ÉTUDE STATISTIQUE DES VARIATIONS DE L’EXCRÉTION
D’AZOTE MÉTABOLIQUE FÉCAL ET D’AZOTE ENDOGÈNE
URINAIRE EN FONCTION DU POIDS CORPOREL,
DU POIDS DES INGESTA ET DU POIDS DES FÈCES
CHEZ LE JEUNE RAT
I. —
EN RÉGIME PROTÉIPRIVE
J. CAUSERET,
Denise HUGOTJ. ARNOUX
Laboratoire d’Étude des Qualités
biologiques
des Aliments de l’llo»zme, I.N.R.A., Centre national de Rechercheszootechniques, Jouv-en-Josas (Seine-et-Oise)
et Service de Biornétrie de l’1. 1V. R. A.,
Centre national de Recherches
agronomiques,
Versailles(Seine-et-Oise)
SOMMAIRE
L’influence du
poids corporel,
dupoids
de matière sècheingérée
et dupoids
de matière sèche fécale sur l’excrétion d’azote a été étudiéestatistiquement
sur io groupes dejeunes
rats mâles pesant initialement de 70à 130 grammes, et soumis à unrégime protéiprive.
Ces groupes,qui comprenaient
au total 4r7
sujets,
ont été mis enexpérience
à des dates diverses, échelonnées sur unepériode
de quatre années.a) Dans
chaque
groupe, il existe une corrélationpositive
entre l’excrétion d’azotemétabolique _fi£cal
et chacune des trois variablesindépendantes
énumérées ci-dessus ; mais c’esttoujours
la corré-lation entre l’azote
métabolique
fécal et lepoids
des fècesqui
est laplus significative.
D’autre part,quelle
que soit la variableindépendante
retenue, il existe une loi derégression
commune à l’ensembledes groupes.
En outre,
lorsqu’on
adéjà
considéré l’influence de l’unequelconque
des trois variables indépen- dantes, il ya intérêt à tenir compte aussi des deux autres, en estimant l’excrétion d’azote métabo-lique fécal sur
la base d’uneéquation
de régressiontriple.
Enfin, que l’excrétion soit estimée en fonction d’une seule ou des trois variables
indépendantes,
on augmente la
précision
des calculs en substituant auxéquations générales
établies sur l’ensembledes animaux, des
équations particulières
àchaque
groupeexpérimental :
ceséquations
ne différentles unes des autres que par la valeur du facteur constant.
b)
Dans un certain nombre de groupes, il existe une corrélationpositive
entre l’excrétion d’azoteendogène
urinaire et le poidscorporel
ou le poids de matière sècheingérée ;
mais c’est la corrélationavec le
poids corporel qui
est laplus significative.
Pour les deux variablesindépendantes,
il existed’autre part une loi de
régression
commune à l’ensemble des groupes.Mais, l’excrétion d’azote
endogène
urinaire est estimée avecplus
deprécision
sur la base d’uneéquation
derégression
double, en tenant compte à la fois de l’influence dupoids corporel
et dupoids
de matière sèche
ingérée.
Enfin, il y a intérêt à substituer aux
équations générales
établies sur l’ensemble des animaux,des
équations particulières
àchaque
groupeexpérimental,
ceséquations
ne différant les unes desautres que par la valeur du facteur constant.
Toutefois, il n’a pas été
possible
d’obtenir une fonction permettant d’évaluer l’excrétion uri- naire avec autant deprécision
que l’excrétion fécale. On peut se demander si les bases d’estimation lesplus
satisfaisantes ne seraient pas laquantité
d’eauingérée
et le volume urinaire : cette éventua- lité estenvisagée
dans des essais en cours.c)
Ilapparaît possible
d’utiliser les données relatives au calcul de l’excrétion d’azote métabo-lique
fécal pour la détermination du coefficient d’utilisationdigestive
réel et de la valeurbiologique
des
protéines.
En revanche,l’application
des données relatives au calcul de l’excrétion d’azote endo-gène
urinaire peut conduire à des erreursappréciables.
