, площади
характеризующих
жира
в
развитие
подкожного
области плеча, антропометрически
оцененной ЖМТ, ИМТ и БИА оценки ЖМТ.
Таким образом, первый фактор
характеризует общее развитие жироотложения. При сравнении с аналогичными
результатами, полученными для мужчин можно отметить практически полную
идентичность нагрузок первого фактора, найденными у женщин.
Второй фактор имеет очень высокие нагрузки на БИА оценки ТМТ и КМТ,
ООВ, ВВ, КВ и ИЖ. Все антропометрические показатели, в том числе
описывающие аналогичные свойства состава тела, связаны с этим фактором очень
слабо. Отмечается, что этот фактор, найденный для женщин по своему смыслу
практически полностью совпадает с третьим фактором, полученным для общей
выборки мужчин.
Третий фактор имеет значительные нагрузки на
показателях
поперечного
развития мышечного компонента плеча, его обхвата, периметров бедер и запястья.
Таким образом, он отражает развитие скелетно-мышечного компонента. В этом
отношении этот фактор во многом сходен с четвертым фактором, полученным в
общей выборке мужчин.
Четвертый фактор, найденный для женщин, имеет высокие нагрузки у оценок
КМТ, ООВ, ВВ, КВ и ИЖ, полученных на основе антропометрических признаков.
Несколько меньшие нагрузки наблюдаются для этого фактора для роста (0.60) и
ТМТ (0.50). Следует особо отметить, что нагрузки на второй фактор у ТМТ и
КМТ, ООВ, ВВ, КВ и ИЖ, полученных БИА, очень невелики. Пятый фактор,
найденный в общей выборке женщин, отражает вариацию преимущественно
только отношения ОТ и ОБ, имеющий второстепенный характер.
Результаты аналогичного факторного анализа, проведенные только для группы
сравнения у женщин. Первый фактор здесь полностью аналогичен четвертому
фактору в общей выборке.
клеточной массы тела,
Он имеет высокие
нагрузки
у оценок тощей и
ООВ, ВВ, КВ и ИЖ, полученных на
основе
антропометрических признаков. Несколько меньшие нагрузки наблюдаются для
этого фактора для роста и МТ, ОБ (0.6). Среди показателей, определенных при
БИА, только ТМТ связана с этим фактором (нагрузка равна 0.68). Для группы
сравнения у женщин второй
фактор во многом сходен с первым фактором,
найденным для общей группы индивидов. Он имеет высокие нагрузки у
антропометрических
признаков,
характеризующих
развитие
подкожного
жироотложения: жировых складок на плече, площади жира в области плеча, ОП и
антропометрически оцененной ЖМТ. Следует заметить, что БИА ЖМТ с этим
фактором связана слабо. Таким образом, этот фактор характеризует общее развитие
жироотложения, оцениваемое при помощи антропометрии.
Третий фактор, найденный для группы сравнения у женщин, сходен со вторым
фактором, полученным для их общей группы. Он имеет очень высокие нагрузки на
БИА
оценки
у КМТ,
ООВ,
ВВ,
КВ
и
антропометические оценки связаны с ним слабо.
ИЖ,
тогда
как
аналогичные
Четвертый фактор, найденный для выборки группы контроля, практически
идентичен третьему фактору, который получен для обобщенной выборки. Он
описывает поперечное развитие мышечного компонента плеча и величину его
обхвата и периметра запястья.
Пятый фактор, полученный для здоровых женщин, отражает развитие жирового
компонента,
так как значительные по величине нагрузки характерны для
антропометрической и БИА оценок ЖМТ, КЖС, измеренных на корпусе, ОТ и
его отношения к окружности бедер и для ИМТ. Можно видеть еще одну
характеристику общей величины жироотложения,
во многом дублирующую
второй фактор. Однако в отличие от последнего для пятого фактора проявление
связи антропометрической и БИА оценок этого морфологического свойства. О
сходстве двух результатов факторного анализа для женщин свидетельствуют и
значительные уровни показателей сходства нагрузок (ПСН). Для первого фактора,
найденного в общей выборке и второго фактора для контрольной группы ПСН
равен 0.86. Для второго фактора, полученного в общей выборке и третьего
фактора для контрольной группы ПСН равен 0.95. Аналогичное значение ПСН
третьего фактора для общей выборки и четвертого фактора для контрольной
группы составляет 0.91. Значение ПСН четвертого фактора для общей выборки с
первым фактором контрольной группы также достаточно высок - 0.97. Лишь для
нагрузок на пятые факторы, полученные для общей
и контрольной выборок,
женщин не обнаруживается достаточно высокого сходства (ПСН = 0.69).
