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肥満27巻8号1347-1359頁
原著論文
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ボリビアのツィマネ（Tsimane）族成人採集園芸家における体脂肪と食事の縦断的変化、2002-2010年

https://onlinelibrary.wiley.com/doi/10.1002/oby.22556

ヒラリー・J・ベサンクール、ウィリアム・R・レナード、スーザン・タナー、アラン・F・シュルツ、アッシャー・Y・ロジンガー
初出：2019年6月20日
https://doi.org/10.1002/oby.22556
引用 13
資金提供機関 本研究は、米国国立科学財団（BCS-0078801、BCS-0118605、BCS-0200767、BCS-0217980、BCS-0322380、BCS- 0424396、BCS- 0522539、BCS-0522543、BCS-0552296、BCS-0609924、BCS-0650378、BCS-0948453、BCS-1027687、SMA-1306167）の支援を受けた。
情報開示：著者らは利益相反がないことを宣言している。
論文について
セクション

要旨
目的
本研究では、Tsimane' の採集・園芸従事者の体脂肪と食事の変化を調査し、2002年から2010年にかけての食事の変化が脂肪率の増加にどのように関係しているかを評価した。

方法
Tsimane' Amazonian Panel Studyの20歳以上の男性365人、女性339人の縦断的な身体測定データと世帯レベルの食事リコールデータを使用した。マルチレベル混合効果モデルにより、BMI、体脂肪率、ウエスト周囲径、皮下脂肪率、無脂肪体重が、農作物、狩猟・漁獲食品、家畜生産物、食用油、精製穀物・砂糖の世帯消費量とどのように関連しているかを推定した。

調査結果
女性の過体重および肥満の有病率は、2002年の22.6％および2.4％から、2010年にはそれぞれ28.8％および8.9％に増加し、BMIは年間0.60％±0.12％増加した（P < 0.001）。無脂肪体重の増加が、女性で観察された体重増加の一部を占めていた。男性の過体重および肥満の有病率は、それぞれ16.2％および0.7％から25.0％および2.2％に増加し、BMIは年間0.22％±0.09％増加した（P = 0.009）。家庭での食用油の使用量は増加し、女性のBMIと正の相関があった。家畜化された動物性食品の消費量は有意な変化はなかったが、女性のBMIおよび男性のウエスト周囲径と正の相関があった。

結論
エネルギー密度の高い市場ベースの食品のわずかな増加でさえ、適度に活動的な自給自足ベースの集団の脂肪率上昇に寄与する可能性がある。

はじめに
都市部と農村部の両方の集団における肥満の世界的な増加は、カロリーの高い精製された穀物や砂糖、食用油、家畜化された動物性食品の消費の増加など、正のエネルギーバランスを促進する食事とライフスタイルの変化の複合に起因することが多い（1-4）。このテーマは、急速な経済転換期を迎えている小規模自給自足社会の研究にも広く浸透している（5-12）。しかし、伝統的な自給自足の食生活から近代的な市場ベースの食生活への移行は、身体活動の低下と同時に起こることが多いため、体重増加に対する食事とその他のライフスタイル要因の影響を分けることは困難である。小規模な自給自足志向社会における食事の変化を経時的に定量化した研究や（11、13）、経済・栄養の移行期にどの市場ベースの食品が最も強く脂肪率の上昇と関連しているかを調べた研究はほとんどない。しかし、市場性食品の消費量にばらつきのある小規模社会における前向き研究は、肥満の発症における脂肪と糖の役割について未解決の論争に拍車をかけている、経済的に発展した集団を対象とした生態学的研究や横断的研究のほとんどに、貴重な追加情報を提供するものである（14）。

ボリビアのアマゾンに住むツィマネ族は、今でも主に自給自足に基づく生活をしており（15）、商業市場へのアクセスが世帯やコミュニティによって限定的でばらつきがあるため、体重増加や脂肪率の増加における市場食品の役割を調べるにはユニークな状況である。ツィマネ族は比較的高炭水化物、高繊維質、高タンパク質、低脂肪の食生活を送っており、主に耕作澱粉質作物（オオバコ、米、マニオク、トウモロコシなど）に、赤身の狩猟肉、淡水魚、時折果物や蜂蜜を加えている（13、15、16）。しかし、近年の人口増加、土地の侵食、狩猟獣や魚の減少、伝統的な生態学的知識の喪失、賃金労働の機会の増大は、伝統的に労働集約的であった食生活を補うために、市場で購入する精製穀物製品（小麦粉、パン、パスタなど）、砂糖、食用油、家畜化された肉や卵への依存度を高める原動力と手段となっている可能性がある（13, 17-21）。最近の研究では、ツィマネ族の総カロリー、炭水化物、砂糖、食用油の摂取量が2010年から2015年の間に大幅に増加したことが報告されている（13）。しかし、この分析では、BMI、体脂肪率、または過体重や肥満のリスクの増加が、特定の食事の特徴や変化にどの程度依存するかは調べられていない。ある横断研究では、市場ベースの食品（油、市場肉、精製炭水化物、菓子など）に対する家計支出の増加は、少なくともツィマネ族の男性では、BMIおよび体脂肪率と正の相関があることが明らかになった（19）。しかし、さまざまな市場食品の消費と脂肪率の増加との関係を縦断的に評価することはまだ行われていない。

そこで本研究では、(1)21世紀の最初の10年間（2002～2010年）にTsimane'成人の間で起こった脂肪率の変化を記録すること、(2)精製穀物や砂糖、食用油、家畜化された動物性食品、自家栽培の作物、狩猟または漁獲された動物性食品の家庭消費の変化を推定すること、(3)市場食品と自給自足に基づく食品の家庭での入手可能性が、経時的な体脂肪のさまざまな測定値とどのように関連しているかを評価することを目的とした。都市部と農村部における栄養の変遷に関する先行研究（1、2、4）を考慮し、我々は、脂肪率の測定値は、市場ベースの精製穀物・糖類、食用油、家畜生産物の消費と正の相関があるが、自家栽培の作物食品と狩猟・漁獲された動物性食品の消費が多いほど体重増加を予防すると予測した。

研究方法
研究対象者
ツィマネ族はボリビアに住む36の先住民集団の中で最も孤立した集団のひとつであり、ボリビアの低地に50人から500人のコミュニティで暮らしている。非政府組織や宣教師からの援助にもかかわらず、ツィマネ族が水道、電気、衛生設備、生物医学などの近代的設備を利用できるのはまだ限られている(16, 21)。感染症、特に消化器系と呼吸器系の感染症は、ツィマネ族の罹患率と死亡率の主な原因である(16, 21, 22)。ツィマネ族は病原体負荷が高く、また成人後も比較的高い身体活動レベルを維持しているため(15)、安静時代謝率が先進国の集団に比べて高くなっている(16)。

