SLOVENSKÁ ANTROPOLÓGIA · 2019. 1. 6. · 1 Slov. Antropol., 21(2):1-9, 2018 DIACHRÓNNE TRENDY VYBRANÝCH KRANIÁLNYCH INDEXOV U PREDHISTORICKÝCH A HISTORICKÝCH POPULÁCIÍ Z

SLOVENSKÁ

ANTROPOLÓGIA

Bratislava Ročník 21

2018 Číslo 2

SLOVENSKÁ ANTROPOLÓGIA

Ročník 21

Číslo 2

SLOVENSKÁ ANTROPOLOGICKÁ SPOLOČNOSŤ PRI SAV

BRATISLAVA 2018

Registračné číslo MK SR EV 3533/10

ISSN 1336-5827

SLOVENSKÁ ANTROPOLÓGIA

Roč. 21, čís. 2

Skratka: Slov. Antropol.

SLOVENSKÁ ANTROPOLOGICKÁ SPOLOČNOSŤ PRI SAV

MLYNSKÁ DOLINA B2, 842 15 BRATISLAVA, SLOVENSKÁ REPUBLIKA

e-mail editora: [email protected]

EDITOR: Doc. RNDr. MILAN THURZO, CSc.

VÝKONNÝ REDAKTOR: RNDr. EVA NEŠČÁKOVÁ, CSc.

TECHNICKÁ ÚPRAVA: Mgr. SILVIA BODORIKOVÁ, PhD.

Sídlo vydavateľa: Vazovova 5, 812 43 Bratislava

Vydavateľ: Slovenská technická univerzita v Bratislave

Vydavateľstvo SPEKTRUM STU

IČO 00397 687

Dátum vydania: december 2018

Periodicita vydania: 2-krát ročne

Príspevky boli recenzované anonymne.

All contributions were reviewed anonymously.

VYDALA SLOVENSKÁ TECHNICKÁ UNIVERZITA V BRATISLAVE VO VYDAVATEĽSTVE SPEKTRUM STU

© SLOVENSKÁ ANTROPOLOGICKÁ SPOLOČNOSŤ PRI SAV BRATISLAVA 2018

REDAKČNÁ RADA:

Doc. RNDr. RADOSLAV BEŇUŠ, PhD.

Prof. RNDr. IVAN BERNASOVSKÝ, DrSc.

Mgr. SILVIA BODORIKOVÁ, PhD.

Doc. RNDr. JAROSLAV BRŮŽEK, PhD.

RNDr. MICHAELA DÖRNHÖFEROVÁ, PhD.

Doc. RNDr. EVA DROZDOVÁ, PhD.

Doc. PaedDr. MIROSLAV KOPECKÝ, PhD.

RNDr. EVA NEŠČÁKOVÁ, CSc.

Doc. RNDr. SOŇA MASNICOVÁ, PhD.

RNDr. ALENA ŠEFČÁKOVÁ, PhD.

Doc. RNDr. MILAN THURZO, CSc.

V

ZO ŽIVOTA SPOLOČNOSTI

Antropologické dni v Trnave

12. – 15. septembra 2018

Antropologické dni, organizované Slovenskou antropologickou spoločnosťou pri SAV

a Katedrou antropológie Prírodovedeckej fakulty UK, sa tentokrát konali v spolupráci

so Západoslovenským múzeom v Trnave. Za poskytnutie vhodného a reprezentatívneho priestoru

ďakujeme riaditeľke múzea PhDr. Daniele Čambálovej.

Na konferencii sa zúčastnilo viac ako 40 účastníkov z rôznych pracovísk zo Slovenska a Českej

republiky. Celkovo odznelo 31 referátov z rôznych antropologických a príbuzných odborov.

Oceniť možno, že seminára sa zúčastnila nielen odborná, ale i laická verejnosť, najmä z radov

študentov Gymnázia J. Hollého v Trnave.

Spoločenský program zahŕňal prehliadku historického centra mesta s odborným výkladom Mgr.

Tomáša Vlčka zo Západoslovenského múzea v Trnave, návštevu kostnice pri Bazilike

sv. Mikuláša s odborným výkladom Doc. Dr. phil. Erika Hrnčiarika z Katedry klasickej

archeológie Trnavskej univerzity, degustáciu vín v prestížnom vinárstve Mrva & Stanko

a spoločenskú večeru v reštaurácii Hotela Dream.

1

Slov. Antropol., 21(2):1-9, 2018

DIACHRÓNNE TRENDY VYBRANÝCH KRANIÁLNYCH INDEXOV

U PREDHISTORICKÝCH A HISTORICKÝCH POPULÁCIÍ

Z ÚZEMIA SLOVENSKA

Štefánia Pavlíková, Silvia Bodoriková

Univerzita Komenského v Bratislave, Prírodovedecká fakulta, Katedra antropológie, Mlynská

dolina, Ilkovičova 6, 842 15 Bratislava, Slovensko; e-mail: [email protected]

Abstract: Diachronic trends of selected cranial indexes in the prehistoric and historical

populations from the territory of Slovakia. The brachycephalic trend represents a relative shortening

of the skull and is one example of a secular trend. The aim of this study was to identify if there is

a brachycephalic trend among prehistorical and historical populations in the region of Slovakia.

Three basic cranial indexes (I1 – length-width index of the skull, I2 – length-height of the skull, I3

– width-height index of the skull) were compared among adult individuals from 48 graveyards

(dated into nine periods) and recent population. The skull diameters in both sexes have changed

from the Bronze Age to the modern times. However, the trend of brachycephalization is not as

unambiguous as we expected. The most significant differences were found in cranial index (I1).

Significant brachycephalization occurred in the period of modern times. The results indicate an

increasing trend in the number of dolichocephalic individuals in the recent population.

Keywords: craniometrics, cranial index, skull shape, variability, Central Europe

Úvod

Jedným z najznámejších a najrýchlejšie postupujúcich evolučných trendov súčasnosti, opísaných

u európskej populácie, je proces brachycefalizácie (Krásničanová 1999). Brachycefalizácia

predstavuje jednu z najvýraznejších morfologických zmien, ktoré možno pozorovať v niektorých

častiach Európy počas posledných dvoch tisíc rokov. Zvyšovanie hodnôt lebečného indexu (pomer

šírky k dĺžke lebky) je sprevádzané zmenami vo všeobecnej štruktúre lebky (Henneberg 1976).

Brachycefalizačný trend predstavuje relatívne skrátenie lebky a je jedným z príkladov

sekulárneho trendu (Katina, Králik a Hupková 2014). Tento trend je na území Slovenska datovaný

od 10. storočia n. l. Hodnoty kraniálneho indexu sa na Slovensku zvýšili z pôvodných 77 jednotiek

v 10. storočí, až na 84 jednotiek v 20. storočí. Od 15. storočia je na slovenskom území pozorovaný

výrazný nárast brachycefálnych jedincov (Ferák a Lichardová 1969).

Súbor a metódy

Predmetom tejto štúdie sú kostrové pozostatky zo 48 pohrebísk pochádzajúcich z územia

Slovenska. Pre malý počet jedincov na niektorých pohrebiskách sme všetky pohrebiská zlúčili

do deviatich období chronologicky podľa datovania, od doby bronzovej až po novovek. Jednotlivé

obdobia zahŕňajú tieto pohrebiská: 1. Doba bronzová (2400 – 800 pred n. l) – Jelšovce JRD (Bátora

et al. 2006), Branč (Hanulík 1970), Pata (Cheben a Miklíková 1997) a štyri solitérne hroby

(Šefčáková 2014, Šefčáková 1991, Šefčáková 1990, Šefčáková a Thurzo 1994), 2. Latén (450 – 10

pred n. l.) – Palárikovo (Jakab 2016), 3. Sťahovanie národov (5. – 6. stor.) – Rusovce (Šefčáková,

Thurzo a Katina 2011) a Gáň A (Tonková 2010), 4. Avarské obdobie (7. stor. – 1. polovica 9. stor.)

– Šebastovce (Thurzo 1984), Želovce (Stloukal a Hanáková 1974), Nové Zámky (Stloukal

a Hanáková 1965), Cífer-Pác (Baldovič 2003), Holiare (Hanuliak 1992), Virt (Hanáková a Stloukal

2

1976), Dvory nad Žitavou (Kordovaníková 1967), Nové Zámky (Mojžišová 1967), Borovce (8.

stor.; Tibenská 2006, Šefčáková et al. 2015), Borovce (8. – 10. stor.; Tibenská 2006, Šefčáková et

al. 2015), 5. Raný stredovek (2. polovica 9. stor. – 10/11. stor.) – Borovce (9. – 1. polovica 10.

stor.; Tibenská 2006, Šefčáková et al. 2015), Borovce (10. stor.; Tibenská 2006, Šefčáková et al.

2015), Zlaté Piesky (Petrušová Chudá 2005), Nitra-Lupka (Thurzo 1969), Dolné Lefantovce (Jakab

1992), Závada (Jakab 1982), Bojničky (Stloukal 1993), Gáň C (Bodoriková et al. 2014), Nitra-

Zobor (Jakab 1978), Tvrdošovce (Thurzo 1980), Malé Kosihy (Vondráková 1994), Nitra-Šindolka

(Thurzo, Šefčáková a Šimková 2014), Pobedim-Na laze (Thurzo 1972), Pobedim-Na laze II. (Jakab

1993), Nové Zámky (Jakab 1977), 6. Vrcholný stredovek (10/11. stor. – 13/14. stor.) – Ducové A

(Hanáková, Stloukal a Sekáčová 1984), Zemné (Jakab 1980), Devín-Hrad (Beňuš 1998, Poláčeková

1991, Beňuš a Masnicová 2012), Borovce S (10. – 12. stor.; Tibenská 2006, Šefčáková et al. 2015),

Nitra-hrad (Tonková a Vondráková 2011), Krásno (Hanulík 1958) 7. Stredovek (bližšie neurčené) –

Čakajovce (Hanuliak a Rejholcová 1999), Borovce (neurčení; Tibenská 2006, Šefčáková et al.

2015), 8. Neskorý stredovek (13./14. – 15. stor.) – Leles (Šandorová 2016, Šandorová

a Dörnhöferová 2016), Pinciná (Drozdová 2014), 9. Novovek (od 15. stor.) – Ducové B

(Hanáková, Stloukal a Sekáčová 1984) a Janíky (Bothová et al. 2015). Porovnali sme aj hodnoty

lebečného indexu novovekej populácie so súčasnou populáciou (20./21. stor., Kramárová et al.

2013). Sledovali sme tri základné indexy: I1 – dĺžkovo-šírkový index lebky, I2 – dĺžkovo-výškový

index lebky a I3 – šírkovo-výškový index lebky. Hodnoty indexov sme získali z publikovaných

i nepublikovaných zdrojov (s povolením autorov). Všetky pramene, z ktorých sme čerpali

informácie, sú uvedené v zozname literatúry.

Súbor tvorili kostrové pozostatky 1 626 mužov a 1 549 žien. Išlo o pozostatky jedincov,

u ktorých bol vypočítaný aspoň jeden z vybraných indexov. Vo vytvorenej databáze sme vypočítali

univariačnú charakteristiku polohy a variability pre deväť období, do ktorých sme chronologicky

zlúčili jednotlivé pohrebiská. Normalitu rozloženia dát sme overili Kolmogorovovým-

Smirnovovým testom, podľa ich výsledkov (p ˂ 0,05) sme v ďalšom testovaní použili

neparametrické testy. Na zistenie významnosti rozdielov medzi mediánmi sme použili

neparametrický Kruskal-Wallisov test, na zistenie rozdielov v stredných hodnotách medzi

jednotlivými obdobiami sme použili Mann-Whitneyho U-test pre testovanie dvoch nezávislých

premenných.

Výsledky a diskusia

Výsledky Kruskal-Wallisovho testu v súbore mužov a žien (tab. 1) dokazujú, že medzi

jednotlivými obdobiami existujú štatisticky signifikantné rozdiely na hladine významnosti p < 0,05

vo všetkých sledovaných ukazovateľoch.

V období od doby bronzovej po novovek sme zaznamenali štatisticky významné rozdiely

vo všetkých troch sledovaných ukazovateľoch medzi jednotlivými porovnávanými obdobiami.

Najväčšie rozdiely pozorujeme medzi dobou bronzovou a neskorým stredovekom a taktiež medzi

dobou bronzovou a novovekom. V týchto obdobiach došlo k najväčším zmenám v hodnotách

vybraných indexov v hodnotenom súbore.

Najvýraznejšie rozdiely sme zaznamenali v hodnotách lebečného indexu – I1. Štatisticky veľmi

vysoko významné rozdiely (p < 0,001) sa zistili medzi obdobím doby bronzovej a neskorým

stredovekom a medzi dobou bronzovou a novovekom. Hodnoty lebečného indexu (I1) v dobe

bronzovej dosahovali najnižšie hodnoty zo všetkých sledovaných období (muži 73,5 ± 3,6; ženy

74,3 ± 3,9), lebky boli u mužov aj žien dolichokranné (obr. 1) .

3

Tab. 1: Kruskal-Wallisov test pre súbor mužov a žien

Table. 1: Kruskal-Wallis test for male and female samples

Muži Ženy

I1 I2 I3 I1 I2 I3

ꭓ2 212,048 132,872 125,814 89,327 70,649 60,412

Df 8 8 8 8 8 8

p 0,000* 0,000* 0,000* 0,000* 0,000* 0,000*

I1 – dĺžkovo-šírkový index lebky, I2 – dĺžkovo-výškový index lebky, I3 – šírkovo-výškový

index lebky, ꭓ2 – chi-kvadrát test, Df – stupeň voľnosti, p – hodnota, * – p < 0,05

I1 – length-width index of the skull, I2 – length-height of the skull, I3 – width-height index of

the skull, ꭓ2 – chi-square test, Df – degree of freedom, p – value, * – p<0.05

Obr. 1: Dĺžkovo-šírkový index (lebečný index – I1) u mužov a žien (číslo pri odľahlej hodnote je

poradové číslo jedinca v databáze)

Fig. 1: Length-width index (cranial index – I1) in males and females (the outlier number means the

identification number of individual in database)

4

V novoveku sa zväčšila hodnota lebečného indexu (muži 83,8 ± 5,1; ženy 85,5 ± 5,4), čo bolo

spôsobené tým, že došlo k výraznému zmenšeniu dĺžky lebky. Na základe porovnania hodnôt

lebečného indexu novovekej populácie so súčasnou populáciou (Kramárová et al. 2013),

predpokladáme nárast počtu dolichocefálnych jedincov v ďalších obdobiach. K rovnakým záverom

došlo v posledných rokoch viacero autorov (Bláha et al. 1999, Fagalová 2014, Beňová, Beňuš

a Cvíčelová 2011, Lukáčiková 2012), ktorí taktiež očakávajú nárast počtu dolichocefálnych

jedincov v nasledujúcich generáciách. Možnou príčinou začínajúceho sa trendu

debrachycefalizácie, by mohol byť rozpad genetických izolátov, ktorý spôsobuje tok génov medzi

populáciami, a zvýšená migrácia (Ferák a Sršeň 1981).

Aj v prípade dĺžkovo-výškového indexu lebky (I2) sa hodnoty medzi porovnávanými obdobiami

líšili (obr. 2). Najväčšie štatistické rozdiely sme zistili medzi dobou bronzovou a neskorým

stredovekom a medzi dobou bronzovou a novovekom, pričom sledujeme mierny nárast v hodnotách

výšky lebky. Hodnoty boli podobné u oboch pohlaví. Najvyššie priemerné hodnoty I2 tiež

pozorujeme v novoveku v súbore mužov (77,5 ± 3,2) aj žien (77,5 ± 3,8) .

Hodnoty šírkovo-výškového indexu lebky (I3, obr. 3) dosahovali najvyššie priemerné hodnoty

v dobe bronzovej (muži 100,1 ± 7,6; ženy 98,9 ± 7,2), pričom v novoveku sme zaznamenali

výrazný pokles v hodnotách sledovaného indexu u oboch pohlaví (muži 92,3 ± 4,7; ženy 91,0 ±

5,2). Najnižšie hodnoty I3 boli pozorované v laténskom období (muži 91,7 ± 3,8; ženy 91,0 ± 2,2),

čo pripisujeme najmä malej vzorke jedincov v sledovanom súbore z laténu (n = 22).

Obr. 2: Dĺžkovo-výškový index u mužov a žien (číslo pri odľahlej hodnote je poradové číslo

jedinca v databáze)

Fig. 2: Length-height index for males and females (the outlier number means the identification

number of individual in database)

5

Obr. 3: Šírkovo-výškový index u mužov a žien (číslo pri odľahlej hodnote je poradové číslo jedinca

v databáze)

Fig. 3: Width-height index for males and females (the outlier number means the identification

number of individual in database)

Fenomén sekulárneho zrýchlenia a proces debrachycefalizácie je pozorovaný od polovice 20.

storočia a to najmä u mužov. V prvej polovici 20. storočia bola brachycefália dominantnou

u európskej populácie, kým v neskorších rokoch došlo k významnému zvýšeniu počtu

dolichocefálnych a mezocefálnych jedincov (Buretić-Tomljanović et al. 2004). Tento trend

zaznamenal aj Kovač (1984), ktorý poukázal na rastúcu tendenciu debrachycefalizácie u jedincov

narodených po roku 1955.

Na príčiny procesu brachycefalizácie, či naopak debrachycefalizácie bolo vypracovaných

viacero hypotéz. Jedna z príčin procesu brachycefalizácie aj debrachycefalizácie, ktorú vysvetľujú

autori Ferák a Sršeň (1981), môže súvisieť s genetickou štruktúrou populácie, rozpadom izolátov

a celkovým pretváraním populácií. Linhová (1997) pripisuje zvýšený výskyt debrachycefalizácie

u detí polohovaných na bruchu. Štúdie viacerých autorov (Poláček 1950, Jaeger et al. 1988, Bharati

et al. 2001) však pripisujú zmeny hlavových rozmerov skôr faktorom pôsobiacim dlhodobejšie, ako

sú napríklad dôsledok migrácie obyvateľstva, sociálno-ekonomický status, výživa a v neposlednom

rade aj klimatické prostredie. Jaeger et al. (1988) pokladá brachycefalizáciu a debrychycefalizáciu

za súčasť sekulárneho trendu, pričom svoju hypotézu zakladá na zmenách v telesnej výške.

Pri poklese telesnej výšky opisuje značný brachycefalizačný trend a naopak debrachycefalizačný

trend pri jej náraste. Hubbe, Hanihara a Harvati (2009) vysvetľujú neurokraniálnu variabilitu

z väčšej časti geografickými a klimatickými podmienkami. Rovnako aj Beals (1972) vysvetľuje

zmeny tvaru lebky v súvislosti s adaptáciou na určitý typ prostredia, pričom opisuje dva modely

lebky ovplyvnené najmä teplotným stresom v chladnom (brachycefalizácia) alebo naopak teplom

prostredí (debrachycefalizácia).

6

Záver

Výsledky štatistických testov ukázali, že hodnoty lebečného indexu sa v priebehu niekoľkých

tisícročí menili. Trend postupného skracovania lebky však nie je taký jednoznačný, ako sme

predpokladali, čo mohlo byť spôsobené aj veľkosťou vzorky zastupujúcou niektoré obdobia.

U predhistorických populácií sme výraznejšie zmeny zaznamenali len u populácie z laténskeho

obdobia, výsledky však môžu byť skreslené veľmi malým počtom jedincov v tomto súbore.

U populácií z historického obdobia došlo k badateľnému skráteniu lebky až v novoveku. Príčin

nevýrazného trendu brachycefalizácie môže byť viac. Je možné, že k výraznejšiemu skráteniu dĺžky

lebky prišlo až v posledných storočiach, čo zodpovedá aj výsledkom iných autorov.

Poďakovanie

Za sprístupnenie a poskytnutie doposiaľ nepublikovaných metrických dát potrebných na analýzu

ďakujeme prof. RNDr. Márii Vondrákovej, CSc., RNDr. Alene Šefčákovej, PhD., Doc. PhDr.

Matejovi Ruttkayovi, CSc. a RNDr. Júliusovi Jakabovi, CSc.

Literatúra

BALDOVIČ, M., 2003: Antropologický rozbor kostrového pohrebiska Cífer – Pác (okr. Trnava)

z 8. – 9. storočia n. l. -58 s., ms. (Diplomová práca; depon. in: Katedra antropológie

Prírodovedeckej fakulty Univerzity Komenského, Bratislava).

BÁTORA, J., JAKAB, J., ŠIŠKOVÁ, A., LÁTEČKOVÁ, I., GÁLOVÁ, I., 2006: Pohrebisko

Jelšovce JRD. ms. (Nálezová správa 15949, depon. in: Archeologický ústav SAV v Nitre).

BEALS, K. L., 1972: Head form and climatic stress. Am. J. Phys. Anthropol., 37(1):85-92.

BEŇOVÁ, J., BEŇUŠ, R., CVÍČELOVÁ, M., 2011: Facial anthropometry of school children

from Slovakia. Česká antropologie, 61(2):4-7.

BEŇUŠ, R., 1998: Antropologická analýza ranostredovekej populácie z pohrebiska Devín-hrad

datovaného do 9. – 12. storočia. -209 s., ms. (Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie


BEŇUŠ, R., MASNICOVÁ, S., 2012: Antropologická, paleodemografická a paleopatologická

analýza historickej populácie z hradu Devín. Slov. Archeol., 60(1):119-156.

BHARATI, S., SOM, S., BHARATI, P., VASULU, T. S., 2001: Climate and Head Form in

India. Am. J. Hum. Biol., 13:626-634.

