S11-Farklı Sosyoekonomik Guruplarda Tibia Uzunluğundan Boy

FARKLI SOSYOEKONOMİK GRUPLARDA TİBİA UZUNLUĞUNDAN
BOY TAHMİNİ
Beril Bozdoğan, Alper Bülbül, Doruk Demirel, İhsan Barış Müldür, Ayça Pınar Nas, Ebru Şahin
Danışman: Prof. Dr. Can Pelin
Özet
Matematik yöntemle gerçekleştirilen boy tahminlerinde en güvenilir
sonuçların özellikle alt ekstremite uzun kemiklerinden alınan ölçümlere
dayanılarak gerçekleştirildiği bilinmektedir. Bu doğrultuda gerçekleştirilen
çalışmalarda, toplumsal özelliklerin önemle göz önünde bulundurulması ve
geliştirilen regresyon formüllerinin topluma özgü olması gerektiği
vurgulanmaktadır. Ancak boy uzunluğu oldukça eko-duyarlı bir değişken olup
yaşam kalitesinin değerlendirilmesinde yol gösterici olarak kabul
görmektedir. Dolayısıyla oluşturulmuş olan regresyon formülü topluma özgü
olsa dahi toplumun tüm katmanlarındaki bireyler için her zaman yeterince
doğru sonuç vermeyecektir. Amaç: Bu çalışmada amaç, tibia uzunluğundan
boy tahmini sırasında toplumun farklı katmanlarında yer alan bireyler için
oluşturulan farklı regresyon formüllerinin kullanılan tek bir regresyon formülü
karşısında güvenilirliğini sınamaktır. Yöntem ve Katılımcılar: Çalışma 250
erkek, 307 kız toplam 557 sağlıklı gönüllü birey üzerinde gerçekleştirilmiştir.
Yaş ortalaması; erkek bireyler için 21.85 ± 2.61, kızlar için 21.36 ±
2.68’dir.Tüm katılımcılara önce sosyoekonomik durum belirleme anketi
(SEDBA) uygulanmış daha sonra katılımcıların boy ve tibia uzunlukları
ölçülmüştür. Tüm ölçümler Martin tip antropometre kullanılarak aynı
araştırmacı tarafından alınmıştır. Bulgular: Tüm örneklem; boy, tibia
uzunluğu, tibia uzunluğunun boya olan oranı, gelir düzeyi, anne ve baba
eğitimi göz önünde bulundurularak değerlendirilmiştir. Her iki cinste de gerek
gelir düzeyi gerekse anne ve baba eğitim düzeyi ile boy ve tibia uzunluğu
arasında anlamlı bir ilişki ortaya konulmuştur; ancak tibianın boya olan oranı
açısından gerek gelir düzeyi gerekse eğitim grupları arasında anlamlı bir fark
gözlenmemiştir. Sonuç: Boy tahmininde tibia uzunluğunun boya olan
oranının önem taşıdığı göz önünde bulundurulursa bu bağlamda
gerçekleştirilen çalışmalarda farklı sosyoekonomik gruplar için farklı
regresyon formüllerinin hesaplanmasına da gerek duyulmamaktadır.
Anahtar kelimeler: Boy tahmini, tibia uzunluğu, sosyoekonomik durum.
Boy tahmini yalnızca adli olgularda güvenilir bir kimliklendirmenin
gerçekleştirilebilmesi için değil, biyolojik antropoloji alanında gerçekleştirilen
1
çalışmalarda da toplumların demografik yapılarının tanımlanması açısından
önem taşımaktadır. Beden kalıntılarından yola çıkılarak bireyin gerçek
boyunun tahmin edilebilmesi için anatomik ve matematik olmak üzere başlıca
iki yöntem kullanılmaktadır (17,27). Anatomik yöntemde boy uzunluğuna
katkısı bulunan tüm vücut birimlerinden alınan yükseklik ve uzunluk
ölçümleri, yumuşak doku kalınlıklarını yansıtacak bir düzeltme faktörünün de
eklenmesiyle değerlendirilerek boy uzunluğu hakkında bir tahminde bulunulur
(27). Anatomik yöntemin uygulanabildiği durumlarda oldukça güvenilir
sonuçlar verdiği, tahmin edilebilen boyun gerçek boya çok yakın olduğu
bilinmektedir (17,24,31). Ancak antropolojik çalışmalarda bir bireye ait tüm
iskelet birimlerinin sağlam olarak elde edilebilme olasılığı yüksek olmasına
karşın, adli olgularda bu hemen hemen imkansızdır. Dolayısıyla her ne kadar
matematik yönteme oranla güvenilirliği daha fazla olsa da anatomik
yöntemin adli olgularda kullanılması mümkün olmamaktadır. Matematik
yöntemde ise erişkin bireylerde vücut oranlarının hiç bir şekilde
değişmeyeceği göz önünde bulundurularak, bireye ait herhangi bir kemik
yapı ya da vücut biriminin boya olan oranı dikkate alınarak oluşturulan
regresyon formülü aracılığı ile boy tahmininde bulunulmaktadır (2). Ancak
özellikle doku deformitelerinin başlamasıyla yaşla birlikte boy uzunluğunun
da azaldığı bilinmektedir. Dolayısıyla özellikle ileri yaşta olduğu düşünülen
bireyler için yapılan tahminlerde yaş düzeltme faktörünün de regresyon
formülünde yer alması uygun görülmektedir.