調査期間中、商業都市への移動は、徒歩またはダグアウトカヌーで2時間から数日かかるが、近隣の幹線道路沿いの商人の移動が増加したため、商業中心地まで通勤しなくても、市場商品をある程度入手できるようになった。ここ数十年、宣教師が設立した学校によって、ツィマネ族は限られた正規教育とスペイン語の教育を受けることができるようになった(18, 23)。伐採業者、牧場主、農家がこの地域に移り住むにつれて、賃金労働の機会が増え、2002年から2006年の間に、金銭収入が年間5.3％増加したというデータもある(18)。とはいえ、市場経済への参加はツィマネの世帯やコミュニティによって大きく異なる。

調査サンプルとデータ収集
本研究では、ツィマネ族の近代化の進展と市場への参加がツィマネ族の幸福に及ぼす影響を調査するために計画されたTsimane' Amazonian Panel Study（TAPS）によって、2002年から2010年の間に13のツィマネ族のコミュニティで毎年収集された9年間のデータを使用した(24)。2002年から2009年のいずれかの年にデータがあった参加者の8.8％（n = 198）は、それ以降の年に追跡調査から外れた。サンプルは、BMIおよび家庭での食事測定値が2以上であった20歳以上の男性365人および非妊娠女性339人に限定した。TAPSは、ノースウェスタン大学のInstitutional Review BoardおよびGrand Tsimane' Councilにより承認された。参加者全員が口頭によるインフォームド・コンセントを行った。

脂肪率の測定
BMI、生体電気インピーダンス（BF-BIA）で測定した体脂肪率、およびウエスト周囲径（WC）が、脂肪率の主な測定項目であった。体重（0.1kg単位）とBF-BIAは、タニタBF-522W生体電気インピーダンス測定器を用いて測定した。立位身長（0.1cmに最も近い値）は、ポータブルSeca stadiometerを用いて測定した。測定誤差によるノイズを減らし、体重変化の影響を分離するため、各個人の成人身長の中央値を用いてBMI（体重（kg）÷身長（m2乗））を算出した。Tsimane'や小規模社会を対象とした他の研究と比較可能な低体重、過体重、肥満の有病率の推定値を得るため、低体重（BMI＜18.5）、過体重（BMI≧25～＜30）、肥満（BMI≧30）の標準的なカットオフ値を用いた（25）。高BF-BIAは、20～39歳の女性および男性ではそれぞれ≧35％および≧23％、40歳以上の女性および男性ではそれぞれ≧36％および≧24％と定義した（26、27）。WC（0.1cm単位）は、Gulick社のグラスファイバー製巻尺を用いて測定した。南米の集団で推奨されているカットオフ値を用いて、女性では80cm以上、男性では90cm以上を高値とみなした（28, 29）。脂肪率と体組成の二次的測定として、体重-（体重×BF-BIA）として推定される無脂肪量（FFM）と、ノギスで測定された（0.1cmに最も近い）以下の4つの皮下組織測定の合計（SUM4）を用いた：上腕三頭筋、上腕二頭筋、肩甲下、腸骨上皮下組織。

家庭での食事摂取量の測定
食事摂取量は、ツィマネ族の食事で最も一般的な21の食品について、世帯主の女性による1週間のレトロスペクティブ・レポートから推定した。これらのデータは、乾季に毎年収集された(24)。世界的な栄養の変遷（1、2、4、30）において、「伝統的」または「近代的／市場的」食品を代表する食品をグループ分けした。伝統的な食品には、自家栽培の作物（プランテ ーン、マニオク、米、トウモロコシ、キマメ）、狩猟または漁獲された動物性食品（ジビエ、天然魚）が含まれた。近代的／市場的な食品としては、家畜化された動物性食品（新鮮な牛肉、乾燥牛肉、牛の頭、豚肉、鶏肉、アヒル、卵）、市場で売られている穀物製品と砂糖（小麦粉、パン、パスタ、白砂糖）、食用油などがあった。イワシの缶詰とラードは、どちらのグループにも当てはまらず、ツィマネの食生活のごく一部であるため、除外した(13)。食品は重量（キログラム）または単位（例：油1リットル、トウモロコシ1本）で報告され、重量に換算された。食品の重さには、ラテンアメリカの成分表（31）に基づき、それぞれの食品の平均可食割合とカロリー値をかけた。

各食品の1週間の世帯カロリー摂取量を7で割って、1日の平均食料利用可能量を推定し、世帯のサイズと構成が異なることを考慮するために、世帯の成人男性換算値（AME）で割った（32, 33）。世帯AMEは、Tsimane'成人の総エネルギー消費量と身体活動に関するデータ（15, 16）と、食糧農業機関が推奨する子供と青少年のエネルギー必要量（32）を用いて推定した（参考情報表S1）。過剰報告を考慮し、各食品群は4,500/AME/日で切り捨てた。21食品すべての値を合計して家庭の総カロリーを推定した。非現実的なほど高い（＞6,000kcal/AME/日）総エネルギー摂取量は、農作物ベースの食品を過剰報告したためによく見られた。そのため、あらゆる食品の絶対的な測定値の使用を避け（34, 35）、代わりに任意の食品からの総カロリーのパーセンテージ、または2,500kcalあたりの任意の食品群の可食グラムまたはミリリットルを使用した。

共変量
教育水準、スペイン語能力、世帯収入、世帯の豊かさ、市場中心地からの距離を市場統合のプロキシとして使用した。学歴は自己申告による正規の学校教育年数に基づいている。スペイン語の習熟度は、なし、少し、流暢のいずれかを自己申告した。世帯収入は、過去2週間以内の賃金と物品販売による収入の合計として算出した。家計の豊かさは、22の物的資産のインフレ調整後の価値の合計として計算された。その中には、5つの地元で作られた材料（例：カヌー、矢）、13の市場由来の材料（例：調理鍋、銃）、4つの家畜が含まれる(24)。最後に、市場中心地からの距離は、最も近い商業都市（サンボルハまたはユクモ）までの既知の移動経路に沿った距離（キロメートル）に基づいている。