BLÁHA, P., VIGNEROVÁ, J., PAULOVÁ, M., RIEDLOVÁ, J., KOBZOVÁ, J.,

KREJČOVSKÝ, L., 1999: Vývoj tělesných parametrů českých dětí a mládeže se zaměřením

na rozměry hlavy (0 – 16 let) II., Státní zdravotní ústav, Praha, 182 s.

BODORIKOVÁ, S., TAKÁCS, M., URMINSKÝ, J., PIAČKOVÁ, V., TONKOVÁ, M.,

FUCHSOVÁ, M., NEŠČÁKOVÁ, E., 2014: Antropologická analýza kostrových pozostatkov

z ranostredovekého pohrebiska Gáň, okr. Galanta. Slov. Antropol., 17(1):14-21.

BOTHOVÁ, G., BODORIKOVÁ, S., DÖRNHÖFEROVÁ, M., ZEMAN, T., 2015:

Antropologický rozbor kostrových pozostatkov z cintorína Janíky (okr. Dunajská streda, 15. – 18.

stor.): predbežné výsledky morfometrickej analýzy. Slov. Antropol., 18(1):20-30.

BURETIĆ-TOMLJANOVIĆ, A., RISTIĆ, S., BRAJENOVIĆ-MILIĆ, B., OSTOJIĆ, S.,

GOMBAČ, E., KAPOVIĆ, E., 2004: Secular Change in Body Height and Cephalic Index of

Croatian Medical Students (University of Rijeka). Am. J. Phys. Anthropol., 123(1):91-96.

Differentiation of Worldwide Modern Human Populations. The Anat. Rec., 292:1720-1733.

DROZDOVÁ, D., 2014: Antropologická analýza kostrových pozostatkov z prikostolného

cintorína v Pincinej (okr. Lučenec, 12./13. – 17. stor. n. l.). -51 s., ms. (Diplom. práca; depon. in:

Katedra antropológie Prírodovedeckej fakulty Univerzity Komenského, Bratislava).

7

FAGALOVÁ, L., 2014: Tvárové a hlavové rozmery detí od 6 až 15 rokov zo Serede. - 64 s., ms.

(Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie Prírodovedeckej fakulty Univerzity Komenského,

Bratislava).

FERÁK, V., LICHARDOVÁ, Z., 1969: Possible role of "luxuriance" and "inbreeding

depression" in the secular changes of cephalic index. Homo, 20(1):90-94.

FERÁK, V., SRŠEŇ, 1981: Genetika človeka. Bratislava, SPN, 441 s.

HANÁKOVÁ, H., STLOUKAL, M., 1976: Kostry ze slovansko-avarského pohřebiště ve Virtu

(obec Radvaň nad Dunajom, okr. Komárno). Sbor. Nár. muz., 32B(2-4):57-113.

HANÁKOVÁ, H., STLOUKAL, M., SEKÁČOVÁ, A., 1984: Pohřebiště v Ducovém. II. díl,

metrická data a jejich stručná analýza. Praha, Narodní muzeum v Praze, 167 s.

HANULIAK, M., 1992: Pohrebisko z 11. storočia v Bodzi-Holiaroch. Štud. Zvesti AÚ SAV,

28:293-316.

HANULIAK, M., REJHOLCOVÁ, M., 1999: Pohrebisko v Čakajovciach (9. – 12. storočie).

Bratislava, VEDA, 128 s.

HANULÍK, M., 1958: Radové pohrebisko z 12. – 14. storočia v Krásne (okres Partizánske), -

118 s., ms. (Diplomová práca; depon. in: Katedra antropológie Prírodovedeckej fakulty Univerzity

Komenského, Bratislava).

HANULÍK, M., 1970: Antropológia starobronzovej populácie juhozápadného Slovenska

reprezentovaná kostrovými nálezmi z Branča pri Nitre. -351 s., ms (Kandidátska dizertačná práca,

depon. in: Katedra antropológie Prírodovedeckej fakulty Univerzity Komenského, Bratislava).

HENNEBERG, M., 1976: The influence of natural selection on brachycephalization in Poland.

Studies in Physical Anthropology, 3:3-19.

HUBBE, M., HANIHARA, T., HARVATI, K., 2009: Climate Signatures in the Morphological

CHEBEN, I., MIKLÍKOVÁ, Z., 1997: Pata – Diely (okr. Galanta). -111 s., ms. (Nálezová

správa, depon in: Archeologický ústav SAV Nitra).

JAEGER, U., BRUCHHAUS, H., FINKE, L., KROMEYER-HAUSCHILD, K., ZELLNER, K.,

1998: Säkularer Trend bei der Kӧrperhӧhe seit dem Neolithikum. Anthropol. Anz., 56:117-130.

JAKAB, J., 1977: Antropologický rozbor kostrových zvyškov z včasnostredovekého pohrebiska

v Nových Zámkoch. Slov. Archeol., 5(1):161-217.

JAKAB, J., 1978: Antropologická analýza pohrebiska z 9. – 10. storočia v Nitre pod Zoborom.

Slov. Archeol., 26:127-148.

JAKAB, J., 1980: Antropologická charakteristika kostrového materiálu z pohrebiska v Zemnom,

Slov. Archeol., 28:401-432.

JAKAB, J., 1982: Antropologický rozbor slovanského pohrebiska v Závade. Slov. Archeol.,

31(1):173-194.

JAKAB, J., 1992: Antropologická analýza staroslovanských kostier z Lefantoviec. Štud. Zvesti

AÚ SAV, 28:191-279.

JAKAB, J., 1993: Základná antropologická analýza kostier zo slovanského pohrebiska

v Pobedime (Na laze II/71). Štud. Zvesti AÚ SAV, 29:209-221.

JAKAB, J., 2016: Antropologická analýza birituálneho laténskeho pohrebiska v Palárikove.

Štud. Zvesti AÚ SAV, 60:97-148.

KATINA, S., KRÁLIK, M., HUPKOVÁ, S., 2015: Aplikovaná štatistická interferencia I. Brno,

Muni Press, 308 s.

KORDOVANÍKOVÁ, G., 1967: Antropologické hodnotenie kostrového nálezu z lokality

Dvory n/Žitavou -70 s., ms. (Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie Prírodovedeckej

fakulty Univerzity Komenského, Bratislava).

KOVAČ, I., 1984: Results of observation of some phenomena of secular acceleration in medical

students. Gl. ADJ., 21:37-45. [Citované podľa: Buretić-Tomljanović et al. (2004)].

8

KRAMÁROVÁ, D., NEŠČÁKOVÁ, E., BEŇUŠ, R., BODORIKOVÁ, S., KYSELICOVÁ, K.,

UHROVÁ, P., DÖRNHÖFEROVÁ, M., MOKOŠÁK, M., REMÁK, I., SEDLÁČKOVÁ, M., 2013:

Somatometria 19-ročných študentov z Prírodovedeckej fakulty Univerzity Komenského

v Bratislave. Slov. Antropol., 16(1):35-39.

KRÁSNIČANOVÁ, H., 1999: Vybrané fylogenetické, mikroevoluční a ontogenetické aspekty

konfigurace lidského neurokrania. Pelikán. Online. Available: http://stary.lf2.cuni.cz/projekty/

pelikan/peli0699/doc8.htm. 5. 1. 2018.

LINHOVÁ, M., 1997: Dlouhodobé změny hlavových rozměrů pražských dětí ve věku 0,50-3,99

roku, vliv polohování na tyto změny. -87 s., ms. (Diplom. práce; depon. in: Katedra antropologie

a genetiky člověka Prírodovědecké fakulty Karlovy Univerzity, Praha).

LUKÁČIKOVÁ, M., 2012: Rozmery hlavy a tváre detí školského veku z okolia Bratislavy. -

81 s., ms. (Rigorózna práca; depon. in: Katedra antropológie Prírodovedeckej fakulty Univerzity

Komenského, Bratislava).

MOJŽIŠOVÁ, S., 1967: Antropologická analýza slovansko-avarského pohrebiska v Nových

Zámkoch. -234 s., ms. (Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie Prírodovedeckej fakulty

Univerzity Komenského, Bratislava).

PETRUŠOVÁ CHUDÁ, E., 2005: Antropologický rozbor kostrového pohrebiska z 8. – 9.

storočia z lokality Zlaté piesky. -74 s., ms. (Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie


POLÁČEK, P., 1950: Problém brachycefalizace obyvatelstva Evropy. Zprávy Antropologické

společnosti, 3:86-92.

POLÁČEKOVÁ, E., 1991: Antropologická analýza časti kostrového pohrebiska a epigenetické

znaky skupiny z lokality Devín-hrad. -238 s., ms. (Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie


STLOUKAL, M., 1993: Kostry ze slovanského pohřebiště v Bojničkách. Štud. Zvesti AÚ SAV,

29:259-268.

STLOUKAL, M., HANÁKOVÁ, H., 1965: Antropologický materiál ze slovansko-avarského

pohřebiště v Nových Zámcích. Štud. Zvesti AÚ SAV, 15:225-311.

STLOUKAL, M., HANÁKOVÁ, H., 1974: Antropologický výzkum pohřebiště ze 7. – 8. století

v Želovcích. Slov. Archeol., 22(1):129-188.

ŠANDOROVÁ, V., 2016: Analýza kostrových pozostatkov z cintorína pri premonštrátskom

kláštore v Lelesi (okres Trebišov). -128 s., ms. (Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie


ŠANDOROVÁ, V., DÖRNHÖFEROVÁ, M., 2016: Analýza kostrových pozostatkov z cintorína

pri premonštrátskom kláštore v Lelesi (okres Trebišov) datovaných do 10. – 11. storočia n. l. In:

Študentská vedecká konferencia PriF UK 2016. Zborník recenzovaných príspevkov. 27. apríl 2016,

Bratislava Slovenská republika. Bratislava, Univerzita Komenského v Bratislave, Prírodovedecká

fakulta, s. 621-626.

ŠEFČÁKOVÁ, A., 1990: Antropologický materiál z východoslovenských eneolitných mohýl

v Šapinci a Lesnom. Zbor. Slov. nár. Múz., Prír. Vedy, 36:149-163.

ŠEFČÁKOVÁ, A., 1991: Kostry zo staršej doby bronzovej z Bernolákova, Zbor. Slov. nár.

Múz., Prír. Vedy, 37:187-197.

ŠEFČÁKOVÁ, A., THURZO, M., 1994: Mongoloid individuals from the Migration period (5th

century A. D.) at the Devín castle (Bratislava, Slovakia). Anthropologie, 32(1)65-76.

ŠEFČÁKOVÁ, A., THURZO, M., KATINA, S., 2011: Základná univariačná kraniologická

analýza pohrebiska z Bratislavy-Rusoviec (poloha Pieskový hon, obdobie sťahovania národov, 5. –

6. stor. n. l.). Acta Rer. Natur. Mus. Nat. Slov., 57(1):100-122.

ŠEFČÁKOVÁ, A., 2014: Antropologická analýza pohrebiska Nitrianskej kultúry zo Zohora, okr.

Malacky. Slov. Archeol., 67:293-314.

9

ŠEFČÁKOVÁ, A., THURZO, M., DOMONKOŠOVÁ TIBENSKÁ, K., STAŠŠÍKOVÁ-

ŠTUKOVSKÁ, D., 2015: Včasnostredoveké pohrebisko v Borovciach (okr. Piešťany, Slovensko):

Prehľad a datovanie antropologických nálezov. Acta Rer. Natur. Mus. Nat. Slov., 61:121-162.

THURZO, M., 1969: Antropologický rozbor kostrového pohrebiska "Lupka" v Nitre. Acta Rer.

Natur. Mus. Nat. Slov., 15(1):77-153.

THURZO, M., 1972: Antropologický rozbor slovanského pohrebiska v Pobedime. Acta Rer.


THURZO, M., 1980: Antropologická charakteristika slovanského pohrebiska v Tvrdošovciach

(okres Nové Zámky). Acta Rer. Natur. Mus. Nat. Slov., 26:153-230.

THURZO, M., 1984: Metrische Merkmale der menschlichen Skelettreste aus dem slawisch-

awarischen Gräberfeld (7. – 9. Jh. u. Z.) v Košiciach-Šebastovciach (Košice-Stadt), Ostslowakei.

Acta Interdiscipl. Archaeol., Nitra, 3:86-262.

THURZO, M., ŠEFČÁKOVÁ, A., ŠIMKOVÁ, T., 2014: Nitra-Šindolka – pohrebisko

Belobrdskej kultúry (10. – 11. stor. n. l.): metrická analýza kostrových pozostatkov. Acta Rer.


TIBENSKÁ, K., 2006: Antropologická analýza včasnostredovekej populácie z pohrebiska

Borovce (okres Piešťany) datovaného do VIII. – XII. storočia. -96 s., ms. (Diplom. práca; depon. in:


TONKOVÁ, M., 2010: Antropologická analýza dospelých jedincov z pohrebísk v Gáni (okres

Galanta), datovaných do 5. – 6. stor. a 9. – 10. stor. n. l. -57 s., ms. (Diplom. práca; depon. in:


TONKOVÁ, M., VONDRÁKOVÁ, M., 2011: Theoretical-Methodical Aspects of

Anthropological Analysis of Human Skeletal Remains from the Locality Nitra – Hradný Kopec:

Katedrála. PhD Students, Young Scientists and Pedagogues Conference Proceedings, Nitra, s. 243-

248.

VONDRÁKOVÁ, M., 1994: Malé Kosihy II. Nitra, Archeologický ústav SAV, 149 s.

10

Slov. Antropol., 21(2):10-16, 2018

HODNOTENIE VARIABILITY TVARU ZADNEJ HRANY A UHLA SÁNKY

DOSPELÝCH JEDINCOV Z HISTORICKÝCH POPULÁCIÍ Z ÚZEMIA

SLOVENSKA METÓDAMI GEOMETRICKEJ MORFOMETRIE.

PILOTNÁ ŠTÚDIA

Dagmara Gajanová1, Michaela Dörnhöferová1, Silvia Bodoriková1, Marek Semelbauer2

1 Univerzita Komenského v Bratislave, Prírodovedecká fakulta, Katedra antropológie, Mlynská

dolina, Ilkovičova 6, 842 15 Bratislava, Slovensko, e-mail: [email protected] 2 Slovenská akadémia vied, Ústav zoológie, Dúbravská cesta 9, 845 06 Bratislava, Slovensko

Abstract: Assessment of the variability of the posterior edge and the angle of mandible in adult

individuals from historical populations from Slovakia using geometric morphometry. Pilot study. In

our study we focused on the variability assessment of the shape of the posterior edge of ramus

manbibulae and the angle of the mandible. Analysed mandibles were scanned using 3D digitizer

MicroScribe G2X. The shape of the bones was evaluated in 76 adults with determined sex (33

males and 43 females). Analyses of the curves were realized by the methods of geometrical

morphometry in the R Statistical Software. The main points of analysis were Principal Component

Analysis (PCA) and Generalized Procrustes Analysis (GPA). The software carried out visualization

of curves and statistical evaluation of the mandible shape in regard of the tree main components.

For the statistical treatment of the data, Student`s t-test has been selected. In this study, we have not

been able to confirm the existence of intersexual and asymmetry differences.

Keywords osteology, mandible, geometric morphometrics, PCA, GPA, Central Europe

Úvod

Analýza tvaru je dôležitou súčasťou mnohých biologických výskumov. Rozmanitosť

biologických procesov je zodpovedná za tvarové rozdiely medzi jednotlivcami ako aj časťami ich

tiel. Rozdiely v tvare tela môžu naznačovať zmeny vo funkcii tej ktorej časti tela, môžu byť

odpoveďami na selekciu, ale taktiež za ne môže byť zodpovedný rast a morfogenéza. Analýza tvaru

je spôsob, ktorý vedie k pochopeniu tých odlišností, ktoré zapríčiňuje variácia a morfologická

transformácia (Zelditch et al. 2004).

Geometrická morfometria je metóda založená na sledovaní geometrie tvaru, variability a zmien

prostredníctvom zvolených význačných bodov, tzv. landmarkov, na sledovanom objekte.

Na znázornenie tvaru je nutné poznať geometrický vzťah medzi jednotlivými nameranými bodmi

ako aj vzdialenosti a uhly (Zelditch et al. 2004). Geometrická morfometria využíva dáta

homologických landmarkov alebo x-vých a y-ových súradníc na vyčíslenie tvaru (Oettlé, Pretorius

a Steyn 2009). Použitím kombinácie landmarkov i semilandmarkov, bodov, kriviek a povrchov sa

dosiahne komplexnejšia kvantifikácia a analýza variácie biologického tvaru (Adams, Rohlf a Slice

2013). Cieľom práce bolo sledovať variabilitu tvaru sánok dospelých jedincov, pričom tvar sánky

bol hodnotený z troch hľadísk: asymetrie ramien, intersexuálnych rozdielov a variability tvaru.

Materiál a metódy

Sánky vhodné na analýzu (n = 76) pochádzajú zo siedmich pohrebísk z územia Slovenska: Branč

(2400 – 2000 pred n. l.; Hanulík 1970), Pata (2200 – 1800, 1500 pred n. l.; Miklíková 2000), Gáň A

(5. – 6. stor. n. l.; Tonková 2010), Cífer-Pác (8. – 9. stor. n. l.; Baldovič 2003), Gáň C (9. – 10. stor.

11

n. l.; Tonková 2010), Kopčany (9. – 10. stor. n. l.; Beňuš a Dörnhöferová 2015), Devín-Hrad (9. –

12. stor. n. l.; Poláčeková 1991, Beňuš 1998, Beňuš a Masnicová 2012). Sánky využité v tejto práci

patrili dospelým jedincom s odhadnutým pohlavím (33 mužov a 43 žien). Kosť nesmela vykazovať

výrazné známky poškodenia, nakoľko pre geometrickú morfometriu je nevyhnutná prítomnosť

zvolených landmarkov. Tieto landmarky jednak ohraničujú sledovanú krivku, ale sú využité aj na

kalibráciu prístroja MicroScribe G2X, ktorý zaznamenáva 3D súradnice bodov (semilandmarkov)

na skúmanej krivke vo vzdialenosti dvoch milimetrov. Pre kalibráciu prístroja boli zvolené tri body:

linguale (li – horný koniec symfýzy sánky na lingválnej ploche) a párový bod lingulare (lg – horný

hrot lingula mandibulare na pravej a ľavej strane; Merriam-Webster 2018). Krivku ohraničovali

body kondylion (ko – najviac laterálne položený bod na kĺbových výbežkoch sánky; Stloukal et al.

1999) a antegonial notch (an – najvyšší bod zárezu alebo konkavity na dolnej hrane sánky v mieste,

kde sa rameno pripája k telu sánky; The Free Dictionary by Farlex 2017), pričom každá krivka

prechádzala cez antropometrický bod gonion (go – bod na uhle sánky, ktorý leží najviac dole a

najviac laterálne; Stloukal et al. 1999).

Spracovanie údajov prebiehalo v programe R verzia 3.4.2 (R Development Core Team 2008).

Metodika hodnotenia asymetrie a intersexuálnych rozdielov bola v princípe rovnaká. Súradnice

landmarkov sa vyhodnotili metódou GPA (Generalized Procrustes Analysis), ktorá umožňuje

škálovanie dát, ich prenášanie a rotovanie, čím sa dosiahne odstránenie faktoru veľkosti a je tak

možné sledovať aj tie najjemnejšie odchýlky v tvare sledovaných objektov (Badawi-Fayad

a Cabanis 2007). Ďalšou analýzou bola PCA (analýza hlavných komponentov), ktorá umožňuje

vytvárať nové premenné. Tie sú lineárnou kombináciou premenných z pôvodných dát, pri čo možno

najmenšej strate informácií. Výhodou a hlavným dôvodom použitia tejto metódy je teda

zjednodušenie vstupných dát, nakoľko dochádza k redukcii množstva premenných. Prvá nová

súradnicová os (PC 1 – prvý hlavný komponent) je vedená v smere maximálnej variancie medzi

objektmi. Druhá os (PC 2) je kolmá na prvú os a je vedená v smere druhej najväčšej variancie

medzi objektmi. Na tomto princípe je možné popísať i ďalšie komponenty (Dubová 2011).

V programe R bola vykonaná štatistická analýza prvých hlavných komponentov PC1, PC2 a PC3.

Pre štatistickú analýzu bol zvolený Studentov t-test a pre vizualizáciu tvarov sledovaných objektov

sa vytvorili grafy.


Pri posúdení variability tvaru hrany ramena a uhla sánky sme sa v prvom rade zamerali

na sledovanie asymetrie a intersexuálnych rozdielov. Použitím metód PCA a GPA sa však

nepotvrdili štatisticky významné intersexuálne rozdiely (p > 0,05). Obdobné výsledky sme získali aj

pri hodnotení asymetrie. Na základe analýzy tvaru môžeme tvar ramena sánky hodnotiť ako takmer

symetrický. Výsledky párového t-testu neboli štatisticky významné (p > 0,05). Dá sa teda tvrdiť, že

tvar ramien sánky nie je ovplyvnený pohlavím ani asymetriou. V sledovanom súbore sme však

pozorovali trend tvarových zmien, ktorý sa dá sledovať u všetkých jedincov bez ohľadu

na pohlavie. Pre opísanie tvarových rozdielov je kľúčová poloha jedinca vo výstupnom grafe PCA

analýzy.

Krivky ramien v prvom kvadrante zodpovedajú tvaru mužských ramien, t.j. ramus mandibulae

je zakrivený a je prítomná výrazná everzia uhla sánky (Kemkes-Grottenthaler, Löbig a Stock 2002).