Можно заметить, что для ИМТ результаты факторного анализа, проведенного
для женщин, несколько отличны от аналогичных - найденных для мужчин. В
обеих группах женщин этот признак имел высокие нагрузки на факторы,
отражающие
развитие преимущественно жирового соматического компонента,
тогда как аналогичные связи с факторами, отражающими изменчивость ТМТ или
поперечное развитие мускулатуры, были заметно меньшими. Таким образом, у
женщин ИМТ отражает в первую очередь развитие жировой ткани.
Подводя итоги проведенным факторным анализам для мужчин и женщин,
можно отметить следующее. Во-первых, во всех результатах выделяется особый
фактор, который имеет высокие нагрузки на антропометрические показатели
подкожного жироотложения и на БИА определенную ЖМТ. Этот факт позволяет
попытаться приближенно оценить величину-второго.
Во-вторых, в ходе факторного анализа выявилось, что антропометрические и
БИА оценки КМТ, ООВ, ВВ и ИЖ имеют высокие нагрузки на двух различных
факторах. Поэтому, надежды на то, что антропометрическим способом можно
получить сколько-нибудь надежные значения БИА оценок этих свойств - невелики.
В-третьих, в ряде случаев БИА оценка ТМТ имела заметную нагрузку на факторах,
описывающих аналогичное свойство, измеренное антропометрическим способом.
БИА оценка ЖМТ при помощи уравнения множественной
регрессии
по
антропометрическим признакам сопровождается довольно высокими значениями
коэффициентов множественной корреляции от 0.71 до 0.85, чему соответствует
учет от 50% до 72% вариации этого показателя.
Для ТМТ коэффициент
множественной корреляции оказывается более высоким и составляет от 0.74 до
0.92.
Этой тесноте связи соответствует учет от
55% до 84% изменчивости
показателя. Напротив, для таких БИА признаков как КМ, ООВ, ВВ, КВ и ИЖ все
уравнения регрессии по антропометрическим признакам дали уровни квадрата
множественной корреляции меньшие уровня 0.50. Это означает, что большая
часть вариации этих БИА показателей не может быть учтена регрессионным
уравнением, базирующемся на антропометрических признаках, а точность
регрессионных соответствующих оценок следует расценить как невысокую.
У мужчин группы сравнения БИА оценка массы жира имеет неслучайную связь
только с МТ. В выборке видно, что БИА оценка ТМТ неслучайно связана только с
ростом. Аналогичным образом, для общей выборки женщин БИА оценка ЖМТ
имеет неслучайную связь только с КЖС, измеренной на животе. Для группы
сравнения у женщин БИА оценка массы жира имеет неслучайную связь только с
массой жира, измеренной на основе антропометрических
признаков. БИА
величина ТМТ в общей группе женщин обнаруживает неслучайные связи с ростом,
обхватом бедер
и
антропометрическими оценками ТМТ и ООВ. В группе
сравнения у женщин БИА оценка ТМТ связана с длиной и МТ. Вполне возможно,
что при больших объемах рассматриваемых выборок количество неслучайных
множественных регрессионных связей оказалось бы большим.
Заключение. Таким образом,
выводы,
проведенный анализ более точно подтвердил
сделанные нами по результатам факторного анализа. Значения ТМТ,
оцененные с помощью БИА,
демонстрируют
в
целом
значительную
множественную связь с комплексом антропометрических признаков. То же самое
характерно и для БИА оценок ЖМТ, хотя аналогичная
оказывается несколько меньшей. Большая часть
признаков,
отражающих вариации состава
тела
множественная связь
антропометрических
и БИА
демонстрируют достоверные
различия групп здоровых мужчин и женщин по сравнению с индивидами,
страдающими заболеваниями пищеварительной системы.