統計分析
脂肪率の変化の評価
すべての分析は、Stataソフトウェアのバージョン14.2（StataCorp LLC）を用いて行った。記述的な目的で、年度をまたいで低体重、過体重、肥満のカテゴリーに属する男女の割合を調べた。2002年と2010年の両方でBMIを測定した男性136人と女性124人のサブサンプルを用いてχ2検定を行い、過体重と肥満の有病率の変化を比較した。

体組成の年次変化は、BMI、BF-BIA、WCの自然対数を年次（連続）で回帰することにより評価した。このモデルには、女性と男性について別々に推定され、地域社会、世帯、個人のランダム切片を含むマルチレベル線形混合効果モデル（LMM）を用いた。モデル1は、主に時間トレンドに注目し、平均を中心とした年齢、年齢の2乗、前週にベッドで過ごした自己申告日数、2002年から2010年の総観測数（平均を中心とした）、および授乳状態（女性）の固定効果のみをコントロールした。モデル2は、市場統合変数の固定効果を追加した：学歴、スペイン語能力、自然対数変換した富、自然対数変換した（n + 1）所得、最寄りの市場町からの距離（平均中心）。ロバスト性分析として、自然対数変換したSUM4とFFMを用いてこれらのLMMモデルを再推定した。さらに、以前のTAPS分析では、2002年から2006年の間の体組成の変化を調べたので(36)、2006年から2010年の間のBMI、BF-BIA、WCの変化についてモデル1とモデル2を再推定し、脂肪率の増加が加速しているかどうかを調べた。一般化LMM（GLMM）を用いて、モデル1の共変量をコントロールしながら、女性と男性における過体重・肥満、高体脂肪、高WCのオッズの年次変化を検証した。限界標準化は、共変量の分布で調整された順序変数としての年を用いて、これらのモデルから予測された結果を図示するために用いられた(37)。地域社会を（ランダム効果ではなく）固定効果としたBMIモデルの限界標準化は、最寄りの市場町までの距離でランク付けした地域社会間の男女平均BMIをプロットするために使用した。

食事組成の変化の評価
GLMMを使用して、食品群の消費を報告する世帯のオッズの年次変化を、線形、二次、および三次傾向とともに、世帯のAME合計と世帯観察総数で制御して検定した。2002年から2010年の間の世帯の消費パターンの変化を推定するために、世帯と地域社会に対するランダム切片を持つLMMを使用して、総カロリー（対数変換）または各食品群の密度（2,500kcalあたりのグラム数または2,500kcalあたりのミリリットル数で表現）を年（順序）に回帰し、まず総世帯AMEと総世帯観察数でコントロールし、次に次の世帯レベルおよび地域社会レベルの市場統合変数：世帯所得、富、および最寄りの市場中心からの距離で調整した。2002年から2010年までのカロリーおよびさまざまな食品の消費量の全体的な平均変化を推定するために、限界標準化が用いられた。すべての食品グループ（農作物ベースの食品を除く）における過剰なゼロが推定値にバイアスをかける可能性があることを認識し、半連続データの2分割モデルを用いた感度分析を行った(38)。

経時的な食事と脂肪率の関係の評価
個人、世帯、地域社会についてランダム切片を持つLMMを用いて、総カロリー（自然対数変換）または2,500kcalあたりの異なる食品群のサービング（自然対数変換）の測定値に対するBMI、体脂肪率、またはWC（自然対数変換）の個人内シフトを推定し、前の脂肪率モデルのモデル1およびモデル2の共変量、ならびに年（連続）、世帯AME、および（食品モデルの）総カロリーを制御した。感度分析では、3つの市場ベースの食品グループすべてを同時にモデルに追加してLMMを再推定した。最後に、GLMMを用いて、5つの食品群それぞれの総カロリー（自然対数変換）または2,500kcalあたりのサービングが、BMI≧25のオッズとどのように関連しているかを検証した。

結果
サンプル人口統計
2002年から2010年の間、サンプル参加者の平均年齢は40～42歳（範囲：20～90歳）で推移した（表1）。男性の方が女性よりも約1.7年多く学校教育を受け、スペイン語能力が高いと報告されたが、男女ともに学歴は時間の経過とともに上昇した。推定世帯資産と報告された世帯収入も同様に、時間の経過とともに徐々に増加した。

