個體運動減脂差異與個體基礎代謝有關(guān)

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1、個體對運動減脂效果差異與個體基礎代謝大小有關(guān) 作者：Nicholas D. Barwella, Dalia Malkovab, Melanie Leggatea, Jason M.R. Gilla 譯者：樓樓 內(nèi)容提要： 個體對運動減脂效果存在差異， 即使這些差異與鍛煉計劃相符合。 本研究的目的是調(diào)查 運動后，不同個體的快速呼吸商（RQ,以下用此代替）的改變是否引起了個體差。55位絕經(jīng)前 期女性參與了為期7周的持續(xù)鍛煉項目。在其禁食狀態(tài)下，我們分別評估了她們在實驗前后 的健康狀況，身體組成，靜息狀態(tài)下的酶底物利用率和代謝率。運動干預下總凈能量消耗 （exEE以下用此代替）由所有運動環(huán)節(jié)

2、的心率以及個性化校準后心率與攝氧量關(guān)系所決定。 膳食攝入和身體活動（按恒定的心率監(jiān)測）分別在基線和最后一周干預期內(nèi)進行評估， 平均 脂肪量的變化組為-0.97公斤（范圍2.1至-5.3公斤）。脂肪組織變化最強關(guān)聯(lián)是 exE（ r=0.60， PB.005）。在空腹狀態(tài)下，RQ相關(guān)指數(shù)改變明顯，（r = -0.26, P = .05），伴隨著在適應 exEE和 能量攝入改變后的剩余脂肪量的變化，由此，我們解釋了 7%差異的來源。在多元回歸分析 中，exEE（ PB.0005）以及空腹時 RQ改變（P=.02），只有統(tǒng)計學意義上的獨立預測因子來共 同解釋40.2%的變異。因此，運動減脂效果不

3、僅取決于運動的能量消耗， 同時也受運動誘發(fā) 的變化，休息時間內(nèi) RQ變化的影響。這表明，最大限度改變休息時脂肪氧化數(shù)量的發(fā)展戰(zhàn) 略也許可以幫助加強個人最大化運動減脂效果。 1.簡介 眾所周知，運動訓練促進體重降低或脂肪損失的程度因人而異 ［1-3］。對運動干預的依從 性顯然與此類差異有關(guān)［2,4,5］。即使這一因素的確占一定比例，個體間體重和脂肪損失差異 仍應由觀察所得［1,3］。有人曾認為個體間對運動熱量消耗增加的補償性調(diào)整差異與此也有所 相關(guān)⑹。事實上，最近有報道指出那些運動減重輕于預測的人在運動后增加了她們的能量攝 入。相反，那些減重超過預期的人，即使在干預前后，他們的能量攝入

4、并沒有變化，前提是 把他們作為一個整體來看待 ［1］。此外，自發(fā)活動能源消耗的代償性降低已被證明可導致運動 干預總能量消耗的增加小于預期 ［7,8］。有報道還指出，當個體接受運動訓練后，其在不進行 運動干預條件下，能源消耗也存在著廣泛的變化 ［7］.。這一原因?qū)€體運動減重差異帶來的 影響程度還未可知，但是已經(jīng)證明了那些用無鍛煉活動來增加產(chǎn)熱防止超攝食的個體可以此 免于體重增加［9］。我們可以相信的是，活動補償?shù)膫€體差異在運動減重方面確實發(fā)揮了作用。 然而，行為補償差異可能不能解釋所有的個體減重差異。 例如，Bouchard和他的同事報 道稱［10］，當男子居住在一個孤立的被高度控制

5、的實驗站一樣的環(huán)境中時，運動誘發(fā)的能量 消耗達到4.2兆焦/84天，以恒定攝入量為前提，可導致 3至12千克的體重減少。利用代償 活動主體間的差異來完全解釋這一個減少范圍很難。 因此，非行為代謝因素也可能引起個體 間運動減肥差異。我們推測代謝因素可能有助于休息休息代謝率。 然而，最近的一份報告發(fā) 現(xiàn)，個體運動減肥前后，無論是減肥多的還是減肥少的， 其靜止代謝率的變化并沒有明顯差 別，這表明代謝因素并不發(fā)揮主要作用 ［1］。進一步代謝因素可能在個人接觸的運動引起的變 化幅度發(fā)揮作用?？崭怪狙趸筒秃笾狙趸驯蛔C明在運動后可以增加至少 24小時 ［11-13］，即使在運動誘發(fā)能量缺

