Avaliação da mobilidade funcional...

Avaliação da mobilidade funcional, da flexibilidade e força muscular de membros inferiores de indivíduos de meia-idade submetidos a um programa regular de exercícios físicos.


Danielli Beatriz Gruhn Damasceno- Fisioterapeuta graduada pelo UNASP
Heber de Souza Lopes Francisco- Fisioterapeuta graduado pelo UNASP
Fábio Marcon Alfieri- Doutorando em Ciências Médicas USP, Docente do Curso de Fisioterapia do UNASP- Centro Universitário Adventista de São Paulo- SP - Este endereço de email está protegido contra piratas. Necessita ativar o JavaScript para o visualizar.

RESUMO:
Com o processo de envelhecimento, algumas alterações como diminuição de flexibilidade, força muscular, equilíbrio e coordenação podem se manifestar. O objetivo deste estudo foi verificar a influência regular de um programa de exercício físico sobre flexibilidade, força muscular e mobilidade funcional de indivíduos de meia idade.

O estudo envolveu indivíduos de ambos sexos, sedentários, porém saudáveis, com idades compreendidas entre 40-60 anos. Os participantes que tinham 41,37 ± 7,25 anos foram submetidos à dinamometria de membros inferiores e tronco, teste de flexibilidade e mobilidade funcional (Timed Up and Go). (...)

Saber Mais: []                                                

Mobilidade funcional de idosos submetidos a exercícios multi-sensoriais

Fábio Marcon Alfieri - Este endereço de email está protegido contra piratas. Necessita ativar o JavaScript para o visualizar.  – doutorando em Ciências Médicas pela USP, docente do curso de Fisioterapia do UNASP-SP


O envelhecimento traz consigo alterações na mobilidade funcional. O objetivo deste estudo foi o de verificar a influência de um programa de exercícios multi-sensoriais sobre a mobilidade funcional de indivíduos idosos. Participaram deste estudo, 13 idosos com idade média de 62,69 ±3,3 anos, que realizaram programa de intervenção multi-sensorial durante 12 semanas. Os voluntários realizaram avaliação da mobilidade através do teste Timed Up and Go (TUG). Antes da avaliação o valor foi de 10,51 ±1,45 segundos, reduzindo de forma estatisticamente significante (p<0,05) para 8,85 ±0,8 segundos após a intervenção. O resultado permite inferir que idosos que participam deste tipo de atividade apresentam melhora na mobilidade funcional o que contribui para a execução de atividades cotidianas e diminuição de quedas.

Saber Mais: []

Controle postural em jovens ativos x sedentrios

Autores: Diego M Santos, Ione L. Carniato; Fábio Mosconi; Fábio Marcon Alfieri.

RESUMO

O controle postural é essencial para as atividades de vida diária. A propriocepção, que é a capacidade que o ser humano tem de perceber o posicionamento estático e dinâmico do corpo, faz parte deste controle. Na pratica esportiva, sabe-se que essa é uma habilidade indispensável para o bom desempenho físico e está diretamente relacionada com a diminuição do risco de lesões osteomioarticulares. Este trabalho buscou avaliar a influência de exercícios com pesos (musculação) no controle postural. Participaram do estudo dez indivíduos do gênero masculino (idade 20,9 ± 0,34 anos), destes, cinco praticavam atividades com pesos mais que 4 vezes por semana há mais de 1 ano, e cinco indivíduos sedentários no grupo controle.

O controle postural foi mensurado com base em três índices: total, ântero-posterior e médio-lateral, por meio do Biodex Balance System, no setor de Medicina e Reabilitação Esportiva do Hospital do Coração – Hcor, São Paulo - SP. As médias de todos os resultados foram calculadas. Ao avaliar as diferenças entre os grupos pelo teste de Wilcoxon, não houve diferença significante entre os grupos (P>0,05). Pode-se concluir que neste grupo a prática regular de exercícios com peso não permitiu diferença significante sobre o controle postural quando comparado com o grupo controle.

