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摘要

背景/目标：关于自我报告的重量和高度的有效性的数据，以计算体重指数（BMI）并确定肥胖的患病率是冲突的。该研究的目的是评估自我报告的体重和高度的有效性，以评估意大利青少年样本中的超重/肥胖患病率。

主题/方法：拉萨奥地区第二类中学369名青少年的代表性集群样本进行了调查。重量和高度都是自我报告和测量的。BMI由自我报告和测量值计算。使用配对样本T检验，学生的T检验，Bland-Altman Plots和Kappa Cohen的统计数据分析数据。

结果：青少年自我报告的体重被低估了;他们的身高被高估了，由此产生的BMI被低估了。平均差异为- 0.3±3.7 kg (95% CI -0.68 ~ 0.08;p 0.116)， 1.2±2.9 cm (95% CI 0.89 ~ 1.48;0.4±1.5 kg/m^{2 (}95％CI -0.58至-0.27;P 0.000）对于BMI。超重/肥胖的患病率为18.9％，基于自我报告的数据（男性24.0％，女性为15.0％）和测量数据的23.3％（男性为30.2％，女性为17.9％）。

结论：自报体重和身高对简化大规模调查非常有用，但在意大利青少年中应谨慎使用，因为它们可能导致对该人群超重和肥胖比例的错误估计。

关键字

青少年，肥胖，超重，自报体重/身高

介绍

儿童肥胖是公共卫生的一个主要挑战，因为与体脂过多相关的健康风险，近几十年来在世界各地的儿童和青少年中患病率迅速增加(1-3)。此外,超重和肥胖的青少年更有可能成为肥胖的成年人(4)。因此,超重/肥胖流行的监测儿童和青少年需要成功地计划卫生干预措施和监控趋势(5),身体质量指数(BMI),计算体重(公斤)除以身高(米)的平方,是最常用的参数评估大规模研究中多余的体重,这也被认为是一个适当的索引定义超重儿童和青少年(6、7)。通常,测量体重和身高的体重指数评估由训练有素的工作人员提供足够的设备(8)。在世界许多国家和地区，体重和身高的自我报告数据被广泛用于计算BMI和确定超重/肥胖的患病率(9,10)。事实上，在大规模的流行病学研究中，经常自我报告的体重和身高数据比测量的数据更受欢迎，因为它们更容易、更便宜，并简化了野外工作的数据收集(11)。在大规模人口调查中可能无法负担测量的人体测量数据，也不适用于基于邮政或电话调查的调查。此外，由于人体测量测量似乎具有侵入性，特别是对于有体重问题的人，他们的拒绝可能会影响调查的参与率，从而有助于低估超重/肥胖的流行率(9)。但与测量的BMI(12)相比，频率较低。

然而，自我报告的身高和体重数据的有效性是有争议的，一些调查显示了相互矛盾的结果。事实上，一些作者提出了自我报告数据的有效性(13-15)，而其他人则对其准确性提出了担忧(16,17)。此外，有时这些数据的质量并没有在基于自我报告的体重和身高结果的论文中描述(11)。

尽管自我报告的人体测量值和测量值之间存在很强的相关性(18,19)，但皮尔森相关系数不足以描述和量化自我报告的体重和身高相对于测量值的偏差(20,21)。事实上，在年轻人和成年人中，通常自我报告的体重往往被低估，而自我报告的身高往往被高估(9,22)，尽管青少年的身高也可能被低估(11)。一般来说,在青少年超重或肥胖的自我报告的体重和身高和女孩导致低估自己的体重状态在更大程度上比男性青少年和那些正常体重,和低估的程度随肥胖程度(11日23)_．

因此，自我报告的数据导致低估了青少年的超重和肥胖患病率，在文献中观察到的误差范围有很大的差异(24,25)。_．

此外，与客观措施相比，一些研究表明，自我报告的体重和高度具有较弱的敏感性，即肥胖或超重青少年的较低百分比是正确的分类，而最高到大约四分之一的四分之一或一半是不是使用自我报告的数据（11,25,26）时包含在右权重状态类别中。