6、少狀況下依然能保持這一數(shù)值 ［12］。此外，研究報道，經(jīng)過 耐力訓練的個體在休息時對脂肪的氧化能力超過未經(jīng)耐力訓練的個體 ［14］。休息時脂肪氧化 中的運動誘發(fā)因素的增加因人而異 ［12,15,16］。事實上，這種增加已被證明是預測其他運動引 起的代謝變化的強有力因素， 如改變餐后脂代謝的強度［12］以及胰島素敏感性［16］。另外，一 些研究已經(jīng)表明，空腹［17,18］或超過24小時［19］的高呼吸商（RQ）（高碳水化合物， 低脂肪 氧化）是體重，獨立代謝率長期增加的預報 ［17-19］。因此，運動減肥真正影響的可能是靜止 脂肪氧化。我們推測，運動訓練干預后休息脂肪氧化的變異上調(diào)導

7、致了運動減脂的個體差異 性，這種影響獨立于運動訓練過程和行為代償性反應的帶來的能量消耗。 另外，我們試圖確 定任何基線生理，代謝，人體，或行為特征是否可以預測反應到運動性脂肪損失。 2方法 2.1主題 本研究受試者參與的干預試驗目的是確定運動訓練對有和無糖尿病 [20].家族史婦女的 胰島素敏感性的影響。招募的方式有報紙上的文章，研究的網(wǎng)站， 海報，大學報紙和私人聯(lián) 系。最終，六十名婦女完成了這一項干預實驗，根據(jù)這些完整的變量的數(shù)據(jù)，令我們感興趣 的主要是其中55人。這55位婦女的實驗數(shù)據(jù)列在以及其特征都已羅列在表 1中。所有的受 試者具有以下幾個共同點：身體健康，絕經(jīng)前有良好

8、的月經(jīng)周期， 不吸煙，有久坐的生活方 式（每周小于1小時的運動以及久坐的工作），空腹血糖小于7mmol/L ,血壓低于160/90mmHg。 所有女性中有27位是2型糖尿病患者的后代， 另外28位無家族遺傳史。所有人在參與試驗 前都了解此項試驗，并簽署了知情同意書。 此項試驗經(jīng)北格拉斯哥大學醫(yī)院國民保健服務信 托専題研究倫理委員會同意，并在 ClinicalTrials.gov網(wǎng)站上（：NCT00268541試驗標識符） 注冊。我們證明，本研究遵循有關(guān)利用人類志愿者的機構(gòu)適用制度和政府規(guī)章。 表一（主體基線時的特點以及運動訓練的改變） 基礎狀態(tài) 運動訓練的改變 年齡（歲）

9、34.7 ±.4 BMI ( kg/m2) 27.5 ± 4.7 -0.2 ± 0.7? 瘦體重（kg） 41.8 ±.8 0.3 ±.4 脂肪量（kg） 29.9 ± 9.6 -1.0 ± 1.5? 上半身脂肪量（kg） 19.0 ± 6.9 -0.7 ± 1.3 腿脂肪量（kg） 10.2 ± 3.1 -0.2 ± 0.6 身體脂肪百分比（%） 39.3 ±5.0 -1.0 ± 1.5 腰圍（cm） 5.9 ±1.9 -1.2 ±.3 VO2max (mL/[kg mi n]) 31.3 ±1 4.2 ±0 靜息代謝率（kj/d ）

10、6250 ± 918 -12 ± 410 空腹呼吸商 0.85 ±.05 -0.03 ± 0.06? 能量攝入（Kj/d ） 7904 ±1787 -500 ± 1530 脂肪攝入（g/d） 66.9 翌0.4 -1.8 ± 19 碳水化合物攝入（g/d） 247.3 ±72.0 -18.9 ± 53.4? 蛋白質(zhì)攝入（g/d） 1.6 ±7.5 -6.3 ± 14.1 靜息心率（次/分） 68.1 ± 8.3 -3.4 ± 5.7 每日平均心率減去靜息心率（次 /分）18.1 ±.0 4.2 ±.9? 時間〉1.5倍的靜息心率，包括運動訓練 (m

11、in/d) -40 ±85 時間〉2倍的靜息心率，包括運動訓練 (mi n/d) -23 ±24 時間〉1.5倍的靜息心率，不包括運動訓練 (mi n/d) 106 ± 9 ±35 時間〉2倍的靜息心率，不包括運動訓練 (mi n/d) 11 15 4 ±17 運動訓練完成數(shù)目 -28.3 ±.3 運動訓練總時間（min） 1402 ±469 運動時平均心室率（次/min ） -142.7 ±).3 總凈運動熱量消耗（MJ） -36.9 ±7.0 N = 55;數(shù)值為平均值 土SD. % Pv .05 運動改變？ P < .01.