表1. TAPS成人のサンプル人口統計（2002-2010年
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
個人レベルの人口統計
個人、n a 392 335 447 497 529 455 454 443 451
女性, ％ 46.7％ 48.4％ 47.7％ 45.3％ 46.1％ 48.4％ 48.2％ 47.9％ 49.4
授乳中の女性, % 55.2% 49.4% 54.0% 46.7% 43.9% 39.5% 38.8% 41.5% 40.4%.
年齢（歳） 40.6 (17.2) 40.8 (16.9) 40.6 (17.1) 41.1 (17.6) 40.5 (17.7) 41.1 (17.5) 40.8 (17.1) 41.5 (17.1) 42.0 (16.8)
男性の学歴（年） 2.4 (2.8) 2.3 (2.6) 2.9 (3.1) 3.0 (3.0) 3.1 (3.0) 3.5 (3.3) 3.5 (3.3) 3.6 (3.4) 3.7 (3.4)
女性の学歴（年） 0.9 (1.3) 1.0 (1.5) 1.2 (1.6) 1.2 (1.7) 1.3 (1.6) 1.5 (1.7) 1.7 (1.9) 2.0 (2.1) 1.9 (2.2)
スペイン語に堪能な男性, % 28.1% 27.8% 27.3% 27.6% 26.7% 31.0% 29.1% 30.9% 29.3%.
スペイン語に堪能な女性, % 4.6% 3.3% 5.6% 4.4% 5.1% 6.6% 7.5% 7.7% 7.1%.
体組成の測定
女性の身長（cm） 150.6 (5.2) 150.7 (4.9) 151.4 (5.0) 150.8 (5.1) 150.9 (5.0) 150.8 (4.8) 151.1 (5.0) 151.3 (4.8) 151.4 (4.6)
男性の身長（cm） 163.0 (4.9) 162.9 (4.9) 162.8 (4.8) 162.8 (4.7) 162.9 (4.9) 162.8 (5.0) 162.6 (4.9) 162.9 (4.9) 163.1 (4.9)
女性の体重（kg） 52.7 (7.7) 53.7 (8.4) 53.7 (8.0) 53.5 (8.1) 54.6 (8.4) 54.0 (8.2) 55.0 (8.6) 54.8 (8.6) 56.2 (8.7)
男性体重（kg） 62.3（6.8） 62.6（7.2） 62.0（7.0） 62.7（6.9） 63.3（7.5） 62.4（7.8） 63.1（7.1） 63.6（8.1） 63.6（8.1）
女性 BMI（kg/m2） 23.2（2.8） 23.6（3.1） 23.4（3.1） 23.5（3.1） 24.0（3.3） 23.7（3.3） 24.1（3.3） 23.9（3.2） 24.5（3.3）
男性 BMI (kg/m2) 23.4 (2.2) 23.6 (2.2) 23.4 (2.3) 23.7 (2.3) 23.8 (2.5) 23.5 (2.5) 23.9 (2.3) 23.9 (2.7) 23.9 (2.7)
女性BF-BIA, % 26.3 (6.7) 27.3 (6.8) 26.7 (6.9) 26.5 (6.5) 26.8 (7.0) 26.4 (7.2) 27.1 (6.7) 26.9 (7.0) 27.3 (7.5)
男性 BF-BIA、％ 16.6 (4.4) 17.0 (5.0) 17.6 (5.4) 17.8 (4.8) 18.0 (5.3) 17.8 (5.0) 17.9 (4.4) 18.2 (5.3) 18.2 (5.6)
女性 FFM (kg) 38.5 (3.3) 38.6 (3.9) 38.9 (3.4) 38.9 (3.3) 39.5 (3.3) 39.2 (3.4) 39.7 (3.7) 39.6 (3.9) 40.4 (3.8)
男性 FFM（kg） 51.7（4.4） 51.6（4.3） 50.8（4.7） 51.4（4.3） 51.6（4.7） 51.2（5.2） 51.7（5.0） 51.7（5.3） 51.9（5.5）
女性 WC (cm) 87.5 (9.1) 87.0 (8.5) 83.8 (8.8) 83.2 (8.2) 83.3 (8.5) 84.4 (9.4) 83.5 (8.3) 84.2 (8.6) 85.7 (8.3)
男性 WC (cm) 84.1 (6.1) 84.3 (6.5) 82.5 (7.0) 83.7 (6.9) 83.5 (7.1) 83.4 (8.2) 83.5 (7.4) 84.3 (7.9) 84.1 (7.4)
世帯レベルの属性
世帯、n 214 183 229 244 258 237 243 240 239
世帯の富（ボリビアーノ） b 2,877 (2,168) 2,952 (1,897) 3,154 (2,460) 3,746 (3,116) 3,225 (2,139) 3,874 (3,163) 6,691 (5,576) 4,993 (4,773) 6,432 (5,407)
世帯14日間の収入（ボリビアーノ） c 176 (228) 191 (254) 221 (374) 311 (407) 277 (307) 268 (411) 397 (531) 378 (517) 379 (523)
無収入と回答した世帯数、n (%) 177 (82.7) 153 (83.6) 199 (86.9) 214 (87.7) 205 (79.5) 173 (73.0) 197 (81.1) 183 (76.3) 181 (75.7)
特に断りのない限り、値は平均値（SD）で示した。
a 個人全体、n=704；世帯、n=362。
b 22の物的資産（地元で作られた5つの材料（例：カヌー、矢）、13の市場由来の材料（例：調理鍋、銃）、4つの家畜を含む）のインフレ調整後の価値の合計として計算（～7ボリビアーノ＝US1ドル）。
c 報告された賃金労働による収入と物品販売による収入の合計。
脂肪率の変化
脂肪率のすべての測定値には強い相関があった（参考情報表S2）。低体重の有病率は女性（3％未満）と男性（2％未満）では低いままであった。過体重および肥満の発症オッズは、女性では1年当たりそれぞれ14％（95％CI：1.03-1.26；P = 0.01）および37％（95％CI：1.13-1.66；P = 0.001）増加した（表2）。過体重（P = 0.02）および肥満（P = 0.01）のカテゴリーに属する女性の割合の限界予測では、統計的に有意な線形（2次ではない）傾向がみられた（データは示されていない）。男性における過体重または肥満の統計的に有意な線形傾向または二次傾向の証拠はなかった（データは示されていない）。男性の過体重のオッズの年次変化は、統計的にわずかに有意であった（OR, 1.13; 95% CI: 0.99-1.27; P = 0.05）だけで、肥満のオッズの増加はなかった。

表2. TAPS2002-2010年におけるTsimane'成人のサンプル体組成と家庭の食事特性
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 OR (95% CI) a
体重過多と肥満の有病率
低体重の女性, % 1.6 2.5 2.8 2.7 2.5 1.8 2.7 1.9 0.9
低体重の男性, % 1.0 1.2 0.4 0.4 0.7 1.7 0.9 0.4 0.9
体重過多の女性, % 20.8 22.2 21.1 21.8 24.2 21.8 25.5 22.6 27.4 1.14 (1.03-1.26).
肥満の男性, % 15.3 20.8 15.0 21.3 20.0 16.6 26.4 24.2 23.2 1.13 (1.00-1.27)
肥満の女性, % 2.7 4.3 3.8 4.0 6.6 5.9 5.5 6.1 7.6 1.37 (1.14-1.66)**.
肥満のある男性, % 1.0 0.6 1.7 1.1 2.5 1.7 0.9 2.2 2.2 1.18 (0.80-1.73)
世帯の食事特性 b
≥0 狩猟肉または魚の摂取, % 51.0 50.1 49.9 47.9 48.2 50.8 51.3 52.6 51.0 1.06 (0.92-1.22)
≥0 家畜の肉または卵の摂取, % 37.0 40.6 40.9 36.4 37.1 41.3 39.4 39.7 42.8 1.03 (0.97-1.11)
≥0 油の摂取(%) 14.5 16.7 13.6 17.7 28.5 30.8 31.9 27.3 30.2 1.24 (1.19-1.29)*** 0 市販穀物の摂取(%)
0 ≥ 市販穀物の摂取量, % 38.3 33.7 35.8 36.4 33.6 37.4 37.4 39.1 42.1 1.06 (1.00-1.12).
≥砂糖の摂取量, % 39.3 36.7 37.6 38.6 33.8 40.4 44.3 44.9 45.0 1.13 (1.08-1.19)** *** 自家栽培作物からのKcal
自家栽培作物からのKcal, % (SD) 68.8 (18.1) 70.4 (16.4) 62.7 (18.9) 65.9 (17.6) 68.7 (16.2) 61.8 (18.2) 61.6 (18.4) 65.6 (15.9) 64.3 (17.6)
狩猟肉・魚からのKcal, % (SD) 9.0 (9.4) 8.0 (10.9) 12.0 (12.3) 10.3 (10.4) 8.7 (8.8) 10.7 (8.9) 10.5 (8.9) 9.3 (7.5) 8.4 (6.8)
家畜肉および卵からのKcal, % (SD) 6.6 (9.4) 8.6 (10.6) 8.7 (11.7) 7.4 (9.4) 6.7 (7.2) 7.5 (8.0) 7.4 (9.4) 7.0 (8.8) 8.1 (8.1)
油からのKcal, % (SD) 2.3 (5.0) 2.7 (4.8) 2.1 (3.9) 3.0 (5.2) 4.6 (5.0) 5.8 (6.2) 6.2 (6.4) 4.2 (5.0) 5.2 (6.2)
市場穀物からのKcal、％（SD） 5.4 (6.6) 3.8 (5.6) 6.2 (6.7) 6.0 (6.6) 5.6 (6.5) 7.2 (7.0) 6.8 (7.4) 6.3 (6.7) 6.3 (7.0)
砂糖からのKcal, % (SD) 5.3 (5.0) 4.1 (3.9) 5.4 (5.0) 5.2 (4.4) 3.8 (3.8) 5.2 (4.3) 5.5 (4.8) 5.3 (4.3) 5.6 (4.5)
a 地域社会、世帯、個人のランダム切片を含み、年齢、年齢の2乗、前週の入院日数、オブザベーション数、および（女性では）授乳状態をコントロールした一般化線形混合効果モデルの結果。サンプルには、BMI測定が2回以上の個人のみを含む。
b 前週に家庭で消費された最も一般的な21食品群の調査に基づく。