尽管如此，通过使用超重和肥胖的不同定义（26）的不同定义，研究之间的敏感性的比较是复杂的。进行比较和评估公布研究结果的额外限制，自报告和测量的人体测量数据的结果可能是所用方法和工具的任何差异，以及统计分析的差异，也不总是描述（22）。

有几项研究考察了与青少年自我报告身高和体重准确性相关的除性别和体重状况以外的因素，包括年龄、种族/族裔和社会经济状况（19、27、28-32）。这些研究的结果相互矛盾（11），自我报告的人体测量数据的有效性可能因人口和时间的不同而不同，并且受多个方面的影响，包括文化和社会人口因素以及社区的健康状况（9,26）。

一些作者建议使用特定的人群方程来修正自我报告的数据，一些作者建议调整BMI的阈值，以根据自我报告的BMI来定义肥胖（33-35）.然而，通常建议使用测量的体重和身高，当无法检查研究人群中自我报告数据的有效性时（9,11）此外，在不同的青年样本中，特别是在不同的文化背景和国家，自我报告的身高和体重的有效性还没有得到充分的检验（11）。

本研究的目的是评估自我报告的体重，高度和合成的BMI值的有效性，评估意大利青少年样本中超重和肥胖的患病率。

材料和方法

样本

根据拉齐奥地区教育办公室提供的一份清单，这项研究是在拉齐奥地区15-16岁的青少年中进行的，他们在随机选择的公立和私立中学的第二个班级上课。根据世界卫生组织（WHO）的整群调查方法（36），以班级为抽样单位进行整群抽样。样本量的计算基于30%的预期超重/肥胖患病率，使用5%的期望精度水平和2%的设计效应。由此产生的数字增加了11.5%，以补偿最终的拒绝。招募了21个中学班级，共招收438名学生（203名男性和235名女性）。该项目的出勤率为86.1%，但调查当天有1.7%的青少年缺课，之后无法恢复，因此参与率为84.4%。还有4名受试者未被纳入分析，因为他们年龄超过18岁。本研究共调查了369名青少年（162名男性和207名女性）。

数据收集是在2011年12月和2012年5月之间进行的。该研究符合国家食品和营养研究所的道德委员会。只有由父母或法定监护人签署的同意书的青少年被列入样本。

测量和自我报告的人体测量数据

根据世界卫生组织的建议(8)，体重和身高的测量由经过培训和标准化的工作人员进行。身高由SECA 214(德国汉堡)测量到最接近0.1厘米，受试者不穿鞋，站立，体重平均分配在脚上，头部在法兰克福平面，头部后部，臀部和脚跟(如果可能)与垂直面接触。用电子秤SECA 872测量体重至50克^TM（汉堡，德国），受到禁食条件的主题（或在清淡的早餐之后）和清空膀胱后。

测量在早上在学校进行，一次是一段青少年，在一个安静的房间里，确保每个年轻人的隐私和保密。在标准化测量之前，将面对面的人被要求迎来报告其出生日期，体重和身高。还记录了性别和测量日期;年龄是根据测量日期和出生日期计算的。体重指数（BMI）计算为千克的重量除以米的高度平方（kg / m²)，考虑到体重和身高的测量值和自我报告值。根据Cole &Lobstein(37)的性别和年龄特异性BMI参考值，通过测量和自我报告的体重和身高的BMI值来定义体重状态。

统计分析

使用SPSS统计软件包版本20.0（SPSS Inc.，Chicago，IL）进行统计分析。描述性统计数据用于计算手段和标准偏差。进行配对样品T检验，以便分别检测直接测量和自我报告的重量，高度和BMI之间的手段的显着差异。通过未配对的T检验比较了性别之间的手段。COHEN的Kappa（38）的指数用于将超重和肥胖的分类通过重量和高度测量数据进行比较，并从自我报告的数据中获得;LANDIS和KOCH（39）的标准用于评估分类协议。使用学生的T测试测试组之间的差异。Bland-Altman分析（20）^是用来可视化自我报告和测量数据之间的一致性。

