王 佳，洪忠新，武 力，顧中一，畢研霞，丁冰杰，李 偉，張立紅

我國(guó)高血壓患病率逐年增加，估計(jì)我國(guó)高血壓患者已達(dá)2億人[1]。北京地區(qū)高血壓患病率高于全國(guó)平均水平，而且遠(yuǎn)郊區(qū)縣高血壓患病率高于城區(qū)[2]。引起高血壓的原因很多：如食鹽攝入過(guò)多、體質(zhì)量超重[3-4]及遺傳因素等。國(guó)外研究表明：適當(dāng)降低碳水化合物的攝入比例，用蛋白質(zhì)或脂肪來(lái)替代部分碳水化合物的攝入量可以降低受試者的血壓[5-6]。目前邊遠(yuǎn)山區(qū)的農(nóng)民仍是以糧食為飲食的主體，飲食過(guò)于單調(diào)，并且食鹽攝入量偏多，這些特點(diǎn)都可能對(duì)高血壓患病率的增加產(chǎn)生影響。本研究旨在探討北京市房山區(qū)張坊村中老年人原發(fā)性高血壓病患病率與生活習(xí)慣和飲食習(xí)慣尤其是營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入不均衡和高能量攝入是否相關(guān)，分析得出影響其原發(fā)性高血壓病發(fā)病的生活方式和飲食結(jié)構(gòu)方面的危險(xiǎn)因素，以便為高血壓的防治提供依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 2011年7月，首都醫(yī)科大學(xué)附屬北京友誼醫(yī)院營(yíng)養(yǎng)科舉辦送醫(yī)下鄉(xiāng)義診活動(dòng)，在北京市房山區(qū)張坊村村委會(huì)的支持和安排下，共150位村民參加營(yíng)養(yǎng)義診活動(dòng)，義診小分隊(duì)對(duì)這150位村民進(jìn)行血壓和人體指標(biāo)的測(cè)量、生活習(xí)慣和膳食攝入量的調(diào)查。按照本研究的納入和排除標(biāo)準(zhǔn)，最終選取132例為本研究對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：年齡45歲及以上且90歲以下；從未服用降壓藥物者；自我報(bào)告無(wú)嚴(yán)重肝腎疾病者。排除標(biāo)準(zhǔn)：年齡45歲以下或90歲及以上；規(guī)律服用降壓藥物者；有嚴(yán)重肝腎疾病者；孕婦；酗酒者；精神異常者。

1.2 血壓測(cè)量方法和診斷標(biāo)準(zhǔn) (1)血壓測(cè)量方法：采用歐姆龍醫(yī)用電子血壓計(jì)(歐姆龍HEM-907，日本)測(cè)量血壓。受試者靜坐15 min，臂帶綁緊，調(diào)整坐姿使臂帶與心臟處同一水平，連續(xù)測(cè)量3次血壓值，取平均值。(2)原發(fā)性高血壓病的診斷標(biāo)準(zhǔn)：根據(jù)國(guó)際診斷標(biāo)準(zhǔn)，收縮壓≥140 mm Hg(1 mm Hg=0.133 kPa)或(和)舒張壓≥90 mm Hg[7]。

1.3 人體指標(biāo)測(cè)量方法 (1)身高、體質(zhì)量、腰圍、臀圍、上臂圍、三頭肌皮褶厚度(triceps skinfold，TSF)：按常規(guī)方法測(cè)定。體質(zhì)指數(shù)(body mass index，BMI)的計(jì)算公式為：實(shí)際體質(zhì)量(kg)/身高2(m2)。腰臀比(waist-hip ratio，WHR)：腰圍和臀圍的比值。上臂肌圍(arm muscle circumference，AMC)的計(jì)算公式：上臂圍(cm)-3.14×三頭肌皮褶厚度(cm)。(2)體脂含量(body fat，BF)：采用便攜式生物電阻抗分析儀(雅馬拓科技貿(mào)易有限公司，日本)測(cè)定。受試者雙臂伸直，與身體縱軸呈90°，用雙手示指和拇指用力捏住兩側(cè)電極，15 s后讀取數(shù)值。

1.4 生活習(xí)慣調(diào)查方法 (1)飲酒：飲酒數(shù)量調(diào)查，記錄研究對(duì)象每次飲酒量。(2)吸煙：吸煙數(shù)量調(diào)查，記錄研究對(duì)象每日吸煙支數(shù)。(3)活動(dòng)時(shí)間：記錄研究對(duì)象每日活動(dòng)時(shí)間，以h為單位。