Günümüzde gerek adli antropoloji gerekse biyolojik antropoloji alanında
gerçekleştirilen çalışmalarda yaygın olarak kullanılmakta olan matematik
yöntem, ilk kez 1899 yılında Rolet tarafından tanımlanmış daha sonra
Manouvrier (1892) ve Pearson (1899) tarafından yeniden tanımlanmıştır
(18,25). Pearson (1899) ekstremite uzun kemik boyutlarına dayanarak boy
tahminine ilişkin regresyon formülleri oluşturan ilk araştırmacıdır. Özellikle alt
ekstremite uzun kemiklerinden yapılan boy tahminlerinin oldukça güvenilir
sonuçlar verdiği bilinmektedir.
Boy uzunluğu genetik etmenler kadar çevre koşulları ve yaşam biçiminden de
etkilenmektedir. “Uzun boy”, sosyal yaşamda her zaman bir övünç öğesi,
gururlanılacak bir ayrıcalık olmuş, kendine güveni beslemiş ve yansıtmıştır
(5). Boy uzunluğu, yaşam kalitesinin değerlendirilmesinde yol gösterici
nitelikte eko-duyarlı bir değişken olarak kabul görmekle beraber; birey ya da
toplumun sağlık düzeyini, beslenme özelliklerini, ekonomik avantajlarını ve
çevresel etkenler karşısındaki gücünü de yansıtır (13,29,39). Toplumda
gözlenen hastalıklar ve iş yüküne ilişkin bilgi de verir. Ancak uzun boy,
yaşam kalitesiyle ilişkili olmanın ötesinde yaşam kalitesinin yüksekliğinin
doğrudan bir etkisi, bir sonucu olarak değerlendirilmelidir (5). Boy uzunluğu
üzerinde etkin çevresel faktörlerden en önemlileri şüphesiz sağlık ve
beslenmedir. Sağlık ve beslenme koşulları üzerindeki etkileri aracılığı ile boy
uzunluğuna ikincil olarak etkili olan etmenler arasındaysa sosyoekonomik
koşullardaki değişimler, koruyucu hekimlik hizmetleri, beslenme bilinci ve
kalitesi, sağlık hizmetleri ve aşılama kalitesi, ve eğitim düzeyini de göz ardı
2
etmemek gerekmektedir (9,33,96). Özellikle çocukluk çağında maruz kalınan
çevre koşullarının, erişkin toplumda alt grupların oluşmasında rol oynadığı
ileri sürülmektedir (23).
Salt boy uzunluğu değil vücut birimlerinin de boy uzunluğuna katkısı gerek
genetik yapı gerekse çevresel etmenlerden büyük ölçüde etkilenmektedir.
Gelişme çağında olumsuz koşullara maruz kalmış bireylerde, vücut
oranlarının görece daha iyi koşullarda gelişmiş olanlara göre farklılıklar
gösterdiği bilinmektedir (7,32). Özellikle ihmal ve istismar edilmiş çocukların
bacak boylarının görece daha kısa olduğu bilinmektedir (37). Bu durum da
aynı toplum içinde dahi genetik yapıdan bağımsız olarak vücut oranlarında
anlamlı farklılıklara neden olmaktadır.