INTRODUCTION
L’évaluation
de l’utilisationdigestive
« nette » desprotéines
et de leur valeurbiologique
par les méthodesbiologiques implique
l’estimation de l’excrétion d’azotemétabolique
fécal et d’azoteendogène
urinaire. Cette détermination n’étant pas réa- lisable dans des conditions d’alimentationnormales,
on se contentegénéralement
de travailler sur des
sujets soumis,
soit à unrégime protéiprive,
soit à unrégime
à3 -
4 p. 100 de
protéines
d’œuf(M I TCHELL, 194 8).
Mais les
pertes
d’azotemétabolique
fécal et d’azoteendogène
urinairepeuvent
varierbeaucoup
d’uneexpérience
à une autre, et même d’unsujet
à un autre dans unemême
expérience.
Aussi divers auteurs se sont-ils intéressés aux facteurs dont cespertes peuvent dépendre : âge
etpoids corporel, composition
durégime alimentaire, quantité
de matière sècheingérée, poids
sec desfèces,
etc.1
° Chez le
Rat,
MITCHELL( 1923 - 1924 )
a soutenu, dès sespremières
recherchessur l’évaluation de la valeur
biologique
desprotéines,
que l’excrétion d’azote méta-bolique fécal
estapproximativement proportionnelle
à laquantité
de matière sècheingérée :
en192 6,
il aétabli,
sur des animaux soumis à unrégime privé
deprotéines,
la valeur moyenne de 1,9 mg d’azote par gramme sec
ingéré.
Contesté par BOAS FrxsErr etJncxsorr (ig 3 2),
lepoint
de vue de MITCHELLa été enpartie
confirmé par Scx!rW n!R(ig 34 ), puis
par CHiCK et al.(rg 35 ), qui distinguent
deux fractions dans l’azotemétabolique
fécal :-
l’une, proportionnelle
à laquantité
de matière sècheingérée,
-
l’autre, indépendante
desingesta,
mais vraisemblablement liée aupoids corporel.
Mais ces auteurs n’en admettent pas moins la
possibilité
derapporter
de manièreapproximative
l’excrétion d’azotemétabolique
fécal au gramme de matière sècheingérée,
sous réserve que la consommation de nourritureatteigne
au moinsquel-
ques grammes par
jour.
A
plusieurs reprises,
MITCHELLa tenté par la suite de faire lasynthèse
des résul-tats obtenus dans son laboratoire et d’en tirer des conclusions
applicables
à l’évalua-tion de l’utilisation
digestive
réelle desprotéines.
Dans une mise aupoint classique
(I948) !
il cite comme valeur moyenne de l’excrétion d’azotemétabolique fécal,
chez lejeune
Rat soumis à unrégime
à 4p. 100deprotéines
d’oeuf :i,i6 4
mg par grammesec
ingéré. Mais,
les travaux ultérieurs de MiTCHEU.. et BERT(rg54)
ayant mis en évi- dence l’existence d’une corrélationpositive
entre la teneur enprotéines
durégime
et la concentration de la masse fécale en azote
métabolique,
MITCHELL lui-même(
19 6 2
)
retientplus
récemment comme valeurs moyennes : 1,3 à 1,4 mg d’azote par gramme secingéré
enrégime protéiprive,
1,5 à i,g mg enrégime
à 4 p. 100 deprotéines
d’œuf.Tout en
reconnaissant,
chez leRat,
l’existence d’une corrélationpositive
entrel’excrétion d’azote
métabolique
fécal et la matière sècheingérée,
MEYER( 195 6)
aconstaté que cette excrétion est en relation
plus
étroite avec la matière sèche fécale.Un fait
analogue
a été observé par HEUPKE( 1933 )
chezl’Homme, M UK E R] EE
etK!HAx
(ig 4 8)
chezle Boeuf,
BLAXTERet Woor)(ig 5 i)
chez leVeau,
ZELTERet CHAR-I,!T-I,lâRY (ig6i)
chez le Porc.2° En ce
qui
concerne l’excrétion d’azoteendogène urinaire,
il estlargement
reconnu
qu’elle
est en relation étroite - chez le Rat comme chez d’autresespèces
animales - avec le
poids corporel
et avec le métabolismebasal,
donc avec lapuis-
sance o,70 ou 0,72 de ce
poids (TERROIN E
et SoRGM A TTE R ,
ig27 ; BRODY etal.,
I934SMUTS,
1935;MiTCHEiJ<, zg62) ( 1 ).