1.5 膳食調(diào)查方法 采用24 h回顧法。24 h一般是指從最后一餐吃東西開(kāi)始向前推24 h，選用3 d連續(xù)調(diào)查方法，即采用24 h回顧法對(duì)研究對(duì)象連續(xù)3 d的食物攝入量進(jìn)行調(diào)查記錄，包括每一餐食物的攝入種類(lèi)和攝入量。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 132例研究對(duì)象中，男45例(占34.1%)，女87例(占65.9%)；年齡45～84歲，平均(61±11)歲。研究對(duì)象的生活習(xí)慣、人體測(cè)量指標(biāo)和膳食情況等見(jiàn)表1。

表1 132例研究對(duì)象的一般資料

2.2 原發(fā)性高血壓病的患病率 132例研究對(duì)象中，單純收縮壓升高73例，患病率為55.3%；單純舒張壓升高37例，患病率為28.0%；收縮壓和舒張壓均升高32例，患病率為24.2%；診斷為原發(fā)性高血壓病78例，患病率為59.1%。

2.3 收縮壓與生活習(xí)慣的多重線性相關(guān)和回歸分析 收縮壓與吸煙、飲酒和活動(dòng)情況的簡(jiǎn)單相關(guān)程度見(jiàn)表2，結(jié)果顯示收縮壓與活動(dòng)情況具有簡(jiǎn)單相關(guān)性(P<0.05)。

收縮壓與吸煙、飲酒和活動(dòng)情況進(jìn)行回歸分析。復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.155，調(diào)整決定系數(shù)為0.001，反映此模型擬合不好，回歸模型總結(jié)見(jiàn)表3。模型經(jīng)統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，F(xiàn)=1.045，P=0.375，此多元回歸模型無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(見(jiàn)表4)。

2.4 收縮壓與人體測(cè)量情況的多重線性相關(guān)和回歸分析 收縮壓與體質(zhì)指數(shù)、體脂含量、腰臀比、三頭肌皮褶厚度、上臂圍等人體測(cè)量情況的簡(jiǎn)單相關(guān)程度見(jiàn)表5，結(jié)果顯示收縮壓與體質(zhì)指數(shù)、體脂含量、三頭肌皮褶厚度具有簡(jiǎn)單相關(guān)性(P<0.05)。

表2 收縮壓與生活習(xí)慣的簡(jiǎn)單相關(guān)

Table2 The pearson correlation between systolic blood pressure and life style

吸煙情況飲酒情況活動(dòng)情況簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)(Pearson相關(guān))004700060153P值029804750040

表3 收縮壓與生活習(xí)慣回歸模型總結(jié)

表4 收縮壓與生活習(xí)慣回歸模型的方差分析

表5 收縮壓與人體測(cè)量情況的簡(jiǎn)單相關(guān)

Table5 The pearson correlation between systolic blood pressure and parameters of anthropometry

體質(zhì)指數(shù)體脂含量腰臀比三頭肌皮褶厚度上臂圍簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)(Pearson相關(guān))06140395011504290076P值00000000009600000196

收縮壓與體質(zhì)指數(shù)、體脂含量、腰臀比、三頭肌皮褶厚度和上臂圍進(jìn)行回歸分析。復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.637，調(diào)整決定系數(shù)為0.381，反映此模型擬合較好，回歸模型總結(jié)見(jiàn)表6。模型經(jīng)統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，F(xiàn)=16.910，P=0.000，此多元回歸模型有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(見(jiàn)表7)。

經(jīng)過(guò)統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，確定回歸模型各自變量系數(shù)，體質(zhì)指數(shù)和體脂含量被引入回歸方程，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，回歸模型為y=72.265+5.981體質(zhì)指數(shù)+1.014體脂含量。根據(jù)偏回歸系數(shù)的大小，可以認(rèn)為體質(zhì)指數(shù)對(duì)收縮壓的影響大于體脂含量(見(jiàn)表8)。

表6 收縮壓與人體測(cè)量指標(biāo)回歸模型總結(jié)

Table6 The model summary about the systolic blood pressure and parameters of anthropometry

模型復(fù)相關(guān)系數(shù)決定系數(shù)調(diào)整決定系數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤106370405038119774

表7 收縮壓與人體測(cè)量指標(biāo)回歸模型的方差分析

Table7 The anova about the systolic blood pressure and parameters of anthropometry

模型離均差平方和df均方F值P值回歸3305907 56611813169100000殘余4848513126 391009總體8154419131

表8 收縮壓與人體測(cè)量指標(biāo)回歸模型系數(shù)

