Определение компонентов состава тела необходимо в медицинских целях для оценки количества мышечной массы тела у пожилых и тяжелобольных пациентов, в популяционных исследованиях распространенности ожирения, для оценки индивидуального риска развития коморбидных ожирению или саркопении заболеваний, в практике подготовки спортсменов, а также в антропологических исследованиях различных популяций современного человека [1]. В связи с перечисленными причинами для диагностики нутритивного статуса в медицинских исследованиях широко применяются методы, позволяющие количественно определить состав тела [1]. Среди значительного разнообразия данных методов можно выделить крайне мощные и точные референсные (эталонные) методы (подводное взвешивание, воздушнозаместительную плетизмографию, нейтронно-активационный анализ, двухэнергетическую рентгеновскую денситометрию, методы компьютерной томографии) и косвенные или полевые методы (калиперометрия, биоимпедансометрия, ультразвуковое сканирование, расчет по аналитическим формулам из простых антропометрических признаков) [1][2]. Косвенные методы обладают меньшей точностью, однако они получили значительно более широкое распространение в связи с быстротой и низкой стоимостью процедур, отсутствием потенциально вредных воздействий на организм, мобильностью, а также они могут быть использованы в широком возрастном диапазоне [3]. Биоимпедансный анализ предполагает соблюдение ряда допущений и условий: отсутствие кардиостимулятора и/или металлических имплантов, обследование натощак, отсутствие физической нагрузки накануне и непосредственно перед исследованием, запрет на употребление алкоголя накануне. Кроме того, факторы, которые изменяют гидратацию тканей (заболевания, прием некоторых препаратов, питьевой режим), искажают оценки состава тела [4]. Эти условия в ряде случаев накладывают ограничения на использование биоимпедансометрии. Прямое сопоставление данных, получаемых с использованием приборов биоимпедансного анализа (БИА-приборов) от разных производителей, затруднено, так как уравнения для расчета компонента состава тела из показателей активного сопротивления не всегда приводятся производителем в открытых источниках или инструкциях к поставляемому оборудованию. Это, с одной стороны, ограничивает применение БИА в эпидемиологических и клинических исследованиях, а с другой — затрудняет стандартизацию и сопоставление данных, полученных на разных биоимпедансных анализаторах.

Ультразвук был предложен как альтернатива измерению толщины кожно-жировых складок, так как он лишен недостатков калиперометрии. К недостаткам расчета массы жировой ткани по результатам измерения толщин кожно-жировых складок калипером относятся следующие: значительная вариабельность результатов в зависимости от квалификации исследователя, сложность или невозможность определения границы подкожная жировая клетчатка-мышца, влияние уровня гидратации кожи и тканей, невозможность корректного измерения у людей с ожирением, связанная с ограниченной шириной, на которую могут быть разведены лапки калипера, распределение соединительной ткани и кровеносных сосудов, которое может исказить толщину измеряемой кожно-жировой складки [5–7]. В то же время УЗИ позволяет одновременно проводить оценку толщины скелетной мышцы в месте измерения [8]. Ультразвуковые сканеры могут измерять толщину подкожного жира на 100 и более мм без сдавливания тканей и определять границы раздела между тканями с точностью 1 мм. В 1960–1970 гг. было показано, что ультразвуковые измерения толщины подкожного жира тесно коррелируют с прямыми измерениями подкожного жира (r=0,98) посредством электропроводимости [8–9]. Особенности оценки состава тела методом ультразвукового исследования собраны и систематизированы в современных работах [5–7][10].

Целью исследования является анализ согласованности оценок абсолютных значений жировой и безжировой массы тела, а также доли жировой массы тела, полученных с применением биоимпедансных анализаторов АВС-02 «Медасс», 770InBody и ультразвукового сканера BodyMetrixTM (IntelaMetrix, США) в группе мужчин и женщин.

Место проведения. Национальный медицинский исследовательский центр эндокринологии, Москва.

Время исследования. Июнь–июль 2024 г.

Критерии включения: мужчины и женщины старше 17 лет.

Критерии исключения: наличие металлических имплантов, наличие кардиостимулятора, беременность и период лактации.

Сплошной (пациенты, поступавшие на стационарное лечение).

Проведено обсервационное одноцентровое одномоментное неконтролируемое исследование.

Антропометрическое обследование включало измерение длины тела (ДТ) лазерным антропометром (КАФА, Россия), обхватов талии (ОТ) и бедер (ОБ) неэластичной измерительной лентой и массы тела (МТ) (770InBody). Было проведено определение состава тела методами биоимпедансометрии (АВС-02 «Медасс» и 770InBody) и ультразвукового сканера BodyMetrix BX2000 (IntelaMetrix, США). Здесь и далее для них использованы сокращенные обозначения: ABC, IB и BM соответственно.