12、2.2 研究設計 整體的研究設計之前已經(jīng)描述 ［20］，但是，簡單說，所有受試者在實驗前和 7周的耐力 型運動訓練計劃之后都參加了代謝評估，身體成分測量（通過雙能 X線骨密度儀［DEXA］）， 和心肺功能測試，包括個性化的校準心臟率與攝氧量的關(guān)系。 在基礎代謝評估前一星期以及 運動訓練計劃的最后一周，我們還對其膳食攝入和體育鍛煉進行了監(jiān)測。 2.3 代謝評估 實驗在12小時禁食一夜后傳輸數(shù)據(jù)給代謝套件，而且經(jīng)過 10分鐘的休息躺在沙發(fā)上 后，20分鐘呼出空氣樣品是用一個通風罩系統(tǒng)（ Deltatrac代謝監(jiān)測儀，Datex Engstrom， 肯特，英國）收集，以確定靜息氧量（V

13、02），二氧化碳生成量（VCO2 ） ,RQ （即VCO2/VO2） 和代謝率。休息時心臟速率經(jīng)通風罩測量后立即被自動化設備 （Complior;Artech Medical ， 龐坦，法國）記錄（即受試者已平躺仰臥至少 30分鐘后）。志愿者在干預后測量15至24小 時前完成最后的練習任務。 2.4 身體組成評估 DEXA 掃描（LUNAR Prodigy DEXA掃描儀；GE醫(yī)療影像診斷， Slough，伯克郡，英國） 被用來確定身體成分和脂肪分布。身高，體重和腰圍均使用標準流程來確定 ［21］。 2.5 體能測試和心臟速率校準與 VCO的關(guān)系 受試者在進食至少2小時后才參加本次

14、測試。經(jīng)過 10分鐘的休息，5分鐘呼出的空氣樣 品通過口腔到道格拉斯袋，用于測量 3個靜止活動，即靜坐，站立，站立伴隨雙臂搖動，在 此期間的VO2和 VCO23這3個活動的平均攝氧量被視為代表靜態(tài)攝氧量。在此之后，受試者 進行增量式，亞極量式跑步機行走測試，以確定他們的心臟率與攝氧量的關(guān)系，估計最大 攝氧量（VO2maX ［22］。跑步機的初始速度被設定為 5公里/小時，每5分鐘2%遞增。呼氣樣 本用于攝氧量和二氧化碳產(chǎn)出量的測定和心臟速率均取整。一旦試驗者心率達到他們年齡 預測最大心率值的85%，實驗即結(jié)束。氧的攝取與心臟速率的關(guān)系外推到最大年齡預測值 （220 -年齡）來估算最大攝

15、氧量。 2.6 運動鍛煉和膳食評估 每次代謝評估日的 7天前，受試者所有醒著的時間都戴著心臟監(jiān)測儀（ Polar 610i; Polar Electro, ，肯佩萊，芬蘭），心臟速率以每分鐘為單位記錄。平均每日心臟速率減 去靜息心臟速率（即根據(jù)心臟速率與時間曲線的時間平均面積，使用靜息心臟速率作為基 線）被用作總活動的替代測量指標。超過 1.5 至 2倍靜息心臟速率的時間（代謝評估期間確 定）用于時間的替代指標，這一時間指的是參加輕度，或中等強度訓練的時間。在此期 間，受試者也完成了 7日稱重食物日記，這些食物被計算機化，形成了食物組成成分表。 （CompEa專業(yè)分析食物日記，營養(yǎng)

16、系統(tǒng)，班伯里，英國）。 2.7 運動干預 受試者進行7周的漸進耐力型運動訓練計劃。鍛煉時間以第一周 3X 30分鐘開始，在第6 或第7星期達到5X 60。所有受試者均可以免費進入大學的體育中心，我們?yōu)槠涮峁┝丝上?載的心臟監(jiān)測儀（ Polar 610I ），并在心率達到 65％至 80％的最大心臟預測率前進行各種 運動。試驗者可以使用任何他們喜歡的心血管鍛煉設備（例如，跑步機，踏步機，功率自 行車，劃船測功儀），或參加規(guī)律的有氧運動課程。試驗者可以用跑步，騎車，或在其它 地方選擇自己喜歡的運動模式，前提條件是他們達到了所需的持續(xù)時間和鍛煉強度。每周 一節(jié)運動由調(diào)查員監(jiān)督。在這一周的項目里