• P < 0.05、ロバスト標準誤差を使用。
  ** P < 0.01、ロバスト標準誤差を使用。
  *** P < 0.001、ロバスト標準誤差を使用。
  BMIの年間平均増加率は、女性で0.60％±0.12％（P＜0.001）、男性で0.22％±0.09％（P＝0.009）であった（表3）。このことから、2002年から2010年の間のBMIの予測増加量は、女性で1.21kg/m2、男性で0.46kg/m2であった（図1A）。BMIの変化率は、2002年から2006年までの推定値(36)と比べて、2006年から2010年にかけてはそれほど急激ではなかった（参考情報表S3）。平均BMIは、すべてのコミュニティで2002年と比較して2010年の方が高かったが（図2）、市場距離とBMIの間に統計的に有意な線形傾向は見られなかった。その他の市場統合の指標も同様に、脂肪率の測定値への影響は限定的であった。

表3. ツィマネの成人における体脂肪率の直線的変化、TAPS 2002-2010
BMI BF- BIA WC
モデル1a モデル2b モデル1a, c モデル2b, c モデル1a, d モデル2b, d
β ± SE β ± SE β ± SE β ± SE β ± SE β ± SE
女性 (n = 339)
年間変化率 0.60% ± 0.12%*** 0.52% ± 0.13%*** 0.16% ± 0.43% 0.04% ± 0.47% -0.13% ± 0.17% -0.28% ± 0.17
年齢 0.07% ± 0.05% 0.06% ± 0.06% 0.34% ± 0.09%*** 0.30% ± 0.09%*** 0.19% ± 0.03%*** 0.19% ± 0.03%*** 0.008% ± 0.43% 0.04% ± 0.47% -0.13% ± 0.17% -0.28% ± 0.17
年齢2 -0.008% ± 0.002%*** -0.008% ± 0.002%*** -0.008% ± 0.006% -0.006% ± 0.006% -0.005% ± 0.002%** -0.005% ± 0.002%**
在床日数 e 0.06% ± 0.10% 0.07% ± 0.10% 0.03% ± 0.27% 0.01% ± 0.28% -0.02% ± 0.09% -0.01% ± 0.09
授乳の有無 -0.76% ± 0.58% -0.66% ± 0.57% 1.70% ± 1.90% 2.07% ± 1.84% 1.32% ± 0.48%** 1.35% ± 0.44%** 授乳の有無（年
学歴（年） -0.09% ± 0.25% -0.21% ± 0.63% 0.25% ± 0.18
スペイン語能力 f 0.03% ± 0.33% -0.74% ± 1.07% -0.53% ± 0.42
世帯収入（10％Δ） 0.003% ± 0.006% 0.02% ± 0.03% -0.0001% ± 0.011
HH富（10%Δ） 0.07% ± 0.01%*** 0.18% ± 0.07%*** 0.12% ± 0.03%*** 市場距離（km
市場距離（km） 0.08% ± 0.07% 0.04% ± 0.15% 0.07% ± 0.05
男性 (n = 365)
年間変化率 0.22% ± 0.09%** 0.15% ± 0.11% 1.01% ± 0.36%** 0.67% ± 0.36% 0.06% ± 0.10% -0.02% ± 0.10
年齢 0.09% ± 0.03%*** 0.09% ± 0.03%*** 0.41% ± 0.11%*** 0.41% ± 0.12%*** 0.22% ± 0.03%*** 0.23% ± 0.03%*** 0.02% ± 0.10
年齢2 -0.006% ± 0.001%*** -0.006% ± 0.001%*** 0.001% ± 0.004% 0.002% ± 0.004% -0.003% ± 0.001%*** -0.003% ± 0.001%*** 療養日数e
0.10%±0.05%-0.08%±0.05%-0.30%±0.36%-0.29%±0.35%-0.17%±0.07%-0.14%±0.06%。
学歴(y) 0.19% ± 0.08%* 0.18% ± 0.40% 0.17% ± 0.10
スペイン語能力 f -0.24% ± 0.22% 1.04% ± 1.08% 0.03% ± 0.26
世帯収入（10%Δ） 0.005% ± 0.003% -0.01% ± 0.02% 0.004% ± 0.005
HH 富 (10% Δ) 0.04% ± 0.02% 0.22% ± 0.11% 0.03% ± 0.02
市場距離（km） 0.01% ± 0.11% 0.39% ± 0.24% 0.06% ± 0.07
a 各個人が持つオブザベーションの数をコントロールし、コミュニティ、世帯、個人のランダム切片を含む線形混合効果モデルからの結果。年齢、市場距離、オブザベーション数の変数は平均中心化されている。
b 市場統合の指標をさらに調整し、これらの変数のデータが不完全な女性5人と男性7人を除外。
c BF-BIA測定値が2未満の女性2名と男性2名を除外。
d WC測定が2回未満の男性1人を除く。
e 体重測定前の前週の在床日数。
f スペイン語の習熟度は、noneを0、somefulを1、fluentを2として入力。