Prvá tretina krivky vybočuje posteriórnym smerom, rameno sánky je anteriórne zakrivené a krivka

v oblasti uhla sánky sa zatáča opäť posteriórne. Podobné týmto krivkám sú najmä krivky v treťom

kvadrante. Prvá tretina krivky sa vychyľuje posteriórne, ramená sánok sú zakrivené anteriórne,

pričom výraznejšie zakrivenie sa nachádza u mužských jedincov. Krivka je v oblasti uhla sánky

viac zakrivená. V druhom kvadrante sa nachádzajú krivky, ktoré poukazujú na pomerne priame

ramená sánok, prvá tretina krivky sa u dvoch jedincov, muž X96 a žena CH.22, vychyľuje

anteriórne, kým u zvyšných jedincov je táto časť krivky zahnutá posteriórne. V oblasti uhla sa

12

nachádza len mierne zakrivenie posteriórnym smerom, táto oblasť je položená vyššie ako u kriviek

z ostatných kvadrantov. Prvá tretina kriviek u jedincov zo štvrtého kvadrantu má tendenciu

vychyľovať sa posteriórnym smerom. Krivky v oblasti ramien sú pomerne vyrovnané alebo sú

mierne zakrivené anteriórnym smerom. Niektorí jedinci majú krivky v oblasti uhla mierne

zakrivené posteriórne. Posledná tretina krivky súvisí s vytvorením uhla sánky, do značnej miery je

táto oblasť individuálnou charakteristikou.

Vzhľadom na zistené údaje môžeme konštatovať, že v čím zápornejších oblastiach x-ovej

súradnicovej osi (prvý a tretí kvadrant) sú jedinci umiestnení, tým viac majú ich ramená mužské

črty (výrazné zakrivenie ramena a prominujúca oblasť uhla sánky; Kemkes-Grottenthaler, Löbig

a Stock 2002). So ženským tvarom ramien sánok (plynulý priebeh zadnej hrany ramena, prítomnosť

mierneho zakrivenia len v hornej tretine ramena sánky, uhol sánky neprominuje; Stloukal et al.

1999) sa stretávame predovšetkým v kladných častiach x-ovej súradnicovej osi (druhý a štvrtý

kvadrant). Nakoľko sila prejavu znaku súvisí s polohou v grafe, môžeme konštatovať, že jedinci

v treťom kvadrante (súradnice [-;-]) majú ramena sánky s mužskejšími črtami v porovnaní

s jedincami v prvom kvadrante, ktorých súradnice majú jednu súradnicu kladnú [-;+]. Rovnaký

princíp výskytu čŕt zaznamenávame aj pri ženskom tvare ramien, a teda jedinci v druhom kvadrante

(súradnice [+;+]) nesú väčší prejav ženských znakov ako jedinci štvrtého kvadrantu [+;-].

Z výsledkov predloženej analýzy vyplýva, že posun tvarových zmien sledovaného súboru

(obr. 1) sa deje v smere od tretieho (mužský tvar ramena a uhla sánky) k druhému (ženský tvar

ramena a uhla sánky) kvadrantu.

Obr. 1: Zobrazenie osi trendu variability. – muž, – žena, – priemerný muž, ▼ – priemerná

žena, I. – IV. – kvadranty

Fig. 1: Visual display of the trend axis variability. – male, – female, – avarage male,▼ –

avarage female, I. – IV. – quadrants

13

Pre potvrdenie tohto trendu boli na základe analýzy PCA vybraní jedinci, ktorí sa pri porovnaní

každej dvojice komponentov nachádzali vždy v rovnakom kvadrante a zároveň sa nachádzali

v oblasti s 95-percentným výskytom všetkých jedincov (obr. 2). Toto ohraničenie sa realizovalo

v programe R. Ide o troch mužských jedincov – CH.26 z pohrebiska Gáň C, X163.85 z pohrebiska

Devín-Hrad, H.7 z pohrebiska Pata, a troch ženských jedincov – X146.85 z pohrebiska Devín-Hrad

a X108 a X196 z pohrebiska Pata (druhý kvadrant). Jedinci boli vybraní s cieľom vykresliť osi

trendu variability tvarových zmien analyzovaného súboru mužov a žien.

Obr. 2: PCA analýza ľavých ramien mužov a žien. PC1 – prvý hlavný komponent, PC2 – druhý

hlavný komponent, PC3 – tretí hlavný komponent, prerušovaná kružnica – ohraničenie oblasti s 95-

percentným výskytom jedincov

Fig. 2: PCA analysis of left ramus mandible of males and females. PC1 – the first Principal

Component, PC2 – the second Principal Component, PC3 – the third Principal Component, broken

line – demarcation of the 95 % occurrence area

14

Porovnaním kriviek, ktoré znázorňujú zadnú hranu ľavého ramena a uhla sánky daných jedincov,

vidíme, že sledovaný trend zmien tvaru je v našom súbore prítomný. Os trendu variability smeruje

od tretieho k druhému kvadrantu, teda od jedincov s čo možno najzápornejšími súradnicami,

k jedincom v kladných častiach súradnicovej osi. Trend zmien postupuje od jedincov s mužskými

znakmi ramena sánky k jedincom s ženskými tvarmi ramena. Jedinci z prvého kvadrantu (obr. 3)

majú krivky, na ktorých je možné pozorovať zakrivenie v oblasti krčka ramena (pohľad zozadu –

mediálne, pohľad zboku anteriórne), výraznejšie anteriórne zakrivenie v strednej časti krivky

pri pohľade zboku a vybočenie krivky v oblasti uhla sánky (pohľad zozadu laterálne, pohľad zboku

posteriórne). Tieto charakteristiky zodpovedajú tvaru mužských sánok. V strednej časti

súradnicovej osi (obr. 3) sa nachádzajú jedinci predstavujúci akýsi prechod od mužských

k ženským znakom. Jedinci z druhého kvadrantu (obr. 3) nesú znaky charakteristické pre ženských

jedincov. Pri pohľade zozadu sa krivka javí ako takmer priama, náznak zakrivenia laterálnym

smerom je možné pozorovať v oblasti uhla sánky. Krivky bez výrazného prehnutia možno sledovať

aj pri pohľade zboku, taktiež môžeme vidieť, že v porovnaní s predchádzajúcimi jedincami sa

oblasť goniálnej everzie uhla sánky nachádza podstatne vyššie.

Obr. 3: Vizualizácie kriviek vybraných jedincov. Sivá krivka – muži, čierna krivka – ženy, L –

laterálne, M – mediálne, P – posteriórne, A – anteriórne

Fig. 3: Visualization of the curves of selected individuals. Grey curve – males, black curve –

females, L – lateral, M – medial, P – posterior, A - anterior

15

Nakoľko pozorovaný trend zmien tvaru v našom súbore nesúvisí s pohlavím jedincov, naskytá sa

otázka, čo zapríčiňuje túto variabilitu. Predpokladáme, že v analyzovanom súbore sú za zmeny

v tvare ramien a uhlov sánok mužov a žien zodpovedné rôzne faktory, pričom faktor pohlavia tu

nezohráva tak výrazný vplyv, aký by sme očakávali. Za možné faktory ovplyvňujúce tvar ramien

pokladáme vplyv intravitálnej straty zubov (najmä stoličiek), pričom táto strata zubov nemusí byť

prejavom starnutia jedinca. Účinok straty zubov je ovplyvnený polohou vypadnutého zuba: čím

bližšie ku gonionu, tým je vyšší stupeň zmien v morfológii sánky. Intravitálna strata zubov najviac

ovplyvňuje stupeň zalomenia ramena sánky. Loth a Henneberg (2000) taktiež tvrdia, že rozvoj

žuvacích svalov má vplyv na manifestáciu goniálnej everzie. Je teda možné, že tvar sánky sa mohol

meniť vzhľadom na životné prostredie a predovšetkým stravu populácie. Ďalším možným faktorom

je etnická príslušnosť jedincov. Dá sa predpokladať, že u jedincov z pohrebiska Cífer-Pác (8. – 9.

stor. n. l.) sa na tvare ramena sánky prejavil vplyv mongoloidných elementov. Bodoriková et al.

(2011) na základe výsledkov antropologických analýz radia polovicu jedincov z tohto pohrebiska

do skupiny mixomorfov a jednu tretinu k mongoloidnej skupine, autori označujú populáciu ako

populáciu mongoloidno-europoidného charakteru.

Záver

V závere možno konštatovať, že na analyzovaných oblastiach sánok jedincov z územia

Slovenska nie je možné opísať rozdiely v tvare, ktoré by boli zapríčinené pohlavím jedinca. Ani

ramená sánok nevykazujú asymetrické rozdiely. Variabilita tvaru je teda zapríčinená inými

faktormi, ktoré as však nedajú na základe predloženej práce jednoznačne identifikovať. Za možnú

príčinu variability pokladáme vplyv intravitálnej straty zubov, prítomnosť etnických elementov

a/alebo potravné zvyklosti. Pre potvrdenie tejto domnienky sú však potrebné ďalšie komplexnejšie

a rozsiahlejšie analýzy.

Literatúra

ADAMS, D. C., ROHLF, F. J., SLICE, D. E., 2013: A Field Comes of Age: Geometric

Morphometrics in the 21st Century. Hystrix, It. J. Mamm., 24(1):7-14.

BADAWI-FAYAD, J., CABANIS, E. A., 2007: Three-Dimensional Procrustes Analysis of

Modern Human Craniofacial Form. Anat. Rec., 290:268-276.

BALDOVIČ, M., 2003: Antropologický rozbor kostrového pohrebiska Cífer – Pác (okr. Trnava)

z 8. – 9. storočia n. l. -58 s., ms. (Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie Prírodovedeckej

fakulty Univerzity Komenského, Bratislava).

BODORIKOVÁ, S., BEŇUŠ, R., DÖRNHÖFEROVÁ, M., PANENKOVÁ, P., BALDOVIČ,

M., THURZO, M., FUCHSOVÁ. M., 2011: Profil tváre jedincov zo slovansko-avarského

pohrebiska Cífer-Pác (Okr. Trnava). Slov. Antropol., 14(1):11-15.

BEŇUŠ, R., 1998: Antropologická analýza ranostredovekej populácie z pohrebiska Devín-hrad

datovaného do 9. – 12. storočia. -109 s., ms. (Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie


BEŇUŠ, R., MASNICOVÁ, S., 2012: Antropologická, paleodemografická a paleopatologická

analýza historickej populácie z hradu Devín. Slov. Archeol., 60(1):119-156.

BEŇUŠ, R., DÖRNHÖFEROVÁ, M., 2015: Antropologická analýza hrobov z Kopčian. In:

Baxa, P., 2015: Kostol sv. Margity v Kopčanoch, I. diel. Archeológia do roku 1050. Bratislava,

Pamiatkový úrad SR, v tlači.

DUBOVÁ, M., 2011: Metoda hlavních komponent a její aplikace. - 32 s., ms. (Bakalářská práce;

depon. in: Katedra pravděpodobnosti a matematické statistiky Matematicko-fyzikální fakulty

Univerzity Karlovy v Praze, Praha).

16

HANULÍK, M., 1970: Antropológia starobronzovej populácie juhozápadného Slovenska

reprezentovaná kostrovými nálezmi z Branča pri Nitre. -351 s., ms (Kandidátska dizertačná práca,

depon. in: Katedra antropológie Prírodovedeckej fakulty Univerzity Komenského, Bratislava).

KEMKES-GROTTENTHALER, A., LÖBIG, F., STOCK, F., 2002: Mandibular ramus flexure

and gonial eversion as morphologic indicators of sex. Homo, 53(2):97-111.

LOTH, S. R., HENNEBERG, M., 2000: Gonial eversion: facial architecture, not sex. Homo,

51:81-89.

OETTLÉ, A. C., PRETORIUS, E., STEYN, M., 2009: Geometric morphometric analysis of the

use of mandibular gonial eversion in sex determination. Homo, 60:29-43.

MERRIAM-WEBSTER, 2018: Medical Dictionary. Online. Available: https://www.merriam-

webster.com/medical. 4. 3 .2018.

MIKLÍKOVÁ, Z., 2000: Antropologický posudok 14434/00 – Pata-Diely. -111 s., ms. (Depon.

in: Archív AÚ SAV v Nitre).

POLÁČEKOVÁ, E., 1991: Antropologická analýza časti kostrového pohrebiska a epigenetické

znaky skupiny z lokality Devín-hrad. -238 s., ms. (Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie


R DEVELOPMENT CORE TEAM, 2008: R: A language and environment for statistical

computing. R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria. Online. Available:

http://www.R-project.org. 28.1.2017.

STLOUKAL, M., DOBISÍKOVÁ, M., KUŽELKA, V., STRÁNSKÁ, P., VELEMÍNSKÝ, P.,

VYHNÁLEK, L., ZVÁRA, K., 1999: Antropologie: Příručka pro studium kostry. Praha, Národní

muzeum, 513 s.

THE FREE DICTIONARY BY FARLEX: Antegonial notch. Online. Available: https://medical-

dictionary.thefreedictionary.com/antegonial+notch. 28. 2. 2017.

TONKOVÁ, M., 2010: Antropologická analýza dospelých jedincov z pohrebísk v Gáni (okres

Galanta), datovaných do 5. – 6. stor. a 9. – 10. stor. n. l. -56 s., ms. (Diplom. práca, depon. in:


ZELDITCH, M. L., SWIDERSKI, H., SHEETS, D., FINK, W. L., 2004: Geometric

Morphometrics for Biologists: A Primer. New York, Elsevier, 416 s.

https://www.merriam-webster.com/medical.%204

https://www.merriam-webster.com/medical.%204

http://www.r-project.org/

17

Slov. Antropol., 21(2):17-21, 2018

GRAVIDITA V INTERAKCII S CHRONICKÝM STRESOM U ŽIEN

Z NITRIANSKEHO KRAJA (SLOVENSKO)

Ida Petrovičová, Henrieta Hlisníková, Miroslava Šidlovská, Branislav Kolena

Univerzita Konštantína Filozofa v Nitre, Fakulta prírodných vied, Katedra zoológie a antropológie,

Nábrežie mládeže 91, 949 74 Nitra, Slovensko, e-mail: [email protected]

Abstract: The interaction between chronic stress and pregnancy in women from Nitra District

(Slovakia). Stress represents one of the most important underappreciated causes of reproductive

disorders in women. The stress reaction leads to adaptive responses via mobilization of hormonal

systems. In pregnancy, maternal stress is known to disturb foetal glucocorticoid environment.

Intrauterine neural development is regulated by the mother's endocrine system, to be more specific

the relationship between thyroid hormones and cortisol. The study sample consists of 56 pregnant

women in the age range 19–40 years. Based on preliminary results, we surprisingly found

significantly higher cortisol and FT4 concentrations in pregnant women with lower stress compared

to women with higher stress test scores. Our results confirm the hypothesis that the hypothalamus-

pituitary-thyroid gland axis (HPT) plays a role in stress reaction in addition to the major HPA axis.

Key words: stress, pregnancy, thyroid, TSH, T3, T4, cortisol, Central Europe

Úvod

Intrauterinný neurálny vývin je regulovaný endokrinným systémom matky, konkrétne vzťahom

medzi hormónmi štítnej žľazy a kortizolom. Glukokortikoidy vo všeobecnosti inhibujú funkciu

štítnej žľazy. Tento vzťah platí len u dospelých jedincov a v prípade intrauterinného vývinu

glukokortikoidy naopak zvyšujú koncentrácie trijódtyronínu (T3). Dôvodom je zvýšená aktivita

deiodinázy, ktorá konvertuje tyroxín (T4) na T3. Prenatálna expozícia glukokortikoidom má

stimulačný efekt na predčasné dozrievanie fetálnej štítnej žľazy, čo môže spôsobiť inhibíciu

proliferácie buniek štítnej žľazy, a teda redukciu veľkosti štítnej žľazy. Nadmerná expozícia

hormónom štítnej žľazy spôsobuje hypertrofiu nadobličiek a zvýšenie koncentrácie kortikoliberínu

(CRH), adrenokortikotropného hormónu (ACTH) a glukokortikoidov, zatiaľ čo nedostatok

hormónov štítnej žľazy môže spôsobiť inhibíciu hypoadrenálnej osi (HPA osi), z čoho vyplýva

možné zapojenie osi hypotalamus-hypofýza-štítna žľaza (HPT) do stresovej odpovede organizmu

(Moog et al. 2017). Hormóny štítnej žľazy matky sú zapojené do regulácie skorého vývinu

fetálneho mozgu do obdobia 18 – 20 týždňov gravidity, čo predstavuje začiatok aktivity fetálnej

štítnej žľazy (Korevaar et al. 2016). Živočíšne modely potvrdzujú, že prvá polovica gravidity môže

ovplyvniť senzitívne obdobie neurogenézy (Henrichs et al. 2013), napr. v mozočku hrajú tieto

hormóny kľúčovú rolu v proliferácii a prežití granulóznych a Purkyněho buniek. Tiež stimulujú

celkový proces migrácie neurónov, synaptogenézu v rámci oblastí kortexu, mozočka, hipokampu

a svorového telesa a tiež proces myelinizácie a gliogenézy (Howdeshell 2002). Vysoká a nízka

koncentrácia hormónov štítnej žľazy matky počas gravidity je asociovaná s nižším IQ a zníženým

objemom sivej hmoty a objemom kortexu u dieťaťa (Korevaar et al. 2016). Glukokortikoidy

regulujú množstvo metabolických, endokrinných a imunitných funkcií a predstavujú kľúčový

mechanizmus programovania vývinu fetálneho mozgu. Kortizol ovplyvňuje procesy neurogenézy,

vývin axónov a dendritov, synaptogenézu, remodeláciu axónov a myelinizáciu hlavne v oblastiach

mozgu bohatých na glukokortikoidové receptory, ako je amygdala, hipokampus a prefrontálny

kortex. Hladiny kortizolu počas tehotenstva stúpajú 3- až 5-násobne, pričom normálny nervový

18

vývin plodu je závislý od zvyšujúcich sa koncentrácií kortizolu matky v priebehu tehotenstva.

Na prenatálny nervový vývin má však negatívny účinok zvýšená koncentrácia kortizolu v skorom

štádiu gravidity alebo expozícia plodu vysokým koncentráciám endogénnych a syntetických

glukokortikoidov (Davis et al. 2017). V takomto prípade môže dochádzať ku vzniku kognitívnych

porúch, porúch správania, porucha pozornosti spojená s hyperaktivitou (ADHD) autizmu

a schizofrénie (O’Donnell, O’Connor a Glover 2009).

Súbor a metódy

Súbor tvorilo 56 žien z Nitrianskeho kraja v I. trimestri tehotenstva vo veku 19 – 40 rokov

(priemerný vek 30,25 ± 5,218). Vzorky krvi sme získali odberom z kubitálnej jamky po nočnom

hladovaní v spolupráci s Fakultnou nemocnicou v Nitre. Po centrifugácii (15 min. pri 3000 rpm)

bolo sérum transportované do laboratória a uskladnené v hlbokomraziacom boxe pri teplote -74 °C.

Výskum prebiehal v súlade so stanoviskom Etickej komisie FN Nitra. Vyjadrenie súhlasu o odbere,

analýze a spracovaní biologického materiálu, a zapojení sa do výskumu preukázali probandky

prostredníctvom informovaného súhlasu.

Po odbere vzorky krvi probandky vyplnili dotazník zostavený z otázok týkajúcich sa prežívania

stresových situácii za posledný mesiac pred vyplnením dotazníka. Dotazník bol vyplnený

s asistenciou vedeckého pracovníka, ktorý v prípade nejasností probandku usmernil.

Otázky týkajúce sa prežívania stresových situácií u ľudí sa hodnotili na základe stupnice

vnímania stresu podľa Cohena, Kamarcka a Mermelsteina (1994), ktorá obsahuje desať otázok,

pričom štyri z nich sú formulované pozitívne a šesť negatívne. Na každú otázku si proband vyberie

jednu z piatich možných odpovedí: nikdy, takmer nikdy, občas, pomerne často, často. Každá otázka

je hodnotená na 5-bodovej stupnici, ktorá sa pohybuje od nikdy (0) do často (4). Pozitívne

formulované položky sú hodnotené opačne (Cohen, Kamarck a Mermelstein 1994).

Výsledné bodové hodnotenie sa u človeka, ktorý netrpí chronickým stresom alebo ochorením

súvisiacim so stresom, pohybuje v priemere 13 bodov, kým u človeka vystaveného pôsobeniu

stresorov je priemerný bodový zisk 20 bodov a vyššie. V tab. 1 sú uvedené priemerné bodové

hodnotenia človeka nevystaveného chronickému stresu vzhľadom na jeho pohlavie a vekovú

kategóriu (Cohen, Kamarck a Mermelstein 1994).

Kvantitatívne stanovenie tyreotropného hormónu (TSH), tyroxínu (T4), trijódtyronínu (T3)

a kortizolu bolo realizované automaticky chemiluminiscenčnou imunoanalýzou (Elecsyssystem;

Roche, Basel, Švajčiarsko) vo vzorke ľudského séra imunoanalytickým systémom Access

v spolupráci s pracoviskom IPBM VIVE4 Bratislava.

Tab. 1: Kategórie hodnotenia vnímania stresu podľa Cohena, Kamarcka, Mermelsteina (1994)

Table 1: Stress perceived scale assesment according to Cohen, Kamarck, Mermelstein (1994)

Kategória Priemerná bodová hodnota

Muž 12,1

Žena 13,7

18 – 29 rokov 14,2

30 – 44 rokov 13,0

45 – 54 rokov 12,6

55 – 64 rokov 11,9

65 ≤ rokov 12,0

19


Na základe údajov z vyplnených dotazníkov sme vyhodnotili u probandiek mieru stresu

v zamestnaní a reakcie na stresory v súvislosti s nameranými koncentráciami jednotlivých

hormónov. V tab. 2 sa nachádza základná charakteristika koncentrácií jednotlivých hormónov

u probandiek.