17、，我們將下載前一周項目中記錄的心臟速率數(shù) 據(jù)保證符合，并就下一周的計劃達成共識。整個干預過程中，一共包括了 32個訓練項目。 除參加運動干預外，我們要求試驗者在研究時間里，不改變本來的生活方式。 對于每個運動訓練項目，我們將根據(jù)個性化的心臟率與攝氧量關(guān)系，把項目中的平均 心臟速率轉(zhuǎn)化成等價攝氧量。這個值中減去與靜止活動相關(guān)的個人的攝氧量就是凈運動攝 氧量（即超出靜止日常活動攝氧量的部分）。凈運動攝氧量與運動持續(xù)時間相乘就得到整 個運動項目過程中的總凈氧氣消耗，凈能量消耗（ kJ）由該值乘以20.3獲得[23]。對于項 目中前3.5周，能量消耗值根據(jù)基期心臟速率與攝氧量的關(guān)系來確定。項目的

18、后 3.5周，干 預后體能測試過程中獲得的數(shù)據(jù)將用于能量消耗計算。所有運動項目的凈能量支出相加即 可得運動訓練計劃的總凈能量消耗。 2.8 重復性和統(tǒng)計能力 實驗中的 28名婦女每隔 8周，禁食 12小時后，要用 2種尺寸的通風罩進行重復測量自由 活動狀態(tài)下靜息RQ這期間，她們不需要接受任何指導，只需要保持平常的飲食以及身體 鍛煉。第一次空腹 RQ吉果為0.84 ± 0.04，第二次為0.85 ± 0.05 （不顯著），兩次結(jié)果的 SD （標準偏差）為 0.05 。根據(jù)這些數(shù)據(jù)，本研究中 55名參與者有足夠統(tǒng)計代表性，來檢測 RQ 差異為0.02運動訓練與90%的能力。這一數(shù)量的志愿

19、者也可以檢測 0.26 , P=0.05的相關(guān) 性。 2.9 統(tǒng)計分析 使用 STATISTICA （ StatSoft 推出，塔爾薩 6.0 版本）和 Minitab 的（ 13.1 版本， Minitab 中，賓夕法尼亞州州立大學）對數(shù)據(jù)進行了分析。我們用單變量線性回歸分析來確定總體 和局部（軀干，上身 [即，軀干加手臂 ] ，和腿部）的脂肪量在干預的過程中變化量的關(guān) 系，另外還有以下數(shù)據(jù)：總凈能量消耗運動干預，行為補償變量（即在能量，脂肪，碳水 化合物和蛋白質(zhì)的攝入量的變化 ;日均心臟利率減去休息心臟率的變化；不包括運動訓練超 過1.5 至2倍休息心臟率的時間） ; 改變生理變量（

20、即最大攝氧量的變化，靜止代謝率變 化，空腹R（改變）和基線生理和行為特征（年齡，身體質(zhì)量指數(shù) [BMI];總體和局部的脂肪 量，最大攝氧量；靜止代謝率；空腹RQ能量，脂肪，碳水化合物和蛋白質(zhì)的攝入量，每日 平均心臟利率減去休息心臟率 ;超過1.5 倍到2倍的休息心臟速率時間）。我們用脂肪量和鍛 煉的凈總能量消耗的的回歸方程推導出的脂肪量變化的殘差以及其他變量做一元線性回歸 分析。這個經(jīng)典的統(tǒng)計方法先前已經(jīng)被用來確定對生物產(chǎn)量多因素系統(tǒng)中各個變量的獨立 影響[24,25] 。同樣有效的，它根據(jù)運動凈總能量消耗的影響進行不斷調(diào)整，也為我們提供 了脂肪量和其他變量變化之間的相關(guān)關(guān)系。為了進一步

21、調(diào)整能量攝入變化對脂肪量變化的 影響，運動總凈能量消耗與能量攝入變化經(jīng)回歸分析后得到的脂肪量變化的殘差用于與其 他變量的一次線性回歸分析。最后，我們用多元回歸分析來確定哪些變量在脂肪量改變中 其獨立作用。統(tǒng)計數(shù)據(jù)在 P=0.05 水平時是可靠的。 3 結(jié)果 基線特征和運動干預引起的整組變化示于表 1中。運動干預的結(jié)果是，該組作為一個整 體各項指標顯著降低，分別如下：體重指數(shù)（ 0.9 ％），總脂肪質(zhì)量（ 3.3 ％），軀干脂肪 量（ 3.0 ％），上半身脂肪量（ 3.8 ％），腿部脂肪量（ 2.5 ％），體脂百分（ 2.6 ％）和腰 圍（ 1.4 ％），但瘦體重并無顯著改變。最大攝氧量（