• P < 0.05、ロバスト標準誤差を使用。
  ** P < 0.01、ロバスト標準誤差を使用。
  *** P < 0.001、ロバスト標準誤差を使用。
  HHは世帯、Δは変化。
  詳細は画像に続くキャプションに記載
  図1
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  図2
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  2002年と2010年の両方でBMIを測定したサブサンプル（Supporting Information Table S4）では、過体重の有病率は女性で22.6％から28.2％に増加し（P = 0.3）、男性では16.2％から25.0％に増加した（P = 0.05）。肥満の有病率は、女性では2.4％から8.9％に増加したが（P = 0.03）、男性では0.8％から1.5％に増加しただけであった（P = 0.6）。

モデル1では、男性のBF-BIAに統計的に有意な年間1.01％±0.36％（P = 0.005）の増加がみられたが、モデル2で市場統合の指標で調整すると、この増加は弱まった（P = 0.06）（表3）。BF-BIAは女性では変化しなかった（図1C-1D）。

WCの指標は男女とも時間的に一貫していなかった（図1E-1F）。WCの年次変化の係数の方向は、9つの調査年すべてを含むか、2006年から2010年に限定するかによって異なっていた（Supporting Information Table S3）。

ロバスト性分析では、女性はSUM4およびFFMにおいて1.31％±0.62％（P＝0.03）および0.53％±0.10％（P＜0.001）の年間増加が示唆された（援用情報表S5；援用情報図S1）。男性では、SUM4またはFFMの統計的に有意な傾向は観察されなかった。

食事組成の変化
報告された家庭のカロリーは、2002年から2010年にかけて統計的に有意な増加はみられなかった（表4）。家計のカロリーの大部分（61％以上）は、一貫して自家栽培作物で占められていた（表2；図3A）。しかし、作物ベースの食品の割合は約233±39g/2,500kcal（P < 0.001）減少した（表4、モデル1）。狩猟または漁獲された動物性食品と家畜性食品の家計消費報告には変化はなく、それぞれ家計カロリーのおよそ8％から11％、7％から9％を供給していた（表2；図3B）。

表4. 世帯レベルの食事組成の測定における線形変化、TAPS 2002-2010 a
総カロリーa 農作物食品（g/2,500kcal） 狩猟・漁獲動物性食品（g/2,500kcal） 家畜肉・卵（g/2,500kcal） 食用油（mL/2,500kcal） 精製穀物・砂糖（g/2,500kcal）
β ± SE β ± SE β ± SE β ± SE β ± SE β ± SE
モデル1 b
2002年と2010年の間の変化 6.5% ± 6.7% -232.8 ± 39.3*** -24.2 ± 33.5 9.3 ± 10.2 8.8 ± 1.8*** 11.3 ± 18.6
HH 成人男性換算 -14.8% ± 0.6%*** 17.2 ± 2.5*** 2.5 ± 2.6 -2.5 ± 0.7*** -0.9 ± 0.3*** -7.8 ± 2.2*** モデル2b
モデル2 b
2002年と2010年の間の変化 -4.0% ± 7.4% -175.8 ± 47.6*** -30.7 ± 34.9 3.2 ± 11.2 7.5 ± 2.0*** 8.8 ± 19.7
HH 成人男性換算 -16.1% ± 0.5% 27.7 ± 3.0*** 1.8 ± 2.6 -3.9 ± 0.7*** -1.2 ± 0.3*** -9.3 ± 2.2*** HH 成人男性換算（10％Δ
世帯収入（10％Δ） 0.1% ± 0.04%*** -1.7 ± 0.3*** 0.03 ± 0.2 0.3 ± 0.1*** 0.05 ± 0.02*** 0.5 ± 0.1***
HHの豊かさ（10％Δ） 1.1% ± 0.2%*** -5.8 ± 0.9*** 0.7 ± 0.8 0.6 ± 0.2*** 0.1 ± 0.1 0.4

世帯、n=362。
a 回想回数が2回以上の世帯で、前週に最もよく摂取された食品21品目の報告に基づく。
b 地域社会と世帯のランダム切片を含む線形混合効果モデルを実行した後に得られた限界予測からの結果。

• P < 0.05;
  ** P < 0.01;
  *** P < 0.001、ロバスト標準誤差を使用。
  HH, 世帯。
  詳細は画像に続くキャプションに記載
  図3
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  パワーポイント
  キャプション
  食用油使用のオッズは毎年24％（95％信頼区間：1.19-1.29；P＜0.001）増加したが、油摂取を報告するオッズには線形（P＜0.001）と三次曲線（P＝0.03）の両方の傾向が認められた（データは示さず）。2010年までに、食用油を使用する世帯数は14.5％から30.2％へと倍増した。LMMと2分割半連続モデルの両方が、2002年から2010年にかけて家庭での食用油の使用量が約8.8mL/2,500kcal増加したことを予測した（P < 0.001）（表4、モデル1；参考情報表S6）。これは、家庭での油からのカロリーがカロリーの2.3％から5.2％に増加したことを意味する（表2；図3C）。

報告された砂糖摂取のオッズは毎年13％増加した（95％CI：1.08-1.19；P＜0.001）。しかし、精製された穀物と砂糖は、一緒に分析しても（表4）、別々に分析しても（Supporting Information Table S6）、時間の経過とともにカロリーに占める割合が大きくなることはなく、総カロリーは精製された穀物と砂糖からのカロリーに比例して上昇した可能性が示唆された。

家計所得は、カロリー、家畜生産物、食用油、精製穀物および砂糖の利用可能性と正の相関があったが、農作物ベースの食品の摂取とは負の相関があった。しかし、その効果の大きさはごくわずかであった（表4、モデル2）。同様に、市場距離が家畜肉と精製穀物・砂糖の入手可能性に及ぼす負の効果と、農作物ベースの食品の摂取に及ぼす正の効果は小さかった。