Эта изменчивость
заключается в основном в том, что в группах сравнения у мужчин и женщин
средние уровней всех показателей состава тела, измеренных антропометрическим
или БИА способом, как правило оказываются заметно выше по сравнению с
группами индивидов, страдающими заболеваниями желудочно-кишечного тракта.
ЛИТЕРАТУРА:
1. Афифи А., Эйзен С. Статистический анализ. Подход с использованием ЭВМ.
М.:"Мир", 1982, 488 с.
2. Дерябин В.Е. Многомерные биометрические методы для антропологов. М.
2001. Рук., деп. в ВИНИТИ No 37 - В 2001, с.311.
3. Иберла К. Факторный анализ. М.:"Статистика",1980, 398 с.
4. Иванов Г.Г.,
Сыркин А.Л.,
Дворников В.Е. и др. Мультичастотный
сегментарный биоимпендансный анализ в оценке изменений
объема
водных
секторов организма // Анест. и Реан., 1999, No2, с.41-47.
5. Окунь Я. Факторный анализ. М., Статистика, 1974, 200 с.
6. Петухов А.Б., Дерябин В.Е. Принципы использования антропометрии в
клинической оценке состояния питания. -М.: Вопросы питания, 2003. т.72, No5,
с.29-33.
7. Себер Д. Линейный регрессионный анализ. М.:"Мир", 1980, 456 с.
8. Харман Г. Современный факторный анализ.М.: "Статистика", 1972, 486 с.
9. Хьютсон А. Дисперсионный анализ. М.:"Статистика", 1971, 88 с.
10. Чтецов В.П. Состав тела человека. Итоги науки, 1969. Антропология. М.,
Изд.ВИНИТИ, 1970, с.5 - 64.
11. Adams F.,
Jordan
J.,
Luft
F.C.,
Boschmann
M. Stoffwechsel und
Durchblutung im subkutanen Fettgewebe von Normalgewichtigen ist abhangig von
Hautfaltendicke // Aktuelle Ernahr. Med., 2003, В.28, No5, S.311.
12. Bioelectrical impedance analysis in body composition measurement: Proceedings
of a National Institutes of Health Technology Assessment Conference.
Bethesda,
Maryland, 1994// Am. J. Clin. Nutr., 1996, v.64, No3(Suppl), S.387 - 532.
13. Birmingham C.L.
The
reliability
of
bioelectrical impedance analysis
for
measuring changes in the body composition of patients with anorexia nervosa// Int. J.
Eat. Disord., 1996, v.19, No3, p.311-315.
14. Brodowicz М. Measurement of body composition in the elderly: dual energy xray
absorptiometry,
underwater weighing, bioelectrical impedance analysis, and
anthropometry // Gerontology., 1994, v.40, No6, p.332-339.
15. Brozek J.
Densitometric analysis of
body
composition: revision of some
quantitative assumption // Ann. N. Y. Acad.Sci., 1963, v.110, p.113-140.
16. Carella M.J. Serial measurements of body composition in obese subjects during a
very-low-energy
diet
(VLED)
comparing
bioelectrical
impedance
with
hydrodensitometry// Obes. Res., 1997, v.5, No3, p.250-256.
17. Catalano P.M. Estimating body composition in late gestation:
a new hydration
constant for body density and total body water // Am. J. Physiol., 1995, v.268,
No1(Pt 1), p.153-158.
18. Chumlea W.C.,
Reliability
for
Guo S.S., Bellisari A., Baumgartner R.N., Siervogel R.M.
multiple
frequency bioelectric inpedance // Am. J. Hum. Biol., 1994,
v.6 p.195- 202.
19. De Lorenzo A.,
Andreoli A.,
Withers P. Predicting body cell mass with
bioimpedance by using theoretical methods: a technological review // J. Appl. Physiol.,
1997, v.82, No5, p.1542-1558.
20. Deurenberg P. Body mass index as a measure of body fat-ness: ageand sex- specific prediction formulas// Brit. J.Nutr., 1991, v.65, No2, p.105114.
21. Eckerson J.M.
Validity
of
bioelectrical impedance equations for estimating
percent fat in males // Med. Sci. Sports.Exerc., 1996, v.28, No4, p.523-530.
22. Fuller N.J. Elia M. Potential use of bioelectrical impedance of
the
"whole
body" and body segments for assessment of body composition: comparison with
densitometry and anthropometry // Eur J. Clin. Nutr., 1989, v.43., p.779- 791.