Se basant sur cetterelation,
BRODYet al.ont
proposé
la formule :N
endogène
urinaire =14 6
P 0,72Disposant
deplus
de 400 déterminationsindividuelles,
réalisées chez dejeunes
rats soumis à un
régime protéiprive
dans des conditionsexpérimentales standardisées,
il nous a paru intéressant d’étudier à notretour,
l’influence de facteurs tels que lepoids corporel,
lepoids
desingesta,
ou celui desfèces,
sur lespertes
d’azote.Ceci,
en vue:
- de comparer nos résultats à ceux
qui
ont étérapportés plus haut ;
-
d’envisager
simultanément - et nonplus séparément
- les relations entre l’excrétion d’azotemétabolique
fécal(ou
d’azoteendogène urinaire)
etplusieurs
desfacteurs
susceptibles
d’exercer une influence sur cetteexcrétion ;
- de savoir dans
quelle
mesure les données établiespeuvent
être utilisées pra-tiquement
dans l’évaluation de l’utilisationdigestive
ou de la valeurbiologique
desprotéines.
Nous ne
présenterons
ici que les résultats obtenus chez dejeunes
Rats soumis àun
régime protéiprive.
Une autreétude,
réalisée avec unrégime
à 4p. 100deprotéines d’oeuf,
serapubliée
ultérieurement.MÉTHODES EXPÉRIMENTALES
Pour notre étude, nous avons utilisé les résultats de io
expériences réparties
sur unepériode
de4années. Ces
expériences
ont porté au total sur 417rats mâles Wistar âgés de 5 à 6 semaines, prove- nant del’élevage
du Laboratoire. Ces animauxpesaient
initialement de 70 à 130grammes(l’écart
entre la
plus
forte et laplus
faible valeur despoids
étant de l’ordre de 3o grammes à l’intérieur de chacun des la groupesexpérimentaux).
( 1
) BRODY(1945) désigne P 0-10sous le vocable de « poids physiologique n ou de « taille métabolique ’.
Les
expériences
ont été standardisées sur lespoints
suivants :- animaux de même souche, ayant reçu le même
régime d’élevage
avant la mise en expé-rience
(1) ;
-
régime protéiprive
standard, à base d’amidon( 5 o
p.100 ),
de saccharose( 32
p.100 ),
d’huiled’arachide
( 12
p. 100), demélange
salin de HUBBEL et coll. (4p.100 ), d’agar-agar ( 2
p. 100), et devitamines
hydro
etliposolubles ( 1 ).
Cerégime
contient de 38 à 42 mg d’azote p. 100 grammes de matière sèche ; il est présenté sous forme de bouilliepréparée
avec ipartie
d’eau pour 2 partiesde mélange sec ;
- consommation de nourriture et d’eau distillée ad libitum;
- - conduite
identique
du bilan : après unepériode préliminaire
de 2jours,
détermination desingesta
et récolte des fècespendant
6 jours, en utilisant desdispositifs expérimentaux
décrits par CAUSERET( 1954 ), placés
dans une salle où latempérature
atteint 22° ± l,50; JLes
quantités
d’azote éliminées ont été évaluées paranalyse
d’unepartie aliquote
des fèces etdes urines de
chaque sujet (microkjeldahl).
La durée très courte de la
période préliminaire
a étéimposée
par la brièveté de la durée de survie des rats jeunes soumis au régimeprotéiprive :
engénéral,
la mort seproduit
dans un délai de zz à àx
5
jours,
avec uneimportante
perte depoids.
On voit(fig.
i) due les deuxjours
depériode préli-
minaire suffisent à assurer la
régularisation
de l’excrétion fécale d’azote, mais non pas celle de l’ex- crétion urinaire,qui
s’abaisse pendant toute la durée de la survie. Les valeurs de l’excrétion d’azote urinaire déterminées dans notre étude sont doncsupérieures
à la valeur minimum atteinte dans lesjours qui précèdent
la mort. Est-ce cette dernière valeurqui correspond
réellement a l’excrétion( 1
) Biscuits&dquo; Extralabo ».