22、 13.6 ％）顯著增加。靜息代謝率沒 有改變，但空腹RQ已顯著降低，表明底物利用正向脂肪氧化轉(zhuǎn)化。雖然我們要求受試者在 運動干預過程中不要改變飲食習慣，但至干預時期，能源（ 6.3 ％），糖類（ 7.6 ％），蛋 白質(zhì)（ 8.8 ％）的攝入量與基期相比顯著下降，但干預的開始和結(jié)束，脂肪攝入量無顯著差 異。干預結(jié)束時，日均心臟利率減去休息心臟率和心率超過 1.5 倍到 2倍靜息心臟速率的時 間（包括鍛煉時間）均顯著高于基期（ P b.01 ）；但是后兩者因素若都除去運動鍛煉時 間，則基期和干預后并無多大差別。整個組內(nèi)，總脂肪量變化有廣泛的個體差異，個人變 化從增重 2.1 公斤到減輕 5.

23、3 千克都有（圖 1，下圖）。表 2顯示了干預過程中總脂肪量變化 有關(guān)的事物。在簡單的單變量回歸分析中，脂肪量變化的最強相關(guān)物是運動（ r =0.60 ， P B.0005 ）的總凈能量消耗，解釋這一因素的偏差是 36％。日均心臟利率減去休息心臟速率 的該表（其中包括運動干預引起的心率上升）與總脂肪量改變（ r =-0.31 ， P = 0.02 ）也 顯著相關(guān)；但超過 1.5倍和 2倍靜息心臟率的時間變化（不包括運動訓練）與其無多大關(guān) 系。脂肪攝入量改變（r =-0.25 ，P = 0.06 ）和空腹RQ勺改變（r =-0.25 ，P = 0.06）， 在與總脂肪量變化值的簡單單變量

24、回歸分析中有臨界顯著相關(guān)性。圖 1中部的畫面，顯示了 調(diào)整總運動凈能量消耗后勺個人總脂肪量勺殘余變化。圖底部部分顯示調(diào)整總運動凈能量 消耗和能量攝入改變后勺個人總脂肪量勺殘余變化。換句話說，這些圖顯示運動能量消耗 和能量攝入的改變無法解釋總脂肪量變化的差異性?？傊玖孔兓涂崭?RQ變化的關(guān)系在 調(diào)整總運動凈能量消耗（ r =-0.31 ， P = 0.02 ）后被加強，并且在進一步調(diào)整能量攝入 （r =-0.26, P = .05） 后，仍保持重要作用（圖 2）。因此，空腹RQ變化解釋了在整個干預過 程中，調(diào)整后所得的總運動能量消耗和能量攝入變化里，大約有 7%的減脂量差異的原因。

25、運動能量消耗調(diào)整和能量攝入改變都削弱了總脂肪量和脂肪攝入量變化之間的關(guān)系。在任 何這些分析中，沒有任何基礎因素與總脂肪量顯著相關(guān)（數(shù)據(jù)未顯示）。在多元回歸分析 中，包括所有的“統(tǒng)計分析”模型中的變量，凈總能量消耗（ P B.0005 ）及空腹RC改變 （P=0.02 ）是僅有的重要影響脂肪量改變的獨立因素?？傊@ 2個變量（調(diào)整后的R2）解 釋了 40.2 ％的總脂肪量改變差異（調(diào)整后 R2）。 在單變量回歸中，改變軀干（ r =0.87 , P B.0005 ），上身（r=0.92 , P B.0005 ），和 腿部（r =0.52 , Pb.0005 ）脂肪與總脂肪量是緊密聯(lián)系在

26、一起的。此外，改變軀干（ r =- 0.43 , P = 0.001 ），上身（r=-0.49 , P B.0005 ），和腿部（r =-0.45 , P = 0.001 ），脂 肪都與凈運動能量消耗具有顯著相關(guān)性。軀干脂肪變化也與日均心率減去休息心臟率（ r=- 0.29 ， P = 0.03 ）顯著相關(guān)。另外上半身脂肪改變與脂肪攝入量在基線顯著相關(guān)（ r=- 0.28 ， P =.04 ）（即，那些具有最高的基線脂肪攝入量丟失最多上身脂肪）。軀干，上 身，或腿部的脂肪改變并沒有與空腹 RC顯著相關(guān)。 Bl saiiii 脂肪增加 脂肪減少 "調(diào)整總運動能量消耗后脂肪量的

