S11-Farklı Sosyoekonomik Guruplarda Tibia Uzunluğundan Boy
Transkript
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