曹梦宇，祁晓磊，周 明，林希圣，刘陪沛，刘金炜，彭 楠

1 解放军总医院研究生院，北京 100853；2 解放军总医院第五医学中心，北京 100039；3 解放军总医院第一医学中心 康复医学科，北京 100853；4 解放军总医院第二医学中心 康复医学科，国家老年疾病临床研究中心，北京 100853；5 中央军委机关事务管理总局服务局保健室，北京 100034

肌少症被定义为与年龄相关的骨骼肌肌量丢失以及肌肉力量损失和(或)身体功能的下降。已被公认为一种新的老年综合征，并在2016 年成为国际疾病分类(ICD-10) 正式编码的一类疾病(M62.8)[1-2]。肌少症与健康状况差和不良预后事件有紧密的联系[3]。因此，早期诊断和防治肌少症至关重要。但目前肌少症的诊断缺乏“金标准”。各标准之间存在一定程度的差异[4-9]。生物电阻抗分析(bioelectrical impedance analysis，BIA)是临床上评估骨骼肌肌量的方法之一。在BIA 的各项指标中，相位角(phase angle，PhA)是根据电容和电抗计算出来的电学指标，可反映软组织的数量和质量、营养状态、身体功能，也能反映细胞结构以及细胞膜的完整性，较高的相位角代表较高的细胞功能[10-13]。低相位角在预测营养不良、衰弱、各种疾病预后和死亡风险中均有报道[14-15]。但目前相位角与肌少症的关系仍存在争议[16-17]。因此，本文拟研究在老年男性人群中，相位角是否与肌少症的诊断要素相关，相位角在不同诊断标准下是否均可预测肌少症的发生，以及相位角作为肌少症诊断指标的价值和意义。

对象和方法

1研究对象 本研究收集2019 年4 -7 月北京市多个社区共1 009 例老年男性的数据资料。纳入标准：1) ≥ 60 岁老年男性；2)能够配合完成相关测试项目；3)自愿参加本研究。排除标准：1)无法独自站立；2)严重骨关节疾病影响活动；3)心肺腹等各系统疾病急性期或终末期；4)严重认知障碍，无法进行沟通；5)心脏起搏器置入或其他体内金属置入。研究程序根据《赫尔辛基宣言》原则进行。研究方案得到解放军总医院第一医学中心伦理委员会和机构审查委员会的批准(审批号：S2019-140-01)。

2BIA 测量 使用人体成分分析仪(型号Inbody770，韩国首尔博迪有限公司) 检测50 kHz 频率的全身相位角。测试前保证空腹或进食后至少2 h，以避免水合状态过高造成的干扰[18]。参与者四肢接触电极，通过身体对交流电的阻力测出电阻和电抗，并根据公式PhA=-arctan(R/Xc × 180°/Π)计算出相应的值。其他测试指标包括骨骼肌质量指数(skeletal muscle index，SMI)、体质量指数(body mass index，BMI)等。

3握力测量 通过手持式握力仪(JAMAR)测量握力。受试者保持坐位，肘关节呈直角(测试肢与躯体保持15°)，并用力握紧保持5 s，然后放松。共测量3 次，每次中间休息1～2 min，取优势手最大握力值。

4身体功能测量 包括6 m 步速、5 次起坐时间、平衡功能测试等。具体评估方法见文献[19-20]。其中简易体能状况量表(short physical performance batter，SPPB)评分是指5 次起坐时间得分、平衡测试得分以及步速得分总和，总计0～12 分。评分 ≤ 9 分提示低功能状态。

5实验室指标 化验指标包括血红蛋白(hemoglobin，Hb)、空腹血糖(glucose，Glu)、白蛋白(albumin，Alb)、尿素氮(blood urea nitrogen，BUN)、高密度脂蛋白(high-density lipoprotein，HDL)、低密度脂蛋白(low-density lipoprotein，LDL)等，所有抽血化验均在清晨空腹时进行。

6诊断标准 目前国际上多个肌少症工作组出台了专家共识及诊断标准。本研究选取现阶段应用最广泛的6 种不同诊断标准对肌少症进行独立诊断。包括亚洲肌少症工作组(Asian Working Group for Sarcopenia，AWGS)、欧洲肌少症工作组(European Working Group on Sarcopenia in Older People，EWGSOP)、国际肌少症工作组(International Working Group on Sarcopenia，IWGS) 及美国国立卫生研究院基金会(Foundation for the National Institutes of Health，FNIH)[4-9]。其中AWGS和EWGSOP 分别在2020 年和2019 年对之前的标准进行更新，即为AWGS2 和EWGSOP2。具体标准见表1。