Tab. 2: Popisná štatistika koncentrácií jednotlivých hormónov v sére tehotných žien

Table 2: Descriptive statistics of hormonal concentrations in the pregnant-women serum samples

Hormonálny

profil

Priemer

Medián

Minimum

Maximum

5. percentil

95. percentil

TSH 1,67 1,54 0,03 3,9 0,3 3,08

FT3 3,39 3,34 0,99 4,95 2,81 4,05

FT4 0,91 0,8 0,52 3,82 0,67 1,15

Kortizol 16,13 15,18 0,85 28,65 11,0 25,07

U 12,5% probandiek (N = 7) sme zaznamenali koncentrácie TSH pod referenčnými hodnotami

a u 5,36 % (N = 3) nad referenčnými hodnotami. Koncentrácia FT3 bola u 94,64% probandiek

znížená pod referenčnú normu (N = 53) a 3,57% probandiek malo koncentrácie zvýšené (N = 2).

Koncentrácie FT4 bola v prípade takmer polovice skúmaného súboru pod referenčnou normou (n =

23 ; 41,07 %) a dve probandky (3,57 %) mali hodnoty nad referenčnými hodnotami. Kortizol bol

u jednej probandky (1,79 %) pod normou a u 21,43% probandiek (N = 12) boli jeho koncentrácie

vyššie ako referenčné hodnoty.

Koncentrácie hormónov vzhľadom na výsledky stres testu probandiek

Probandky (N = 55) sme na základe stupnice vnímania stresu podľa Cohena rozdelili na štyri

skupiny: probandky trpiace nižšou mierou stresu (N = 13; 23,64 %), priemernou mierou stresu

(N = 18; 32,73 %), mierne zvýšeným stresom N = 16; 29,09 %) a vyššou mierou stresu (N = 8;

14,55 %). V tab. 3 sa nachádzajú mediány koncentrácií hormónov vzhľadom na prežívanie stresu

u probandiek.

Probandky (N = 53) sme na základe stresu v zamestnaní rozdelili do troch skupín: probandky

so stresujúcim zamestnaním (N = 11; 20,75 %), s občas stresujúcim zamestnaním (N = 21; 39,62

%) a probandky, ktoré nemajú stresujúce zamestnanie (N = 21; 39,63 %). V tab. 4 sú uvedené

mediány koncentrácií hormónov vzhľadom na prežívanie stresu v zamestnaní.

Tab. 3: Rozdelenie hormonálnych profilov probandov do kategórií na základe výsledkov stres testu

Table 3: Categorization of probands’ hormonal levels based on stress test results

STRES TSH FT3 FT4 Kortizol

Nižší 1,96 3,56 0,86* 14,41

Priemerný 1,52 3,32 0,81 17,01*

Mierne zvýšený 1,59 3,21 0,76* 15,43

Vysoký 1,22 3,36 0,79 13,16*

* štatisticky významný rozdiel p < 0,05

* statistically significant p<0,05

20

Tab. 4: Rozdelenie probandov do kategórií na základe miery prežívania stresu v zamestnaní

Table 4: Categorization of probands based on occupational stress degree

STRES V ZAMESTNANÍ TSH FT3 FT4 Kortizol

Áno 1,17 3,48 0,82 12,63

Občas 2,07 3,22* 0,80 15,35

Nie 1,53 3,58* 0,81 15,18

* štatisticky významný rozdiel p < 0,05

* statistically significant p<0,05

U žien s vyššou mierou stresu sme sledovali signifikantne nižšie koncentrácie kortizolu (p <

0,05) v porovnaní s probandkami s priemernou mierou stresu. Naše výsledky sú v zhode so štúdiou,

v ktorej bol chronický stres asociovaný so znížením koncentrácie kortizolu (Pruessner, Hellhammer

a Kirschbaum 1999). Na druhej strane Evolahti, Hultcrantz a Collins (2006) uvádzajú, že

so zvyšujúcou sa mierou stresu sa zvyšujú aj koncentrácie kortizolu v sére. Z vyššie uvedených

štúdií vyplýva, že chronický stres môže na os HPA, ktorá je pre reguláciu stresu kľúčová, pôsobiť

supresívne, ale aj stimulačne (Pruessner, Hellhammer a Kirschbaum1999).

U žien s nižšou mierou stresu sme pozorovali signifikantne vyššie koncentrácie FT4 (p < 0,05)

v porovnaní s probandkami s mierne zvýšenou mierou stresu. Probandky s občasne stresujúcim

zamestnaním mali signifikantne nižšie koncentrácie FT3 (p < 0,05) v porovnaní s probandkami,

ktoré hodnotia svoje zamestnanie ako menej stresujúce. Naše výsledky sú v zhode s výsledkami

štúdie, v ktorej Helmreich a Tylee (2011) sledovali vplyv stresu na hormóny štítnej žľazy

u potkanov a zistili signifikantný pokles T3, T4, a TSH u jedincov pod vplyvom stresu. Podobne

Hoseini et al. (2016) sledovali negatívnu asociáciu medzi stresom a zníženými koncentráciami

tyroxínu, zatiaľ čo v našej štúdii sme zaznamenali negatívnu asociáciu medzi pôsobením stresu

a koncentráciami trijódtyronínu.

Záver

V predloženej štúdii sme sa zamerali na objasnenie súvislostí medzi prežívaním stresových

situácií počas prvého trimestra gravidity a koncentráciami kortizolu, TSH, FT3 a FT4 v sére

tehotných žien. Na základe predbežných výsledkov sme zaznamenali signifikantne vyššie

koncentrácie kortizolu a FT4 u probandiek s nižšou mierou stresu v porovnaní s probandkami

s vyšším skóre stres testu. Naše výsledky potvrdzujú hypotézu, že do stresovej odpovede

organizmus sa zapája okrem hlavnej HPA osi aj os hypotalamus-hypofýza-štítna žľaza (HPT).

Poďakovanie

Táto publikácia vznikla vďaka podpore projektu č. 2016/9-UKFN-1 Ministerstva zdravotníctva

SR.

Literatúra

COHEN, S., KAMARCK, T., MERMELSTEIN, R., 1994: Perceived stress scale. Measuring

stress: A guide for health and social scientists. USA, Mind Garden, 5 pars. Online. Available:

http://mindgarden.com/documents/PerceivedStressScale.pdf 15.10.2018

DAVIS, E. P., HEAD, K., BUSS, C., SANDMAN, C. A., 2017: Prenatal maternal cortisol

concentrations predict neurodevelopment in middle childhood. Psychoneuroendocrinology, 75:56-

63.

http://mindgarden.com/documents/PerceivedStressScale.pdf

21

EVOLAHTI, A., HULTCRANTZ, M., COLLINS, A., 2006: Women's work stress and cortisol

levels: a longitudinal study of the association between the psychosocial work environment and

serum cortisol. J. Psychosom. Res., 61:645-652.

HELMREICH, D. L., TYLEE, D., 2011: Thyroid hormone regulation by stress and behavioral

differences in adult male rats. Horm. Behav., 60:284-291.

HENRICHS, J., GHASSABIAN, A., PEETERS, R. P., TIEMEIER, H., 2013: Maternal

hypothyroxinemia and effects on cognitive functioning in childhood: how and why? Clin.

Endocrinol., 79:152-162.

HOSEINI, S. M., MIRGHAED, A. T., MAZANDARANI, M., ZOHEIRI, F., 2016: Serum

cortisol, glucose, thyroid hormones' and non-specific immune responses of Persian sturgeon,

Acipenser persicus to exogenous tryptophan and acute stress. Aquaculture, 46:17-23.

HOWDESHELL, K. L., 2002: A model of the development of the brain as a construct of the

thyroid system. Environ. Health Perspect., 110(Suppl.):337-348.

KOREVAAR, T. I., MUETZEL, R., MEDICI, M., CHAKER, L., JADDOE, V. W., DE RIJKE,

Y. B., PEETERS, R. P., 2016: Association of maternal thyroid function during early pregnancy

with offspring IQ and brain morphology in childhood: a population-based prospective cohort study.

Lancet Diabetes Endocrinol., 4:35-43.

MOOG, N. K., ENTRINGER, S., HEIM, C., WADHWA, P. D., KATHMANN, N., BUSS, C.,

2017: Influence of maternal thyroid hormones during gestation on fetal brain development.

Neuroscience, 342:68-100.

O’DONNELL, K., O’CONNOR, T. G., GLOVER, V., 2009: Prenatal stress and

neurodevelopment of the child: focus on the HPA axis and role of the placenta. Dev. Neurosci.,

31:285-292.

PRUESSNER, J. C., HELLHAMMER, D. H., KIRSCHBAUM, C., 1999: Burnout, perceived

stress, and cortisol responses to awakening. Psychosom. Med., 61:197-204.

22

Slov. Antropol., 21(2):22-28, 2018

ASSESSMENT OF BODY CONSTITUTION IN CHILDREN FROM

BRATISLAVA (SLOVAKIA) AT EARLY SCHOOL AGE

Valéria Regecová1, Eva Neščáková2, Mária Fuchsová3, Silvia Bodoriková2,

Petra Švábová2, Zora Gerová4

1 The Centre of Experimental Medicine, Institute of Normal and Pathological Physiology of the

Slovak Academy of Sciences, Sienkiewiczova 1, 813 71 Bratislava, Slovakia, e-mail:

[email protected] 2 Comenius University in Bratislava, Faculty of Natural Sciences, Department of Anthropology,

Mlynská dolina, Ilkovičova 6, 842 15 Bratislava, Slovakia 3 Comenius University in Bratislava, Faculty of Education, Department of Didactics of Natural

Sciences in Primary Education, Račianska 59, 813 34 Bratislava, Slovakia 4 Public Health Authority of the Slovak Republic, Trnavská cesta 52, 826 45 Bratislava, Slovakia

Abstract: The aim of the study was to verify the reliability of the body mass index (BMI) criteria in

identifying normal weight and obesity with respect to gender. Anthropometric parameters (AP) –

body height, weight, waist circumference, biceps, triceps, subscapular and suprailiac skinfolds were

measured by standard techniques in 1,582 healthy children aged 6 –10 years living in Bratislava.

Adiposity was evaluated by BMI using International Obesity Task Force (IOTF) definitions, waist

height ratio (WHtR) and fat mass index (FMI). Combination of all three criteria adjusted for gender

and age was used for the specification of body constitution. The mutual compliance of these criteria

for identifying obesity was evaluated by chí-square. In non-obese boys (79%) and girls (81%),

increased FMI>97th percentile (P) in 8.5% and 9.9% respectively was found. In all obese (6.2%

boys and 4.2% girls), FMI and WHtR congruent to obesity. In only 2.2% of overweight boys and

1.2% of girls, normal fat content was confirmed. BMI classified according to IOTF remain a basic

tool for the identification of obesity. However, the level of body fatness determined by WHtR and

skinfold thicknesses may substantially contribute to recognizing a health risk associated with

obesity in children.

Key words: physical anthropology, children, body mass index, waist-to-height ratio, fat mass

index, Central Europe

Introduction

Body mass index (BMI) as an indirect marker of metabolic risks in adults is widely used also in

children with cut-offs adjusted for gender and age recommended by World Health Organization

(WHO; de Onis et al. 2007), International Obesity Task Force (IOTF; Cole and Lobstein 2012),

Center for Disease Control and Prevention (CDC; Kuczmarski et al. 2000). Many countries

including Slovakia have their own nation specific references (Regecová et al. 2015). Moreover,

BMI does not fully reflect body fat content and may be less powerful as a predictor of the health

risk of any kind. The limitations of BMI as well as suggestions for their overcoming are long before

and frequently discussed (Rolland-Cachera et al. 1982, Pietrobelli et al. 1998, Lean, Han and

Deurenberg 1996, Silva et al. 2013). However, accurate laboratory methods for the analysis of total

and abdominal fat, like dual-energy X-ray absorptiometry, magnetic resonance imaging or

underwater weighing are not appropriate for screening purposes (Wells and Fewtrell 2006, 2008).

For this reason, waist circumference (WC), waist-to-height ratio (WHtR) and skinfold thicknesses

(ST) as the indirect measures still have their place in the assessment of the adiposity in children.

23

There are no reference data for these parameters for Slovak population, so we used as standards the

data of international study on Identification and prevention of Dietary- and lifestyle-induced health

Effects in Children and infantS (IDEFICS) processed on the data of children up to age of 10.9 years

from eight European countries (Nagy et al. 2014). Based on the previous findings (Keys et al. 1972,

Deurenberg, Yap and van Staveren 1998, Nutall 2015), our hypothesis assumes disparities between

the classification of normal weight and obesity by BMI, WHtR and ST. The aim of this study was

to detect to what extend differ or agree on the results of these three methods at the age range of 6 to

10 years.

Methods

A cross-sectional study was conducted on a sample of 1,582 healthy children (773 boys) aged 6–

10 years living in Bratislava. All measurements were performed by trained health care workers

using the standardized technique (Tanner, Hiernaux and Jarman 1969). Waist circumference (WC)

was measured at the mid-point between the lowest rib and the top of the iliac crest on the naked

skin at the end of a normal expiration. BMI was calculated as weight in kilograms (kg) divided by

height in meters squared, WHtR as WC (cm) divided by height (cm). Z-scores were determined

using the program LMSgrowth 2.77, a Microsoft Excel add-in (Pan and Cole 2002 – 2012) where

recently parameters of LMS for height, weight, and BMI also for Slovak population were

incorporated (Regecová 2015). Biceps, triceps subscapular and suprailiac ST were taken by

Harpenden caliper (Somet). Fat percentage and fat mass index (FMI) were calculated according to

Slaughter equations (1988) and IDEFICS study (Nagy et al. 2014, 2016). Medians and empirical

97th P of WHtR and FMI in non-overweight children were compared with respective values of

IDEFICS standards. For BMI classification IOTF standards were used (Cole and Lobstein 2012).

Types of obesity were determined by BMI, WHtR, and FMI. The control group (CG) was

represented by normal BMI by IOTF (Cole and Lobstein 2012), WHtR and FMI <97th P (Nagy et

al. 2014, 2016). Types of obesity were defined by a combination of the following criteria: 1.

Overweight (OW): BMI ≥stage 1 <stage 2, WHtR ≥ and/or FMI ≥ 97th P, 2. Fake obesity (FO):

BMI ≥ stage 1 < stage 2, WHtR and FMI < 97th P, 3. Hidden obesity (HO): normal BMI and WHtR

and FMI ≥ 97th P, 4. Abdominal obesity (AO): normal BMI and FMI and WHtR ≥ 97th P, 5.

Obesity: BMI ≥ stage 2, WHtR and FMI ≥ 97th P. The mutual compliance of these criteria for

identifying obesity as well as the gender differences between obesity categories were evaluated by

chi-squared test. Mean and median values of AP were compared by ANOVA, in case of not normal

distribution the Kruskal-Wallis variant was used.

Results

Mean values of body height, weight, waist circumference, and BMI are presented in Table 1 and

2. Z-scores of children in Bratislava related to Slovak standards were positive, higher in boys and

increased with age, ranging from 0.07 (body height in 6 y boys) to 0.58 (body weight in 10-year-old

boys). Prevalence of overweight and obesity was highest at the age 8–9 years. Significant gender

differences in body weight (p=0.01), BMI (p=0.02), and WC (p=0.009) were confirmed only in the

oldest age group.

Values of skinfold thicknesses and FMI increased with age and were significantly higher

(p<0.001) in girls throughout all age range (Table 3, 4). Medians of the sum of four ST and values

of 97th P (empirical) in non-obese children were similar to IDEFICS standards, except the youngest

age group, was higher by 3.6 to 8.6 mm. FMI had shown the greatest consistency with IDEFICS

standards in 7- to 8-year-old boys. Higher proportions of subjects exceeding the level of 97th P (in

spite of normal BMI), were found in the category of 9–10 years, especially in girls (Table 4). All in

all, FMI was above these cut-offs in 7.3% boys and 9.9% girls instead of expected 3%. In contrast

with fat mass, WHtR did not differ from IDEFICS standards, without significant gender and age-

related differences.

24

Table 1: Mean values, standard deviations, and z-score by Slovak standards of body height, weight,

waist circumference and body mass index in boys. Percentages of overweight and obesity were

based on IOTF definitions.

Age

Height (cm) Weight (kg)

Waist

circumference

(cm)

Body mass index

(kg/m2) Percentage

(IOTF)

years Mean SD Z Mean SD Z Mean SD Z Mean SD Z OW OB

6 121.7 5.6 0.07 23.8 4.4 0.14 55.7 5.0 -0.05 16.0 2.2 0.13 8.1 4.3

7 128.4 6.0 0.24 27.9 5.6 0.47 59.4 7.0 0.29 16.8 2.6 0.37 13.5 9.0

8 135.6 6.3 0.45 32.2 7.6 0.53 62.8 9.1 0.43 17.4 3.1 0.43 20.0 6.2

9 140.6 6.0 0.38 36.0 8.6 0.52 65.5 9.6 0.47 18.0 3.2 0.47 16.5 8.7

10 146.5 7.0 0.46 40.2 8.7 0.58 68.1 9.2 0.57 18.6 3.1 0.54 18.9 5.5

All 132.6 11.0 0.28 30.7 9.1 0.41 61.3 9.0 0.29 17.2 3.0 0.35 14.3 6.5

Explanations: SD – standard deviations, Z – z-score, OW– overweight, OB – obese. Bold figures

indicate significant higher values of AP as compared with girls displayed in Table 2.

Table 2: Mean values, standard deviations, and z-score by Slovak standards of body height, weight,

waist circumference and body mass index in girls. Percentages of overweight and obesity were

based on IOTF definitions.

Age Height (cm) Weight (kg)

Waist

circumference

(cm)

Body mass index

(kg/m2)

Percentage

(IOTF)

years Mean SD Z Mean SD Z Mean SD Z Mean SD Z OW OB

6 121.2 5.1 0.16 23.3 4.3 0.23 54.7 6.0 -0.10 15.8 2.1 0.14 7.8 3.9

7 128.0 5.9 0.29 27.0 5.1 0.39 58.1 5.9 0.30 16.3 2.1 0.30 17.9 1.9

8 134.6 6.5 0.48 31.1 6.4 0.55 61.3 8.0 0.47 17.1 2.7 0.41 21.9 4.9

9 139.7 6.6 0.40 34.6 7.9 0.49 63.7 8.9 0.51 17.6 3.0 0.39 15.7 6.5

10 145.4 7.7 0.22 38.1 9.1 0.29 65.7 8.8 0.46 17.9 3.2 0.23 15.4 4.2

All 132.3 10.9 0.29 30.0 8.6 0.37 60.0 8.5 0.28 16.8 2.7 0.28 14.8 4.2

Explanations: SD – standard deviations, Z – z-score, OW – overweight, OB – obese

Table 3: Medians and 97th percentiles for the sum of biceps, triceps, subscapular and suprailiac

skinfolds, and fat mass index in normal weight boys.

Age Sum of 4 skinfolds (mm) Waist-to-height ratio Fat mass index

>97th

P

years Median DIF 97th P DIF Median DIF 97th P DIF Median DIF 97th P DIF %

6 27.4 3.6 46.0 8.6 0.45 0.01 0.50 0.01 2.31 0.11 3.82 0.32 8.8

7 23.5 -1.1 38.6 0.1 0.44 0.01 0.49 0.00 2.15 -0.05 3.72 -0.18 4.2

8 25.0 0.4 42.2 0.1 0.43 0.00 0.49 0.01 2.39 -0.01 4.14 -0.26 6.2

9 26.3 -0.7 55.4 5.4 0.44 0.01 0.51 0.03 2.61 0.01 6.32 1.42 10.5

10 27.5 -1.3 52.6 -6.3 0.43 0.01 0.51 0.03 3.13 0.23 6.22 0.82 8.3

All 26.0 -0.2 47.2 2.0 0.44 0.01 0.50 0.02 2.43 0.06 4.90 0.42 7.3

Explanations: DIF – differences between respective parameters and IDEFICS standards,

>97th P – the prevalence of boys with FMI higher than 97th percentile expressed as a percentage.

25

Table 4: Medians and 97th percentiles for the sum of biceps, triceps, subscapular and suprailiac

skinfolds, and fat mass index in normal weight girls.

Age Sum of 4 skinfolds (mm) Waist-to-height ratio Fat mass index

>97th

P

years Median DIF 97th P DIF Median DIF 97th P DIF Median DIF 97th P DIF %

6 32.5 4.3 49.2 3.6 0.44 0.00 0.48 -0.02 2.88 0.38 4.24 0.44 13.7

7 29.3 0.4 43.6 -1.2 0.44 0.01 0.50 0.01 2.88 0.28 4.29 0.09 6.2

8 31.1 0.7 50.7 -1.9 0.43 0.01 0.49 0.00 3.05 0.25 5.12 0.42 7.8

9 33.0 -0.9 53.8 -2.0 0.43 0.01 0.50 0.01 3.52 0.42 6.02 0.82 10.9

10 33.6 -1.4 53.6 -3.3 0.43 0.01 0.50 0.01 3.68 0.38 6.32 0.62 7.8

All 32.0 0.8 50.2 -0.1 0.44 0.01 0.50 0.00 3.14 0.34 5.27 0.48 9.9

Explanations: DIF – differences between respective parameters and IDEFICS standards,

>97th P (%) – the prevalence of girls with FMI higher than 97th percentile is expressed as

a percentage. Bold figures indicate significant higher values of ST and FMI as compared with boys

displayed in Table 3.