27、 用殘余變化（kg） arllKlE 亠營里rElykMIKIP ptTR iustlMhHhlic蘭言勺定！xlEri屈 AIM.4-laJ; ?=哥JSJB IE ?EJE一 _Enp-WH 調(diào)整總運動能量消耗和能量攝入 改變后脂肪量的殘余變化（kg） 圖1:55位婦女在研究中的脂肪量變化（最頂端的圖）。 調(diào)整總運動能量消耗后脂肪量 的殘余變化（中間位置的圖）。調(diào)整總運動能量消耗和能量攝入改變后脂肪量的殘余變化 （最底部的圖）。三張圖中，試驗者均按未調(diào)整前的脂肪量排列。 0,15 -1 空腹R（前-后） 040 0.05 t.M -no? r ■: 0

28、.26 -0.15 J1.20 脂肪量殘余變化（前-后）（kg） 圖2:散點圖顯 示空腹RQ變化 和脂肪量的殘 留變化之間的 關(guān)系，調(diào)整總運 動凈能量消耗 和能量攝入變 化的影響（n =55，和皮爾遜 積矩相關(guān)系數(shù) 的P值）  F預，行為補償與生理變化之間的關(guān)系，運動后脂肪量變化 脂肪量變化相關(guān)性 調(diào)整前 調(diào)整后總運動 能量消耗 調(diào)整后總運動能量 消耗和攝食量變化 干預差 異 總運動能量消 耗 -0.60 (b0.0005 ) 行為補 償變量 能量攝入變化 0.20 (0.14 ) 0.20 (014) 脂肪攝入改變

29、 025 (0.06 ) 0.24 (0.07 ) 0.10 (0.48 ) 碳水化合物攝 入變化 0.11 (0.42 ) 0.17 (0.22 ) 0.00 (0.99 ) 蛋白質(zhì)攝入變 化 0.05(0.73) 0.05(0.71) -0.06(0.65) 日均心率-靜息 心率的改變 -0.31 (0.02 ) 015 (0.27 ) -0.16 (0.25 ) 超過N1.5倍靜 息心率時間不 包括訓練時間 變化 0.06 (0.64 ) -0.05 (0.73 ) -0.03 (0.85 ) 超過N2倍靜息 心率時間不包 括訓練時間變 化 -

30、0.04 (0.75 ) -0.10 (0.48 ) -0.07 (0.60 ) 生理變 化 最大攝氧量變 化 0.03 (0.82 ) 0.20 (0.14 ) 0.15 (0.26 ) 靜息代謝率變 化 0.13 (0.33 ) 0.15 (0.28 ) 015 ( 0.28 ) 空腹RQ 0.25 (0.06 ) 0.31(0.02) 0.26(0.05) N-15,值之間相互關(guān)聯(lián)，伴有 Pf直的插入。重要數(shù)據(jù)關(guān)系已經(jīng)可以看出。 因為運動訓練引起的空腹 R(變化是在總脂肪量變化的顯著預測因子。我們采用了單變 量和多變量回歸分析，以確定是否有其他測量

31、變量可以預測運動引起的 R(變化。空腹RM 變化與糖尿病家族史顯著相關(guān)( 0 和 1分別作為陰性和陽性糖尿病家族史，包括啞變量) (r = -0.347 ，P = 0.009 )(即那些歷史上積極的糖尿病家族運動引起的空腹 R(減少更 大) ; 基線體重指數(shù)相關(guān)( r = 0.29 ， P = 0.035 )和總相關(guān)( r = 0.29 ， P =0.033 ) 和腿部相關(guān)(r = 0.36 ，P = 0.006 )，脂肪質(zhì)量(即那些具有較低的基線 BMI和脂肪量 有較大的R(減少)；基線空腹 RQ( r = -0.67 ， PB .0005 )(即，那些具有更高基線 RQ 的實驗

32、者減少較大)。另外能量改變( r = 0.29 ， P = .035 )，碳水化合物( r = 0.28 ， P = 0.40 ) ，和脂肪( r = 0.27 ， P = 0.047 )攝入量(即在能量，碳水化合物和脂肪的 攝入量減少多的RQ下降的多)。在多元回歸分析，基線空腹 RQ( Pb.0005 )，糖尿病 家族史( P = 0.001 ) ，而能量攝入量變化( P = .049 )均為獨立顯著的預測空腹 RQ 變化因子，總共能解釋 55.9 %的差異?；€空腹 RQ-個因素就解釋了 44.2 %的空腹RQ^ 化。 4. 討論 在這項研究中， 55名婦女進行了 7周的運動訓練