Boy uzunluğunun zaman süreci içerisinde gösterdiği uzun süreli ve periyodik
olmayan değişimler “seculer trend” olarak tanımlanmaktadır (34,36,38). Boy
uzunluğunda gözlenen “secular trend” genellikle olumlu doğrultuda olup,
toplumun boy ortalamasında artışla kendini gösterir. Olumlu doğrultuda
gözlenen seküler değişimlerin birey ya da toplumun refah düzeyini, yaşam
standartlarını ve sağlıklı olma durumunu yansıttığı düşünülmektedir (14,30).
Boydaki seküler değişimler değerlendirilirken boy uzunluğuna etki eden vücut
birimlerinin, özellikle uzun kemiklerin boyutlarının gözlenen seküler
değişimlerden farklı derecelerde etkilenebileceği, dolayısıyla oransal bazı
değişikliklerin ortaya çıkabileceği göz önünde bulundurulmalıdır (21). Boy
uzunluğunda gözlenen seküler değişimlerin büyük ölçüde alt ekstremite
kemiklerine yansıdığı bilinmektedir. Bu nedenle zaman içerisinde boy
uzunluğundaki artışla birlikte alt ekstremite kemiklerinin boya olan oranında
da bir artış gözlenmektedir. Öte yandan alt ekstremitede daha belirgin olan
seküler değişimin özellikle distal konumdaki kemiklere proksimal yerleşimli
kemiklere oranla daha belirgin derecede yansıdığı da bilinmektedir (21).
Toplum bazında gözlenen seküler değişim sosyoekonomik konum bağlamında
değerlendirildiği zaman özellikle Avrupa ülkelerinde düşük sosyoekonomik
düzeyde gözlenen değişimin yüksek sosyoekonomik düzeydeki bireylere
oranla daha belirgin olduğu ileri sürülmektedir (4,15,16). Seküler değişim her
ne kadar sosyoekonomik gruplar arasındaki farklılıkları kapatmaya yönelik
kendini gösterse de boy uzunluğu açısından yüksek ve düşük sosyoekonomik
grupların bireyleri arasında günümüzde yaklaşık 4 cm’lik bir fark
bulunmaktadır.
Matematik yöntemle gerçekleştirilen boy tahminlerinin çeşitli vücut
birimlerinin boya olan katkısına dayandığı ve en güvenilir sonuçlara tibia
uzunluğuna dayanılarak oluşturulan regresyon formülleriyle ulaşıldığı göz
önünde bulundurulacak olursa, oluşturulan regresyon formülünün de topluma
özgü olması gerektiği tartışılamaz. Çünkü her toplumun kendine özgü bir
genetik yapısı dolayısıyla da özgün bir beden yapısı vardır. Vücut
bölümlerinin boya olan katkısı toplumlar arasında farklılıklar gösterebilir.
Ancak aynı toplum içinde dahi bireylerin vücut oranlarının başta beslenme
alışkanlığı olmak üzere, çeşitli dış etmelere bağlı olarak farklılık gösterdiği
bilinmektedir. Bu bilgilere dayanılarak, toplum için oluşturulmuş olan tek bir
3
regresyon formülünün farklı koşullarda yaşamlarını sürdüren bireyler için tam
anlamıyla güvenilir olmayacağı düşünülebilir.
Bu araştırmada aynı toplum içinde ancak farklı sosyoekonomik ve
sosyokültürel boyutlarda yaşayan birey gruplarını saptayarak, tibia
uzunluğundan boy tahmini bağlamında gruba özgü regresyon formüllerinin
oluşturulması ve güvenilirliklerinin değerlendirilmesi amaçlanmıştır.
Katılımcılar ve Yöntem
Çalışma 250 erkek, 307 kız toplam 557 sağlıklı gönüllü birey üzerinde
gerçekleştirilmiştir. Yaş ortalaması erkek bireyler için 21.85 ± 2.61, kızlar için
21.36 ± 2.68’dir. Örnekleme ilişkin tanımlayıcı istatistikler Tablo I’de yer
almaktadır.