表1 肌少症的不同诊断标准Tab.1 Different diagnostic criteria for sarcopenia

7统计学分析 应用SPSS19.0(IBM，Chicago，IL)进行统计分析。连续变量以表示，多组间比较为单因素方差分析。应用Spearman 相关性分析研究相位角与各因素的相关性；建立非条件logistic 回归模型，以是否患有肌少症作为因变量，分别将SMI、BMI、握力、步速、SPPB、实验室指标等作为自变量带入回归模型中。单因素回归分析各个诊断标准下预测肌少症风险的因素，将单因素回归分析中P＜0.05 的因素纳入多因素logistics 回归分析，最终在多因素回归分析中得到的P＜0.05 的因素即为肌少症的危险因素。为进一步探讨相位角对肌少症发生的预测诊断评估价值，绘制ROC 曲线，根据AUC 面积判断相位角对肌少症的诊断价值。再以软件拟合ROC 曲线读取约登指数最大值，对应计算最佳截断值、敏感度、特异性。在各项统计学分析中，P＜0.05 为差异有统计学意义。

结果

1不同年龄组相位角参数及相关指标 受试者年龄为60～98(73.9±5.42)岁(n=1 009)。相位角的平均值为4.89° ± 0.70°，将年龄按照60～69 岁、70～79 岁、80～89 岁及90 岁以上分为4 组。其中相位角在各年龄段的值分别为5.35° ± 0.51°、4.88° ± 0.49°、4.34° ± 0.51°、3.73° ± 0.57°。随着年龄的增加，老年人PhA、SMI、握力及功能均呈现不同程度的下降。见表2。

表2 不同年龄段老年人身体素质指标比较(n=1 009)Tab.2 Average value of measurement indexes of body function for each age group (n=1 009)

2不同诊断标准的肌少症患病率 AWGS2、AWGS1、EWGSOP2、EWGSOP1、IWGS、FNIH诊断肌少症的例数分别为87 例(8.6%)、60 例(5.9%)、54 例(5.4%)、123 例(12.2%)、87 例(8.6%)、23 例(2.3%)。不同诊断方法间患病率差异显著。随着年龄的增加，肌少症患病率逐步升高。90 岁以上老年人肌少症患病率可高达25%～54.4%。见图1。

图1 不同诊断标准下各年龄组肌少症的患病率Fig.1 Prevalence of sarcopenia in different age groups under different diagnostic criteria

3相位角与各因素间的相关性 相位角与年龄、SMI、握力、步速、SPPB(r=-0.685、0.416、0.509、0.487、0.403，P＜0.001) 呈中等程度相关；与BMI 相关性弱(r=0.201，P＜0.001)。此外，多元线性回归分析结果显示年龄、SMI、握力、步速、SPPB 与相位角呈线性关系(B=-0.040、0.153、0.007、0.220、0.044，P＜0.05)，整体回归模型的校正回归系数R2=0.563。见表3。

表3 相位角与肌少症相关因素之间的相关性Tab.3 Spearman correlation analysis and multiple linear regression analysis for phase angle and other factors of sarcopenia

4肌少症的危险因素分析 将单因素分析筛选出的各因素(P＜0.05) 纳入多因素logistics 回归分析，结果显示除FNIH 标准外，其他诊断标准下低相位角(OR=0.263～0.584，P＜0.05)、高龄(OR=1.126～1.177，P＜0.05)、低BMI(OR=0.687～0.753，P＜0.05)均为预测肌少症的风险因素。FNIH 标准中，低相位角(OR=0.258，P=0.02)、高龄(OR=1.298，P＜0.001)为预测肌少症的风险因素。由此可见，在不同的诊断标准下预测肌少症风险的因素不尽相同，但各标准中低相位角及高龄均为肌少症的预测因素。见表4。

表4 不同诊断标准下肌少症预测因素的多因素logistics 回归分析Tab.4 Multiple logistic regression of factors associated with sarcopenia under different diagnostic criteria

5相位角的截断值及ROC 曲线下面积 不同诊断标准下，相位角的AUC 为0.804～0.942，敏感度为61.0%～91.3%，特异性为73.8%～89.1%。在FNIH 标准中相位角AUC 最大，敏感度最高，有较高的诊断价值，相比之下在EWGSOP1 中相位角诊断价值较低。各诊断标准间相位角截断值的差异并不大，在AWGS2、AWGS1、EWGSOP2、EWGSOP1、IWGS、FNIH 中分别为4.55°、4.15°、4.55°、4.35°、4.45°和4.25°，平均值为4.38° ± 0.16°。见图2。