33、計劃，引起平均總脂肪減少為 0.97千 克。這意味著鍛煉計劃的平均總凈能量消耗為 36.9兆焦，因此，假設減脂要求 39.4兆焦/千 克的能量負平衡 [26] ，小組內(nèi)的脂肪損失作為一個整體大致在預期水平。然而，以小組為 單位脂肪量變化掩蓋了個人脂肪量損失差異。(圖 1)。在總脂肪量變化中最重要的相關(guān)物 是運動消耗能量，它解釋了 36%的方差，但是即使調(diào)整了這一點和干預中的能量攝入，殘 余脂肪量變化的廣泛差異是顯而易見的，從 +2.5到-2.9 公斤。該研究的主要新發(fā)現(xiàn)是，在 調(diào)整干預過程中的運動消耗和改變能量攝入后，運動干預引起的總脂肪量的殘留變化與干 預結(jié)束前后的空腹 只蠻化有關(guān)。空

34、腹RQ變化解釋了脂肪量殘余變化約 7%的方差。事實上， 空腹RC及總脂肪量的變化之間的關(guān)系是獨立于所有其他的生理和行為差異之外的。這一結(jié) 果由一項多變量分析模型得出。在此模型中， RQ變化及凈總能量消耗是總脂肪量下降的唯 一顯著獨立預測因素。 從這個研究很難得出空腹 R?化和脂肪量變化之間準確的因果關(guān)系。然而，運動性降 低RQ勺情況是預測運動誘發(fā)脂肪損失的重要因素，表明一個高的 RQ值預示著體重長期增加 [17-19] 。換句話說，為了防止未來體重增加，我們需要保護好的脂肪氧化劑。我們的數(shù)據(jù) 以此為基礎建立，數(shù)據(jù)表明對脂肪的氧化反應有最高靜息底物利用率的人，運動訓練脂肪 量損失最大，獨立

35、于運動熱量消耗和改變能量攝入之外。 R/口長期體重增加的研究發(fā)現(xiàn)， 這種效應脫離代謝率 [17-19]，我們的研究結(jié)果也與此一致。事實上，我們發(fā)現(xiàn)了與 King 等 人[1] 一致的研究結(jié)果，干預前后的靜息代謝率變化與脂肪量變化無關(guān)。 另一方面，我們都認為能量負平衡增加脂肪的氧化 [27] ，按理來說，在這項研究中脂 肪損失最多的婦女應在干預過程中產(chǎn)生的最大負能量平衡。然而，這種對脂肪氧化的轉(zhuǎn)變 的出現(xiàn)似乎主要是為了應對急性的相對短期的能量負平衡。一些研究報告稱，在較長時期 內(nèi)，體重下降(即超過數(shù)周或數(shù)月內(nèi)，累積了大量的負能量平衡，且身體組成隨之變化) 通常與在禁食無變化[28] , 24

36、小時RQ甚至增加[29-31]聯(lián)系在一起。事實上，體重損失引起的 RC上升應該是體重反彈的一種因素。一些報告表明，減肥后有最高的 RQ勺人體重最容易反 彈[28,32]。此外，個體間短期能量負平衡 [12]與同等程度的長期體重改變 [30]引起的脂肪氧 化改變存在很大差異。 例如，我們曾報道，在參加完消耗 27KJ/Kg能量的運動項目后，我們 觀察8.5小時得到個人全身餐后脂肪氧化變化可以從 -4g到+16g [12]。有人已經(jīng)證實，這種 變化已經(jīng)超出體重的調(diào)節(jié)代謝的后果：在應對能量損失時，能夠正調(diào)節(jié)運動脂肪氧化的個 人也擁有最大程度上的餐后脂代謝 [12]及胰島素敏感性 [16]。此外

37、，我們先前已經(jīng)表明運動 可增加之后的脂肪氧化時間超過 24小時，甚至在沒有相關(guān)的能量赤字時，這也成立。這種 增加的程度也有顯著的個體差異性 ［12］。由于訓練前的代謝評估是在運動后 15? 24小時內(nèi)測 量的，很可能在本研究中， R（變化的差異性至少部分地反映了急性運動后脂肪氧化增加的 個體差異。 因此，文獻中的證據(jù)表明，運動誘發(fā)的 R（變化展現(xiàn)了個體間較大的差異性，且在能量 赤字缺乏的狀況下也是顯而易見的。 R（在減重后并未明顯的下降。所以它不支持 RC降低越 多是簡單的負能量平衡和更大的重量損失引起的結(jié)果。 由于空腹RQ勺變化與總脂肪量下降獨立顯著相關(guān)，我們試圖確定哪些因素