БИА выполняли с применением АВС-02 «Медасс» (НТЦ «Медасс»; Россия) по стандартной тетраполярной схеме «запястье-голеностопный сустав» на правой стороне тела с наложением электродов F3001 (FIAB; Италия) при положении испытуемых лежа на спине.

БИА на анализаторе InBody 770 (Корея) выполняли согласно протоколу производителя. Были определены абсолютные и относительные значения жировой (ЖМ и %ЖМ соответственно), скелетно-мышечной массы (СММ).

Ультразвуковое определение состава тела проводили с применением сканера BodyMetrix BX2000 (IntelaMetrix, США) в положении обследованного стоя [11]. Использовали формулу Джексона-Поллока для семи точек. В качестве контактной среды был использован гель для ультразвуковых исследований средней вязкости «Медиагель» («Гельтек»; Россия).

В статистике нет единого универсального метода проверки согласованности лабораторных методов. Поэтому согласно современным рекомендациям, для решения основной задачи настоящего исследования — оценить согласованность трех косвенных методов определения состава тела — в работе использовали комплексный подход [12][13] с вычислением информационно взаимодополняющих статистических показателей: средняя разность (MD); стандартизированная средняя разность (размер эффекта по Коэну для парных наблюдений с учетом их корреляции, dRM) [14]; коэффициенты корреляции Пирсона (r) и Спирмена (rS); коэффициент конкордатной корреляции Лина (CCC), который измеряет согласие между двумя измерениями одной и той же переменной, и его рекомендуют для оценки воспроизводимости при повторении экспериментов, согласия между результатами разных методов и т.п., анализ Блэнда-Олтмена.

В подавляющем большинстве случаев использовали алгоритмы бутстрепа, как наиболее надежные (непараметрические) и предпочтительные для задач статистического оценивания параметров большинства типов данных (вне зависимости, например, от формы распределения) [16]. Для этого использовали программы PAST, JASP и jamovi [15]. Для вычисления размера эффекта с учетом корреляции использовали пакет «statpsych» в среде R.

Согласно современным рекомендациям, для всех оцениваемых в работе показателей вычисляли 95%-е ДИ или бейзовские заслуживающие внимания (credible) интервалы.

Там, где было возможно, использовали современные методы бейзовской статистики. В частности, для коэффициентов корреляции использовали медиану их апостериорных распределений и 95%-е ДИ. В качестве интегрального показателя для сравнения правдоподобий нулевой и альтернативной гипотез использовали бейзовы факторы: BF10 — в пользу альтернативной гипотезы против нулевой, или BF01 — в пользу нулевой гипотезы против альтернативной. Согласно общепринятой договоренности, существенными принимали эффекты с BF10>100. Значения p указывали исключительно как дань традиции. Согласно современным рекомендациям статистически значимыми признавали эффекты с p<0,005 (а не 0,05).

Заслуживающими внимания считали размеры эффекта, для которых нижняя граница 95%-х ДИ превышала значение dRM=1 [17]; корреляции, для которых нижняя граница 95%-х ДИ превышала значение r=0,8; конкордатную корреляцию, для которой нижняя граница 95%-х ДИ превышала значение ССС=0,95.

Для анализа Бленда-Олтмена и для точечной и интервальной оценок ССС использовали модуль Simple Agreement Analysis из пакета jamovi и https://huygens.science.uva.nl/BA-plotteR/. Анализ эквивалентности проводили в пакете «TOSTER». Для контроля ошибки первого рода при множественных попарных сравнениях использовали поправку Холма.

Локальный этический комитет при ГНЦ ФГБУ «НМИЦ эндокринологии» Минздрава России постановил одобрить возможность проведения данной научно-исследовательской работы в рамках Государственного задания «Механизмы дезадаптации двухуровневой системы регуляции аппетита при экзогенно-конституциональном ожирении с множественными осложнениями и способы ее коррекции». Всеми пациентами подписано информированное согласие на участие в исследовании.

Были обследованы 48 человек (38 женщин и 10 мужчин) в возрасте от 24 до 74 лет. В обследованной выборке ИМТ (кг/м²)<18,5 имели три человека, ИМТ 18,5–24,9 — 10 человек, ИМТ 25–29,9 — 2 человека, ИМТ 30–35,7 — 11 человек, ИМТ 36–40 и ИМТ>40 — 15 человек.

Характеристики исследованных признаков приведены в таблице 1. Среди исследованных признаков половой диморфизм обнаружен по длине тела, доле жировой массы тела, определенной в УЗИ, а также по абсолютным значениям безжировой (УЗИ) и скелетно-мышечной массе тела (БИА).