结果

研究样本特征如表1所示。儿童年龄(平均±标准差)15.8±0.5岁，体重62.5±13.6 kg，身高167.2±8.9 cm, BMI 22.3±4.0 kg/m²．青少年自我报告的人体测量数据与测量数据之间的平均差异见表2。平均而言，青少年的体重低估-0.3±3.7 kg，身高高估1.2±2.9 cm, BMI显著低估-0.4±1.5kg/m²．虽然平均差异没有统计学意义（女孩-0.2±3.2;男孩-0.4±4.2），但两者的重量略微低估了它们的重量女孩高度估计它们的身高（1.7±2.6 p = 0.000），比男孩更大（p = 0.000）（0.6±3.1; p = 0.015）。此外，BMI在女性和雄性中显着低估了（分别为-0.5±1.4 p = 0.000; -0.3±1.7 p = 0.035），但是，性别之间的差异没有统计学意义。

表格1：研究样本特征(平均值±标准差)

	男性 （n = 162）	女性 (n = 207)	总计 (n = 369)	p
年龄(年)	15.9±0.6	15.7±0.5	15.8±0.5	0.141 *
重量（kg）	68.5±15.0.	57.8±10.2.	62.5±13.6	< 0.001 *
高度（cm）	173.9±6.7	162.0±6.6	167.2±8.9	< 0.001 *
体重指数（千克/平方米）	22.6±4.4	22.0±3.6	22.3±4.0	0.324*

* Mann-Whitney测试U的P值

表2：自报告和测量重量，高度和BMI的比较

	自我报告的 平均值±SD	测量 平均值±SD	差别 平均值±SD（95％CI）＊	p**
女孩（n = 207）
重量（kg） 高度（cm） BMI(公斤/米2）	57.6 ±9.4 163.7 ±7.0 21.5±3.1	57.8±10.2 162.0±6.6 22.0 ±3.6	-0.2±3.2 (-0.69 ~ 0.20) 1.7±2.6（1.30至2.01） -0.5±1.4 (-0.74 ~ -0.35)	0.272 0.000 0.000
男孩(n = 162)
重量（kg） 高度（cm） BMI(公斤/米2）	68.1±13.6 174.5±7.4 22.3±3.8	68.5±15.0. 173.9 ±6.7 22.6±4.4	-0.4±4.2 (-1.02 ~ 0.28) 0.6±3.1 (0.11 ~ 1.07)§ -0.3±1.7（-0.54至-0.02）	0.262 0.015 0.035
总(n = 369)
重量（kg） 高度（cm） BMI(公斤/米2）	62.2±12.6 168.4 ±9.0 21.8±3.4	62.5±13.6. 167.2±8.9 22.3±4.0	-0.3±3.7（-0.68至0.08） 1.2±2.9 (0.89 ~ 1.48)§ -0.4±1.5（-0.58至-0.27）	0.116 0.000 0.000

^＊95% CI = 95%可信区间;^**根据配对样本t检验;^§Uniapaled T-Test P = 0.000

表3显示了根据体重状况自我报告的体重、身高和BMI与实际测量的平均差异。结果突出了与超重相关的低估体重(p=0.000)和略微高估身高的趋势。超重青少年体重低估(-1.8±3.3 kg)，身高高估(1.5±3.8 cm);肥胖个体平均低估体重(-5.5±5.9 kg)，高估身高(1.4±3.6 cm)。因此，BMI被低估为- 1.1±1.5 kg/m²超重青少年和- 2.5±2.5 kg/m²在肥胖者中。在正常重量的青少年中，体重升高0.5±2.8千克，高度高度升高1.2±2.5厘米，因此甚至BMI均低估，虽然略微（ - 0.1±1.1）。相反，在薄薄的青少年中，体重高估1.6±3.2kg，高度低于0.3±2.6;然后BMI高估0.6±1.2。