( 2
) l’ar hg de régime : thiamine, 2nig ; riboflavine 3 mg ; pyrodoxine, 2,5 mg ; acide nicotinique, 50 mg ;
pautothénate de calcium, io mg ; vitamine K hydro-soluble, i mg. L’huile d’arachide du régime est additionnée de 1p. 100d’huile de foie de morue, titrant 2 ooo UI de vitamine A et 500 UI de vitamine D par ml, et de D,OISp. ioo de tocophérol.
endogène?
Il estpermis
d’en douter, car les animauxperdent
alors dupoids
trèsrapidement.
Onpeut donc se ronger au
point
de vue de 3.IWCHELL( 194 8) lorsqu’il
écrit : « l’he lowestpossible
levelof the urinar y nitrogen
can be obtainedonly after
severeprotein depletion
andobviously
bears norelation to
the nitrogen requirement of
maintenance under conditionsof
adequate nutrition. ȃTUDE STA T ISTI9UE
DESRÉSULTATS
Sur tous les
animaux,
nous avons déterminéexpérimentalement :
I,e nombre des données
expérimentales dépassant
2000, il n’est paspossible
de les
reproduire
ici( 1 ).
r1. Vayiations de l’azote
métabolique fécal
10
Étude
desrégressions simples par groupe expérimental.
Pour chacun des dix groupes, les
diagrammes
dedispersion ( 2 )
obtenus en por- tant en ordonnée les valeurs de Y1’ et en abscisse celles de xl, deXI 0 , 70 , de x 2
ou de x,,suggèrent
que ces variations sont linéaires. Nous avons donccalculé,
àpartir
desdonnées
expérimentales,
leséquations
des droites derégression correspondantes,
ainsi que les valeurs du
paramètre
F(S X É D É COR ) qui permettent
dejuger
de la valeur desajustements
obtenus.Ces données sont réunies dans le tableau i. Elles montrent que, pour presque tous les groupes, il existe des corrélations
positives
entre Y1 et chacune des variablesindépendantes envisagées.
La corrélationentre.!,,
et .x;! esttoujours
hautementsigni- ficative,
tandis que la corrélation entre ylet x l (ou X1 0 , 70 )
estgénéralement
la moinssignificative. Quant
à la corrélation entre yl et X2, sasignification
est engénéral
intermédiaire et varie
beaucoup
d’un groupe à un autre( 3 ).
Des diverses variables
indépendantes envisagées,
la matière sèche fécale(x,)
appa-raît donc comme la base d’estimation de l’azote
métabolique
fécal laplus
satisfaisante.2
° Existe-t-il des lois de
régression
communes à l’ensemble desgroupes?
.’D’un groupe à
l’autre,
lesparamètres
des droites derégression
de y, en XI(ou XI0,70), de Y1
en x2,de Y1
en X3sont différents. Pour savoir s’ils’agit
ou non de sim-( 1
) Nous les ferons parvenir sous forme de tiré-à-part, aux lecteurs qui désireraient en prendre connais-
sance.
( 1
) Non reproduits ici.
( 3
) Les variations de 1’1 en fonction de l’ « état de réplétion » du tube
di5estif (R
’..Xt°.’&dquo;/= xi 2!!) ont aussi été
étudiées ; comme X2, R exprime le niveau d’ingestion de la matière sèche, mais
certains
nutritionnistes préfèrentce mode d’expression, qui a l’avantage de faciliter les comparaisons entre sujets de poids différents. Toutefois,
dans la présente étude, la corrélation entre 1’1 et R est, dans tous les groupes, moins significative que la corré- lation entre ylet x!.