Table8 The model coefficients about the systolic blood pressure and parameters anthropometry

模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) b 標(biāo)準(zhǔn)誤偏回歸系數(shù)βt值P值常數(shù)項(xiàng) 72265 29796 24250007體質(zhì)指數(shù) 5981 0945 0807 63260000體脂含量 1014 0551 0206 18400048腰臀比 29749 34240 0066 08690387三頭肌皮褶厚度 0069 0445 0015 01540878上臂圍-1029 0793 -0099-12980197

2.5 收縮壓與膳食攝入各營(yíng)養(yǎng)素所提供能量比例和總能量攝入的多重線性相關(guān)和回歸分析 收縮壓與膳食攝入各營(yíng)養(yǎng)素所提供能量比例和總能量攝入的簡(jiǎn)單相關(guān)程度見(jiàn)表9，結(jié)果顯示收縮壓與各營(yíng)養(yǎng)素提供能量比例和總能量攝入均具有簡(jiǎn)單相關(guān)性(P<0.05)。

表9 收縮壓與膳食攝入各營(yíng)養(yǎng)素所提供能量比例和總能量攝入的簡(jiǎn)單相關(guān)

Table9 The pearson correlation between systolic blood pressure and the energy proportion of nutrients and the total energy

碳水化合物蛋白質(zhì)脂肪膳食纖維食用油食鹽總能量簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)(Pearson相關(guān))0741-0626-0626-0004004602910303P值0000 0000 0000 0000029900440000

收縮壓與各營(yíng)養(yǎng)素所提供能量比例、食用油、食鹽和攝入總能量進(jìn)行回歸分析。復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.767，調(diào)整決定系數(shù)為0.566，反映此模型擬合較好，回歸模型總結(jié)見(jiàn)表10。模型經(jīng)統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，F(xiàn)=25.377，P=0.000，說(shuō)明此多元回歸模型有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(見(jiàn)表11)。

表10 收縮壓與膳食攝入指標(biāo)回歸模型總結(jié)

Table10 The model summary about the systolic blood pressure and the indexes of dietary intake

模型復(fù)相關(guān)系數(shù)決定系數(shù)調(diào)整決定系數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤107670589056616525

表11 收縮壓與膳食攝入指標(biāo)回歸模型的方差分析

Table11 The anova about the systolic blood pressure and the indexes of dietary intake

模型離均差平方和df均方F值P值回歸4850848 76929783253770000殘余3386045124 273068總體8236893131

經(jīng)過(guò)統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，確定回歸模型各自變量系數(shù)，碳水化合物能量攝入比例、食鹽攝入量和總能量攝入被引入回歸方程，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，回歸模型為y=54.073+1.345碳水化合物能量攝入比例+0.290食鹽攝入量+0.010總能量攝入。根據(jù)偏回歸系數(shù)的大小，可以認(rèn)為碳水化合物能量攝入比例對(duì)收縮壓的影響大于食鹽攝入量和總能量攝入(見(jiàn)表12)。

表12 收縮壓與膳食攝入指標(biāo)回歸模型系數(shù)

Table12 The model coefficients about the systolic blood pressure and the indexes of dietary intake

模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)b 標(biāo)準(zhǔn)誤偏回歸系數(shù)βt值P值常數(shù)項(xiàng)540739734805550058碳水化合物能量攝入比例13450983043920010032蛋白質(zhì)能量攝入比例-12921043-0208-18340071脂肪能量攝入比例-06691006-0148-16650108膳食纖維能量攝入比例18962955003906420522食用油攝入量00530184007002860776食鹽攝入量02900148011719640039總能量攝入00100005011419980048

2.6 收縮壓與體質(zhì)指數(shù)、體脂含量、碳水化合物攝入比例、總能量攝入的多重線性相關(guān)和回歸分析 收縮壓與體質(zhì)指數(shù)、體脂含量、碳水化合物攝入比例、總能量攝入和食鹽攝入量進(jìn)行回歸分析。復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.784，調(diào)整決定系數(shù)為0.600，反映此模型擬合較好，回歸模型總結(jié)見(jiàn)表13。模型經(jīng)統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，F(xiàn)=40.229，P=0.000，說(shuō)明此多元回歸模型有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(見(jiàn)表14)。