 Saber Mais: []

Estimação da massa gorda a partir do índice de massa corporal: equações de predição para raparigas e rapazes com idades compreendidas entre 9 e 15 anos

  Luís B. Sardinha (1) e Maria H. Moreira (2)

 

(1) Núcleo de Exercício e Saúde, Faculdade de Motricidade Humana, Universidade Técnica de Lisboa

(2) Secção de Desporto da Universidade de Trás-os-Montes e Alto Douro

Endereço para Correspondência:

Luís Bettencourt Sardinha

Núcleo de Exercício e Saúde

Faculdade de Motricidade Humana

Estrada da Costa, Cruz-Quebrada

1499 Lisboa

Este endereço de email está protegido contra piratas. Necessita ativar o JavaScript para o visualizar.

A obesidade pediátrica, tal como avaliada pelo excesso de tecido adiposo, constitui-se como um importante problema de saúde pública nos países desenvolvidos (Maffeis et al, 1993; Rosner et al, 1998). Em crianças e adolescentes, valores de percentagem de massa gorda (%MG) superiores a 25% (Williams et al, 1992 ) ou 20 % (Dwyer, 1996) nos rapazes, e superiores a 30% (Williams et al, 1992; Dwyer, 1996) nas raparigas tendem a estar associados a alterações aterogénicas, nomeadamente ao aumento da pressão arterial e dos lípidos. Conquanto seja reconhecida uma predisposição genética para a obesidade, factores envolvenciais como os hábitos de alimentação e de actividade física contribuem para a sua maior ou menor prevalência. A par de qualquer programa de actividade física, é assim importante incluir uma avaliação tão precisa quanto possível da composição corporal dos jovens.

Tendo em consideração a imaturidade biológica dos jovens e respectivas consequências na redução da densidade da massa isenta de gordura (MIG), a avaliação da %MG nos jovens requer a utilização de métodos analíticos desenvolvidos tendo em consideração modelos multicompartimetais (Sardinha, 1997 ). Muitos destes métodos não estão disponíveis para uma utilização eficaz no contexto escolar. Como alternativa é muitas vezes utilizado o índice de massa corporal (IMC), embora indicadores morfológicos tão simples de medir como o perímetro da cintura ou o diâmetro sagital, reconhecidos por uma maior especificidade na associação com factores de risco cardiovascular (Teixeira et al, 1998), inexplicavelmente, ainda não tenham uma utilização generalizada nos contextos clínicos e escolares. A utilização do IMC (kg/m2) como indicador de obesidade é teoricamente questionável, já que a relação entre o IMC e a %MG durante o crescimento pode ser afectada de uma forma diferenciada pelas alterações selectivas na massa muscular e óssea. Não obstante estas limitações, ao IMC é reconhecida alguma sensibilidade para processos generalizados de rastreio de condições de excesso de peso ou obesidade (Himes & Dietz, 1994), para a monitorização do tratamento da obesidade em adolescentes (Smith et al, 1997) e tende a estar associado com indicadodores de morbilidade (Lusky et al, 1996). Recentemente o IMC foi também utilizado para estudar a estabilidade longitudinal da obesidade desde a infância e adolescência até à idade adulta, tendo sido observado que o risco relativo da obesidade durante a infância é de 1,3 e durante a adolescência é de 17,5 (Whitaker et al, 1997). A utilização do 85º ou do 95º percentil do IMC para a definição de excesso de peso e obesidade (Himes & Dietz, 1994) tende a sobrestimar a prevalência destas condições nas idades mais jovens quando são adoptados critérios referenciados à saúde e baseados na %MG (Oberzanek, 1993). A especificação da obesidade, nomeadamente em jovens, é um processo caracteristicamente dependente do método que é utilizado para o efeito. Nestas circunstâncias, é cada vez mais importante esclarecer as características da associação entre o IMC e a %MG.