23. Guo S.S. Fat free mass in children and young adults predicted from bioelectrical
impedance and anthropometric variables // Am. J. Clin. Nutr., 1989, v.50, p.435-443.
24. Han T.S. The influence of fat free mass on prediction of densitometric body
composition by bioelectrical impedance analysis and by anthropometry// Eur. J. Clin.
Nutr., 1996,v.50, No8, p.542-548.
25. Heitmann B.L. Changes in fat free mass in overweight patients with rheumatoid
arthritis on a weight reducing
regimen.
A
comparison of eight different body
composition methods // Int. J. Obes. Relat. Metab. Disord., 1994, v.18, No12, p.812819.
26. Human body composition// A.F. Roche, S.B. Hewmsfild, Timotiy G.// Humen
Kinetics, 1996, 366p.
27. Hoffer E.C. Correlation of whole-body impedance with total body water volume //
J. Appl. Physiol., 1969, v.27,p.531-534.
28. Kotler D.P., Burastero S., Wang J., Pierson R.N. Prediction of body cell mass
and total body water using bioimpedance analysis: effects of race, gender and disease
// Am. J. Clin. Nutr., 1996, v.64, p. 489 - 497.
29. Kotler D.P., Thea D.M., Allison D.B., Wang J., Louis M.S., Keusch G.T., Pierson
R.N. Relative and interacting effects of sex race and environment upon body cell mass
in healthy adults // Am. J. Hum. Biol., 1998, v.10, p.259 -268.
30. Kushner R.F. , Schoeller D.A., Estimation of total body water by bioelectrical
impedance analysis // Am. J. Clin.Nutr., 1985, v.42, p.889 - 890.
31. Jackson A.S. Reliability and validity of bioelectrical impedance in determinimg
body composition // J.Appl.Physiol, 1988, v.64, p.529-534.
32. Leiter L.A. The use of bioelectrical impedance analysis (BIA) to estimate body
composition in the Diabetes Control and Complications Trial // Int. J. Obes., 1994, v.18,
No12, p.829-835.
33. Likaski H.C. Methods for the assessment of human body composition: Traditional
and new // Am. J. Clin. Nutr., 1987, v.46, p. 537 - 556.
34. Nikolaev D., Pokhis K., TsvetkovA., Smirnov A. Method and equipment for
polysegmental body composition estimation // J. Met. Res., Cl. Nut. Diet., 2003, v.28,
No5, p.334.
35. Nowarycz T.,
Ostrowska-Nowarycz
L.,
Jankowski
Bioimpedancyje metody oceny komponentow ciala - aspecty
J., Baszczynski J.
metodologiczne
//
Antropologia a medycyna I promocja zdrowia, tom III., Lodz, 2000, p.39 - 45.
36. Organ L.W. Segmental bioelectrical impedance analysis: theory and application of a
new technique// J.Appl.Physiol., 1994. v.77, No1, p.98-112.
37. Schols A. Body composition by bioelectrical impedance analysis compared with
deuterium dilution and skinfold anthropometry in patients with chronic obstructive
pulmonary disease // Am. J. Clin. Nutr. 1991. v.53, No3, p.421-424.
38. Siri W.B. The gross composition of the body / In: Advances in biological and
medical physics // Tobias C.A., Lawrence J.H., eds. vol.4, New York, Academic Press.,
1956, p.239-280.
39. Tatara T. Segmental bioelectrical impedance analysis imp- roves the prediction for
extracellular water volume changes during abdominal surgery // Crit. Care Med., 1998,
v.26, p.213-222.
40. Tomasset A. Bio-electrical propertiesof tissue impedance measurements // Lyon
Medical, v.207, p.107 - 118.
41. Wang J., Thornton J.C., Burastero S., Heymsfield S.B., Pierson R.N. Bioimpedance
analysis for estimation of total body potassium, total body water and fat-free mass in
White, Black and Asian adults // Am. J. Hum. Biol., 1994, v.7, p.33 - 40.
42. Van Loan M.D. Association of bioelectrical resistance with estimates of fat-free
mass determined by densitometry and hydrometry // Am. J. Hum. Biol., 1990, v.2.
p.219-226.