Tablo I: Yaş, boy(mm), tibia uzunluğu(mm), tibia / boy oranı ve toplam gelir düzeyine(TL)
ilişkin tanımlayıcı istatistikler
Yaş
Boy
Tibia uzunluğu
Tibia / Boy
Toplam gelir
Erkek
21.85 ± 2.61
1736.24 ± 64.30
385.54 ± 27.65
0.222 ± 0.012
3736.22 ± 4958.66
Kız
21.36 ± 2.68
1588.04 ± 60.49
343.51 ± 25.10
0.216 ± 0.013
3591.79 ± 3815.83
P
0.031
0.000
0.000
0.000
0.698
Tüm katılımcılardan Martin tip antropometre kullanılarak boy ve tibia
uzunlukları alınmıştır. Boy uzunluğu, birey yalınayak ve sırtı antropometreye
paralel olacak şekilde ayakta dururken ve baş-gözler Frankfurt düzleminde
karşıya bakar konumdayken alınmıştır (3). Tibia uzunluğu alınırken, tibia’nın
condylus medialis’i ile malleous medialis üzerindeki en
distal noktası
arasındaki mesafe
ölçülmüştür (19). Tüm ölçümler aynı araştırmacılar
tarafından milimetre düzeyinde kaydedilmiştir.
Örneklem daha sonra aile gelir düzeyi, anne ve baba eğitim düzeyine göre
yeniden sınıflandırılmıştır.
Gelir düzeyi
Eve giren gelir düzeyi bireylerin kendi ifadesine göre belirlenmiş ve aşağıdaki
gibi sınıflandırılmıştır.
Düşük:
1000 TL/ay’dan daha az
Orta:
1000 – 3000 TL/ay
Yüksek:
3000 TL/ay’dan daha fazla
Eğitim
Düşük:
Orta:
Yüksek:
İlkokul mezunu ya da daha az
Ortaokul – Lise
Üniversite mezunu ya da daha yüksek
İstatistiksel Analizler
4
Değişkenlerin normal dağılıma uyumu Shapiro-Wilks testi ile grup
varyanslarının homojenliği ise Levene testi ile kontrol edilmiştir. Parametrik
testlerin ön şartlarını sağlayan değişkenlere ilişkin, grup ortalamaları arası
farklılıklar faktöriyel düzende varyans analizi yöntemi ile belirlenmiş ve
ardından çoklu karşılaştırma yöntemlerinden Duncan testi kullanılmıştır.
Diğer değişkenler için Kruskal-Wallis tek yönlü varyans analizi ve ardından
çoklu karşılaştırma testlerinden Dunn testi kullanılmıştır. Sonuçlar
ortalama±standart sapma, ortanca değer ve çeyrekler arası değişim (IQR)
olarak ifade edilmiştir. p<0.05 düzeyi istatistiksel olarak anlamlı kabul
edilmiştir. Veri seti SPSS 17.0 istatistik paket programı ile değerlendirilmiştir.
Bulgular
Tablo IIa: Erkek bireylerde gelir düzeyine göre boy(mm), tibia uzunluğu(mm) ve
tibia / boy oranının karşılaştırılması
Boy uzunluğu
Tibia uzunluğu
Tibia / boy oranı
Median (min-max)
IQR
GD: Gelir Düzeyi
Düşük GD
(n=34)
1708.34 ± 66.25a
380.06 ± 22.88a
0.222 ± 0.008
0.222 (0.197-0.236)
0.012
Orta GD
(n=120)
1732.86 ± 62.73b
383.54 ± 30.89a
0.221 ± 0.015
0.224 (0.130-0.247)
0.013
Yüksek GD
(n=96)
1750.64 ± 62.20b
389.97 ± 24.31b
0.223 ± 0.009
0.223 (0.199-0.257)
0.012
p
<0.05
<0.01
0.901
Tablo IIb: Kız bireylerde gelir düzeyine göre boy(mm), tibia uzunluğu(mm) ve tibia / boy
oranının karşılaştırılması
Düşük GD
Orta GD
Yüksek GD
p
(n=44)
(n=131)
(n=132)
Boy uzunluğu
1569.25 ± 72.17a
1582.67 ± 57.54b
1750.64 ± 62.20b
<0.05
Tibia uzunluğu
338.86 ± 24.56a
341.33 ± 22.37a
347.21 ± 27.40b
<0.01
Tibia / boy oranı
0.116 ± 0.010
0.216 ± 0.011
0.217 ± 0.015
0.101
Median (min-max) 0.216 (0.180-0.236)
0.216 (0.165-0.239)
0.219 (0.142-0.252)
IQR
0.009
0.011
0.012
GD: Gelir Düzeyi
Tablo IIa ve IIb; erkek ve kız bireylerde boy uzunluğu, tibia uzunluğu ve
tibia boy oranının gelir düzeyine göre dağılımı yer almaktadır. Boy uzunluğu
gerek erkeklerde gerek kızlarda gelir düzeyine paralel olarak anlamlı bir artış
göstermektedir. Her iki cinste de boy uzunluğunun özellikle düşük gelir
düzeyinde yer alan bireylerde orta ve yüksek gelir gruplarına göre anlamlı
derecede düşük olduğu gözlenmektedir (p<0.05). Benzer şekilde tibia
uzunluğu açısından da gelir grupları arasında anlamlı farklılıklar
gözlenmektedir. Gerek kız gerekse erkek bireylerde özellikle yüksek gelir
düzeyi grubunda tibia uzunluğunun orta ve düşük gelir düzeyinde bulunan
bireylere oranla daha yüksek olduğu gözlenmektedir (p<0.01). Ancak
tibia’nın boya olan oranı açısından gelir grupları arasında anlamlı bir fark
gözlenmemiştir.