Devido à reconhecida associação entre o IMC e a %MG, é possível efectuar a predição desta última através da medição do IMC. Considerando o facto do peso e da altura serem medidas muito simples e com pequeno erro intra (precisão) e interobservadores (objectividade), a predição da %MG através do IMC constitui-se como um processo bastante atractivo (Deurenberg et al, 1991). Esta associação tem sido apreciada com métodos de referência baseados em modelos bicompartimentais (Duerenberg, 1991; Travers et al, 1995), cuja raiz teórica não se adequa à avaliação de crianças e adolescentes. Com amostras diminutas (Goran et al, 1996; Gutin et al, 1996) e com procedimentos sem a utilização de validação cruzada (Pietrobelli et al, 1998 ) tem também sido estudada em crianças e adolescentes a relação do IMC com a %MG avaliada por densitometria radiológica de dupla energia (DXA). Tratando-se de um método baseado num modelo tricompartimental em que na estimação da %MG é considerada a variação da massa óssea, a DXA constitui-se como um método com validade reconhecida (Ellis et al, 1994, Goran et al, 1996) em que é estimada a massa gorda, a massa óssea e a massa isenta de gordura e de mineral ósseo. Foi assim objectivo do presente estudo desenvolver equações preditivas para a estimação da %MG com base no IMC de raparigas e rapazes com idades compreendidas entre os 9 e 15 anos de idade, utilizando para o efeito o princípio de validação interna cruzada.

Métodos

Sujeitos

Participaram neste estudo 397 crianças e adolescentes (9-15 anos) aparentemente saudáveis, sendo 192 do sexo feminino (idade; 12,6± 1,8 anos: peso; 47,6± 11,5 kg: altura; 1,52± 0,09 m: IMC; 20,5± 7,6 kg× m-2: %MG; 29,0± 7,6) e 205 do masculino (idade; 12,9± 1,7 anos: peso; 49,7± 13,4 kg: altura; 1,54± 0,12 m: IMC; 20,6± 3,9 kg× m-2: %MG; 21,3± 10,1). As avaliações foram efectuadas após consentimento prévio das mesmas e/ou dos pais.

Medidas Antropométricas e de Composição Corporal

A pesagem foi efectuada em roupa interior e descalço, com o peso do corpo distribuído sobre o dois pés. A medição foi efectuada com aproximação às 100 g, tendo sido utilizada a balança de escala electrónica digital SECA. A avaliação da altura foi realizada com o estadiómetro SECA (± 1 cm) e em posição antropométrica. Uma vez conhecidos os valores do peso (kg) e da altura (m) foi calculado o IMC.

A composição corporal (percentagem de massa gorda) foi determinada através da densitometria radiológica de dupla energia (DXA), com o modelo Hologic QDR-1500 e a versão de software 5.63. No nosso laboratório o desvio-padrão e o coeficiente de variação de medidas repetidas na %MG nos mesmo sujeitos é de 0,4% e 1,8%, respectivamente (Sardinha et al, submetido).

Análise Estatística

A amostra foi aleatoriamente dividida em grupo A (grupo de validação) e grupo B (grupo de validação cruzada), para a amostra de raparigas e rapazes, com o objectivo de serem validadas as equações preditivas. Para este efeito foram utilizadas regressões simples e múltiplas tendo como variável dependente a %MG e como variáveis independentes com o IMC e a idade. Uma vez obtidos os valores da %MG predita em cada uma das amostras, eles foram comparados com os da %MG observados ou de referência, tendo sido aplicada a técnica estatística teste t para amostras pares. O nível de significância foi estabelecido a p<0,05.

Resultados

No quadro 1 é indicada a média e o erro padrão da média das variáveis em estudo (altura, peso, IMC e gordura corporal relativa avaliada na DXA) dentro de cada um dos grupos (A e B) e para a totalidade dos rapazes e raparigas. Em média, os rapazes são 2 cm mais altos que as raparigas, 1,54± 0,01 m e 1,52± 0,01 m respectivamente, e manifestam valores de gordura relativa (21,33± 0,71 %MGDXA) inferiores às raparigas (29,02± 0,55 %MGDXA).

Quadro 1 - Características dos grupos A (validação), B (validação cruzada) e A+B da amostra de raparigas e rapazes.

