本報は青年期女子の脂肪と体実質との身体組成の正確な判定方法究明を目的としたものである。身体組成の判定指標としての人体比重は,この研究分野では絶対的コンセンサスが得られている。本研究では人体比重を女子大学生81人を対象として水泳プール利用した水中体重測定法により計測した。しかし,人体比重測定は水中体重測定,残気量測定という複雑な手順と手技に加えて特殊な機器が必要であるため,簡便に測定できる身体諸計測値からより正確に人体比重を推定するための予測式を作成した。方法としては,実測された人体比重を従属変数とし,同時に並行して測定した身長,体重,周囲径,皮厚ならびに年齢と運動歴を独立変数として重回帰分析と因子分析を行った。得られた主なる所見は以下のようである。
1.本測定法によって得た対象集団の人体比重の平均値と標準偏差は,1.0480±0.0126(X±S.D.)である。これは,同年齢者を対象とした既報文献成績と比較して若干高値である。しかしながら,本報の非運動群(N=23)のみの対象者の成績では,1.0433±0.0120と既報文献と同様な成績である。すなわち,全体としての平均値を高値にしているのは現運動群(N=19)の1.0569±0.0126および,旧運動群(N=39)の1.0465±0.0113の影響のためである。
2.年齢,運動歴,身長,体重,上腕囲,胸囲,腹囲,腰囲,大腿囲,上腕部皮厚,肩甲骨下部皮厚,側腹部皮厚,大腿前中部皮厚および人体比重を変数とした因子分析により4個の因子(累積説明率は77.7%)が得られた。第1因子は体重と周囲径すなわち身体の幅厚,第2因子は全身の脂肪量,第3因子は躯幹の皮下脂肪量,第4因子は身長に関する因子と解釈された。人体比重は第2因子に含まれていた。運動歴を除いての同様な分析では3個の因子が得られた。3個の因子による累積説明率は67.3%である。第1因子は体型,第2因子は体脂肪量,第3因子は体格に関する因子と解釈された。人体比重は第2因子に含まれていた。
3.人体比重を従属変数とした重回帰分析により,第1編入説明変数は上腕部皮厚,第2編入説明変数は運動歴,第3編入説明変数以下は側腹部皮厚,大腿前中部皮厚,身長,肩甲骨下部皮厚,体重,腹囲,胸囲,腰囲,上腕囲,年齢の順序であった。
4.スクリーニングなど現場で利用する場合の人体比重予測式としては,運動歴が明確に判別できる場合Yc=1.062221-0.001166・X₁+0.005512・X₂〔X₁:上腕部皮厚,X₂:運動歴(現;2,旧;1,非;0)〕R=0.619(p<0.001)が得られた。また,運動歴が明確に判別できない場合Yc=0.994044-0.000979・X₁-0.000755・X₂+0.000693・X₃〔X₁:上腕部皮厚,X₂:体重,X₃:身長〕R=0.590(p<0.001)が得られた。なお,この予測式は既報文献のものと比べて相関係数では高値とは言えない。しかしながら,人体比重予測式は身体組成の体実質と体脂肪のそれぞれの因子に関連する変数を使用すること,ならびに,使用する測定項目は上腕部皮厚と運動歴(現,旧,非),または,身長と体重と上腕部皮厚であり,容易に測定ないし聴取できるため実際面での簡便さにおいても優れている。

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  On close examination of the categorization using Rorel's index on Verveck's one from the measurements for clothes design 7268 Japanese adult women ranging from the age of 19 to 59, we have reached the conclusion that the latter is more appropriate.

  And according with Verveck's index, they were categorized into three types, -slim, middle and obesity and special attention was paid to the physical feature in relation to age for the first and third type. The summary report is as follows :

  1) There is not any significant relationship between body type and height. Slim type show slight decrease in their bust and hips as they get on in years. All the three types show increase in their waist and velly with the years.

  2) Increase in the circumference of the upper arms continues until in their thirties but little change can be found after that. The circumference of the lower limbs decreases with the advance in years.

  3) In contrast to a visible slender waist of the younger generation the old genaration tend to have no waist.

  4) Slim type show skinfold thickness mainly on the upper arms and obesity type show it mostly on the subscapular.