Tablo IIIa: Erkek bireylerde anne eğitimine göre boy(mm), tibia uzunluğu(mm) ve tibia /
boy oranının karşılaştırılması
5
Düşük ED
(n=130)
Boy uzunluğu
1725.24 ± 63.40a
Tibia uzunluğu
381.50 ± 26.63a
Tibia / boy oranı
0.221 ± 0.012
Median (min-max)
0.223 (0.130-0.241)
IQR
0.012
ED: Eğitim Düzeyi
Orta ED
(n=71)
1738.41 ± 66.39a
387.51 ± 32.86ab
0.223 ± 0.015
0.225 (0.133-0257)
0.013
Yüksek ED
(n=50)
1761.76 ± 56.78b
393.16 ± 19.57b
0.223 ± 0.008
0.224 (0.207-0.241)
0.011
p
<0.05
<0.05
0.359
Tablo IIIb: Kız bireylerde anne eğitimine göre boy(mm), tibia uzunluğu(mm) ve tibia / boy
oranının karşılaştırılması
Düşük ED
(n=111)
Boy uzunluğu
1570.45 ± 61.01a
Tibia uzunluğu
338.43 ± 21.52a
Tibia / boy oranı
0.215 ± 0.010
Median (min-max)
0.217 (0.188-0.239)
IQR
0.011
ED: Eğitim Düzeyi
Orta ED
(n=112)
1596.52 ± 52.73b
344.29 ± 26.71ab
0.216 ± 0.015
0.218 (0.142-0.246)
0.013
Yüksek ED
(n=84)
1599.98 ± 64.69b
349. 17 ± 26.21b
0.218 ± 0.012
0.219 (0.162-0.252)
0.012
p
<0.05
<0.05
0.083
Tablo IIIa ve IIIb’de erkek ve kız bireylerde boy uzunluğu, tibia uzunluğu ve
tibia boy oranının anne eğitim düzeyine göre dağılımı değerlendirilmiştir.
Gelir düzeyi gruplarında da gözlendiği gibi boy uzunluğu anne eğitim
düzeyiyle ilintili olarak bir artış göstermektedir. Gerek kız gerekse erkek
bireylerde özellikle anne eğitiminin düşük olduğu grupta boy uzunluğu diğer
gruplara oranla anlamlı derecede düşük olarak gözlenmektedir (p<0.0.5).
Tibia uzunluğu anne eğitim düzeyine göre değerlendirildiği zaman özellikle
anne eğitiminin yüksek ve düşük olduğu gruplar arasında istatistiksel olarak
anlamlı bir farklılığın bulunduğu saptanmıştır (p<0.05). Ancak anne eğitim
düzeyinin tibia’nın boya olan oranı üzerinde herhangi bir etkisi ortaya
konulmamıştır.
Tablo IVa ve IVb’de ise boy uzunluğu, tibia uzunluğu ve tibianın boya oranı
baba eğitim düzeyi göz önünde bulundurularak değerlendirilmiştir.