VariáveisGrupo AGrupo BGrupo A+BMin-Max

Raparigas (n)

10191192192

Altura (m)

1,52 ± 0,01

1,51 ± 0,01

1,52 ± 0,01

1,29 - 1,74

Peso (kg)

48,77 ± 1,14

46,38 ± 1,20

47,64 ± 0,83

25,10 - 80,6

MGDXA (%)

29,78 ± 0,80

28,17 ± 0,75

29,02 ± 0,55

9,23 - 50,6

IMC (kg/m2)

20,82 ± 0,35

20,12 ± 0,35

20,49 ± 0,25

13,90 - 31,5
     

Rapazes (n)

99106205205

Altura (m)

1,55 ± 0,01

1,54 ± 1,22

1,54 ± 0,01

1,28 - 1,89

Peso (kg)

49,69 ± 1,43

49,70 ± 0,01

49,69 ± 0,93

22,90 - 104,9

MGDXA (%)

20,94 ± 1,01

21,69 ± 0,99

21,33 ± 0,71

4,20 - 59,7

IMC (kg/m2)

20,49 ± 0,45

20,70 ± 0, 34

20,60 ± 0,28

13,20 - 46,7

MGDXA-massa gorda (%) avaliada na DXA; Min-Max - valores mínimos e máximos de cada variável em estudo

Em qualquer um dos sexos existem valores patológicos de gordura corporal (>25% para os rapazes e >30% para as raparigas), com 62 raparigas (32,3%) e 60 rapazes (29,3%) nessas condições, com a %MGDXA a variar entre 32,2 e 50,6 nas primeiras e 25,1 e 59,7 nos rapazes. Uma vez verificada a inexistência de multicolinearidade entre as variáveis preditoras (r< 0,80), e uma vez garantida a estabilidade dos coeficientes de regressão, procedeu-se à determinação dos mesmos para cada variável preditora (IMC e idade) e ao valor da constante da equação para os dois sexos.

Em cada grupo de validação foram desenvolvidas equações de regressão que foram aplicadas posteriormente aos respectivos grupos de validação cruzada. As médias de %MG predita foram então comparadas com as médias de %MG observada. Para tal, foi utilizado o teste t para amostras pares, estando os resultados obtidos para raparigas e rapazes expressos no quadro 2.

 

Quadro 2 - Percentagem de massa gorda observada e diferença entre esta e a massa gorda predita dos grupos de validação (A), de validação cruzada (B) e para a totalidade das raparigas e rapazes (A+B)

Grupo

(n)

%MG

observada

A B A+B

Raparigas (192)

29,02 ± 0,55

0,06 ± 0,31

-0,19 ± 0,31

0,03 ± 0,31

Rapazes (205)

21,33 ± 0,71

-0,32 ± 0,42

0,33 ± 0,42

-0,16 ± 0,42

Considerando que não foram observadas diferenças entre os dois grupos, estes foram agrupados num só para o desenvolvimento das equações de predição. A última coluna do quadro 2 apresenta as diferenças entre os modelos que incluem o IMC e a idade e que estão indicados no quadro 3. Neste quadro estão apresentados os modelos de regressão e respectivos desempenhos tal como avaliados pelos coeficientes de correlação, erro padrão de estimação e o coeficiente de correlação ajustado. Em cada grupo de validação foram desenvolvidas equações de regressão que foram aplicadas posteriormente aos respectivos grupos de validação cruzada.

 

Quadro 3 – Modelos de regressão utilizando a percentagem de massa gorda (variável dependente), o IMC e a idade (variáveis independentes) nas raparigas e nos rapazes.

Amostra

(n)

IMC

(b)

Idade

(b)

Intercepção

R

EPE %MG

R2 Ajustado

Raparigas

1,73 ± 0,10

-----

-6,41 ± 2,03

0,79

4,7

0,62

(192)

1,92 ± 0,10

-1,11 ± 0,19

3,72 ± 2,54

0,83

4,3

0,68

       

Rapazes

1,74 ± 0,13

-----

-14,58 ± 2,74

0,68

7,4

0,46

(205)

1,77 ± 0,11

-2,67 ± 0,25

19,40 ± 3,92

0,81

6,0

0,65

b, coeficiente de regressão; R, coeficiente de correlação; EPE, erro-padrão de estimação.