經(jīng)過(guò)統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，確定回歸模型各自變量系數(shù)，體質(zhì)指數(shù)、碳水化合物攝入能量比例和總能量攝入被引入回歸方程，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，回歸模型為y=41.816+1.553體質(zhì)指數(shù)+1.724碳水化合物能量攝入比例+0.010總能量攝入。根據(jù)偏回歸系數(shù)的大小，可以認(rèn)為碳水化合物攝入能量比例對(duì)收縮壓的影響大于體質(zhì)指數(shù)和總能量攝入對(duì)收縮壓的影響(見(jiàn)表15)。

表13 收縮壓與體質(zhì)指數(shù)、體脂含量、碳水化合物攝入比例、總能量攝入和食鹽攝入量回歸模型總結(jié)

Table13 The model summary about the systolic blood pressure and BMI，BF，the proportion of the carbohydrate，the salt intake and the total energy

模型復(fù)相關(guān)系數(shù)決定系數(shù)調(diào)整決定系數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤107840615060015868

表14 收縮壓與體質(zhì)指數(shù)、體脂含量、碳水化合物攝入比例、總能量攝入和食鹽攝入量回歸模型的方差分析

Table14 The anova about the systolic blood pressure and BMI，BF，the proportion of the carbohydrate，the salt intake and the total energy

模型離均差平方和df均方F值P值回歸5064439 510128877402290000殘余3172455126 251782總體8236893131

表15 收縮壓與體質(zhì)指數(shù)、體脂含量、碳水化合物攝入比例、食鹽攝入量和總能量攝入情況的回歸模型系數(shù)

Table15 The model coefficients about the systolic blood pressure and BMI，BF，the proportion of the carbohydrate，the salt intake and the total energy

模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)b 標(biāo)準(zhǔn)誤偏回歸系數(shù)βt值P值常數(shù)項(xiàng)418161459828640005體質(zhì)指數(shù)15530795021119980035體脂含量03540441007308020424碳水化合物能量攝入比例17240225056376490000總能量攝入00100005012020880039食鹽攝入量01430176004612080174

2.7 對(duì)舒張壓與生活習(xí)慣、人體測(cè)量指標(biāo)和膳食攝入量指標(biāo)進(jìn)行多重線性相關(guān)和回歸分析，無(wú)相關(guān)程度較高的指標(biāo)，故此處不做贅述。

3 討論

我國(guó)高血壓患病率逐年增加。根據(jù)我國(guó)高血壓幾次普查資料，建國(guó)初期成年人高血壓發(fā)病率為4.7%，1959年為5.11%，1979年為7.37%，1991年為11.26%，2002年為18.8%，2010年為25%(北京為30.3%)，估計(jì)我國(guó)高血壓患者已達(dá)2億人[1]。北京地區(qū)高血壓患病率高于全國(guó)平均水平，而且遠(yuǎn)郊區(qū)縣高血壓患病率高于城區(qū)[2]。

北京房山區(qū)張坊村屬北京偏遠(yuǎn)山區(qū)，經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后。132例中老年村民中，原發(fā)性高血壓病患病率高達(dá)59.1%。生活情況調(diào)查發(fā)現(xiàn)：村民的吸煙和飲酒情況不嚴(yán)重，但村民運(yùn)動(dòng)差異較大，絕大部分村民運(yùn)動(dòng)較少；人體測(cè)量指標(biāo)顯示：超重和肥胖人數(shù)較多，體脂含量較高，腰臀比和三頭肌皮褶厚度均超過(guò)標(biāo)準(zhǔn)；膳食調(diào)查發(fā)現(xiàn)：村民飲食單調(diào)，以米面等糧谷類(lèi)為主，主食類(lèi)食物攝入過(guò)多，肉蛋奶類(lèi)、蔬菜水果類(lèi)及油脂類(lèi)攝入普遍較少，愛(ài)吃用鹽腌制的小菜和咸鴨蛋，每日能量攝入過(guò)多，這些飲食特點(diǎn)決定該類(lèi)人群碳水化合物攝入比例和食鹽攝入量較高，蛋白質(zhì)、脂肪攝入較少。究竟是何種原因造成該組人群較高的原發(fā)性高血壓病患病率，是營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入比例不均衡？是食鹽攝入量過(guò)高？是總能量攝入過(guò)多？是活動(dòng)量較少？較高的高血壓患病率與人體各項(xiàng)測(cè)量指標(biāo)是否相關(guān)？本課題將探究該類(lèi)人群患高血壓的飲食和生活方面的危險(xiǎn)因素。