食事指標に関連した身体組成の変化
市場統合を調整すると、女性のBMIは、家庭での家畜生産物の消費量が100g/2,500kcalになるごとに0.43%±0.20%（P = 0.03）増加し、食用油の消費量が30mL/2,500kcal（～大さじ2杯）になるごとに0.54%±0.21%（P = 0.01）増加した（表5）。家庭で利用可能な家畜産物1食当たりは、女性のBMI≧25のオッズを57％（95％CI：1.16-2.12；P＝0.003）増加させることに関連したが、狩猟または漁獲された家畜産物1食当たりは、オッズを16％（OR：0.84；95％CI：0.73-0.96；P＝0.01）低下させることに関連した。対照的に、100g/2,500kcalの家庭作物ベースの食品は、それぞれ0.44％±0.19％（P = 0.02）低い女性のBF-BIAと関連し（表5）、関連して0.11％±0.05％（P = 0.03）高いFFMと関連した（表S7）。LMMモデルにすべての市場食品を同時に含めた感度分析では、家畜生産物と食用油が女性のBMIと独立して関連していることが示唆された（参考情報表S8）。

表5. 家庭の食事要因と成人の体脂肪との関係、TAPS 2002-2010
BMI a BF- BIA a, b WC a, c BMI≧25 kg/m 2のオッズ d
β ± SE β ± SE OR (95% CI)
女性（n = 334）
カロリー (10% Δ) 0.03% ± 0.04% 0.13% ± 0.11% 0.05% ± 0.06% 1.01 (0.93-1.09)
農作物 (100 g/2,500 kcal) -0.02% ± 0.04% -0.44% ± 0.19%* 0.10% ± 0.06% 0.93 (0.83-1.05)
狩猟・漁獲動物性食品（100g/2,500kcal） -0.08% ± 0.07% 0.24% ± 0.14% -0.11% ± 0.07% 0.84 (0.73-0.96).
家畜生産物（100g/2,500kcal） 0.43% ± 0.20% 0.48% ± 1.02% 0.36% ± 0.31% 1.57 (1.16-2.12).
油 (30 mL/2,500 kcal) 0.54% ± 0.21%* 0.09% ± 0.88% 0.07% ± 0.19% 1.31 (0.77-2.22)
精製穀物・砂糖（25g/2,500kcal） 0.003% ± 0.02% 0.13% ± 0.11% -0.05% ± 0.04% 1.01 (0.96-1.06)
男性 (n = 358)
カロリー (10% Δ) 0.03% ± 0.02% 0.19% ± 0.07%* 0.06% ± 0.03% 1.02 (0.99-1.04)
農作物 (100 g/2,500 kcal) 0.02% ± 0.02% 0.07% ± 0.14% 0.04% ± 0.04% 1.08 (1.02-1.15).
狩猟・漁獲動物性食品（100g/2,500kcal） 0.00% ± 0.03% -0.31% ± 0.21% -0.10% ± 0.06% 1.05 (0.96-1.14)
家畜生産物（100g/2,500kcal） -0.06% ± 0.17% 0.51% ± 0.63% 0.25% ± 0.10%** 0.80 (0.56-1.13)
油 (30 mL/2,500 kcal) 0.05% ± 0.14% 0.85% ± 1.22% -0.12% ± 0.16% 0.76 (0.58-1.00)
精製穀物および砂糖（25g/2,500kcal） -0.03% ± 0.01%* 0.16% ± 0.08%* -0.01% ± 0.02% 0.97 (0.94-1.01)
a 地域、世帯、個人のランダム切片を含み、暦年、年齢、年齢の2乗、在床日数、個人ごとのオブザベーション数、授乳状況（女性）、教育レベル、スペイン語能力、世帯収入、世帯の豊かさ、商業都市からの地域の距離をコントロールした線形混合効果回帰モデルからの結果。
b BF-BIA測定が2回未満の女性2人と男性2人を除く。
c WC測定が2回未満の男性1人を除外。
d 地域社会、世帯、個人のランダム切片を含み、暦年、年齢、年齢の2乗、在床日数、個人ごとの観察数、授乳状態（女性）、教育レベル、スペイン語能力、自然対数変換世帯収入、自然対数変換世帯富、商業都市からの地域社会距離をコントロールした一般化線形混合効果モデルの結果。

• P < 0.05、ロバスト標準誤差を使用。
  ** P < 0.01、ロバスト標準誤差を使用（P値が0.001未満のものはない）。
  Δ、変化。
  男性では、家庭のカロリーが10％増加するごとに、BF-BIAは0.19％±0.07％（P＝0.01）増加した（表5）。家庭の精製穀物と砂糖が25g/2,500kcal増加すると、BF-BIAは0.16％±0.08％（P＝0.04）上昇したが（表5）、FFMは0.05±0.02％（P＝0.005）低下した（Supporting Information Table S7）。家畜化された動物性食品の家庭での利用可能量が100g/2,500kcal増加するごとに、男性のWCは0.25％±0.10％（P＝0.008）増加し、この推定値は食用油、精製穀物および糖類をモデルに追加しても頑健であった（援用情報表S8）。農作物ベースの食品を家庭で多く摂取することは、男性においてBMI≧25のオッズが8％（95％CI：1.02-1.14；P = 0.007）高いことと関連していたが、他の食品は男性の過体重または肥満のオッズを予測しなかった。

考察
本研究の目的は、2002年から2010年にかけての、市場および自給自足に基づく食品の家庭における入手可能性の変化が、ツィマネの採集園芸家における脂肪率の同時変化にどのように関連しているかを評価することであった。BMIの推定年間増加率は女性で0.60％、男性で0.22％であり、過去の知見(36)と一致し、21世紀の最初の10年間、ツィマネ人の成人の体重増加は緩やかで、加速していないことを示している。

家庭での食用油の使用は女性のBMIと正の相関があり、エネルギー密度の高い食品の摂取が体重増加を促進するという考えを補強していることがわかった（39, 40）。ツィマネ族は、プランテーン、米、干し肉、魚を調理する際、風味や食感を高めるために油を使う。そのため、油は他のカロリー源に取って代わるのではなく、むしろ他のカロリー源を補い、エネルギー収支をプラスにする可能性がある。脂肪分の多い肉の相対的なエネルギー密度も、家畜化された動物性食品（狩猟や漁獲された動物性食品は含まない）の消費と、女性のBMIおよび男性のWCの上昇との間に観察された関連を説明するかもしれない。

とはいえ、女性のFFMが約0.53％増加し、SUM4は中程度の変化しかなかったことから、観察された女性の体重増加は、完全に脂肪率の増加によるものではないことが示唆された。この所見は、家庭で入手可能な農作物ベースの食品が女性のBF-BIAとは逆相関であったが、女性のFFMとは正相関であったという観察結果とともに、身体活動が市場ベースの食品のわずかな増加による脂肪促進効果を鈍らせるのに役立つ可能性を示唆している。女性は労働集約的な家庭作物の生産に大きく関与しており、これらの食品は依然としてツィマネの食生活の大部分を占めている。農作物生産に伴う肉体労働は、家庭での農作物の入手可能性と男性のBMI≥25kg/m2のオッズとの間の予想外の正の関連を説明する一助ともなりうる。