Taking into account also WHtR and FMI, overall 68% boys and 69% of girls would be classified

as “normal” instead of 79% and 81% respectively using just BMI. Only in 2.1% of overweight boys

and 1.2% of girls, normal FMI was found (fake obesity) as compared with hidden obesity in 7.3%,

and 9.9% respectively in normal weight or even lean children. In all children classified by BMI as

obese, WHtR and FMI met the level of obesity (Fig. 1).

Fig. 1: Types of obesity determined by body mass index, fat mass index, and waist-to-height ratio

*** – p<0.001 vs fake as well as vs abdominal obesity.

Discussion

Higher AP scores in Bratislava children compared to Slovak standards (Regecová et al. 2015)

and results of the National anthropometric survey (NAS) 2011(Regecová et al., 2016) indicate not

only the continuation of the secular trend but may also reflect the persisting differences in living

conditions in Slovak regions. (Regecová et al. 2015). Interestingly, the prevalence of overweight

and obesity assessed by BMI matched with recent findings (Tichá et al. 2018) and fit to the middle

26

of the range Slovakia and most of the European countries (Wijnhoven et al. 2014, Ezzati et al. 2017,

Ahrens et al. 2011). Mean and median values of subscapular and triceps skinfolds were similar to

values in children from Jena measured in 2005/2006 (Kromeyer-Hauschild, Glässer and Zellner

2012), subscapular SF slightly lower than Polish (Jaworski et al. 2012), but higher than USA

references (Addo and Himes 2009) and Czech boys (Vignerová and Bláha 2006). Waist-to-height

ratio remained almost the same across age range in both genders and agreed well with IDEFICS

study(Nagy et al., 2014). However, the comparison of the fat mass index with the same data source

(Nagy et al. 2016) had shown that in a relatively high proportion of children the fat content

exceeded the level of 97th P in spite of normal BMI. Comprehensive studies (Pařízková 2014, Olds

2009, Wells et al., 2002) document that along with the acceleration of growth in the general

population during recent decades, fat content has been increasing relatively more and

disproportionately as compared to the other body tissues. Increased fatness has been manifesting

even when the BMI has not changed markedly. Partition the relative contribution of fat and fat-free

mass components to a secular increase revealed, the average (age- and sex-adjusted) increase in

body mass was 1.4 kg per decade. Of this, increases in a fat mass represented 0.8 kg, and increases

in a fat-free mass represented 0.6 kg (Olds 2009). Greater disparities between BMI and fat mass

demonstrated in normal weight categories as compared with overweight and obese suggest that

body weight within normal limits does not always mean also “healthy” weight and points at least to

insufficient physical activity of these children. For these reasons, it would be highly desirable to

extend the study upon national representative data and clarify the relationship, between fat mass and

BMI with respect to age and developmental stage.

Conclusion

Examined children from Bratislava are higher and heavier compared to the rest of Slovakia but

do not differ in the prevalence of obesity assessed by BMI. In none of the children, BMI was

increased due to excessive development of the lean mass, what can be expected only in a small part

of overweight children. The opposite fail was much more likely by normal BMI, as about 10% of

children with high fat component remained ”hidden”. Overall, the analysis had shown relatively

good compliance between all three definitions regardless they are based on BMI (IOTF), waist-to-

height ratio and fat mass index. In young school age, the BMI remains a good tool to identify

obesity, especially in epidemiological surveys. For clinical use, more body composition and

proportionality measures may help uncover the potential health risk even in lean children.

Acknowledgments (Funding)

Scientific Grant Agency of the Ministry of Education, Science, Research and Sport of the Slovak

Republic (VEGA no. 2/0160/17, no. 2/0190/17, no. 2/0148/17) and the Slovak Research and

Development Agency (grant no. APVV-16-0263).

References

ADDO, O. Y., HIMES J. H., 2010: Reference Curves for Triceps and Subscapular Skinfold

Thicknesses in US Children and Adolescents. Am. J. Clin. Nutr., 91(3):635-642.

AHRENS, W., BAMMANN, K., SIANI, A., BUCHECKER, K., De HENAUW, S.

IACOVIELLO, L., HEBESTREIT, A., KROGH, V., LISSNER, L., MÅRILD, S., MOLNÁR, D.,

MORENO LA, PITSILADIS YP, REISCH L, TORNARITIS M, VEIDEBAUM T, PIGEOT I,

IDEFICS Consortium, 2011: The IDEFICS Cohort: Design, Characteristics and Participation in the

Baseline Survey. Int. J. Obes. (Lond.), 35(Suppl 1):S3-S15.

COLE, T. J., LOBSTEIN, T., 2012: Extended International (IOTF) Body Mass Index Cut-Offs

for Thinness, Overweight and Obesity: Extended International BMI Cut-Offs. Pediatric Obesity,

7(4):284-294.

27

DEURENBERG, P., YAP, M., van STAVEREN, W. A., 1998: Body Mass Index and Percent

Body Fat: A Meta Analysis among Different Ethnic Groups. Int. J. Obes. Relat. Metab. Disord.

22(12):1164-1171.

EZZATI, M., BENTHAM, J., DI CESARE, M., BILANO, V., BIXBY, H., ZHOU, B.,

STEVENS, G., A., RILEY, L. M. TADDEI, C., HAJIFATHALIAN, K. et al., 2017: Worldwide

Trends in Body-Mass Index, Underweight, Overweight, and Obesity from 1975 to 2016: A Pooled

Analysis of 2416 Population-Based Measurement Studies in 128.9 Million Children, Adolescents,

and Adults. The Lancet, 390(10113):2627-2642.

JAWORSKI, M., KUŁAGA Z., PŁUDOWSKI P., GRAJDA A., GURZKOWSKA B.,

NAPIERALSKA E., SWIĄDER A., PAN H., LITWIN M., OLAF STUDY GROUP, 2012:

Population-Based Centile Curves for Triceps, Subscapular, and Abdominal Skinfold Thicknesses in

Polish Children and Adolescents--the OLAF Study. Eur. J. Pediat., 171(8):1215-1221.

KEYS, A., F. FIDANZA, M. J., KARVONEN, N., KIMURA, TAYLOR H. L., 1972: Indices of

Relative Weight and Obesity. J. Chronic Dis., 25(6):329-343.

KROMEYER-HAUSCHILD, K., GLÄSSER, N., ZELLNER, K., 2012: Percentile Curves for

Skinfold Thickness in 7- to 14-Year-Old Children and Adolescents from Jena, Germany. Eur. J.

Clin. Nutr., 66 (5):613-621.

KUCZMARSKI, R. J., OGDEN, C. L., GUO, S. S., GRUMMER-STRAWN, L. M., FLEGAL

K. M., MEI Z., WEI, R., LESTER, R., CURTIN, L. R, ROCHE, A. F., JOHNSON, C. L., 2002:

2000 CDC Growth Charts for the United States: Methods and Development. Vital and Health

Statistics. Data from the National Health Survey, Series 11(246):1-190.

LEAN, M. E., HAN, T. S., DEURENBERG, P., 1996: Predicting Body Composition by

Densitometry from Simple Anthropometric Measurements. Am. J. Clin. Nutr., 63(1):4-14.

NAGY, P., INTEMANN, T., BUCK, C., PIGEOT, I., AHRENS, W., MOLNAR, D. 2016:

Percentile Reference Values for Anthropometric Body Composition Indices in European Children

from the IDEFICS Study. Int. J. Obes. (Lond.), 40(10):1604-1605.

NAGY, P., KOVACS, E., MORENO, L.A., VEIDEBAUM, T., TORNARITIS, M.,

KOURIDES, Y., SIANI, A., LAURIA, F., SIOEN, I., CLAESSENS, M., MÅRILD, S., LISSNER,

L., BAMMANN, K., INTEMANN, T., BUCK, C., PIGEOT, I., AHRENS, W., MOLNÁR, D.,

2014: Percentile Reference Values for Anthropometric Body Composition Indices in European

Children from the IDEFICS Study. Int. J. Obes. (Lond.), 38(S2):S15-S25.

NUTTALL, F. Q., 2015: Body Mass Index: Obesity, BMI, and Health: A Critical Review.

Nutrition Today, 50 (3):117-128.

OLDS, T.S., 2009: One million skinfolds: secular trends in the fatness of young people 1951–

2004. Eur. J. Clin. Nutr., 63: 934-946.

de ONIS, M., ONYANGO, A.W., BORGHI, E., SIYAM, A., NISHIDA, C., SIEKMANN, J.,

2007: Development of a WHO Growth Reference for School-Aged Children and Adolescents.

Bulletin of the World Health Organization, 85(09):660-667.

PAN, H., COLE, T. J., 2002-2012: LMSgrowth, a Microsoft Excel add-in to access growth

references based on the LMS method. 2.77 ed. [software]. Medical Research Council the Institute of

Child Health, London. Available: http://www.healthforallchildren.com/. 12. 12. 2012.

PAŘÍZKOVÁ, J., 2014. Fatness and fitness related to exercise in normal and obese children and

adolescents. Journal of King Saud University - Science, 26(4):245-253.

PIETROBELLI, A., FAITHJ, M. S., ALLISON, D. B., GALLAGHER, D., CHIUMELLO G.,

HEYMSFIELD, S. B., 1998: Body Mass Index as a Measure of Adiposity among Children and

Adolescents: A Validation Study. J. Pediatr., 132(2):204-210.

REGECOVÁ, V., ŠEVČÍKOVÁ, Ľ., HAMADE, J., JANECHOVÁ, H., 2015: Klasifikácia

hodnôt indexu telesnej hmotnosti u detí a adolescentov (Classification of body mass index in

children and adolescents). Informačný bulletin hlavného hygienika Slovenskej republiky

(Informative Bulletin of the Chief Hygienist of Slovak Republic) 5:88-97.

http://www.healthforallchildren.com/

28

REGECOVÁ, V., ŠEVČÍKOVÁ Ľ., HAMADE, J., JANECHOVÁ, H., 2016. Zmeny v

proporcionalite telesnej stavby u detí a adolescentov (Changes of the proporocionality body

composition in children and adolescents). In: Jurkovičová J., Štefániková Z. (ed.): Životné

podmienky a zdravie (Living Conditions and Health). Bratislava, Úrad verejného zdravotníctva SR.

s. 172-183.

ROLLAND-CACHERA, M. F., SEMPÉ M., GUILLOUD-BATAILLE M., PATOIS E.,

PÉQUIGNOT-GUGGENBUHL F., FAUTRAD V., 1982: Adiposity Indices in Children. Am. J.

Clin. Nutr., 36(1):178-184.

SILVA, D. R. P., RIBEIRO, A. S., PAVÃO, F. H., RONQUE, E. R. V., AVELAR, A., SILVA,

A. M., CYRINO, E. S., 2013: Validity of the Methods to Assess Body Fat in Children and

Adolescents Using Multi-Compartment Models as the Reference Method: A Systematic Review.

Revista Da Associacao Medica Brasileira, 59(5):475-486.

SLAUGHTER, M. H., LOHMAN, T. G., BOILEAU, R. A., HORSWILL, C. A., STILLMAN,

R. J., Van LOAN, M. D., BEMBEN, D. A., 1988: Skinfold Equations for Estimation of Body

Fatness in Children and Youth. Human Biology, 60(5):709-723.

TANNER, J. M, HIERNAUX, J., JARMAN, S., 1969: In: Weiner, J. S, Lourie, J. A. (ed.):

Human biology. A guide to field methods. IBP Handbook No. 9. Oxford, UK: Blackwell Scientific

Publications, s. 1-42.

TICHÁ, Ľ., REGECOVÁ, V., ŠEBEKOVÁ, K., SEDLÁKOVÁ, D., HAMADE, J.,

PODRACKÁ, Ľ., 2018. Prevalence of overweight/obesity among 7-year-old children—WHO

Childhood Obesity Surveillance Initiative in Slovakia, trends and differences between selected

European countries. Eur. J. Pediatr., 177(6):945-953.

VIGNEROVÁ, J., BLÁHA, P., 2001. Sledování růstu českých dětí a dospívajících: Norma,

vyhublost, obezita. Praha, Státní zdravotní ústav, 173 s.

WELLS, J. C. K., FEWTRELL, M. S., 2006: Measuring Body Composition. Arch. Dis. Child.,

91(7):612-617.

WELLS, J. C. K., FEWTRELL, M. S., 2008: Is Body Composition Important for Paediatricians?

Arch. Dis. Child., 93(2):168-172.

WELLS, J., COWARD, W., COLE, T., DAVIES, P., 2002. The contribution of fat and fat-free

tissue to body mass index in contemporary children and the reference child. Int. J. Obes., 26:1323-

1328.

WIJNHOVEN, T. M. A., van RAAIJ, J. M. A., SPINELLI, A., STARC, G., HASSAPIDOU, M.,

SPIROSKI, I., RUTTER, H., MARTOS, É., RITO, A. I, HOVENGEN, R., PÉREZ-FARINÓS, N.,

PETRAUSKIENE, A., ELDIN, N., BRAECKEVELT, L., PUDULE, I., KUNEŠOVÁ, M.,

BREDA, J., 2014: WHO European Childhood Obesity Surveillance Initiative: Body Mass Index

and Level of Overweight among 6-9-Year-Old Children from School Year 2007/2008 to School

Year 2009/2010. BMC Public Health, 14:806. Online. Available: https://www.ncbi.nlm.nih.gov/

pmc/articles/PMC4289284/pdf/12889_2014_Article_6942.pdf. 15.10.2018

29

Slov. Antropol, 21(2):29-35, 2018

RIZIKO VZNIKU OBEZITY A PODVÝŽIVY U SLOVENSKÝCH DETÍ

S MENTÁLNYM POSTIHNUTÍM

Mária Fuchsová1, Dominika Kohútová1, Silvia Bodoriková2, Petra Švábová2, Eva Neščáková2

1 Univerzita Komenského, Pedagogická fakulta, Katedra didaktiky prírodovedných predmetov

v primárnom vzdelávaní, Račianska 59, 813 34 Bratislava, Slovensko, e-mail:

[email protected] 2 Univerzita Komenského v Bratislave, Prírodovedecká fakulta, Katedra antropológie, Mlynská

dolina, Ilkovičova 6, 842 15 Bratislava, Slovensko

Abstract: Risk of obesity and underweight in Slovak children with mental disabilities. In the study,

the incidence of obesity, metabolic risk and underweight in 29 children with mental disabilities

aged 7–16 years were evaluated. Children from a socially disadvantaged environment were not

included into a research sample. The conclusions of this study reveal the potential pathological

values pertaining the circumference of the abdomen in girls and circumference of the hip in boys.

The other dimensions of children with mental disabilities were within accessible physiological

variability. There was a greater metabolic risk as well as a higher incidence of obesity in girls with

mental disabilities. The occurrence of low to very low body weight was recorded only in the group

of boys with mental disabilities.

Key words: anthropometry, children, mental disability, obesity, metabolic risk, underweight

Úvod

Podľa Vágnerovej (2014) je mentálne postihnutie súhrnné označenie vrodeného postihnutia

rozumových schopností, ktoré sa prejavujú neschopnosťou porozumieť svojmu okoliu a prispôsobiť

sa mu v požadovanej miere. Podstatou mentálneho postihnutia je abnormálny vývin mozgu a CNS,

ktorý vzniká ako dôsledok jeho poškodenia. Abnormálny vývin mozgu a CNS môže byť spôsobený

mnohými faktormi, či už endogénneho (genetické faktory) alebo exogénneho pôvodu (biologické,

fyzikálne, chemické alebo sociálne faktory; Vašek 2011).

Telesný rast a vývin mentálne postihnutých jednotlivcov sa odlišuje od normy fyziologicky

zdravej populácie detí (Drobný 1988). Vyrovnaný vývin všetkých funkcií býva u jednotlivcov

s mentálnym postihnutím skôr výnimkou (Vágnerová 2014). V posledných dvoch desaťročiach

zistenia z výskumov a z praxe poukazujú na slabšie zdravie jednotlivcov s mentálnym postihnutím,

pričom výskumy naznačujú, že u jednotlivcov s mentálnym postihnutím existuje väčšia

pravdepodobnosť pre obezitu a extrémnu obezitu ako u ich rovesníkov bez mentálneho postihnutia.

Podobne existujú štúdiá o dospelých s mentálnym postihnutím, ktoré potvrdzujú, že títo jednotlivci

majú aj zvýšené riziko veľmi nízkej hmotnosti (Lloyd, Foley a Temple 2014). Tento fakt zvyšuje

riziko rozvoja kardiovaskulárnych, pľúcnych, metabolických a nádorových ochorení (Casey

a Rasmussen 2013). Menšia pozornosť je venovaná výskumu obezity a podvýživy detí s mentálnym

postihnutím, pretože – ako uvádzajú Lloyd, Foley a Temple (2014) – sú deti s mentálnym

postihnutím často vylúčené alebo nepresne identifikované v národných a medzinárodných

zdravotných prieskumoch. V našej štúdii sme sa preto zamerali na výskyt rizika obezity, príp.

podvýživy práve u detí s mentálnym postihnutím.

mailto:[email protected]

30

Súbor a metódy

Výskumu sa zúčastnilo 29 detí s mentálnym postihnutím vo veku 7 až 16 rokov (23 chlapcov

s priemerným vekom 10,85 rokov a šesť dievčat s priemerným vekom 11,16 rokov), žiaci B

variantu špeciálnych základných škôl v Zlatých Moravciach, v Brezne a v Žiline (žiaci so stredným

stupňom mentálneho postihnutia). Výskumnú vzorku tvorili deti s mentálnym postihnutím

z bežného prostredia, pričom deti zo sociálne znevýhodneného prostredia sa vo výskumnej vzorke

nenachádzajú. Výskum prebiehal v roku 2016 so súhlasom riaditeľov škôl a rodičov žiakov,

od ktorých bol vyžiadaný podpísaný informovaný súhlas.

V rámci sledovaného výskumu bolo u každého probanda zmeraných osem rozmerov: telesná

výška, telesná hmotnosť, maximálny obvod ramena, stehna a lýtka, obvod brucha, bokov a pása.

Z nameranej telesnej výšky a telesnej hmotnosti sa vypočítal index BMI. Namerané absolútne

hodnoty telesných rozmerov sa porovnávali s priemernými hodnotami pre deti a dospievajúcich

podľa Bláhu et al. (2005; pre telesnú výšku, telesnú hmotnosť, pre obvod bokov, obvod brucha

a obvod ramena) a podľa Slovákovej et al. (1989; pre obvod lýtka a obvod stehna). Odchýlky

telesných znakov sledovaných jedincov od telesnej stavby zdravej populácie rovnakého pohlavia

a veku sme vyjadrili normalizačným indexom (z-skóre). Obvod pása sa použil pre stanovenie

indexu metabolického rizika. Ak je obvod pása u detí väčší ako polovica telesnej výšky, môže byť

jednotlivec v stave metabolického rizika, ak je naopak menší, jednotlivec by mal byť

bez metabolického rizika (Beránková et al. 2004).

Hodnoty BMI indexu sa u detí a adolescentov s postupujúcim vekom výrazne menia, preto je

neprípustné používať klasifikáciu vypracovanú pre dospelú populáciu. Na stanovenie stupňa

obezity jednotlivcov vo veku od šesť do 19 rokov sme preto použili metódu hodnotenia podľa

Bláhu (2002), ktorý vymedzuje tri stupne obezity (mierna, stredná a ťažká obezita). BMI je podľa

Bláhu et al. (1999) hodnotené v percentilovom pásme podľa percentilových grafov. U detí sa za

hranicu obezity pokladá BMI nad 97. percentilom, za nadmernú hmotnosť sa označuje BMI medzi

90. – 97. percentilom, za zvýšenú hmotnosť sa považuje BMI medzi 75. – 90. percentilom, BMI

medzi 25. – 75. percentilom predstavuje normálne hodnoty, v rozpätí 25. – 10. percentilu sú

hodnoty zníženej hmotnosti a pod 10. percentilom je veľmi nízka hmotnosť BMI (Bláha et al.

1999). V tab. 1 a 2 uvádzame základné štatistické údaje antropometrických rozmerov a indexov detí

s mentálnym postihnutím.