pies
fluctuations dues au hasard del’échantillonnage,
nous avons vérifiél’homogé-
néité des 10 valeurs de
b l , b 2
oub 3
dans leséquations :
en
appliquant
le test F aurapport
de la variance due aux différences entre les coeffi- cients derégression
à la variance de l’erreur.Quelle
que soit la variableindépen- dante,
ce test prouvequ’il n’y
a pasd’hétérogénéité
entre les b des différents groupes.En
conséquence,
il estpossible
de calculer larégression
commune aux dix groupes.Cette estimation utilise l’ensemble des données de
base,
mais tientcompte
des écarts de ces données aux moyennes dechaque
groupe, et non à la moyennegéné-
rale : on a donc considéré les sommes de carrés et de
produits
« résiduelles » fondéessur 407
degrés
de liberté et non sur41 6,
la différence entre les deux valeurs corres-pondant
aux 10 moyennes de groupes.Dans ces
conditions,
on obtient leséquations générales : (1)
YI =3 , o65
+ 0,071 1 Xi,avec F =
8 9 , 7 (significatif
au seuil de P =o,oi) (2)
Yi = 2,°57 + o!3i9XIo, 70
avec F = 71,9
(significatif
au seuil de P =0 , 01 ) (3)
YI= 3,414+ 0 ,805
X2avec F =
15 8, 3 (significatif
au seuil de P =o,oi) (4)
Yi = 3,297 + 15,27 xaavec F =
68 9 , 2 (significatif
au seuil de P =o,oi)
Comme à l’intérieur de
chaque
groupe, c’est donc la corrélation entre l’excré- tion d’azotemétabolique
fécal et lepoids
de matière sèche fécalequi
est laplus
forte.
3
°
Peut-on admettre laproportionnalité
entre l’excrétion d’azotefécal métabolique
etle
poids
ducorps, le poids
de matière sècheingérée
ou lepoids
de matière sèchefécale?
Dans les
équations générales (i)
à( 4 ),
les ordonnées àl’origine
ont une valeurassez élevée par
rapport
aux valeursexpérimentales
de y,. Pour vérifierqu’elles
sontsignificativement
différentes dezéro,
c’est-à-dire que lesparamètres b l
= o,o7t r,b’
1
= o,3zg 7,b 2
=0 ,8 05 , b 3
= 15, 27 nepeuvent
être considérés comme des esti- mations denous avons calculé les
quatre paramètres :
où
Vb v Vb’ 1 , Vb 2 , Vb 3 , V!1, V!’i, VP 2’ Vp a
sontrespectivement
les variances deb 1 .
!’l, 6 2 , ba, Pv W v P 2 !! À3 (avec À!Àl
=V p 2
=V!3
=o).
Tous ces
paramètres
sontsignificatifs
au seuil de P = 0,01. Iln’y
a donc pas deproportionnalité
entre yl et chacune des variablesindépendantes
XvXlo,70,
X2’ xa:quelle
que soit la base d’estimationadoptée
pour YI’ l’excrétion d’azotemétabolique
fécal
comprend toujours
deuxfractions,
dont l’une seulement - laplus importante
d’ailleurs - est
proportionnelle
à la variableindépendante envisagée.
4
° Étude
desrégressions
doubles et de layé â yession triple
de l’excrétion d’azote méta-bolique fécal.
D’après
cequi précède,
c’est lepoids
de matière sèche fécalequi
fournit la meil- leure base pour l’évaluation de l’azotemétabolique
fécallorsqu’on n’envisage
que lesrégressions simples
de ce dernier. Mais il reste à savoir si l’onpeut
se contenter de cettebase,
ou s’il estpréférable
de tenircompte
en mêmetemps
dupoids corporel
et du
poids
de matière sècheingéré.
Nous avons donc étudié les diverses
régressions
doublesde y,
en xi et x., en x,et x3, en x2et x3 et la
régression triple
de yl et xl, x. en X3’ Dans cetteétude,
nous n’avons pas tenucompte
deX , 0 , 70 @
lesrégressions simples
ayant montré que lapréci-
sion des estimations obtenues avec cette variable n’est pas
plus
élevéequ’avec
x,.En ce
qui
concerne lesrégressions doubles, l’analyse progressive
des variances montre que,lorsqu’on
a considéré l’unequelconque
des variablesindépendantes
x i
, x, ou .x3, il y a
toujours
intérêt à tenircompte également
de l’une ou de l’autredes deux variables restantes
(tabl. 2 ).
Ce sont lesrégressions
en X3et xl, ou en x. etx,
qui expriment
les variationsde Y1
de la manière laplus
valable. Eneffet,
le para-mètre F atteint
respectivement :
Cependant, l’analyse
de variance de larégression triPle
montre que,lorsqu’on
a considéré deux
quelconques
des trois variablesindépendantes,
il y atoujours
inté-rêt à tenir
compte également
de la troisième(tabl. 3 ).