表3:根据体重状况，体重、身高和BMI的平均差异(自述减去测量值)(平均值±sd)

	笨重的地位				p＊
	瘦 n.23	正常重量 n.260	超重N.57.	肥胖 n.29
δ重量（kg）	+ 1.6±3.2	+0.5±2.8	-1.8 ±3.3	-5.5±5.9	0.000
δ高度（cm）	-0.3±2.6	+ 1.2±2.5	+1.5±3.8	+ 1.4±3.6	0.071
ΔBMI(公斤/米2）	+ 0.6±1.2	-0.1±1.1	-1.1±1.5	-2.5±2.5	0.000

＊根据方差分析Δ＝自我报告值减去测量值

自我报告和测量值之间的差别是策划反对的是体重的自我报告和测量值(图1),高(图2)和BMI(图3)。95%的限制协议体重分别为-6.9和7.5,-6.8和4.4的身高,和BMI的-2.6和3.4。

图1:Bland-Altman图的差异与平均报告和测量的重量

图2:Bland-Altman曲线差异与报告和测量高度的平均值

图3：Bland-Altman图显示了与报告和测量的BMI平均值的差异

表4显示，与测量数据相比，超重和肥胖的流行率被自我报告的数据低估了(超重13.8% vs 15.4%，肥胖5.1% vs 7.9%)，尤其是男性(超重16% vs 19.1%，肥胖8.0% vs 11.1%)。

表4：超重和肥胖的百分比来自自我报告和测量的数据

		男性 （n=162）	女性 (n = 207)	总样本 (n = 369)
超重(%)
自我报告的		16.0	12．1	13．8
测量		19.1	12.6	15．4
差别		-3.1.	-0.5	-1.6
肥胖（％）
自我报告的		8．0	2.9	5.1
测量		11．1	5.3	7．9
差别		-3.1.	-2.4	-2.8

表5显示了根据自我报告的体重和身高的BMI评估与根据测量的BMI评估的一致性:在超重组中有12名肥胖(41.4%)被误分类;57名超重受试者中有23人(40.4%)被错误地认定为正常体重，2人(3.5%)被认定为肥胖。260名正常体重的青少年中245人(94.2%)被正确分类，7人(2.7%)属于超重范围，8人(3.1%)属于瘦范围。23名瘦型受试者中有7人(30.4%)错误地属于正常体重范畴。Kappa值为0.64 (p <0.001)， 95% CI为0.56;0.72)，接近定义实质性协议的范围值的下限，根据Landis和Koch的分类标准。从性别看，男性肥胖18人中有6人(33.3%)误归为超重，31人中有14人(45.2%)超重归为正常体重;102名正常体重青少年中95名(93.1%)被正确分类，11名瘦弱青少年中5名(45.4%)被正确分类。在肥胖女性中，11人中有6人(54.5%)被误归为超重，26人中有9人(34.6%)超重属于正常体重;158名正常体重者中150人(94.9%)被正确分类，12名瘦弱者中只有2人(16.6%)属于正常体重。

表5：评估Ponderal身份从测量和自我报告的体重和身高评估

来自自我报告的体重和高度的BMI	BMI是通过测量体重和身高得出的
	瘦	正常重量	超重	肥胖	总计
瘦	16. 7 0 0 23.	8 245. 7 0 260	0 23. 32. 2 57	0 0 12. 17. 29.	24. 275 51 19. 369.
正常重量
超重
肥胖
总计
男性
瘦	6 5 0 0 11.	3. 95 4 0 102.	0 14. 16. 1 31.	0 0 6 12. 18.	9 114. 26. 13. 162
正常重量
超重
肥胖
总计
女性
瘦	10. 2 0 0 12.	5 150 3. 0 158	0 9 16. 1 26.	0 0 6 5 11.	15. 161 25. 6 207.
正常重量
超重
肥胖
总计