Для всех пар компонентов состава тела обнаружена сильная корреляционная связь (табл. 2). Между показателями %ЖМ и ЖМ, определенными данными методами, обнаружены значимые статистические различия. Попарные сравнения выявили статистические различия для всех сравниваемых пар: %ЖМ ABC-BM pholm = 10∙10-7 (BF10 = 77700), %ЖМ ABC- InBody pholm = 0,053 (BF10 = 5,03), %ЖМ InBody -BM pholm = 3∙10-11 (BF10 = 94480), ЖМ ABC-BM pholm = 3∙10-7 (BF10 = 20400), ЖМ ABC- InBody pholm = 0,062 (BF10 = 18), ЖМ InBody -BM pholm = 9∙10-11 (BF10 = 29800).

Невооруженным глазом видно, что BM слегка занижает значения по сравнению с IB и ABC, которые практически не различаются (рис. 1). Это подтверждают полученные 95%-е для средних разностей и размеров эффекта и р-значения для попарных сравнений. Сравнение размера эффекта в парах исследованных признаков показало, что для %ЖМ в паре БИА, ЖМ для всех пар и БЖМ в паре BM-АВС dc статистически незначим (табл. 2). Для остальных пар dc значимо отличается от нулевого значения, однако область 95%ДИ содержит диапазон слабых значений. То есть размер эффекта с практической точки зрения позволяет считать наблюдаемые различия пренебрежимо малыми, несмотря на формальное преодоление уровня значимости.

Наглядно корреляции представлены на рисунке 2.

Анализ позволяет заключить, что высокую согласованность (CCC>0,95) демонстрирует БИА оценка абсолютного количества жировой массы (ЖМ), умеренная согласованность (CCC 0,9–0,95) характерна для доли жировой массы (%ЖМ), определенной разными БИА анализаторами, а для всех остальных пар согласованность измерений можно оценить как слабую (CCC<0,90) (табл. 3). Для всех пар измерений обнаружено смещение оценок, максимальное смещение характерно для ЖМ и %ЖМ в паре BodyMetrix-InBody770, минимальное — для ЖМ и %ЖМ в паре АВС-02-InBody770. Для пары АВС-02-InBody770 выявлены также самые узкие границы согласованности (табл. 3). На графиках Бленда-Альтмана видно, что для пар измерений УЗИ-БИА в области низких значений показателя BodyMetrix дает оценки выше, чем БИА анализаторы, а в области высоких значений — наоборот (рис. 3).

Был проведен анализ эквивалентности для показателей относительного и абсолютного значения жировой массы, определенных разными методами (рис. 4). Статистическая эквивалентность подтверждена для %ЖМ и ЖМ, определенных на разных БИА анализаторах.

В ходе проведения обследования нежелательных явлений зафиксировано не было. Все измерительных методы и процедуры являются неинвазивными и разрешены к применению с детского возраста. Проведение данных процедур не сопровождалось ухудшением самочувствия или другими жалобами со стороны обследованных добровольцев.

Эпидемиологические исследования распространенности ожирения и избыточной массы тела, проведенные на территории РФ с использованием отечественного оборудования для импедансометрии, позволяют заключить, что на популяционном уровне 20% мужчин и 30% женщин имеют ожирение, а доля людей с ожирением увеличивается в старших возрастных группах [18]. Высокая доля ожирения и избыточной массы тела среди взрослого населения, а также необходимость сравнения результатов, полученных на разном оборудовании, стимулируют исследования в области методов, пригодных для массовых и полевых обследований гетерогенных групп. Вопрос согласованности оценок состава тела, получаемых с применением разных косвенных методов или разных приборов, не теряет своей актуальности [1][19][20]. Самым популярным методом косвенной оценки состава тела является БИА, однако ограничения данного метода затрудняют получение корректных данных у людей с некоторыми коморбидными ожирению заболеваниями и состояниями. В качестве альтернативы БИА в мире развивается направление УЗ-диагностики состава тела, которое сочетает точность и высокую воспроизводимость результатов без ограничений БИА [2][4][20]. На сегодняшний день представлено одно исследование, посвященное сопоставлению данных о составе тела, получаемых с применением отечественного и зарубежного анализатора АВС «Медасс» и Tanita. В настоящем исследовании проведен анализ согласованности трех различных приборов в объединенной группе мужчин и женщин, характеризующийся широким диапазоном морфологических характеристик. На групповом уровне БИА анализаторы АВС-02 «Медасс» и 770InBody являются взаимозаменяемыми для оценки %ЖМ и ЖМ (рис. 1 и 3). Также для них отсутствует пропорциональное смещение оценок на всем диапазоне измеряемых величин (рис. 3, табл. 2). Оценки ЖМ на приборах АВС-02 «Медасс» и 770InBody показывают высокий уровень согласованности, что позволяет сравнивать ЖМ, полученные на данных приборах, а также объединять оценки ЖМ в одну базу для последующего анализа. Оценки скелетно-мышечной массы, полученные в паре АВС-ВМ, не могут быть использованы без корректировки на групповом уровне, но не индивидуальном (табл. 2).