Tablo IVa: Erkek bireylerde baba eğitimine göre boy(mm), tibia uzunluğu(mm) ve tibia / boy
oranının karşılaştırılması
Boy uzunluğu
Tibia uzunluğu
Düşük ED
(n=82)
1717.61 ± 62.81a
381.00 ± 23.00a
Orta ED
(n=86)
1741.22 ± 68.00b
384.01 ± 35.91ab
Yüksek ED
(n=82)
1749.87 ± 57.83b
391.67 ± 20.17b
p
<0.05
<0.05
6
Tibia / boy oranı
Median (min-max)
IQR
0.222 ± 0.009
0.221 (0.193-0.242)
0.011
0.220 ± 0.017
0.225 (0.130-0.257)
0.013
0.224 ± 0.008
0.224 (0.207-0.242)
0.011
0.423
ED: Eğitim Düzeyi
Tablo IVb: Kız bireylerde baba eğitimine göre boy(mm), tibia uzunluğu(mm) ve tibia / boy
oranının karşılaştırılması
Düşük ED
(n=68)
Boy uzunluğu
1572.84 ± 65.67a
Tibia uzunluğu
336.41 ± 23.21a
Tibia / boy oranı
0.214 ± 0.010
Median (min-max)
0.215 (0.191-0.237)
IQR
0.014
ED: Eğitim Düzeyi
Orta ED
(n=116)
1590.25 ± 58.74b
344.13 ± 25.63ab
0.216 ± 0.014
0.218 (0.142-0.246)
0.012
Yüksek ED
(n=123)
1594.36 ± 58.18b
346.845 ± 25.00b
0.217 ± 0.012
0.219 (0.162-0.252)
0.012
p
<0.05
<0.05
<0.05
Her iki cinste de gerek boy uzunluğunun gerekse tibia uzunluğunun baba
eğitim düzeyine koşut bir artış gösterdiği gözlenmektedir. Boy uzunluğu
açısından özellikle baba eğitimi düşük olan grubun diğerlerine oranla anlamlı
derecede kısa olduğu gözlenmektedir. Tibia uzunluğu açısından ise yüksek ve
düşük baba eğitim düzeyine sahip gruplar arasında istatistiksel açıdan
anlamlı bir fark gözlenmektedir. Gerek gelir gruplarında gerekse anne eğitim
düzeyi gruplarında gözlendiği gibi baba eğitim düzeyi de tibia’nın boya olan
oranında bir farklılık yaratmamaktadır.
Tartışma
Gerek adli antropoloji, gerekse biyolojik antropoloji alanında çeşitli vücut
birimlerinden alınan ölçümlere dayanılarak boy tahminine ilişkin çok sayıda
çalışma gerçekleştirilmiştir. Ancak en güvenilir boy tahminlerine alt
ekstremite uzun kemiklerinden, özellikle de tibia’dan alınan ölçümlere
dayanılarak hesaplanan regresyon formülleriyle ulaşıldığı bilinmektedir
(8,10,12,22,26). Trotter ve Gleser (1958) tarafından bu bağlamda
geliştirilmiş olan formül Amerika Birleşik Devletleri’nde, Manouvrier
tarafından geliştirilmiş olan ise Avrupa’da yaygın olarak kullanılmaktadır (6).
Ülkemizde tibia uzunluğundan boy tahminine ilişkin araştırma sayısı oldukça
sınırlı olduğundan bu doğrultuda gerçekleştirilen çalışmalarda genellikle
Trotter ve Gleser tarafından beyazlar için hesaplanmış olan regresyon
formülleri kullanılmaktaydı. Ancak Pelin ve arkadaşları (2003) tarafından
regresyon formüllerinin Türk toplumundaki güvenilirliği doğrultusunda
gerçekleştirilen araştırmada, yine Trotter ve Gleser tarafından yalnızca
Mongoloid toplumlar için oluşturulmuş olan formülün çok daha güvenilir
olduğu ileri sürülmektedir (26). Tibiadan boy tahminine ilişkin olarak Türk
topluma dair üç çalışma bulunmaktadır (8,26). Bu araştırmacılardan Sağır
(2000) ve Duyar (2003) tarafından hesaplanmış olan regresyon formülleri
oldukça güvenilir olup, milimetre düzeyinde yanılma payıyla bireyin gerçek
boyuna yaklaşılmaktadır. Ancak Trotter ve Gleser tarafından Mongoloid
7
toplumlar için oluşturulmuş formülün de en az söz edilen bu iki çalışma kadar
güvenilir sonuçlar verdiği
bilinmektedir (26). Öte yandan Günay ve
arkadaşları tarafından Türk toplumu için geliştirilmiş olan formülle yapılan
tahminlerde yanılma payı büyük ölçüde artmaktadır. Duyar ve arkadaşları
(2003) tibia’nın boya olan oranının boy uzunluğundaki artışla birlikte
yükseldiğini, dolayısıyla topluma özgü olsa da tek bir regresyon formülünün
özellikle kısa ve uzun bireyler için yeterince güvenilir sonuçlar vermeyeceğini
ileri sürerek boy gruplarına özgü regresyon formülleri oluşturmuşlardır.