Para as raparigas foi desenvolvida a equação %MGDXA= 1,92*IMC-1,11*idade+3,72, (EPE da %MGDXA=4,3, R2 ajustado=0,68) sendo apenas 32% da variação da variável dependente explicada por outros factores que não as variáveis preditoras presentes na equação. Não existindo diferenças significativas entre os valores preditos e os de referência (%MGDXA) a equação manifesta uma razoável fidelidade preditiva já que possui um R elevado (R=0,83), mas um erro padrão de estimação de 4,5 o que é bastante elevado. Para os rapazes foi desenvolvida a equação %MGDXA=1,77*IMC-2,67*idade+19,4 (EPE da %MGDXA=6,0, R2 ajustado=0,65). Embora os coeficientes de correlação possam ser considerados similares em ambos os sexos, nos rapazes o erro de predição é maior. Considerando os coeficientes de regressão negativos observados para a variável idade nos dois sexos, para qualquer valor de IMC, sujeitos mais velhos têm uma %MG inferior.

Discussão

Qualquer uma das equações preditivas apresentou valores elevados de associação com o método de referência. No entanto, o erro de predição obtido em cada uma delas foi muito elevado (> que 3,5%) apesar de, para além do IMC, ter sido também considerada a idade nos modelos de regressão. De acordo com estes resultados o IMC parece ser um indicador da concentração de tecido adiposo, embora sob o ponto de vista individual a predição da %MG esteja sujeita a uma elevada variabilidade, sendo assim difícil utilizar o IMC nesta aproximação correlacional para uma definição de obesidade baseada em critérios de saúde (Williams et al, 1992; Dwyer et al, 1996). Esta é uma condição mais marcada nos rapazes, já que a precisão da equação foi inferior à das raparigas, com um erro padrão de estimação de 6,0 de %MG. Considerando que não foram observadas diferenças entre os valores de %MG preditos e os de referência (p>0,05), é de realçar essencialmente a necessidade de interpretar nestas circunstâncias os valores do erro padrão de estimação. Atendendo às correlações observadas com a %MG, o IMC pode ser considerado como uma alternativa residual para a definição de obesidade tendo em consideração valores normativos (Himes & Dietz, 1994). Contudo, esta definição normativa tem que ser apreciada de uma forma muito conservadora, já que nalguns grupos populacionais tem sido observada uma tendência para o aumento do IMC na ordem 9 a 10% (Rosner et al, 1998). Isto é, uma definição percentílica da obesidade estará dependente da distribuição da amostra, o que, de acordo com a informação referida, parece ser um fenómeno que tende a observar-se nos últimos anos. Nestas circunstâncias, uma definição de obesidade, p.e., ao 95º percentil significa tão somente que com o aumento generalizado do IMC os jovens serão identificados como obesos a valores superiores de IMC. Esta possibilidade não tem qualquer plausibilidade biológica, já que a associação da concentração de tecido adiposo com os mais variados factores de risco não é dependente de alterações da distribuição da amostra.

Resultados similares aos verificados no presente estudo foram reportados recentemente por Pietrobelli et al (1998). Utilizando também a DXA como método de referência, foram observados valores elevados de correlação e de erros padrão de estimação, e 5,5 e 7,34 %MG para as raparigas e rapazes, respectivamente. A elevada variabilidade em torno da regressão foi também observada por Duerenberg et al (1991) utilizando um método de avaliação da %MG com base num modelo a dois compartimentos. Com amostras mais reduzidas e com intervalos etários mais pequenos, outros dois estudos também reportaram valores similares de correlação entre 0,67 e 0,79 (Goran et al, 1996; Gutin et al, 1996).

Embora com valores numéricos diferenciados, estudos longitudinais efectuados com crianças e adolescentes demonstraram que o risco de uma adulto ter excesso de peso é muito superior quando em criança já manifestava peso a mais, sendo essa persistência mais acentuada em casos extremos de excesso de peso e quando o mesmo é prolongado até ao final da adolescência (Must, 1996, Whitaker et al. 1997). As equações preditivas da %MG para crianças com idade inferior a 16 anos podem ser úteis no âmbito de intervenções comunitárias e em contextos como a escola, impedindo que as mesmas venham a tornar-se adultos obesos através de uma intervenção selectiva visando a modificação dos hábitos alimentares ou do aumento da actividade física. Em conclusão, a avaliação da adiposidade através da utilização independente do IMC ou através das equações de regressão representa uma alternativa aceitável sob o ponto de uma avaliação comunitária. Pelo contrário, numa aproximação individual devem ser utilizadas outras técnicas de estimação da %MG, já que o IMC tende a ser inespecífico para este efeito.