Характер различий в парах БИА-BodyMetrix сходный. В парах БИА-BodyMetrix присутствует расхождение в оценке жировой массы тела и ее доли, и оно возрастает с увеличением массы тела обследованных (рис. 3). При снижении ИМТ и, как следствие, ЖМ, оценки, полученные с использованием биоимпедансометрии, оказываются ниже, чем в УЗИ. В обследованной нами выборке разница в оценке ЖМ у мужчин и женщин с морбидным ожирением достигает 40 кг (рис. 3). Наличие смещения оценок ЖМ и %ЖМ в зависимости от ИМТ обследованных уже было показано для когорты женщин [20]. Ранее было показано, что BodyMetrixTM обладает высокой точностью оценки компонентов состава тела не только у молодых и здоровых взрослых, но и у людей с избыточной массой тела и ожирением, однако, по сравнению с воздушной плетизмографией, занижает содержание жирового компонента и завышает количество безжировой массы тела [4]. Отметим, что толщины подкожного слоя жира и толщины мышц — исходные данные, которые фиксирует УЗ-сканер, — в сочетании с другими антропометрическими признаками могут быть использованы для разработки прогностических уравнений жировой массы тела, отличных от классических антропометрических аналитических формул, реализованных в ПО ультразвукового сканера [18][22]. Сравнение УЗИ, БИА и воздушной плетизмографии (ВП) выявило высокую корреляционную связь между УЗИ и БИА (r=0,86), УЗИ и ВП (r=0,87) [21], сходные данные были получены и в нашем исследовании. Другое исследовании показало отсутствие между УЗИ и ВП значимой разницы, а также отсутствие систематического расхождения данных [22].

Поиск косвенного метода определения состава тела, который мог бы использоваться в широком диапазоне изменчивости морфологических показателей с точностью, сравнимой с лабораторными методами, привел к разработке методик, сочетающих в себе биоимпедансометрию и данные о толщинах кожно-жировых складок для расчета состава тела в рамках трехкомпонентной модели [23]. Вероятно, сочетание БИА и УЗИ может значительно улучшить точность определения состава тела в рамках трехкомпонентной модели. В перспективе необходимо проверить разработанные уравнения на новых группах женщин и мужчин, чтобы оценить работоспособность корректировок на новых данных и необходимости разработки уравнений для каждого пола.

Показана возможность прямого сопоставления абсолютного значения жировой массы тела, полученного на разных приборах АВС-02 «Медасс» и 770InBody, на всем диапазоне значений ИМТ у совершеннолетних. Таким образом, референсные данные по половозрастным нормам, разработанные в масштабном популяционном исследовании на территории РФ для АВС «Медасс», могут быть использованы для данных о ЖМ, получаемых на 770InBody.

К ограничениям исследования относится небольшая численность обследованных мужчин и добровольцев с недостатком массы тела.

Низкая согласованность оценок БИА-BodyMetrix, особенно у пациентов с морбидным ожирением, требует разработки процедуры коррекции данных, получаемых в УЗ-сканировании, с соответствующим контролем референсным методом.

Показан высокий уровень согласованности и статистическая эквивалентность двух БИА анализаторов отечественного производства АВС-02 «Медасс» и корейского 770InBody для показателей абсолютного и относительного количества жировой массы тела при использовании тетраполярной и полисегментной схемы соответственно. Прямое сравнение и/или объединение данных о составе тела, полученных с применением УЗ-сканера BodyMetrix и формул Джексона-Поллока по семи складкам, с данными БИА не рекомендуется, ввиду низкого уровня согласованности и пропорционального смещения оценок.

Источники финансирования. Публикация подготовлена в рамках Государственного задания «Механизмы дезадаптации двухуровневой системы регуляции аппетита при экзогенно-конституциональном ожирении с множественными осложнениями и способы ее коррекции», Рег. № НИОКТР 122012100180-0.

Конфликт интересов. Трошина Е.А. — член редакционной коллегии журнала «Проблемы эндокринологии».

Участие авторов. Все авторы одобрили финальную версию статьи перед публикацией, выразили согласие нести ответственность за все аспекты работы, подразумевающую надлежащее изучение и решение вопросов, связанных с точностью или добросовестностью любой части работы.