Araştırmacılar bu formüllerin güvenilirliğini sınadıkları zaman özellikle uzun
ve kısa bireylerde yanılgı payının büyük ölçüde azaldığını saptamışlardır.
Ancak toplum içerisinde çevresel etmenlerin vücut oranları üzerinde
yarattıkları farklılıkların boy tahminine etkisini değerlendiren bir araştırma
bulunmamaktadır. Oysa boy tahmini doğrultusunda geliştirilen çalışmaların
hemen hepsinde oluşturulan regresyon formüllerinin topluma özgü olması
gerektiği vurgulanmaktadır. Toplumlar arası farkları yaratan ise yalnızca
genetik farklılık değil beslenme alışkanlığı, yaşam biçimi ve çevre koşullarıdır.
Schweich ve Knüsel (2003) çalışmalarında biyokültürel etmenlerin iskelet
toplumlar üzerindeki etkisini değerlendirmiş ve ortamda gözlenen değişiklerin
yalnızca maruz kalan bireyleri değil gelecek nesili de etkileyebileceğini
vurgulamıştır. Aynı araştırmacılar biyokültürel etmenlerin boy uzunluğu
üzerindeki etkisini değerlendirirken boya ilişkin farklı komponentlerin farklı
şekillerde etkilenebileceğini de ileri sürmüştür.
Çevresel etmenlerin boya katkıda bulunan bileşenler üzerindeki oransal
etkisini destekleyen bir diğer araştırma da Wales tarafından istismara
uğrayan çocuklar üzerinde gerçekleştirilen çalışmadır. Araştırmacı söz edilen
çocuklarda alt ekstremite boyunun oturma yüksekliğine oranla görece daha
kısa olduğunu vurgulamaktadır.
Ancak bizim çalışmamızda özellikle kız bireylerde tibia’nın boya olan oranında
gelir ve eğitim düzeyine bağlı olarak hafif bir artış gösterdiği gözlenmekteyse
de gözlenen bu artış anlamlı değildir. Bu nedenle farklı sosyoekonomik
düzeyler için özgün regresyon formüllerinin oluşturulmasına da gerek
kalmamıştır.
Kaynaklar
1. Agnihotri AK, Kachwaha S, Jowaheer V, Singh AP (2009) Estimating stature
from percutaneous length of tibia and ulna in Indo_Mauritian population.
Forensic Science International 187:109e1-109e2.
2. Bhatnagar DP, Thapar SP, Batish MK Identification of personal height from
the somatometry of the hand in Penjabi Males. Forensic Sci Int 1984;
24:137-141.
8
3. Cameron N, Hiernaux J, Jarman S, MarshWA, Taner JM Whitehouse
RH1981. Anthropometry. In: Weiner JS, Lourie JA ed. Practical Human
Biology. London: Academic Pres p25-52.
4. Chinn S, Rona RJ, Price CE. The secular trend in height of primary school
children in England and Scotland 1972-79, and 1979-86. Annals of Human
Biologiy 1989;16:387-395
5. Cole TJ (2000) Secular trends in growth. Proceedings of the Nutrition
Society 59:317 – 324.
6. De Mendoça MV (2000) Estimation of height from the lngth of long bones in
a Portuguese adult population Am J Phys Anthropol 112:39-48.
7. Dittmar M. Linear growth in weight, stature, sitting height and leg length,
and body proportions of Aymara school-children living in hypoxic
environment at high altitude in Chile Z Morphol Anthropol 1997; 81(3):333344
8. Duyar I, Pelin C Body height estimation based on tibia length in different
stature groups. Am J Phys Anthropol 2003: 122:23-27.
9. Garcia J, Quintana-Domeque C. The evolution of adult height in Europe: A
brief note. Economics and Human Biology 2007;5:340-349.
10. Giles E.Modifying stature estimation from the femur and tibia. J Forensic
Sci. 1993 Jul;38(4):758-63.
11. Hauspie RC,Vercauteren M, Susanne C. Secular changes in growth.
Hormone Research 1996;45(suppl. 2):8-17
12. Jantz RL.Modification of the Trotter and Gleser female stature estimation
formulae. Am J Forensic Sci. 1992 Sep;37(5):1230-5.