Tab. 1: Základné štatistické údaje antropometrických rozmerov a indexov chlapcov s mentálnym

postihnutím (N = 23)

Table 1: The basic statistics of anthropometric dimensions in boys with mental disabilities (N=23)

Antropometrické rozmery x Medián MIN MAX SD

Telesná výška (cm) 147,13 149,00 117,00 175,00 15,17

Telesná hmotnosť (kg) 43,97 41,00 22,30 103,00 16,40

Obvod ramena (cm) 25,52 25,00 17,00 38,00 4,70

Obvod pása (cm) 72,65 70,00 55,00 124,00 13,93

Obvod brucha (cm) 75,78 74,00 56,00 129,00 15,23

Obvod bokov (cm) 82,39 80,00 62,00 132,00 13,94

Obvod stehna (cm) 44,09 43,00 33,00 63,00 6,77

Obvod lýtka (cm) 31,91 31,00 26,00 44,00 3,91

BMI (kg/m2) 19,93 19,32 14,44 34,41 4,81

Index metabolického rizika (cm) 73,57 74,50 58,50 87,50 7,58

x – aritmetický priemer, MIN – minimum, MAX – maximum, SD – smerodajná odchýlka

x – arithmetic mean, MIN – minimum value, MAX – maximum value, SD – standard deviation

31

Tab. 2: Základné štatistické údaje antropometrických rozmerov a indexov dievčat s mentálnym

postihnutím (N = 6)

Table 2: The basic statistics of anthropometric dimensions in girls with mental disabilities (N=6)

Antropometrické rozmery x Medián MIN MAX SD

Telesná výška (cm) 141,17 141,50 126,00 151,00 8,38

Telesná hmotnosť (kg) 45,57 44,85 28,00 65,90 14,31

Obvod ramena (cm) 26,00 26,00 21,00 31,00 3,46

Obvod pása (cm) 76,00 76,00 64,00 92,00 9,82

Obvod brucha (cm) 80,17 82,00 70,00 94,00 9,09

Obvod bokov (cm) 86,83 87,00 74,00 105,00 11,62

Obvod stehna (cm) 48,83 48,00 39,00 62,00 8,68

Obvod lýtka (cm) 32,50 32,50 26,00 40,00 4,93

BMI (kg/m2) 23,02 24,24 13,14 33,15 7,30

Index metabolického rizika (cm) 70,58 70,75 63,00 75,50 4,19

x – aritmetický priemer, MIN – minimum, MAX – maximum, SD – smerodajná odchýlka

x – arithmetic mean, MIN – minimum value, MAX – maximum value, SD – standard deviation


Normalizačným indexom sme vyjadrili odchýlky nameraných telesných rozmerov detí

s mentálnym postihnutím od rozmerov bežnej zdravej populácie intaktných detí (tab. 3). Najnižšiu

priemernú hodnotu normalizačného indexu nadobudol rozmer telesnej výšky (-0,13), najvyššiu

priemernú hodnotu obvod bokov (+2,32). Ako uvádzajú Nováková a Hloušková (1984), výsledná

hodnota normalizačného indexu vyjadruje podiel smerodajnej odchýlky, o ktorú sa daný jednotlivec

líši v tom ktorom znaku od danej populácie. Podľa stupňa tejto odchýlky môžeme jednotlivca

zaradiť ako priemerného, podpriemerného alebo nadpriemerného. Z našich výsledkov vyplýva, že

hodnoty základných telesných rozmerov (telesnej výšky a hmotnosti, obvodu ramena, stehna

a lýtka) detí s mentálnym postihnutím sú priemerné alebo v rámci prístupnej fyziologickej

variability. Hodnoty týchto rozmerov nepresiahli rozmedzie ± 2 jednotky. Pri obvode brucha

u dievčat pozorujeme už potenciálne patologické hodnoty daného znaku, konkrétne +2,36.

Za významný pokladáme rozmer bokov u chlapcov, ktorý predstavuje potenciálne patologickú

hodnotu – nachádza sa v rozmedzí ± 3 (+ 2,60; tab. 3).

Primeranosť telesnej hmotnosti vzhľadom na telesnú výšku sme hodnotili pomocou

percentilových hodnôt BMI indexu (podľa Bláhu et al. 1999). Ako uvádza tab. 4, najvyššie percento

chlapcov s mentálnym postihnutím malo normálnu hmotnosť (34,78 %). Nízku až veľmi nízku

telesnú hmotnosť malo 21,73 % chlapcov. Nad hranicou obezity (nad 97. percentilom) sa

nachádzalo 21,72 % chlapcov, z toho 8,69 % je zaradených do 1. stupňa obezity, alebo miernej

obezity, ďalších 8,69 % sú chlapci v 2. stupni, alebo so strednou obezitou a 4,34 % chlapcov má 3.

stupeň, ťažkú obezitu. Zvyšných 21,73 % chlapcov malo zvýšenú, resp. nadmernú hmotnosť.

Z normalizačných indexov vyplýva, že u týchto jednotlivcov sa tuk najčastejšie ukladá okolo

bokov. V skupine dievčat s mentálnym postihnutím mali dve probandky normálnu hmotnosť, dve

nadmernú hmotnosť a dve mali hmotnosť za hranicou obezity (tab. 5), pričom jedna z nich mala

miernu obezitu, druhá ťažkú. Z normalizačných indexov vyplýva, že u týchto jednotlivcov sa tuk

najčastejšie ukladá okolo brucha.

32

Tab. 3: Hodnoty priemerného z-skóre telesných rozmerov detí s mentálnym postihnutím

Table 3: The values of the mean z-score of anthropometric dimensions in children with mental

disabilities

Antropometrické rozmery

Chlapci

(N = 23) Dievčatá

(N = 6) Spolu

(N = 29)

Telesná výška (cm) +0,04 -0,79 -0,13

Telesná hmotnosť (kg) +0,65 +1,22 +0,77

Obvod ramena (cm) +1,58 +1,87 +1,64

Obvod brucha (cm) +1,49 +2,36 +1,67

Obvod bokov (cm) +2,60 +1,24 +2,32

Obvod stehna (cm) +0,08 +0,56 +0,18

Obvod lýtka (cm) +1,03 +0,93 +1,01

Tab. 4: Percentilové vyhodnotenie BMI indexu u chlapcov s mentálnym postihnutím (N = 23)

Table 4: Percentile evaluation of the BMI index in boys with mental disabilities (N=23)

Percentil BMI ˂10. 10. – 25. 25. – 75. 75. – 90. 90. – 97. >97.

Počet 2 3 8 2 3 5

% 8,69 13,04 34,78 8,69 13,04 21,72

Tab. 5: Percentilové vyhodnotenie BMI indexu u dievčat s mentálnym postihnutím (N = 6)

Table 5: Percentile evaluation of the BMI index in girls with mental disabilities (N=6)

Percentil BMI ˂10. 10. – 25. 25. – 75. 75. – 90. 90. – 97. >97.

Počet 0 0 2 0 2 2

% 0,00 0,00 33,33 0,00 33,33 33,33

Casey a Rasmussen (2013) uvádzajú, že u jednotlivcov s mentálnym postihnutím existuje väčšia

pravdepodobnosť výskytu obezity a extrémnej obezity ako u ich rovesníkov bez mentálneho

postihnutia. Pokiaľ ide o nadmernú hmotnosť a obezitu, jednotlivcom s mentálnym postihnutím

hrozí teda väčšie zdravotné riziko (Lloyd, Foley a Temple 2014). Možným vysvetlením, prečo sa

u detí s mentálnym postihnutím prejavuje vyššia miera obezity, sú faktory, ktoré vyplývajú z ich

postihnutia, t. j. genetické poruchy, užívanie liekov, nízka úroveň fyzickej aktivity alebo nezdravé

stravovacie návyky (Lloyd et al. 2012). V skúmanom súbore bolo obéznych 21,72 % chlapcov

a 33,33 % dievčat s mentálnym postihnutím. Lloyd et al. (2012) potvrdili, že percento nadmernej

hmotnosti a obezity u detí s mentálnym postihnutím bolo vyššie ako u bežnej populácie vo všetkých

oblastiach sveta, najvyššie však v Severnej Amerike. Tento fakt zvyšuje šance na kardiovaskulárne,

pľúcne, nádorové a metabolické ochorenia (Casey a Rasmussen 2013). V nasledujúcej časti štúdie

sme preto hodnotili percento výskytu metabolického rizika u detí s mentálnym postihnutím.

Ako uvádza Svačina (2010), riziko metabolických komplikácií, t. j. tendencia k centrálnemu

typu obezity, je úmerné práve obvodu pása. Ak je obvod pása u detí väčší ako polovica telesnej

výšky, môže byť jednotlivec v stave metabolického rizika, ak je naopak menší, jednotlivec by mal

byť bez metabolického rizika (Beránková et al. 2004). Metabolické riziko u chlapcov s mentálnym

postihnutím predstavuje 39,13 %, zvyšných 60,87 % chlapcov je bez metabolického rizika (obr. 1).

U dievčat je percento výskytu metabolického rizika vyššie (66,67 %, obr. 2). Normalizačným

indexom sme potvrdili, že práve u obéznych dievčat s mentálnym postihnutím sa tuk často ukladal

33

okolo brucha. Príčinou vyššieho metabolického rizika, ako aj vyššieho výskytu obéznych dievčat

s mentálnym postihnutím, môže byť ich nižšia fyzická aktivita v porovnaní s chlapcami (Lloyd,

Temple a Foley 2012).

Obr. 1: Percentuálne hodnotenie indexu metabolického rizika u chlapcov s mentálnym postihnutím

(N = 23)

Fig. 1: Percentual evaluation of the metabolic risk index in boys with mental disabilities (N=23)

Obr. 2: Percentuálne hodnotenie indexu metabolického rizika u dievčat s mentálnym postihnutím

(N = 6)

Fig. 2: Percentual evaluation of the metabolic risk index in girls with mental disabilities (N=6)

34

Lloyd, Foley a Temple (2014) ďalej potvrdzujú, že u jednotlivcov s mentálnym postihnutím sa

môže vyskytovať aj zvýšené riziko výskytu veľmi nízkej hmotnosti. Oveľa menej pozornosti sa

však venuje zdravotnému riziku tých jednotlivcov s mentálnym postihnutím, ktorí trpia významnou

podvýživou. Emerson (2005) uvádza, že pokiaľ ide o podvýživu, neexistujú štatisticky významné

rozdiely medzi mužmi a ženami s mentálnym postihnutím. Mužov s mentálnym postihnutím však

viac ohrozuje riziko veľmi nízkej hmotnosti ako mužov bez mentálneho postihnutia. Podobne je to

aj so ženami s mentálnym postihnutím. V našom súbore detí malo nízku až veľmi nízku telesnú

hmotnosť 21,73 % chlapcov (tab. 4). Nezaznamenali sme však žiadne dievča s mentálnym

postihnutím, ktoré by malo nízku alebo veľmi nízku telesnú hmotnosť (tab. 5). V súčasnosti narastá

počet štúdií aj o stravovacích ťažkostiach a riziku podvýživy u detí s mentálnym postihnutím,

keďže tieto oblasti sú málo preskúmané (Lloyd, Foley a Temple 2014).

Záver

Z našich výsledkov vyplýva, že hodnoty základných telesných rozmerov (telesnej výšky

a hmotnosti, obvodu ramena, stehna a lýtka) detí s mentálnym postihnutím sú priemerné alebo

nepresahujú rámec prístupnej fyziologickej variability. Potencionálne patologické hodnoty

nadobudol rozmer obvodu brucha u dievčat a obvodu bokov u chlapcov. U dievčat s mentálnym

postihnutím sa následne vyskytovalo väčšie metabolické riziko, ako aj vyšší výskyt jednotlivcov

s obezitou. V skupine dievčat sme nezaznamenali výskyt nízkej ani veľmi nízkej telesnej hmotnosti.

Na druhej strane malo 21,73 % chlapcov s mentálnym postihnutím nízku až veľmi nízku hmotnosť.

V súčasnosti narastá počet štúdií hodnotiacich riziko podvýživy u detí s mentálnym postihnutím,

keďže sa týmto oblastiam doteraz venovalo málo pozornosti. Nadhmotnosť a obezita predstavujú

významné zdravotné problémy pre deti a mládež s mentálnym postihnutím. Miera obezity v tejto

populácii je vysoká, preto je mimoriadne dôležité, aby zdravotnícky personál zvýšil úsilie v oblasti

podpory zdravia, vrátane fyzickej aktivity a zdravého stravovacieho správania, pre deti a mládež

s mentálnym postihnutím.

Literatúra

BERÁNKOVÁ, M., STRNOVÁ, J., MILOŠOVIČOVÁ, B., ŰRGE, O., 2004: Hodnotenie

somatického vývinu detí a jeho porúch. Lek. Obz., 3(53):98-104.

BLÁHA, P., 2002: Využití antropometrických metod v obezitologii. Postgraduální medicína,

4(4):416-421.

BLÁHA, P., VIGNEROVÁ, J., PAULOVÁ, M., RIEDLOVÁ, J., KOBZOVÁ, J.,

KREJČOVSKÝ, L., 1999: Vývoj tělesných parametrú českých detí a mládeže se zaměřením

na rozměry hlavy (0-16 let) II. Praha, SZÚ, 282 s.

BLÁHA, P., VIGNEROVÁ, J., RIEDLOVÁ, J., KOBZOVÁ, J., KREJČOVSKÝ, L., BRABEC,

M., 2005: 6. celostátní antropologický výzkum dětí a mládeže 2001 Česká republika. Praha, SZÚ,

71 s.

CASEY, A. F., RASMUSSEN, R., 2013: Reduction measures and percent body fat in

individuals with intellectual disabilities: A scoping review. Disabil. Health J., 6(1):2-7.

DROBNÝ, I., 1988: Biológia mentálneho defektu. Patobiológia dorastu. Bratislava, Univerzita

Komenského v Bratislave, 120 s.

EMERSON, E., 2005: Underweight, obesity and exercise among adults with intellectual

disabilities in supported accomodation in Northern England. JIDR, 49(2):134-143.

LOYD, M., FOLEY, J. T., TEMPLE, V. A., 2014: Body mass index of children and youth with

an intellectual disability by country economic status. Prev. Med., 69:197-201.

LOYD, M., TEMPLE, V. A., FOLEY, J. T., 2012: International BMI comparison of children and

youth with intellectual disabilities participation in Special Olympics. Res. Dev. Disabil.,

33(6):1708-1714.

35

NOVÁKOVÁ, M., HLOUŠKOVÁ, Z., 1984: Klinická antropologie. Praha, Avicenum, 161 s.

SLOVÁKOVÁ, E., NETRIOVÁ, Y., KULICHOVÁ, E., LIŠKA, J., POTOČNÝ, V., 1989:

Antropometria detí a mládeže a jej využitie v pediatrickej praxi I. Bratislava, ÚZV, 50 s.

SVAČINA, Š., 2000: Obezita a diabetes. Praha, Maxdorf, 307 s.

VÁGNEROVÁ, M., 2014: Současná psychopatologie pro pomáhajíci profese. Praha, Portál,

816 s.

VAŠEK, Š., 2011: Základy špeciálnej pedagogiky. Bratislava, Sapientia, 228 s.

36

Slov. Antropol., 21(2):36-42, 2018

METRICKÉ CHARAKTERISTIKY HRUDNÍKA U DETÍ

MLADŠIEHO ŠKOLSKÉHO VEKU Z BRATISLAVSKÉHO KRAJA

A ICH VYUŽITIE V KLINICKEJ PRAXI

Lucia Mihalovičová1, Eva Neščáková2, Mária Fuchsová3, Petra Švábová2, Silvia Bodoriková2,

Natália Schlanková4, Valéria Regecová5, Monika Zemanová6

1 Univerzita Komenského v Bratislave, Lekárska fakulta, Ústav molekulárnej biomedicíny,

Sasinkova 4, 811 08 Bratislava, Slovensko, e-mail: [email protected] 2 Univerzita Komenského v Bratislave, Prírodovedecká fakulta, Katedra antropológie, Mlynská

dolina, Ilkovičova 6, 84215 Bratislava 4, Slovensko, e-mail: [email protected] 3 Univerzita Komenského v Bratislave, Pedagogická fakulta, Katedra didaktiky prírodovedných

predmetov v primárnom vzdelávaní, Šoltésovej 4, 81334 Bratislava, Slovensko, e-mail:

[email protected] 4 Národný ústav detských chorôb, Limbová 1, 83304 Bratislava, Slovensko, e-mail:

[email protected] 5 Centrum experimentálnej medicíny, Inštitút normálnej a patologickej medicíny SAV,

Sienkiewiczova 1, 81371 Bratislava, Slovensko,e-mail:[email protected] 6 Masarykova univerzita, Přírodovědecká fakulta, Ústav antropologie, Kotlářská 2, 602 00 Brno,

Česká republika

Abstract: Metric parameters of the chest in young school aged children from Bratislava region and

its use in clinical practice. The aim of this study was to evaluate chest condition and intersexual

differences in children from Bratislava region. The monitored group consisted of 334 measured

children (160 boys and 174 girls) between six and 10 years. We performed anthropometric

measurements, which included chest circumferences, transversal and anteroposterior chest diameter.

Then we calculated thoracic index and chest area. The obtained results showed that boys in age of

six to nine years achieve higher mean values in all investigated dimensions. Exception was in group

of ten years old, where girls showed higher means in measured parameters. Regarding the thoracic

index, majority of the children have flat or arched thorax, in some cases we found high values of

thoracic index, which indicated that children have circular chest.

Keywords: chest area, chest circumference, thoracic index

Úvod

Respiračné funkcie a anatomické podporné systémy ako chrbtica a hrudné svalstvo sú kľúčové

k normálnemu vývinu hrudi. Naopak, ochrnutie alebo slabosť respiračných svalov je spojené

so závažnými zmenami tvaru hrudníka vrátane vertikálneho predĺženia, stlačenia a prehnutia

spodnej časti hrudníka (Castriota-Scanderbeg 2005). Zmenené funkcie dýchacích ciest a rôzne

ochorenia pľúc ovplyvňujú rast a vývin dieťaťa. Pri týchto ochoreniach reaguje hlavne hrudník

na zmeny v dýchaní a častým javom je zlé držanie tela (Nováková a Hloušková 1984).

V normálnych prípadoch je hrudník bilaterálne symetrický a vertikálne natiahnutý s užšou

hornou časťou a širšou dolnou časťou. Medzi menšie anatomické zmeny prednej hrudnej steny

patria vystupujúce predné rebrá alebo rebrové chrupavky a bežné nálezy, ako asymetria hrudného

koša vyskytujúce sa u jednej tretiny populácie. Podobne, asymetria hrudného koša a postranné

odchýlky osi hrudnej kosti sú bežné anatomické variácie. Vážnejšie zmeny sú považované

za abnormality (Derveaux et al. 1989). Z defektov vzťahujúcich sa na abnormálny rast chrupaviek

37

je pectus excavatum (lievikovitý hrudník) najfrekventovanejšia deformita a je definovaný ako

ponorenie dolnej alebo strednej časti hrudnej kosti smerom k chrbtici (Haller 1988). Pri idiopatickej

pľúcnej fibróze dochádza k oplošťovaniu a celkovému zmenšovaniu hodnôt transverzálneho

priemeru hrudníka. Časté záchvatové stavy pri asthma bronchiale vedú k rozširovaniu hrudného

koša do strán a posunu sterna dopredu a tieto sa môžu vyvinúť až v pectus carinatum (vtáčí hrudník

– súdkovitý hrudník; Nováková a Hloušková 1984).

Cieľom tejto štúdie bolo vykonať antropometrické merania hrudníka u zdravej populácie detí

mladšieho školského veku a zistiť intersexuálne rozdiely v jednotlivých vekových kategóriách.

Súbor a metódy

Antropometrické vyšetrenia boli realizované od októbra 2015 do decembra 2016 na základných

školách v Bratislave. Probandi sa na antropometrických meraniach zúčastnili na základe

informovaného súhlasu rodičov. V súbore sú žiaci vo veku od šesť do desať rokov, decimálny vek

im bol vypočítaný podľa Weinera a Lourieho (1969). Spolu sme antropometricky vyšetrili 334 detí,

z toho 160 chlapcov a 174 dievčat (tab. 1). Meranie jednotlivých telesných parametrov probandov

bolo uskutočnené podľa metodiky Martina a Sallera (1957) a Fettera et al. (1967). Vyšetrenia sa

vykonávali v dopoludňajších hodinách a probandi boli oblečení len v najnutnejšom odeve.

Tab. 1: Počet detí v jednotlivých vekových kategóriách

Table 1: Number of children in age categories

Vek (roky) Chlapci Dievčatá

6,00 – 6,99 33 38

7,00 – 7,99 56 43

8,00 – 8,99 26 28

9,00 – 9,99 35 46

10,00 – 10,99 10 19

Spolu 160 174

Plochu hrudníka sme počítali podľa metodiky, ktorú zaviedli Nováková a Hloušková (1984,

tab. 2). Počíta sa v xifosternálnej rovine podľa vzorca: y = a + bx1x2, kde

y = plocha hrudníka

x1 = obvod hrudníka mezosternálny (OHRm)

x2 = obvod hrudníka xifosternálny (OHRx)

a,b = konštanty

V xifosternálnej rovine sa nachádza najmenej svalových skupín a podkožného tuku a obvodové

miery sú merateľné za akéhokoľvek stavu dieťaťa.

Tab. 2:Všeobecný vzorec pre výpočet plochy hrudníka (Nováková a Hloušková 1984)

Table 2: General formula for chest area calculation

CHLAPCI -6,4 + 0,06853 * OHRm * OHRx

DIEVČATÁ 27,3 + 0,059 * OHRm * OHRx

Legenda: OHRm – obvod hrudníka mezosternálny, OHRx – obvod hrudníka xifosternálny

Legend: OHRm – mesosternal circumference of the chest, OHRx – chest circumference at xiphoid

38

Dáta boli štatisticky vyhodnotené v programe IBM SPSS Statistics 20.0, kde sme na základe

normality rozdelenia dát pri normálnom rozdelení použili dvojvýberový t-test a ekvivalentný

neparametrický test, keď dáta neboli normálne distribuované. Štatisticky významné rozdiely sa

sledovali na hladine významnosti α < 0,05.

Výsledky a diskusia Zmenené funkcie dýchacích orgánov a tým zmenený vývin hrudného koša vedie k strate

pružnosti hrudníka (Nováková a Hloušková 1984). V obvodových rozmeroch hrudníka sa

nepotvrdili štatisticky významné rozdiely v sledovanom súbore, avšak väčšie priemerné hodnoty

dosahovali chlapci vo veku od šesť do deväť rokov (tab. 3, 4). Akaboshi et al. (2012) uvádzajú, že

zväčšovanie obvodu hrudníka u dojčiat pozitívne korelovalo so zrýchleným rastom a spájalo sa

s obezitou už u trojročných detí. Autori zistili, že rozmery obvodu hrudníka v skorom postnatálnom

období môžu predikovať obezitu v detskom veku.