Comme c’est avec x3 que la relation de y, est laplus étroite,
nousreproduisons simplement
les éléments de l’ana-lyse correspondant
auxrégressions de x l
etde x 2 après ajustement
de x3.L’équation
derégression triple
est :5
° Équations
derégression générales et familles d’équations
degroupes.
Parmi les
équations générales étudiées,
leséquations ( 4 )
et(5)
sont cellesqui permettent
d’estimer l’excrétion d’azotemétabolique
fécal avec le maximum deprécision.
Mais, puisqu’il
existe des lois derégression
communes à tous les groupes, ce sont en réalité des familles de droites ne différant les unes des autres que par la valeur de leur ordonnée àl’origine qui représentent
lesphénomènes
observés avec leplus
d’exactitude
(à
titred’exemple,
voir lafig. 2 ).
Pour le calcul de l’excrétion d’azote
métabolique fécal,
ilapparaît
doncpréfé-
rable de substituer aux
équations générales ( 4 )
ou( 5 )
une « famille »d’équations
dela forme :
Les valeurs du
paramètre
a sont calculées pourchaque
groupe en attribuant à yi, xl, x, et x3leurs valeurs moyennes à l’intérieur du groupe :B. Variations de l’azote
endogène
urinaire1
0
Étude
desrégressions simples par groupe expérimental.
Pour chacun des dix groupes, les
diagrammes
dedispersion ( 1 )
obtenus en por-tant en ordonnée les valeurs
de y 2
et en abscisse celles de XI> dex i °> 7 °
et de x2,suggèrent
que ces variations sont linéaires.
( 1
) Non reproduits ici.
Les données du tableau 4,
qui
sontprésentées
de la même manière que celles du tableau i, montrentqu’il
existeeffectivement,
dans laplupart
des groupes, des corrélationspositives significatives entre) l2
et xi oux i .
Il existe
également
des corrélationsplus faibles,
etplus
rarementsignificatives,
entre Y2 et X2’
2
° Existe-t-il des lois de
régression
communes ic l’ensemble desgroupes?
.’L’application
du testF,
dans les mêmes conditions que celles concernant la variable yi, aux 10 valeurs deb l
oub 2
dans leséquations
Y2 = al +b l x m
Y2 =
a i b’ i x i° > 7 °
.Y2 = a2 +&!2
prouve
qu’il n’y
a pasd’hétérogénéité
entre les b des différents groupes.Comme en ce
qui
concerne l’azote fécalmétabolique,
nous avons donc calculé lesrégressions
communes aux 10 groupes dans les mêmes conditions :On voit
beaucoup plus
nettementqu’à
l’intérieur dechaque
groupe, que lepoids corporel
des animaux(ou
leur « taillemétabolique
» constitue la seule base d’estimation valable pour l’excrétion d’azoteendogène
urinaire. Dans la suite decette
étude,
c’est aupoids
que nous accorderons lapréférence, puisque
larégression
de Y2en
XI 0 , 70
n’est pasplus significative
que larégression dey.
en xl.3
0 Peut-on admettre la
proportioNnalité
entre l’excyétio!z d’azote urinaireendogène
et le
poids
ditcor!s ?
I,’étude,
conduite dans les mêmes conditions que pour lesrégressions simples
de y,,
permet
derépondre négativement
à cettequestion.
L’excrétion d’azote
endogène
urinairecomprend
donc deuxfractions,
dont l’une seulement - laplus importante
- estproportionnelle
aupoids
du corps.4! Étude
de larégression
double de l’excrétion d’azoteendogène
urinaire.Bien que la corrélation entre Y2 et x2soit
faible,
il a paru intéressant d’étudier larégression
double de y2en xi et X2.L’analyse progressive
des variances montre que,lorsqu’on
a considéré la variableindépendante
XI’ il y a intérêt à tenircompte également de X2 (tabl. 5 ).
La valeur deF est de
53,6.
L’équation
derégression
double est :5
0 Équations
derégression générales
etfamilles d’équations
degroupes.