38、影響了 R（變 化。到目前為止，空腹 R（變化的最重要的預測因素是其基線值：那些 R（基線值最高的人經(jīng) 歷了最多的降低。由此看來，一個人擁有更多“碳水化合物氧化劑”，運動訓練轉(zhuǎn)化的脂 肪越多。這表明，那些最有可能發(fā)胖的人是由于其高 RQ17-19］在鍛煉后得到了休息脂肪氧 化方面增加的利益。然而，空腹 RC基線值與總脂肪量變化沒有顯著的關(guān)系 ；謹慎的說，是在 這一實驗中無明顯關(guān)系?？崭?R（變化也與其他“先天”的基線因素顯著相關(guān)，即體重指 數(shù)，總脂肪量以及腿部脂肪量和糖尿病家族史。但是，飲食攝入成分的改變也有所相關(guān)， 盡管其相較于BMI影響較小。這表明影響脂肪量變化的“行為”和“代謝”

39、因素并不完全相 互獨立。 本研究中有許多優(yōu)勢。本實驗中中有 55名試驗者，這是迄今試圖解決影響個體減脂效 果因素的最大的研究，它提供了高標準的檢測變量之間統(tǒng)計學關(guān)聯(lián)，使得本研究的統(tǒng)計結(jié) 果更加有說服力。使得這項研究的統(tǒng)計結(jié)果強勁。此外，無論是代謝變量還是行為變量我 們均已納入分析，兩者之間的相對重要性可以進行判斷。運動干預的能量消耗根據(jù)不同人 的標準客觀定量。此外，基線和干預后的測試間隔 8周，盡可能確保，婦女在基線和干預后 測試時，處于月經(jīng)周期相同的相位，從而限制了對結(jié)果周期性激素變化的混雜影響。 這項研究中主要的限制是涉及到的行為補償變量的測量。這是在這個領(lǐng)域大多數(shù)報告 共同的問題

40、。首先，大家公認在飲食攝入測量時存在普遍的漏報少報問題，且這一問題肥 胖的人更加明顯［33,34］。然而，似乎每個人漏報的程度是相對一致的 ［34］，表明在2個觀察 點（例如，基線和干預后）之間的飲食攝入量的差異很可能比單一時間點的絕對膳食攝入 量擁有更高的精確度。因此，本研究中的重復測量設計可以減輕這種潛在的錯誤。此外， 不準確的膳食攝入量的測量效果會減少與運動減脂有關(guān)的影響（回歸稀釋偏差的影響 ［35］）:因此，本實驗中的這一發(fā)現(xiàn)，即脂肪攝入和運動誘發(fā)的脂肪變化之間存在隱約的相 關(guān)關(guān)系，極有可能是正確的。盡管試驗中存在膳食攝入評估的潛在性錯誤，但仍不影響這 一結(jié)論。這與King和他的同事

41、［35］最近的工作結(jié)果相一致，他們在報告中提出，飲食補償影 響了運動減脂的程度。相反，我們對心臟率進行了檢測，沒有發(fā)現(xiàn)任何證據(jù)表明，通過減 少非運動活動補償?shù)膫€體差異影響脂肪損失程度。但是，由于除運動這一因素外的其他行 為（例如，興奮和應激）會影響心臟速率，特別是當心臟率相對較低（當這種情況占一天 中大多數(shù)時間），這種方法可能遺漏了運動減脂行為的微小變化。因此，我們可以設想， 響應運動干預的自發(fā)生理活動的補償性變化存在的個體差異可能對運動減脂效果產(chǎn)生一定 影響，這一點在本研究中并未能得到探究。 總之，本研究發(fā)現(xiàn)，運動誘發(fā)的減脂程度不僅與運動熱量消耗還與處于靜止狀態(tài)的 RQ 變化相關(guān)。因此，

42、運動訓練中最大限度促進靜息底物利用轉(zhuǎn)變?yōu)橹狙趸瘜兄跍p脂 最大化。 感謝 這項工作由英國心臟基金會（ PG/03/145 ）項目資助。沒有任何一位作者與這一相關(guān)工 作有利益沖突。 文獻資料 1. King NA, Hopkins M, Caudwell P, Stubbs RJ, Blundell JE.12 周監(jiān)督訓練后的個體差異：確 定運動減脂的補償。 Int J Obes (Lond) 2008;32:177-84. 2. Byrne NM, Meerkin JD, Laukkanen R, Ross R, Fogelholm M, Hills AP. 針對肥胖個體的減

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