图2 不同标准下相位角诊断肌少症的ROC 曲线Fig.2 ROC curves of phase angle in diagnosis of sarcopenia under different criteria

讨论

研究报道肌少症的患病率为8%～50%，范围波动较大，可能的原因是目前肌少症的诊断标准尚不统一[21]。一项研究将EWGSOP2 与EWGSOP1进行比较，发现EWGSOP1 的肌少症患病率明显高于EWGSOP2(27.7%vs18.1%，P＜0.05)[22]。最近一项研究对中国社区老年人进行调查发现，EWGSOP2(男6.5%，女3.3%) 下的肌少症患病率明显低于EWGSOP1(男22.3%，女11.7%)、AWGS(男10.9%，女8.0%)、IWGS(男24.5%，女11.0%)，但高于FNIH(男6.0%，女1.7%)[23]，与本研究结果基本一致。在本研究中，肌少症患病率由高至低依次为EWGSOP1、IWGS、AWGS2、AWGS1、EWGSOP2、FNIH。除此之外，肌少症的患病率也与研究人群有关。一些研究人群是急诊住院者，因此肌少症的患病率可高达62.8%，远高于正常人群的发病率[17]。本研究中，肌少症患病率为2.3%～12.2%，患病率偏低可能与本研究人群为日常运动水平良好的健康老年男性有关。

研究显示相位角与握力及其他运动指数显著相关，高相位角与高肌肉功能(手部握力和膝关节伸展力)及高活动水平存在显著的正相关关系[24]。相位角与步速等功能水平呈中度相关，并且随着功能下降而逐渐降低。可能的原因是低相位角的人表现出肌量的减少和肌力的减弱，进一步导致身体功能表现不佳[25]。以上的研究结果均证明相位角与肌少症的诊断因素存在紧密的相关性，因此相位角可以作为预测肌少症风险的重要因素。但也有研究持相反的意见，一项巴西的研究认为相位角对肌少症的诊断成分(肌量、肌力及功能) 的预测能力较低[17]。在该研究中，相位角与SMI 仅在男性中有相关性，并且在多元线性回归中肌量未留在回归模型中，且总回归系数低于15%，模型预测能力较低。其原因可能与该研究的人群为住院人群且样本量较小(n=152)有关。本研究显示，相位角与年龄、肌力、肌量、身体功能呈中度相关，且多元线性回归分析的调整回归系数R2=0.563，说明相位角在本研究人群中是预测老年患者肌少症风险的一个较好的指标。目前已有一些研究表明低相位角是肌少症的预测因素[17]。Marini 等[26]发现在门诊人群中，肌少症患者的阻抗较非肌少症患者明显更高。本研究也发现，低相位角在所有诊断标准中均为肌少症的预测因素。

相位角的平均值在各项研究中有所不同。巴西的一项包含249 844 名正常健康受试者的Meta分析显示，相位角的平均值随着年龄的增长而明显减少，健康老人男性60 岁以上相位角的平均值为6.5°，女性为5.6°[27]。Barbosa-Silva 等[28]给出了德国70 岁男性(6.2° ± 1.0°)和女性(5.6° ± 1.0°)相位角的平均参考值。相位角平均值的差异与诊断标准的选择、种族差异以及受试人群的选择均有一定的关系。研究显示亚洲人群的相位角值一般较低[29]。本研究中，我们仅纳入了60 岁以上的老年男性受试者，相位角的平均值为4.89° ± 0.70°，较既往文献报道的值稍低，这可能与我们的人群种族相关。我们还将相位角按年龄分组进行统计，发现相位角随着年龄的增加呈直线下降趋势。

不同研究中相位角在肌少症中的截断值也不尽相同。研究报告相位角的最佳截断值为3.5°～4.55°[16,30]。存在差异的原因可能是设备种类以及研究对象种族不同。本研究发现相位角截断值为4.15°～4.55°，平均值为4.38° ± 0.16°。不同诊断标准间相位角的截断值存在差异，但差异并不大。

本研究有两个主要的局限性：1)本研究为单中心横断面研究，存在不可避免的选择偏倚，并且无法推断相位角在预测肌少症进展方面的作用，需要进一步的纵向研究来阐明；2)本研究仅纳入了男性患者，无法进行性别间差异的对比，我们将进一步收集女性患者的数据并研究性别间的差异。综上，相位角与年龄、肌力、肌量、功能相关。在所有诊断标准中高龄、低相位角均为肌少症的预测因素，说明相位角可以作为预测老年男性肌少症风险的有效指标。总的来说，相位角易于测量，可对无法进行功能测试的老年人进行肌少症的早期预测及诊断。

利益冲突声明：无。