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本報は学童肥満のより正確な判定方法究明のため,この研究分野で身体組成の判定指標として,絶対的コンセンサスを得ている人体比重を簡便に測定できる身体諸計測値から,より正確に推定する重回帰式を検討した。検討は,小学生4・5・6年生,男女合わせて367人の,水泳プール利用の水中体重測定法により測定した人体比重と,同時に並行して測定した身長,体重,周囲径,皮厚ならびに年齢を変数として,重回帰分析と因子分析を行った。得られた主なる所見は以下のとおりである。
1.本測定法によって得た対象学童の身長,体重,胸囲は1983年の学校保健統計における同年齢者の成績と同様であり,その人体比重は男児:1.0556±0.0101(X±SD),女児:1.0526±0.0096である。これは,同年齢者を対象とした既報文献成績と比較して,男児は若干低値,女児は若干高値である。しかし,男女間の差はより少ない。
2.年齢,身長,体重,胸囲,腹囲,上腕囲,上腕部皮厚,肩甲骨下部皮厚,側腹部皮厚,人体比重を変数として因子分析すると,男女共固有値1以上は第2因子までであり,そこまでの累積説明率は男児が80.4%,女児が79.1%である。男女共に第1因子は身体の充実・発達に関するもの,第2因子は身体の伸長・成長に関するものと思われる。人体比重は男女共,第1因子にはいる。
3.人体比重を従属変数として重回帰分析すると,男児の第1編入説明変数は腹囲,第2は上腕囲,第3は年齢,以下は上腕部皮厚,側腹部皮厚,胸囲,体重,身長,肩甲骨下部皮厚の順序であり,女児の第1編入説明変数は上腕囲,第2は年齢,第3は肩甲骨下部皮厚,以下は腹囲,身長,体重,側腹部皮厚,上腕部皮厚,胸囲の順序である。男児で第3編入説明変数まで,女児で第2編入説明変数まで皮厚が選択されない。
4.学校現場等での肥満判定スクリーニングのための人体比重予測式としては,重回帰分析より,男児がYc=1.10290-0.00057・X₁-0.00177・X₂+0.00225・X₃(X₁:腹囲,X₂:上腕囲,X₃:年齢)R=0.7098(p<0.001),女児がYc=1.08386-0.00342・X₁+0.00407・X₂(X₁:上腕囲,X₂:年齢)R=0.7591(p<0.001)が得られた。なお,この予測式の重相関係数は,既報文献のものと同程度の値である。しかし,身体組成面でlean body massとfat massの2方向から推定するものであること,および,使用する変数が周囲径,年齢という,より簡便なものであることから,利用方法の容易さは旧に倍するものと思われる。

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One healthy twenty-eight-year old man was exposed allnight to intermittent, rectangular pink noise of 5 and 10 seconds' duration 9 times per hour. The peak levels prepared were 40, 50 and 60dB (A). One level of the noise was exposed throughout a single night. Ten non-exposed control nights were also prepared. The sleep electroencephalogram was analysed by a microcomputer system of the authors' devising.
Increases of sleep latency and stage W, and decreases of the REM stage and mean sleep depth, especially in the early sleep hours, were confirmed in the sleep polygraph of the 60dB (A) exposure but not in that of the control, 40, and 50dB (A) exposures. It was concluded from these results that the intermittent 60dB (A) pink noise exposure clearly disturbed sleep, and that the threshold of the effect shou

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騒音レベルと睡眠パラメータの量-影響関係を評価・検討した。曝露音は40, 50, 60dB(A)の定常ピンクノイズ終夜曝露および非曝露(対照夜)で,それぞれ4～5夜(対照は10夜)測定した。指標とした睡眠パラメータは,睡眠深度のステージW (waking), 1, 2, 3,4, REM(レム睡眠),MT(運動時間)の出現率,睡眠ステージを数量化して求めた平均睡眠深度,睡眠深度の時間に対する回帰式の勾配とy切片,入眠潜時,一時間当りの睡眠段階移行回数および主観的睡眠感である。各睡眠パラメータの抽出には,我々が新たに開発したマイクロコンピュータによる睡眠ポリグラフィー分析システムを用いた。
その結果,60dB(A)曝露時のステージ2期出現率は,対照夜,40および50dB(A)に比べて有意に高く,60d(A)曝露時のステージREM期出現率は,対照夜および40dB(A)に比べて有意に低く,60dB(A)曝露時の平均睡眠深度は対照夜および40dB(A)に比べて有意に大きかった。また,アンケートによる主観的睡眠感は60dB(A)で妨害されなかった。なお,対照夜のステージ3期出現率は40および50dB(A)に比べて有意に小さかった。
さらに,40, 50および60dB(A)の3レベルの各睡眠指標を比較すると,騒音レベルが上昇するに従って2期を除く各ステージ出現率・回帰式の勾配,入眠潜時および睡眠段階移行回数は減少し,ステージ2,回帰式のy切片,平均睡眠深度は増加した。定常騒音レベルの上昇に従って入眠が促進され得ることが再確認されたことになる。なお,騒音レベルの上昇と共に平均睡眠深度も増大しているが,ステージ3およびREM期の減少は騒音曝露の睡眠への悪影響であり,必ずしも定常音曝露でより良質の睡眠が確保されたということではない。

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The effect of traffic noise on sleep was evaluated in an experimental room using repeated recorded truck-passing sounds. The peak sound level was 55, 60 or 65 dB (A) with frequencies of three times per hour. The background noise of the exposure night was Leq 42 dB (A) and that of the control night was Leq 35 dB (A). The subjects were five students 23 to 24 years old. The sleep stage of each epoch with a 20-second duration was judged visually based on the criteria of Rechtschaffen & Kales and the data of the second night of noise-exposure and the control night were used. The sleep parameters used were total sleep time (TST), each sleep stage, % of sleep stage against TST, sleep efficiencies, sleep latency, REM latency, REM cycle, REM duration, waking from sleep, number of stage shifts, and subjective sleep judged by the OSA sleep inventory. A paired t test was used for the statistical analysis.
TST, REM stage in minutes, and % of REM stage against TST of the exposure night were significantly decreased compared with those of the control night. Other objective and subjective parameters showed no changes during noise exposure. Dividing the all-night into halves, the amount and % of each sleep stage were compared between the exposure and control night. There was no change of sleep stage in the former half, but the % and amount of REM sleep in the latter half were significantly decreased as a result of the noise exposure.
The decreases of REM sleep and % REM against TST, especially in the latter half of all-night sleep, were caused by the intermittent truck-passing sounds 20 to 30 times per night.

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