したがって、BMIの漸進的な変化は、一般的に心代謝性疾患のリスクを高めると考えられている閾値に達する女性のオッズを増加させるのに十分であったが（41）、これらの数値は、身体的に活発で免疫学的にストレスの多い集団の間では、それほど問題にはならないかもしれない（15、16）。実際、脂肪消費量と食事エネル ギー密度の増加は、一部のツィマネ族にとっ て有益かもしれない。ツィマネ族ではカロリー不足になることは比較的少ないが、最近の分析によると、2010年から2015年の間に、ツィマネ族の成人の大規模サンプルの約5％が1,000キロカロリー未満、25g/日未満のたんぱく質を摂取しており、約33％が25g/日未満の脂質を摂取していた(13)。男性は女性よりも、推定エネルギー必要量より少ないエネルギーしか摂取しておらず、脂肪摂取量も少ないと報告する傾向が強かった。これが、男性で油の消費量と脂肪率の測定値との間に強い関係が観察されなかった理由の一つかもしれない。

持続的な身体活動レベルと、低脂肪でカロリー密度の低い自給自足ベースの食品への持続的な依存(15,16)は、ツィマネの肥満有病率が同時期に南米低地の他の先住民集団で報告された値より低いままであった理由の一助になるかもしれない、 2010年のアルゼンチンのトバ族女性・男性（～45％）（42）、2005年のアルゼンチンのウィチ族女性・男性（～15％）（7）、2003年のアルゼンチンのムビャ族女性・男性（～15％）（43）、2005年のブラジルのスルイ族女性（～25％）・男性（～12％）（6）などである。焼畑農業、狩猟、漁労、採集への依存から、精製小麦粉、パスタ、油、脂肪の多い肉など、より市場で購入する食品へのシフトは、他の南米先住民集団の研究でも指摘されている(5-11)。しかし、これらの研究のうち、食事の変化を縦断的に定量化したものはほとんどなく(11)、市場購入食品と脂肪率との間に正の関係(5)または一貫性のない関係(9)があることを実証的に証明したものもない(5, 9)。テレビを所有し（11）、市場食品が毎日の食事で中心的な役割を果た している（6）という記述から、これらの他の集団の一部は、ツ ィマネ族と比較して2010年までにすでに、より定住化し、市場に統合 され、より大きな栄養転換を経験していたことが示唆される。実際、Tsimane'の市場統合の程度が限定的であったことが、教育、スペイン語、世帯収入と富、市場距離の食事と脂肪率の測定値に対する効果の大きさが、統計的に有意であったとしても比較的小さかった理由を説明しているのかもしれない。さらに、ツィマネ族の家族間の食料共有の習慣は、市場統合が進んだにもかかわらず、一般的なままであり(44, 45)、食生活と脂肪率の変化に対する所得と富の影響を減衰させ、コミュニティ間の不均一性を説明するのに役立つかもしれない。とはいえ、人口の増加（21）と伝統的な生態学的知識の喪失（20）に伴い、市場ベースの食品への依存を高める方向への後押しが、やがて明白になるかもしれない。

我々の知見は、Tsimane'の間で、特に女性の間で脂肪率が徐々に増加しているという別の報告（13）を裏付けるものである。後者の研究では、脂肪率増加の予測因子として明確な食事の変化は調べていないが、2010年から2015年の間に、家庭での砂糖と食用油の摂取量が15.8g/日と4.9mL/日増加したと報告している。2015年までに、73.8％と40.9％の世帯が、前月に砂糖と油をそれぞれ消費したと報告している。これらの数字は、砂糖と油の摂取頻度と量が、今回の調査で観察された2010年のレベルを超えて、ツィマネの間で増加し続けている可能性を示唆している。累積3,850カロリーの過剰摂取は、体重を0.5kg増加させる(46)。

この研究にはいくつかの限界がある。第一に、身長が低く（47）、筋肉量が多いほど、BMI値が高くなる可能性がある。したがって、報告されたBMI値は、先進工業国の集団とは異なるレベルの脂肪率と健康リスクを表している可能性がある（48）。とはいえ、BMIは個体内の縦断的な体重増加の指標として有用であり、標準的な過体重および肥満のカットオフ値を使用することで、ツィマネ族と、同じカットオフ値を使用して過体重および肥満が記録されている他の同様の低身長集団との比較を行うことができる（6、7、42、43）。

第二に、24時間リコールから得られたデータから、わずか23種類の食品がツィマネ族の食事のカロリーの90％を占めていることが最近再確認されたが（13）、21種類の食品を1週間にわたって摂取しただけの世帯レベルの食事リコールでは、総カロリーと栄養密度を測定する能力に限界がある。このようなリコールでは、油、砂糖、精製穀物製品など、一時的に消費される食品の平均摂取量を十分に把握できない可能性がある。その結果、ゼロインフレ変数がLMMから得られた食事変化の推定値にバイアスをかけた可能性があるが、半連続データの2分割モデルとの比較では、LMMはより保守的な推定値を提供することが示唆された。このような測定の問題および個人の消費パターンに関する情報の欠如は、食事と脂肪率の測定値との関連を検出する統計的検出力を低下させた可能性がある。

結論として、本研究は、自給自足の比較的活発な集団において、自給自足と市場由来の異なる食品のシフトが体組成にどのような影響を及ぼすかについて、ユニークな視点を提供するものである。家庭で入手可能な食用油、家畜肉、精製穀物および砂糖は、脂肪率のすべての指標と一様に関連しているわけではなく、その関連性は女性と男性で異なっていた。ツィマネ族が経験した持続的な適度な身体活動レベルや免疫学的ストレス要因は、全体的な低脂肪・高繊維食とともに、市場に出回る食品を徐々に増やすことによる脂肪促進効果を鈍らせるのに役立っているのかもしれない。とはいえ、この研究は、エネルギー密度の高い食品を少量でも食事に加えると、体重が一般に最適範囲外とされる範囲に徐々に押し上げられる可能性があることを示している。

謝辞
この研究を可能にしてくれたツィマネ族研究参加者全員、ツィマネ族大会議所、TAPSスタッフおよび協力者に謝意を表したい。

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