本研究顯示，膳食中高碳水化合物攝入比例和高總能量攝入引起以收縮壓升高的原發(fā)性高血壓病患病率的增加，在高碳水化合物攝入比例的同時(shí)，蛋白質(zhì)和脂肪的攝入比例過(guò)低也與收縮壓升高的高血壓患病率增加相關(guān)，雖然從統(tǒng)計(jì)學(xué)分析中蛋白質(zhì)和脂肪攝入比例兩項(xiàng)指標(biāo)未被引入回歸方程，這可能與這兩項(xiàng)指標(biāo)和碳水化合物攝入比例存在一定的共線性相關(guān)。當(dāng)適當(dāng)增加蛋白質(zhì)和脂肪的攝入量，適當(dāng)降低碳水化合物攝入比例，能夠降低原發(fā)性高血壓病的患病率。此結(jié)果與Appel等[5]和He等[6]的研究結(jié)果基本一致。

本研究人群中蛋白質(zhì)和脂肪攝入量普遍偏低，蛋白質(zhì)攝入能量比例平均為10.9%，脂肪攝入能量比例平均為18%，這與該類(lèi)人群肉蛋奶豆類(lèi)及硬果類(lèi)等攝入較少有關(guān)。該類(lèi)人群中攝入奶制品的人數(shù)僅占到被調(diào)查人群的5.3%，攝入豆制品的人數(shù)占被調(diào)查人群的11.4%，攝入雞蛋和肉類(lèi)的人數(shù)也僅僅占到被調(diào)查人群的40%～50%，有大部分的村民在日常生活中不攝取任何富含優(yōu)質(zhì)蛋白質(zhì)的食物。說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的地區(qū)，實(shí)施“牛奶計(jì)劃”、“大豆計(jì)劃”來(lái)提高人群富含優(yōu)質(zhì)蛋白質(zhì)食物的攝入量，對(duì)降低高血壓患病率有利。適當(dāng)用蛋白質(zhì)和脂肪替代碳水化合物降低血壓的可能機(jī)制是：動(dòng)物蛋白質(zhì)中含有?；撬幔；撬嵩跈C(jī)體代謝時(shí)，可降低血漿同型半胱氨酸的水平，進(jìn)而降低血壓。Xu等[8]研究表明：?；撬岽嬖谟诮^大多數(shù)哺乳動(dòng)物的組織中，盡管其不是必需氨基酸，機(jī)體能夠合成，但?；撬岬闹饕獊?lái)源還是膳食，它有多種生物學(xué)作用，包括對(duì)缺血-再灌注損傷的保護(hù)作用、對(duì)細(xì)胞內(nèi)鈣濃度的調(diào)節(jié)、抗氧化、抗動(dòng)脈粥樣硬化和降低血壓的作用。

有文獻(xiàn)報(bào)道,體質(zhì)量每增加12.5 kg,收縮壓可上升10 mm Hg,舒張壓升高7 mm Hg[9]；反之，體質(zhì)量減輕后，血壓也會(huì)相應(yīng)降至正常。本研究也顯示，收縮壓與體質(zhì)指數(shù)有強(qiáng)相關(guān)性，體質(zhì)量的降低對(duì)收縮壓的降低影響顯著，因此高血壓患者應(yīng)逐步控制體質(zhì)量在標(biāo)準(zhǔn)范圍內(nèi)。本研究顯示，活動(dòng)量指標(biāo)與收縮壓存在簡(jiǎn)單相關(guān)性，但在引入回歸方程時(shí)被剔除，但也反映活動(dòng)量在一定程度上影響著收縮壓的變化；在增加活動(dòng)量的同時(shí)，需要控制總能量攝入，本研究顯示總能量攝入與收縮壓顯著相關(guān)，降低總能量攝入對(duì)降低體質(zhì)量和體質(zhì)指數(shù)影響顯著，間接也影響到收縮壓的水平。

本研究表明，除碳水化合物攝入比例、總能量攝入、體質(zhì)指數(shù)與收縮壓有關(guān)外，其他的營(yíng)養(yǎng)素、生活習(xí)慣和人體測(cè)量指標(biāo)與收縮壓的關(guān)系均較弱，不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。有些因素在簡(jiǎn)單相關(guān)分析時(shí)有意義，但在進(jìn)行回歸分析以及最終的多重回歸分析后關(guān)聯(lián)就顯著削弱了，可能與一些因素之間存在一定的線性關(guān)系有關(guān)，但也說(shuō)明這些因素與原發(fā)性高血壓病的關(guān)系可能不是一種簡(jiǎn)單因果關(guān)系。要完全了解生活習(xí)慣、人體測(cè)量指標(biāo)以及各種營(yíng)養(yǎng)素與高血壓及其他疾病的關(guān)系還需要進(jìn)一步研究。

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