Tab. 3: Porovnanie obvodu hrudníka mezosternálneho (v cm) sledovanom súbore

Table 3: Comparison of chest mesosternal circumference (in cm) in monitored group

Vek CHLAPCI DIEVČATÁ

(roky) N Priemer SD Min Max N Priemer SD Min Max t-test p

6,00-6,99 33 58,53 3,84 51,00 69,00 38 57,64 3,61 53,00 70,00 1,453 n.s.

7,00-7,99 56 61,08 5,04 53,50 76,20 43 60,50 4,69 50,00 70,50 0,435 n.s.

8,00-8,99 26 66,08 6,94 56,00 83,00 28 64,23 7,17 56,30 89,50 1,637 n.s.

9,00-9,99 35 67,47 7,48 57,00 80,60 46 65,37 6,99 50,50 85,50 1,049 n.s.

10,99-10,99 10 66,90 5,15 61,20 79,50 19 71,14 6,67 54,50 84,00 -1,951 n.s.

Legenda: N – počet jedincov, SD – smerodajná odchýlka, Min – minimálna hodnota, Max –

maximálna hodnota, p – p-hodnota,n.s. – nesignifikantné

Legend: N – number of individuals, SD – standard deviation, Min – minimum, Max – maximum, p –

p-value, n.s. – non-significant

Tab. 4: Porovnanie obvodu hrudníka xifosternalného (v cm) v sledovanom súbore

Table 4: Comparison of chest circumference at xiphoid (in cm) in monitored group



6,00-6,99 33 56,71 3,64 49,00 68,00 38 55,62 3,12 51,00 67,00 1,766 n.s.

7,00-7,99 56 59,19 4,61 52,70 71,20 43 57,76 4,33 49,50 67,40 1,467 n.s.

8,00-8,99 26 63,07 6,65 53,80 80,70 28 61,07 6,89 53,00 81,50 1,600 n.s.

9,00-9,99 35 64,24 6,49 54,30 76,00 46 61,89 5,51 52,00 76,20 1,536 n.s.

10,99-10,99 10 63,41 4,74 58,50 75,60 19 65,18 4,88 54,00 73,00 -0,946 n.s.


maximálna hodnota, p – p-hodnota,n.s. – nesignifikantné



Sagitálny a transverzálny priemer hrudníka podávajú obraz o tvare hrudníka v xifosternálnej

rovine (Nováková a Hloušková 1984). Vo vekových kategóriách šesť až deväť rokov sme

pozorovali vyššie priemerné hodnoty u chlapcov, štatisticky významný rozdiel sa potvrdil len u 8-

ročných detí pri transverzálnom priemere hrudníka a u 7-ročných detí pri sagitálnom priemere

hrudníka. U 10-ročných dievčat sme zistili vyššie hodnoty daných znakov ako u chlapcov, avšak

štatistická významnosť sa nepotvrdila ani v jednom sledovanom znaku (tab. 5, 6). Podobný trend

vo svojej práci zistila aj Stahlová (2015) u detí vo veku od šesť do deväť rokov.

39

Tab. 5: Porovnanie transverzálneho priemeru hrudníka (v cm) v sledovanom súbore

Table 5: Comparison of transversal chest diameter (in cm) in monitored group



6,00-6,99 33 19,28 1,10 17,50 21,90 38 18,92 1,37 16,60 22,50 1,226 n.s.

7,00-7,99 56 20,00 1,66 17,40 25,60 43 19,44 1,35 16,80 22,80 1,551 n.s.

8,00-8,99 26 22,00 3,37 17,60 35,20 28 20,68 1,78 17,10 24,50 2,009 *

9,00-9,99 35 22,25 2,29 18,90 27,80 46 21,49 1,95 19,20 29,50 1,741 n.s.

10,99-10,99 10 21,80 1,67 19,80 25,30 19 23,10 2,02 19,80 26,80 -1,852 n.s.


maximálna hodnota, p – p-hodnota; * – p < 0,05, n.s. – nesignifikantné


p-value, * – p<0,05, n.s. – non-significant

Tab. 6: Porovnanie sagitálneho priemeru hrudníka (v cm) v sledovanom súbore

Table 6: Comparison of anteroposterior chest diameter (in cm) in monitored group



6,00-6,99 33 13,51 1,15 11,20 17,00 38 13,44 1,10 11,40 16,00 0,456 n.s.

7,00-7,99 56 14,01 1,13 11,80 17,20 43 13,57 1,25 10,00 16,30 2,103 *

8,00-8,99 26 15,02 1,19 12,00 19,90 28 14,77 1,83 12,40 19,30 0,390 n.s.

9,00-9,99 35 15,23 1,77 12,00 19,00 46 14,63 1,47 11,20 18,60 1,035 n.s.

10,99-10,99 10 15,06 1,13 13,90 17,80 19 15,26 2,02 12,40 22,00 -0,230 n.s.


maximálna hodnota, p – p-hodnota; * – p < 0,05, n.s. – nesignifikantné


p-value, * – p<0,05, n.s. – non-significant

Torakálny index podáva obraz o tvare hrudníka. V priebehu vývinu sa výrazne mení, dieťa sa

rodí s kruhovým tvarom hrudníka a ďalším vývinom sa začína splošťovať. Je veľmi dobrým

pomocníkom pri diagnostike rôznych ochorení hlavne u detí s cystickou fibrózou, pre ktoré je

typický súdkovitý hrudník. Vývin hrudníka úzko súvisí s vývinom pľúc a dýchacích svalov

(Nováková a Hloušková 1984). Chlapci v súbore mali vyššie priemerné hodnoty vo veku sedem,

deväť a desať rokov a dievčatá vo veku šesť a osem rokov. V sledovanom znaku sa nepotvrdili

štatisticky signifikantné rozdiely ani v jednej vekovej kategórii (tab. 7). Stanová (2014) vo svojej

práci uvádza, že pacienti s pectus excavatum majú plochý hrudník a 66 % pacientov s pectus

carinatum má kruhový a 33 % má plochý hrudník.

V pozorovanom súbore malo 64 % chlapcov a 59 % dievčat plochý hrudník, 34 % chlapcov

a 32 % dievčat malo klenutý hrudník a 2 % chlapcov a 9 % dievčat malo kruhový hrudník (obr. 1,

2). Sledujeme trend znižovania hodnôt torakálneho indexu vo vyšších vekových kategóriách, čo sa

zhoduje s faktom, že sa hrudník rastom oplošťuje.

Torakálny index je odrazom tvaru hrudníka, ale nezaznamenáva deformity hrudníka. Preto sme

vypočítali plochu hrudníka podľa metodiky, ktorú zaviedli Nováková a Hloušková (1984). V našom

súbore vo vekových kategóriách od šesť do deväť rokov sme zistili vyššie hodnoty u chlapcov

a podobne ako v predchádzajúcom znaku aj v ploche hrudníka majú 10-ročné dievčatá vyššie

priemerné hodnoty ako chlapci. Štatistická významnosť rozdielov sa nepotvrdila (tab. 8).

40

Tab. 7: Porovnanie torakálneho indexu v sledovanom súbore

Table 7: Comparison of thoracic index in monitored group



6,00-6,99 33 70,06 4,48 61,62 78,26 38 71,18 5,49 61,29 83,52 -0,942 n.s.

7,00-7,99 56 70,16 4,24 60,45 83,33 43 69,85 5,26 57,47 80,10 0,317 n.s.

8,00-8,99 26 68,69 5,76 56,50 77,84 28 71,39 5,88 61,69 84,28 -1,712 n.s.

9,00-9,99 35 68,56 4,83 59,62 78,63 46 68,28 6,29 51,53 84,18 0,224 n.s.

10,99-10,99 10 69,27 5,16 59,91 77,78 19 66,33 8,64 54,22 88,00 1,144 n.s.


maximálna hodnota, p – p-hodnota; n.s. – nesignifikantné



Tab. 8: Porovnanie plochy hrudníka (v cm2) v sledovanom súbore

Table 8: Chest area (in cm2) comparison in monitored group


(roky) N Priemer S.D. Min Max N Priemer S.D. Min Max t-test p

6,00-6,99 33 221,94 30,01 164,86 315,14 38 217,08 23,53 186,79 304,01 0,751 n.s.

7,00-7,99 56 242,87 41,05 186,82 365,41 43 234,60 31,32 173,33 307,65 0,840 n.s.

8,00-8,99 26 282,20 63,44 200,07 452,62 28 261,42 56,36 205,54 457,66 1,835 n.s.

9,00-9,99 35 293,76 63,96 205,71 412,28 46 268,15 48,35 194,15 410,79 1,649 n.s.

10,99-10,99 10 285,76 46,35 238,95 405,48 19 302,39 43,07 200,94 371,86 -0,941 n.s.


maximálna hodnota, p – p-hodnota; n.s. – nesignifikantné



Obr. 1:Percentuálne zastúpenie torakálneho indexu u chlapcov

Fig. 1: Percentage distribution of thoracic index in boys

41

Obr. 2: Percentuálne zastúpenie torakálneho indexu u dievčat

Fig. 2: Percentage distribution of thoracic index in girls

Rôzne opakujúce sa infekcie dýchacích ciest a pľúc negatívne ovplyvňujú rast a vývin dieťaťa,

hlavne rozmery hrudníka. Ide však o individuálne odchýlky, ktoré nie je možné zovšeobecniť, ako

pri dedičných a autoimunitných ochoreniach. Pri ochoreniach ťažkého priebehu môže pretrvávať

nesprávne držanie tela, ktoré spôsobuje v dospelosti ťažkosti a zmeny v postavení chrbtice

(Nováková a Hloušková 1984).

Záver

V tejto štúdii sme antropometricky vyšetrili súbor detí mladšieho školského veku. Sledovali sme

parametre, ktorých normálny vývin môže byť narušený zmenenými funkciami dýchacích orgánov

v dôsledku ochorenia v detskom veku. Zisťovali sme obvodové miery, transverzálny a sagitálny

priemer hrudníka. V sledovaných parametroch dosahovali vyššie priemerné hodnoty chlapci.

V našom súbore tvorili výnimku 10-ročné deti, kde vyššie priemerné hodnoty sledovaných znakov

dosahovali dievčatá. Predpokladáme, že dôvodom tejto výnimky je nízka početnosť probandov

v súbore 10-ročných detí. Štatisticky významné rozdiely sa potvrdili len u 7-ročných detí

v sagitálnom priemere hrudníka a u 8-ročných v transverzálnom priemere hrudníka.

V práci sme sledovali aj plochu hrudníka, čo je rozmer, ktorý vyjadruje zmenené funkcie

dýchania pri rôznych respiračných ochoreniach.Vo vekových kategóriách od šesť do deväť rokov

sme zistili vyššie hodnoty u chlapcov, u 10-ročnýchdetí mali dievčatá vyššie priemerné hodnoty

ako chlapci. Štatistická významnosť rozdielov sa však nepotvrdila

Na základe torakálneho indexu sme určili tvar hrudníka. Väčšina detí v súbore mala plochý

a klenutý hrudník, u 2 % chlapcov a 9 % dievčat sme zistili kruhový hrudník.

Antropologické výskumy zdravej fyziologickej populácie slúžia ako referenčné hodnoty

a poskytujú možnosť porovnávať a včas odhaliť prípadné patologické odchýlky a zmenený rast,

ktoré môžu byť znakom závažnejšieho ochorenia.

Tieto výsledky po doplnení súboru 10-ročných detí môžu slúžiť ako norma pri hodnotení

pacientov s rôznymi deformitami hrudníka (pectus carinatum alebo pectus excavatum) alebo

s pľúcnymi ochoreniami, pri ktorých dochádza k zmene tvaru a objemu hrudníka (idiopatická

pľúcna fibróza, cystická fibróza, asthma bronchiale, atď.).

42

Literatúra

AKABOSHI, I., KITANO, A., HIROAKI, K., HARAGUCHI, Y., MIZUMOTO, Y., 2012:

Chest circumference in infancy predicts obesity in 3-year-old children. Asia Pac. J. Clin. Nutr.,

21(4):495-501.

CASTRIOTA-SCANDERBEG, A., 2005: Thorax. In: Castriota-Scanderbeg, A., Dallapiccola, B.

(ed.): Abnormal Skeletal Phenotypes: From Simple Signs to Complex Diagnoses. Berlin, Springer,

s. 111-165.

DERVEAUX, L., CLARYSSE, I., IVANOFF, I., DEMEDTS, M., 1989: Preoperative and post

operative abnormalities in chest X-ray indices and in lung function in pectus deformities. Chest,

95:850-956.

FETTER, V., PROKOPEC, M., SUCHÝ, J., TITBALOVÁ, S., 1967: Antropologie. Praha,

Academia, 705 s.

HALLER, J. A., 1988: Operative management of chest wall deformities in children: unique

contributions of southern thoracic surgeon. Ann. Thorac. Surg., 46:4-12.

MARTIN, R., SALLER, K., 1957: Lehrbuch der Anthropologie in systematischer Darstellung.

Stuttgart, G. Fischer Verlag, 661 s.

NOVÁKOVÁ, M., HLOUŠKOVÁ, Z., 1984: Klinická antropologie. Praha, Avicenum, 164 s.

STAHLOVÁ, K., 2015: Intersexuálne rozdiely telesných parametrov 7- až 9-ročných detí

zo škôl v Bratislavskom kraji. -64 s., ms. (Rigorózna práca; depon. in: Katedra antropológie

Prírodovedeckej fakulty UK, Bratislava).

STANOVÁ, B., 2014: Vrodené deformácie hrudnej steny u slovenských pacientov. -75 s., ms.

(Diplom. práca; depon. in: Katedra antropológie Prírodovedeckej fakulty UK, Bratislava).

WEINER, J. S., LOURIE, J. A., 1969: Human Biology: A Guide to Fields Methods. IBP

Handbook No. 9., Blackwell Scientific Publications, Oxford, 321 s.

43

Slov. Antropol., 21(2):43-49, 2018

ZMĚNY V TĚLESNÉ HMOTNOSTI A BMI MEZI I. A II. TRIMESTREM

U TĚHOTNÝCH ŽEN Z MORAVY

Renata Hrubá1, Miroslav Kopecký2

1 Ústav porodní asistence, Fakulta zdravotnických věd, Univerzita Palackého v Olomouci,

Hněvotínská 3, 775 15 Olomouc, Česká republika, e-mail: [email protected] 2 Ústav pro studium odborných předmětů a praktických dovedností, Fakulta zdravotnických věd,

Univerzita Palackého v Olomouci, Hněvotínská 3, 775 15 Olomouc, Česká republika, e-mail:

[email protected]

Abstract: Changes in body weight and BMI in the pregnant women between 1st and 2nd trimester

from Morava (Czech Republic). The aim of this research was to detect the effect of pregnancy on

somatic parameters of women in the 1st and 2nd trimester. The sample comprised 40 women aged

between 18 and 40.99 (the average 31.74 years) pregnant for the 1st time. The measurement was

carried out in gynaecological offices in Kroměříž, Olomouc, Přerov and in the Centre for Woman

and the Baby Radmila in Zlín during 2016 and 2018. Participation was voluntarily and the women

gave consent to take part in the longitudinal survey. Body height, body weight and BMI parameters

were measured according to standardized anthropometric methods. The comparison of somatic

parameters of women between the 1st and 2nd trimester shows that body height remained the same

and there was a significant increase in body weight and BMI. The biggest increase was detected in

the category of obese women who gained 8.67 kg on average in the 1st or 2nd trimester. This

increase almost reaches the maximum limit weight increase 5–9 kg recommended by WHO over the

entire pregnancy. The results show that there is a risk of excessive weight gain in overweight and

obese mothers, which can later cause complications for the mother and the foetus during pregnancy,

the birth and even the postpartum period. At the same time, the results of measurements confirm the

need for a regular anthropometric monitoring of somatic parameters at the start of pregnancy and

during pregnancy.

Key words: lunar month, birth complications, body height, body weight, body mass index, obesity,

Central Europe

Úvod

Těhotenství je obdobím života ženy, kdy v jejím organismu dochází k vývoji plodu. Začíná

splynutím ženské pohlavní buňky oocytu a mužské pohlavní buňky spermie. Délka těhotenství se

udává 10 lunárních měsíců po 28 dnech, to je 280 dní (Roztočil et al. 2008). Těhotenství můžeme

rozdělit na trimestry. První trimestr trvá do 12. týdne, druhý do 28. týdne a třetí od 28. týdne

do termínu porodu (Hájek et al. 2014). Těhotenství je obdobím, kdy v mateřském organismu

dochází k velkým změnám ve všech orgánových soustavách. Zvýšená hmotnost těhotné se

projevuje změnou v umístění centra tělesné rovnováhy, jsou vyvolány výrazné změny v postoji,

rovnováze a chůzi. Dochází ke kompenzačnímu mechanismu, kdy tělo těhotné prohne

lumbosakrální páteř dopředu a zmírní ventrikulární růst těhotné dělohy. Centrum tělesné rovnováhy

se posune do dolních končetin, což se projevuje bolestmi zad především v třetím trimestru. Všechny

obtíže jsou ještě zvýrazněny, pokud žena trpí obezitou (Roztočil et al. 2008). Současným

problémem vyspělých zemí je nadměrný příjem potravy, minimální pohybová aktivita a především

neustále se zvyšující věk rodiček. Výše uvedené faktory spolu s hormonálním vlivem těhotenství

44

na organismus ženy mohou vyústit až k patologickému stavu. Je tedy vhodné znát životní styl

těhotných a jeho vliv na somatické změny v organismu ženy.

Soubor a metody

Sledovaný soubor tvořilo 40 žen, které byly primigravidy (poprvé těhotné) ve věkovém rozmezí

18,00 až 40,99 let (průměrný věk 31,74 roků). Měření žen v 1. a 2. trimestru probíhalo

v gynekologických ambulancích v Olomouckém kraji (Olomouc, Přerov) a Zlínském kraji

(Kroměříž, Radmila pro ženu a dítě ve Zlíně), od dubna 2016 do června 2018. Ženy byly vybrány

na základě dobrovolnosti a písemného souhlasu s longitudinálním sledováním. Výzkum byl

schválen Etickou komisí Fakulty zdravotnických věd Univerzity Palackého v Olomouci. Těhotné

ženy byly měřeny podle metod standardizované antropometrie, pomocí kterých byla změřena

tělesná výška (cm), hmotnost (kg) a následně pak vypočítán Body Mass Index (kg/m2). Tělesná

výška byla měřena pomocí antropometru A-226 (Kopecký, Krejčovský a Švarc 2013), hmotnost

byla měřena na kalibrované váze Tanita WB 150MAP. Na základě výpočtu BMI (kg/m2) byly ženy

zařazeny do kategorii BMI podle norem WHO (Hainer et al. 2011). Pro tuto studii byly vybrány

naměřené hodnoty u žen v prvním a druhém trimestru gravidity, tělesná hmotnost, tělesná výška

a výpočet BMI (kg/m2 ).

Z naměřených antropometrických parametrů byl vypočten: M – aritmetický průměr, Me –

median, SD – směrodatná odchylka. Dále byly vypočítány rozdíly v tělesné výšce, hmotnosti a BMI

(diff) v rámci sledovaného výzkumného souboru mezi 1. a 2. měřením. Pro ověření normálního

rozdělení dat byl použit Shapiro–Wilkův test normality.

Průměrné hodnoty tělesné výšky a hmotnosti sledovaného souboru těhotných žen (dále jen Ženy

primipary) byly porovnávány pomocí dvoustranného t-testu s referenčními údaji českých žen z roku

2015 (Kopecký, Kikalová a Charamza 2016). K posouzení rozdílů naměřených parametrů mezi 1.

a 2. měřením u těhotných žen byl použit test pro opakované měření parametrický párový t-test

a neparametrický Wilcoxonův párový test. Statistické testy byly prováděny na hladině významnosti

α = 0,05 (*p < 0,05) a α = 0,01 (**p < 0,01; Hendl 2004). Statistické zpracování výsledků bylo

provedeno programem STATISTICA Cz. 12.

Výsledky a diskuze

Tab. 1 prezentuje základní somatické charakteristicky a porovnání průměrného věku, tělesné

výšky a hmotnosti sledovaného souboru Ženy primipary s referenčními údaji současných žen, které

uvádí Kopecký, Kikalová a Charamza (2016). Z porovnání průměrných hodnot vyplývá, že

v tělesné výšce a hmotnosti u sledovaného souboru těhotných žen v uvedeném věku nebyly zjištěny

signifikantní rozdíly a naměřené hodnoty jsou shodné s normální populací žen v České republice.

Tab.:1 Základní somatické charakteristiky žen

Table 1: Basic somatic characteristics of females

Parametr Ženy primipary (N = 40) Ženy 2015 (N = 2606) t-test

p M SD M SD

Věk (roky) 31,73 5,18 34,26 16,00 0,3178

Tělesná výška (cm) 165,30 6,78 165,99 6,37 0,4971

Hmotnost (kg) 63,10 12,81 65,67 11,62 0,1659

N – počet probandů, M – aritmetický průměr, SD – směrodatná odchylka, p – hladina významnosti,

ns – nesignifikantní rozdíly

N – the number of probands, M – mean, SD – standard deviation, p – level of significance, ns –

non-significant differences

45

Změny v tělesné výšce, hmotnosti a BMI mezi 1. a 2. měřením ukazuje tab. 2. Porovnáním

antropometrických parametrů pomocí párového t-testu a Wilcoxonova párového testu bylo zjištěno,

že tělesná výška je shodná, zatímco u tělesné hmotnosti a BMI došlo k signifikantnímu zvýšení

průměrných hodnot.