讨论

这项研究检验了自我报告的体重、身高和BMI在评估意大利青少年超重患病率中的准确性。被检查的青少年稍微低估了自我报告的体重，而高估了身高，显著低估了BMI。这些发现与之前对青少年的研究结果相似_（19日,28)_．在该研究中，平均差异在该年龄组的文献中报告的值范围内-4.0至1.5千克重量，高度-1.1至6.9厘米，BMI值的-3.0至0.2。

在本研究中，报告体重在不准确程度的男孩和女孩之间的差异无显着。然而，女孩报告的高度比男孩更加不准确，自报告的价值观明显高于测量的值，确认先前的研究（26,27,33-40）。

和其他研究一样(41-43)^，这项调查的结果突出了超重青少年自我报告数据的问题，他们往往低估自己的体重，高估自己的身高，导致超重和肥胖的发生率较低(超重1.6个百分点，肥胖高达2.8个百分点)。事实上，自我报告和实际人体测量数据之间的差异程度受到实际体重状况的影响，较胖的青少年比较瘦的青少年更容易低估自己的体重。

缺乏体重和身高测量的最新信息可能是这些参数自我报告错误的一个原因，特别是在生长非常迅速的青春期(44)，主要是在弱势群体中，他们可能不容易获得这类测量(22,45)。此外，青少年可能更容易测量他们的体重，但他们可能很少有机会测量他们的身高;此外，女孩似乎更关注体重而不是身高(40)。社会受欢迎度是另一个可能导致自我报告体重和身高偏差的因素(46);因此，个人或群体更有可能受到与身体形象相关的强大社会压力的影响，报告理想化和/或社会接受的价值观(47)。^．在此背景下，一些针对青少年的研究表明，对自己身体形象的不满程度与体重漏报之间存在关联(29,31,33)。如上所述，已经充分证明了个体体重状况会影响自我报告的体重和身高值的系统性不准确性(21,42,48)。此外，在文化和社会变化的作用下，社会可取性对自我报告数据的影响可能会随着时间而变化，也可能取决于所使用的数据收集方法;例如，数据收集是为了面谈还是通过电话进行的(49)。虽然肥胖显然是一种客观、可测量的现象(如BMI)，但它也是一种对一个人的身体和身体形象的主观、情感体验，并与内在状态显著相关，如低自尊(43)。因为较低的自尊与自我报告体重的更大偏差有关，青春期前和青春期第一阶段自我报告体重问题的差异可能反映了个体对身体形象的不同看法，暗示一个人不愿意或不能承认他/她的肥胖，因为否认和/或社会耻辱(43)。

这项研究有一些局限性。横截面研究设计不允许分析原因和效应关系，并且不包括虽然我们审查了有义务在意大利上学的年龄组的青少年。我们研究的优势包括高参与率，样品代表性和所有人类测量测量的事实，使所有训练有素的和标准化的调查人员进行，从而降低了测量误差的可能性。

总之，目前的研究结果表明，在青少年样本中，自我报告的体重和身高数据与实际测量的数据之间存在差异，越大，额外体重增加越多。因此，对于简化大规模调查非常有用的人体测量自我报告数据，在研究人群中应谨慎使用，因为它们可能导致错误估计超重和肥胖率。这些差异不能被忽视，因为体重超标对公共健康和资源有重大影响，低估超重和肥胖流行率可能会误导政策制定者忽视问题的程度;此外，这种错误分类可能会扭曲与体重相关的风险因素的病因学研究结果，并低估与肥胖相关疾病的影响(50)。未来的研究，也延伸到意大利的其他地区，应该探索不准确的预测因素，以阐明自我报告的人体测量指数的偏差趋势。

确认

这项研究的资金来源是意大利农业、食品和林业部的财政支持(MIPAAF, D.M.7105 del 29/03/2010)。

作者对参与这项研究的教师、青少年和家庭表示感谢。

金融支持

意大利农业部，食品和林业部（MIPAAF，D.M.7105 DEL 29/2010）。

利益冲突陈述

作者没有宣布利益冲突。

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