Referências

Deurenberg, P., Weststrate, J.A. & Seidell, J.C. (1991). Body mass index as a measure of body fatness: age-and-sex specific prediction formulas. British Journal of Nutrition, 65, 105-114.

Dwyer, T.& Blizzard, C.L. (1996). Defining obesity in children by biological endpoint rather than population distribution. International Journal of Obesity, 20, 472-480.

Ellis, K.J., Shipailo, R.J., Pratt, J.A. & Pond, W.G. (1994). Accuracy of dual energy x-ray absorptiometry for body composition measurements in children. American Journal of Clinical Nutrition, 60, 660-5.

Goran, M.I., Driscoll, P., Johnson R., Nagy, T.R., & Cross, H.G. (1996). Cross validation of body composition technics against dual energy X-ray absorptiometry in young children. American Journal of Clinical Nutrition, 63, 299-305.

Gutin, B., Litaker, M., Islam, S., Manos, T., Smith, C. & Treiber, F. (1996). Body composition measurement in 9-11 year old children by dual-energy X-ray absorptiometry, skinfold thickness measurements, and bioimpedance analysis. American Journal of Clinical Nutrition, 63, 287-92.

Himes, J.H. & Dietz, W.H. (1994). Guidelines for overweight in adolescent preventive services: recommendations from a expert committee. American Journal of Clinical Nutrition, 59, 307-16.

Lusky, A., Barell, V., Lubin, F., Kaplan, G., Layani, V., Shohat, Z., Lev, B. & Wiener. M. (1996). Relationship between morbidity and extreme values of body mass index in adolescents. International Journal of Epidemiology, 25, nº4, 829-34.

Maffeis, C., Shultz, Y., Piccoli, R., Gonfiatini, E. & Pinelli, L. (1993). Prevalence of obesity in children in north-east Italy. International Journal of Obesity, 17, 287-94.

Must, A. (1996). Morbility and mortality associated with elevated body weight in children and adolescents. American Journal of Clinical Nutrition, 63, 445S-447S.

Obarzanek, E.(1993). Methodological issues in estimating the prevalence of obesity in childhood. Ann N.Y. Academy of Science, 699, 278-279.

Pietrobelli, A., Faith, 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. Journal of Pediatrics, 204-210.

Rosner, B., Prieneas, R., Loggie, J. & Daniels, S.R. (1998). Percentiles for body mass index in U.S. children 5 to 17 years of age. Journal of Pediatrics, 132, 211-22.

Sardinha, L. (1997). Avaliação da composição corporal. In Barata, T., e col. Actividade Física e Medicina Moderna (pp. 167-180). Europress.

Sardinha, L.B., Going, S.B., Teixeira, P., & Lohman, T. (submetido). Receiver operating characteristic (ROC) analysis of BMI, triceps skinfold and arm girth to screen for obesity in adolescents. American Journal of Clinical Nutrition.

Smith, J.C., Sorey, W.H., Quebedeau, D. & Skelton, A.L. (1997). Use of body mass index to monitor treatment of obese adolescents. Journal of Adolescent Health, 20, 466-469.

Teixeira, P., Sardinha, L.B., & Lohman, T. (1998). Body fat distribution and serum lipids in girls and boys aged 10 to 15 years. Medicine & Science in Sports and Exercise, 30, 5, S180.

Travers, S.H., Jeffers, B.W., Bloch, C.A., Hill, J.O. & Eckel, R.H. (1995). Gender and Tanner stage differences in body composition and insulin sensitivity in early pubertal children. Journal Clinical Endocrinology Metabolism, 80, 172-8.

Whitaker, R.C., Jeffrey, A.W., Pepe, M.S., Seidel, K.D., & Dietz, W.H. (1997). Predicting obesity in young adulthood from childhood and parental obesity. New England Journal of Medicine, 337, 13, 869-873.

Williams, D.P., Going, S., Lhoman, T.G., Harsha, D.W., Sirinivasan, S.R., Webber, L.S. & Berenson, G.S. (1992). Body Fatness and risk for elevated blood pressure, total cholesterol, and serum lipoprotein ratios in children and adolescents. American Journal of Public Health, 82, 358-363.