Tab. 2: Změny somatických parametrů u těhotných žen

Table 2: Changes in somatic parameters in pregnant women

Parametr 1. Měření 2. Měření diff t-test

p M SD M SD

Tělesná výška (cm) 165,30 6,78 165,18 6,81 -0,12 0,2450

Hmotnost (kg) 63,10 12,81 68,47 13,55 +5,37 0,0000**

BMI (kg/m2) 23,09 4,51 25,12 4,85 +2,03 0,0000**

M – aritmetický průměr, SD – směrodatná odchylka, diff – rozdíl průměrných hodnot, p – hladina

významnosti, **p < 0,01, ns – nesignifikantní rozdíly

N – the number of probands, M – mean, SD – standard deviation, diff – value mean difference, p –

level of significance, ** p<0.01, ns – non-significant differences

Pro upřesnění lze uvést, že přírůstky v tělesné hmotnosti se značně lišily v jednotlivých

kategoriích BMI. Nejmenší přírůstek v hmotnosti 1 kg byl zjištěn u ženy v kategorii podváha

(BMI<18,5 kg/m2), zatímco u jedné ženy v kategorii obezita (obezita ≥30 kg/m2) došlo v průběhu

16 týdnů ke zvýšení hmotnosti o 12 kg.

Těhotné ženy byly zařazeny podle aktuálního BMI v době 1. a 2. měření do kategorií BMI podle

WHO (tab. 3 a 4). Uvědomujeme si, že zařazení žen do kategorií BMI v době 2. měření je již

„zkreslené“ z důvodu postupného růstu plodu (tab. 6), placenty a přibývání plodové vody (Hájek et

al. 2014).

Četností zastoupení žen v jednotlivých kategoriích BMI při 1. a 2. měření ukazuje tab. 4, která

předkládá, že logicky dochází s přibývající délkou těhotenství k postupným změnám v četnostním

zastoupení těhotných žen v příslušných kategoriích BMI. K viditelným změnám došlo především

v kategorii normální hmotnost, kde se snížil počet žen o 5, které se přesunuly do kategorie nadváha.

Souhrnně lze konstatovat, že již v 1. měření bylo 11 těhotných žen (27,50 %) v kategorii nadváha

a obezita, představující potencionální riziko zdravotních komplikací v souvislosti s růstem tělesné

hmotnosti pro nadcházející období. V 2. měření se zvýšil počet žen v těchto skupinách na 17, tj.

42,50 % z celkového počtu 40 těhotných žen (tab. 3).

V tab. 4 lze sledovat hmotnostní přírůstek žen v jednotlivých kategoriích BMI v 1. a 2. trimestru.

U žen zastoupených v kategorii obezita (tab. 4), lze pozorovat signifikantně významný hmotnostní

přírůstek, který uvádí tab. 5 (Institute of Medicine 2009, Siega-Riz et al. 2009), kde je definován

doporučený, celkový váhový přírůstek za těhotenství v kategorii obezita. V této kategorii je

doporučeno ženám zvýšit tělesnou hmotnost za celé těhotenství o 5–9 kilogramů. V sledovaném

souboru těhotných žen došlo již v průběhu dvou trimestrů tj. do 28 týdne gravidity k nárůstu

hmotnosti o 8,67 kg, jako za celé těhotenství (40. týdnů – fyziologicky probíhající těhotenství ± 2

týdny).

Dle doporučení WHO (Institute of Medicine 2009, Siega-Riz et al. 2009) v oblasti optimálního

hmotnostního přírůstku u těhotných žen (tab. 5), závislého od BMI, se kterým žena vstupuje

do těhotenství, lze jednoznačně doporučit ženám s BMI v kategorii nadváha a obezita zvýšený

dohled nad hmotnostním přírůstkem.

Podle rozsáhlé studie Fakultní nemocnice Walesu na základě průzkumu Cardiff Births

a populační databáze v oblasti South Glamorgan (Kiran et al. 2005) zahrnující období 1990 až 1999

na 60 167 porodech vyplývá, že obézní ženy (BMI >30) oproti ženám s BMI v rozmezí 20 – 30 jsou

46

ohroženy komplikacemi v průběhu porodu i v poporodním období. Mezi komplikace porodní

můžeme řadit indukce porodu, císařské řezy (Kardošová et al. 2004, Fuchsová et al. 2011),

makrosomie plodu (Drobná a Neščáková 2001, Neščáková et al. 2008), dystokie ramének, vaginální

operativní porody, krevní ztráty u matky > 500 ml, močové infekce, porodní traumata novorozence

(Kiran et al. 2005) a pánevní rozměry matek (Horáková a Neščáková 2000, Horáková, Neščáková

a Kardošová 2001).

Podle odborníků z oblasti porodnictví mají makrosomické děti s hmotností větší než 4 500

gramů až 45krát vyšší výskyt poškození brachiálního plexu (Čeprna, Jukica a Vlak 2012).

Tab. 3: Zastoupení žen v kategoriích BMI v 1. a 2. měření

Table 3: Representation of women in BMI categories during 1stand 2nd measurements

Kategorie BMI

(kg/m2)

1. Měření 2. Měření Diff.

n % n % n %

Podváha <18,50 3 7,50 2 5,00 -1 -2,50

Norma 18,5–24,9 26 65,00 21 52,50 -5 -12,50

Nadváha 25,0–29,9 8 20,00 13 32,50 +5 +12,50

Obezita ≥30 3 7,50 4 10,00 +1 +2,50

N – počet probandů, M – aritmetický průměr, SD – směrodatná odchylka, Diff. – rozdíl v četnosti

probandů

N – the number of probands, M – mean, SD – standard deviation, Diff. – difference in subjects rate

Tab. 4: Změny v somatických parametrech žen v 1. a 2. měření v kategoriích BMI

Table 4: Changes in somatics parameteres of women during 1st and 2nd measurements in BMI

categories

Kategorie BMI

(kg/m2)

1. Měření 2. Měření diff t-test

p M SD M SD

Podváha <18,50

Tělesná výška (cm) 170,17 9,44 170,33 9,38 +0,17 1,0000

Hmotnost (kg) 49,50 6,14 54,17 7,97 +4,67 0,0877

BMI (kg/m2 17,06 1,19 18,64 2,03 +1,57 0,0842

Norma 18,5–24,9

Tělesná výška (cm) 164,23 6,49 164,13 6,62 -0,10 0,4341

Hmotnost (kg) 57,53 5,63 62,88 5,88 +5,35 0,0000**

BMI (kg/m2 21,33 1,67 23,36 1,96 +2,03 0,0000**

Nadváha 25,0–29,9

Tělesná výška (cm) 168,16 6,41 167,98 6,49 -0,18 0,1755

Hmotnost (kg) 75,56 5,60 80,13 5,19 +4,57 0,0026**

BMI (kg/m2) 26,72 1,06 28,49 0,91 +1,77 0,0015**

Obezita ≥30

Tělesná výška (cm) 162,17 6,25 162,33 5,53 +0,17 0,8078

Hmotnost (kg) 91,50 12,13 100,17 15,03 +8,67 0,0431*

BMI (kg/m2 34,68 2,75 37,85 3,44 +3,17 0,0482*

N – počet probandů, M – aritmetický průměr, SD – směrodatná odchylka, diff – rozdíl průměrných

hodnot, p – hladina významnosti, **p < 0,01, ns – nesignifikantní rozdíly

N – the number of probands, M – mean, SD – standard deviation, diff – value mean difference, p –

level of significance, ** p<0.01, ns – nonsignificant differences

47

Tab. 5: Doporučený váhový přírůstek (v kg) dle vstupního BMI

Table 5: Recommended weight gain (in kg) according to input BMI

BMI před těhotenstvím

(WHO; kg/m2)

Celkový váhový

přírůstek za těhotenství

Váhový přírůstek za II. a

III. trimestr (kg/týden)

Podváha <18,5 12,70 – 18,10 0,42 (0,42 – 0,56)

Norma 18,5–24,9 11,30 – 15,90 0,42 (0,33 – 0,42)

Nadváha 25,0–29,9 6,80 – 11,30 0,24 (0,20 – 0,29)

Obezita ≥30 5,00 – 9,00 0,20 (0,15 – 0,24)

Tab. 6: Hmotnost a délka těla plodu během nitroděložního vývoje

Table 6: Body weight and length of the fetus during intrauterine development

Hmotnost a délka těla plodu během nitroděložního vývoje

Stáří plodu (lunární měsíce) Hmotnost (g) Délka těla (cm)

1 – 0,7 – 0,8

2 3 – 5 2,2 – 2,5

3 13 –15 7 – 9

4 100 – 200 10 – 17

5 250 – 280 18 – 27

6 500 – 700 28 – 34

7 1100 – 1300 34 – 39

8 1500 – 1900 40 – 43

9 2500 – 2800 42 – 47

10 3200 – 3700 48 – 50

Z uvedených naměřených dat vyplývá, že věk rodiček v období prvního otěhotnění roste,

průměrný věk sledovaného souboru je 31,74 let.

Při 1. měření bylo podle BMI zařazeno do kategorie nadváha a obezita 27,50 % těhotných žen

(tab. 3). S postupnými somatickými změnami (tab. 4) v závislosti na délce těhotenství se postupně

i zvyšuje BMI, podle kterého bylo v 2. měření zařazeno do kategorie nadváha a obezita již 42,50 %

těhotných žen (tab. 3 a 4). Hmotnostní přírůstek doporučený WHO podle tab. 5 u našeho

sledovaného souboru těhotných žen pro 1. a 2. trimestr v kategorii nadváha a obezita překročily

ze sledovaného souboru čtyři ženy (tab. 3 a 4) i s ohledem na optimální hmotnostní přírůstek plodu

pro jednotlivé týdny těhotenství během nitroděložního vývoje, jak ukazuje tab. 6 (Hájek et al.

2014).

Z uvedeného vyplývá, že je nutné edukovat ženy o zdravém životním stylu již v prekoncepčním

období, ženy by měly vstupovat do těhotenství s optimálním BMI indexem. Nadměrný příjem

energie v těhotenství vede k makrosomii plodu a následným komplikacím (Baur 2017).

Nadváha a obezita zvyšují rizika komplikací jak v období těhotenství, tak v průběhu porodu,

a v poporodním období. K rizikům ohrožujícím zdraví matky patří porucha glukózové tolerance,

vznik gestačního diabetu kardiovaskulární onemocnění, hypertenze, preeklampsie (Bartáková et al.

2017), bolesti v oblasti pohybového a opěrného aparátu, pokles klenby nožní. V průběhu porodu

hrozí větší porodní poranění, poranění hráze, inkontinence moči. Rizika pro plod mohou být

rozdělena na rizika spojena s porodem, jako je dystokie ramének plodu (Roztočil 2014), nadměrná

porodní hmotnost plodu (makrosomie) a s ní spojeno větší poranění dítěte, rodičky či obou

u porodu. Poporodní rizika spojena s neonatální morbiditou (paréza plexus brachialis, fraktura

claviculy, obezita, porucha glukozové tolerance; Kiran et al. 2005). Narůstá počet porodů

operativních, vaginálních vex (vakuumextrakce), forceps (kleště) a sectio caesarea (císařské řezy).

48

V poporodním období a následném životě se u žen může projevit diabetes mellitus II. typu,

hypertenze (Poston 2017). Při poranění pánevního dna si žena nese do života riziko inkontinence

moči či stolice, dyspareunii a s tím spojené potíže v oblasti sociální a psychické (Michalec et al.

2015). Porodní asistentka je nelékařský zdravotnický pracovník, který pečuje o ženu od narození

po období sénia. Pracuje se ženou v primární i komunitní péči. Je tedy vhodným edukátorem

v oblasti zdravého životního stylu. Může působit na ženy v období dospívání, v období reprodukční

zralosti i v postmenopauzálním období. Zná zásady správné životosprávy v těhotenství, může ženu

edukovat o optimální tělesné hmotnosti ještě v prekoncepčním období, v období těhotenství

a v poporodním období. Ženě jsou doporučovány vhodné pohybové aktivity s ohledem na vyvíjející

se těhotenství a její aktuální zdravotní stav (Jodie a Briley 2017, Poston 2017).

Závěr

Prezentované výsledky ukazují, že nadváha a obezita na začátku těhotenství zvyšují riziko

zvýšených přírůstků hmotnosti, které mohou následně vést ke komplikacím pro matku i plod

v období těhotenství a následně i v průběhu porodu a v poporodním období. Současně výsledky

měření potvrzují nutnost pravidelného antropometrického sledování somatických parametrů žen

na začátku a v průběhu těhotenství. Domníváme se, že zjištěné údaje budou vhodnou podporou

a argumentací při edukaci žen v oblasti zdravého životního stylu nejen v období těhotenství, ale

především v prekoncepčním období. Mnoho žen odkládá, či plánuje první těhotenství do pozdějšího

věku 30 a více let, to s sebou nese i určitá zdravotní rizika, v souvislosti se vzestupem epidemie

nadváhy a obezity. Tento trend částečně také dokazují výsledky našeho výzkumu u primigravid,

kdy již při prvním měření 27,50 % žen vstupuje do těhotenství s nadváhou nebo obezitou.

Poděkování

Antropologický výzkum byl podpořen projektem Somatické charakteristiky žen v průběhu

těhotenství a jejich životní styl (IGA_FZV_2016_007) a Druhá etapa longitudinálního sledování

somatických charakteristik žen v průběhu těhotenství a jejich životního stylu

(IGA_FZV_2017_010)

Literatura

BARTÁKOVÁ, V., ŤAPALOVÁ, V., WÁGNEROVÁ, K., JANKŮ, P., BĚLOBRÁDKOVÁ, J.,

KAŇKOVÁ, K., 2017: Pacientky s obezitou hypertenzí a nutností aplikace inzulínu při diagnóze

gestační diabetes mellitus vyžadují zvýšenou porodnickou péči. Čes. Gynek., 82(1):16-23.

BAUR, A. R., 2017: Macrosomia. Medscape. Online. Available: https://emedicine.medscape.

com/article/262679-overview. 15.10.2018

DROBNÁ, H., NEŠČÁKOVÁ, E., 2001: Telesné rozmery a proporcie fyziologických

novorodencov vo vzťahu ku gestačnému veku na Slovensku. Bratislava, Slovenská technická

unoverzita, 107 s.

ČEPRNJA, A. R., JUKICA, M., VLAK, T., 2012: Habilitacija djece sprirođenim oštećenjem

pleksusa. Paediatr. Croat., 56(Supl 1):232-239.

FUCHSOVÁ, M., HLATKÁ, M., FÜRY, D., BODORIKOVÁ, S., 2011: Vplyv

socioekonomických faktorov na spôsob pôrodu. Slov. Antropol., 14(1):16-19.

HAINER, V., HAINEROVÁ, I. A., BENDLOVÁ, B., FLACHS, P., FRIED, M., HALUZÍK, M.,

KOPECKÝ, J., KRCH, F. D., KUNEŠOVÁ, M., MÁLKOVÁ, I., MÜLLEROVÁ, D.,

PELIKÁNOVÁ, T., SVAČINA, Š., ŠTICH, V., VRBÍKOVÁ, J., WAGENKNECHT, M., 2011:

Základy klinické obezitologie. 2. vyd. Praha, Grada Publishing, a.s., 422 s.

HÁJEK, Z., ČECH, E., MARŠÁL, K., BINDER, Z., BLÁHA, J., CALDA, P. a kol., 2014:

Porodnictví. 3. vyd. Praha, Grada Publishing, a.s., 538 s.

HENDL, J., 2004: Přehled statistických metod zpracování dat. Praha, Portál, s.r.o., 583 s.

https://emedicine/

49

HORÁKOVÁ, M., NEŠČÁKOVÁ, E., 2000: Pôrodná hmotnosť a dĺžka novorodencov

na Slovensku v závislosti od prírastku telesnej hmotnosti matky počas gravidity. Bull. Slov.

Antropol. Spoloč., 3:26-28.

HORÁKOVÁ, M., NEŠČÁKOVÁ, E., KARDOŠOVÁ, A., 2001: Panvové rozmery matiek

a veľkosti novorodencov na Slovensku. Bull. Slov. Antropol. Spoloč., 4:54-57.

INSTITUTE OF MEDICINE, 2009: Weight gain during pregnancy: reexamining the guidelines.

Washington, DC, National Academies Press, 868 s. Online. Available: https://www.ncbi.nlm.

nih.gov/books/NBK32813/pdf/Bookshelf_NBK32813.pdf 26. 11. 2018

JODIE, M., BRILEY, A. L., 2017: Managing obesity in pregnancy – An obstetric and midwifery

perspective. Midwifery, 49:7-12.

KARDOŠOVÁ, A., NEŠČÁKOVÁ, E., BROSSMANOVÁ, P., HORÁKOVÁ, M., 2004:

Antropometria novorodencov narodených cisárskym rezom. Neonatologické zvesti, 8(1):35-37.

KIRAN, T. S. U., HEMMADI, S., BETHEL, J., EVANS, J., 2005: Outcome of pregnancy in

a woman with an increased body mass index. BJOG: An International Journal of Obstetrics and

Gynaecology, 112:768-772.

KOPECKÝ, M., KREJČOVSKÝ, L., ŠVARC, M., 2013: Antropometrický instrumentář

a metodika měření antropometrických parametrů. Olomouc, Univerzita Palackého, 27 s.

KOPECKÝ, M., KIKALOVÁ, K., CHARAMZA, J., 2016: Sekulární trend v tělesné výšce

a hmotnosti dospělé populace v České republice. Čas. Lék. čes., 7(155):357-364.

MICHALEC, I., TOMANOVÁ, M., NAVRÁTILOVÁ, M., ŠIMETKA, O., PROCHÁZKA, M.,

2015: Rizikové faktory poškození svalů pánevního dna v souvislosti s vaginálním porodem. Čes.

Gynek., 80(1):11-15.

NEŠČÁKOVÁ, E., KATINA, S., LUPTÁKOVÁ, L., DROBNÁ, H., BODORIKOVÁ, S.,

MARČEKOVÁ, M., SZABOVÁ, E., VARGA, I., 2008: Intersexuálne rozdiely v telesnej stavbe

u detí do prvého roku života. Slov. Antropol., 11(2):53-57.

POSTON, L., 2017: Obesity in pregnancy; Where are we, where should we go? Midwifery, 49:4-

6.

ROZTOČIL, A., BINDER, T., BOREK, I., CALDA, P., ČEPICKÝ, P., DOLEŽAL, A. a kol.,

2008: Moderní porodnictví. Praha, Grada Publishing, a. s., 405 s.

ROZTOČIL A., 2014: Dystokie ramének, Gynekolog, 23(3):108-112.

SIEGA-RIZ, A. M., VISWANATHAN, M., MOOS, M. K., DEIERLEIN, A., MUMFORD, S.,

KNAACK, J., THIEDA, P., LUX, L. J., LUX, LOHR, K. N., 2009: A systematic review of

outcomes of maternal weight gain according to the Institute of Medicine recommendations:

birthweight, fetal growth, and postpartum weight retention. Am. J. Obstet. Gynecol., 201(4):339e1-

339e14. Online. Available: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S000293780900

7686?via%3Dihub. 15.10.2018

https://www/

https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S0002937809007686#!

https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S0002937809007686#!

https://www.sciencedirect.com/science/article

OBSAH

ZO ŽIVOTA SPOLOČNOSTI ....................................................................................................... V

PAVLÍKOVÁ, Š., BODORIKOVÁ, S.: Diachrónne trendy vybraných kraniálnych indexov

u predhistorických a historických populácií z územia Slovenska ...................................................... 1

GAJANOVÁ, D., DÖRNHÖFEROVÁ, M., BODORIKOVÁ, S., et al.: Hodnotenie

variability tvaru zadnej hrany a uhla sánky dospelých jedincov z historických populácií

z územia Slovenska metódami geometrickej morfometrie. Pilotná štúdia ....................................... 10

PETROVIČOVÁ, I., HLISNÍKOVÁ, H., ŠIDLOVSKÁ, M., et al.: Gravidita

v interakcii s chronickým stresom u žien z Nitrianskeho kraja (Slovensko) .................................... 17

REGECOVÁ, V., NEŠČÁKOVÁ, E., FUCHSOVÁ, M., et al.: Assessment of body

constitution in children from Bratislava (Slovakia) at early school age ........................................... 22

FUCHSOVÁ, M., KOHÚTOVÁ, D., BODORIKOVÁ, S., et al.: Riziko vzniku

obezity a podvýživy u detí s mentálnym postihnutím ...................................................................... 29

MIHALOVIČOVÁ, L., NEŠČÁKOVÁ, E., FUCHSOVÁ, M., et al: Metrické

charakteristiky hrudníka u detí mladšieho školského veku z Bratislavského kraja

a ich využitie v klinickej praxi ......................................................................................................... 36

HRUBÁ, R., KOPECKÝ, M.: Změny v tělesné hmotnosti a BMI mezi I. a II. trimestrem

u těhotných žen z Moravy ................................................................................................................. 43

ISSN 1336-5827

Documents

SLOVENSKÁ ANTROPOLÓGIA · 2019. 1. 6. · 1 Slov. Antropol., 21(2):1-9, 2018 DIACHRÓNNE TRENDY VYBRANÝCH KRANIÁLNYCH INDEXOV U PREDHISTORICKÝCH A HISTORICKÝCH POPULÁCIÍ Z