13. Jordan TE (1991) Linearity, gender, and social class in economic influences
on heights of Victorian youth. Hist Meth 24:116 – 123.
14. Komlos J (1998) Shrinking in a growing economy ? The mystery of physical
stature during industrial revolution. JEcon Hist 58:779 – 802.
15. Laska-Mierzejewska T, Mlicer H, Piechaczek H. Age at menarche and its
secular trend in urban and rural girls in PolandAnn Homan Biol 1982;9:227233
16. Low WD, Kung LS, Leong JC, Hsu L, Fang D, Yan AC, Lisowski FP The
secular trend in the growth of southern Chinese girls in HonKong.
Zeitschrift Morphologie Anthropologie 1981;72;77-88
17. Lundy JK (1985) The mathematical versus anatomical methods of
stature estimate from long bones. Am J Forensic Med and Pathol 6(1):7376
18. Manouvrier L Determination de la taille d’apres les grands os de membres.
Rer Mensuelle de l’Ecole D’Anthropol 1892; 2 :227-233
19. Martin Ad, Carter JEL, Hendy KC, Malina RM. 1988. Segment lengths In:
Lohman TG, Roche AFMartorell R, eds. Anthropometric standardization
reference manual. Champaign,IL: Human Kinetics. P 9-26.
20. Meadows L, Jantz R (1995) Allometric secular change in the long bones
from the 1800s to the present. J Forensic Sc:762-767.
21. Meadows Jantz L, Jantz RL (1999) Secular change in long bone length and
proportion in the United States, 1800-1970. Am. Journal of Physical
Anthropology 110:57-67.
9
22. Mohanty NK Prediction of height from percutaneous tibial length among
Oriya population. Forensic Sci Int 1998; 98:137-141.
23. Nystrom Peck M, Lundberg O. Short stature as an effect of economic and
social conditions in childhood. Social Sience and Medicine 1995;41:733-738
24. Ousley S Should we estimate biological or forensic stature? J Forensic Sci
1995 40:768-773.
25. Pearson K Mathematical contributions to the theory of evolution : On
reconstruction of the stature of prehistoric races. Philos Trans Roy Soc
London 1899
26. Pelin IC, Duyar I. Estimating stature from tibia length: a comparison of
methods. J Forensic Sci. 2003 Jul;48(4):708-12.
27. Raxter MH, Auerbach BM, Ruff CB (2006) Revision of the Fully technique
for estimating statures. Am J Phys Anthropol 130:374-384
28. Schweich M, Knüsel C (2003) Bio-cultural effects in medieval populations.
Economiics and Human Biology 1:367-377.
29. Steckel RH (1995) Stature and standart of living. J Econ Lit 33:1903 - 1941
30. Steckel RH (2008) Biological measures of the standard of living. J Econ
Perspect22:129 – 152.
31. Steward TD Essentials of Forensic Anthropology Springfield IL:C.C.Thomas
1979
32. Stinsan S Nutritional development, and genetic influences on relative sitting
height at high altitude Am J Human Biol 2009;21(5):606-613
33. Tanner JM Growth as a measure of nutritional and hygienic status of a
population. Hormone Research 1992;38(suppl.):106-115
34. Tobias PV (1985) The negative secular trend J Human Evol 14:347 – 356
35. Trotter M. Gleser GA (1958) A re-evaluation of estimation of stature based
on measurements of stature taken during life and long bones after death.
Am J Phys Anthropol 16:79-123.
36. Ulijaszek SJ (1998) The secular trend. In:Ulijszek, S.J., Jhonston, F.E.
Preece, M.A. (Eds.) The Cambridge Encyclopaedia of Human Growth and
Development. Cambridge University Pres, Cambridge, pp 395 – 398
37. Wales JKH, Herber SM, Taitz LS (1992) Height and Body Proportions.
Archives of Diseases in Childhood 67:632-635
38. Web EA, Kuh D, Pajak A, Kubinova R (2008) Estimation of secular trends in
adult height, and childhood socioeconomic circumstances in three Eastern
European populatins. Economiks and Human Biology 6:228 – 236
39. Young K, Relethford JH, Crawford MH (2008) Postfamine stature and
socioeconomic status in Ireland. American Journal of Human Biology.
20:726 – 731.
10