Comme pour le calcul de l’excrétion d’azote
métabolique fécal,
il y a intérêt à substituer auxéquations générales (6)
ou( 9 ),
une « famille» d’équations
de la forme :Les valeurs du
paramètre
a sont calculées pourchaque
groupe en attribuantày 2 ,
XI et x2leurs valeurs moyennes à l’intérieur du groupe :
DISCUSSION
A. Azote
métabolique fécal
a) D’après
cequi précède,
le calcul de l’excrétion d’azotemétabolique
fécal surla seule base d’une valeur standard par gramme de matière sèche
ingérée
ou dematière sèche fécale
paraît
difficilementapplicable
chez lejeune
Rat.Si,
ennégli- geant
le fait que l’ordonnée àl’origine
deséquations
derégression simple ( 2 )
et( 3 )
est
significativement
différente dezéro,
on substitue à ceséquations
celles de droitespassant
parl’origine
et par lepoint
de coordonnées(x 2 , .Yl)
ou(X 3’ on
introduitdans le calcul de l’excrétion d’azote fécal une erreur relative
supplémentaire pouvant
allerjusqu’à
20p. 100chez les animaux dont la consommation de nourriture atteint les valeurs lesplus
faibles ou lesplus
élevées( 1 ).
Il est doncpréférable
de tenircompte
du facteur constant des deuxéquations
derégression.
(
1) Signalons cependant que, chez nos animaux, la perte moyenne d’azote métabolique fécal par gramme de matière sèche ingérée atteint i,25 mg : exprimée sous cette forme, elle est donc voisine de celle que MiTE-
Cfmr,L (rg48) a obtenue chez le jeune Rat également soumis a un régime protéiprice (1,3- 1,4mg).
b)
I,’existence d’unelégère
influence propre dupoids corporel
et dupoids
desingesta
sur laperte
d’azotemétabolique fécal,
influencequi
resteindépendante
decelle que ces mêmes facteurs exercent par l’intermédiaire du
poids
des excreta, consti-tue un fait nouveau.
Ce fait ne
peut
êtrerapproché
des résultats obtenus par d’autresexpérimenta-
teurs ayant travaillé sur le
Rat, puisque
aucun d’eux n’a étudié les variations doublesou
triples
de l’excrétion d’azotemétabolique
fécal en fonction des facteursenvisagés.
Rappelons cependant
que,d’après
les recherches de ZE!,T!x et CHARL.ET-LÉRY(ig6i)
sur le
Porc,
lepoids corporel
n’aurait pas d’effet sur la concentration de la massefécale en azote
métabolique,
mais seulement sur la valeur de cette masse : cequi
per- met de conclure que l’estimation de l’excrétion d’azotemétabolique
fécal en fonctionde la matière sèche fécale évite l’interférence du facteur
poids, qui
intervientlorsque
l’estimation s’effectue par
rapport
à la matière sècheingérée.
Il y a donc là une
divergence
de résultatsqui peut s’expliquer
soit par le nombre moins élevé d’animaux utilisé par ZEi,’r!x etC HARI , ET -LÉ RY ,
soit par les différences entre les conditions des deuxexpériences (espèces
animalesdifférentes, importance
de la chute de
poids
chez le Rat soumis à unrégime protéiprive
alors que le Porc maintient sonpoids pendant plusieurs semaines, dispersion plus
faible des valeurs individuelles dupoids corporel
initial dans notretravail, etc.).
c) I,’interprétation biologique
del’équation ( 5 )
pose unproblème :
ilpeut
pa- raîtresurprenant
que,lorsqu’on
a tenucompte
de l’influence dupoids corporel
etdu
poids
desfèces,
lapart
de l’influence dupoids
desingesta qui
resteindépendante
du
poids
des fèces soitnégative.
On
peut cependant
trouver uneexplication
à cephénomène
si l’on se souvient :- que les
jeunes
rats soumis aurégime protéiprive
consomment unequantité
de nourriture irférieure de 20 à 25 p. 100 à celle
qu’ingèrent
dessujets
de mêmeâ ge
et de mêmepoids
soumis à unrégime complet ;
- que cette sous-consommation
s’accompagne
d’uneperte
depoids progressive,
de l’ordre de 2 grammes par
jour.
Comme les réserves grasses du Rat
jeune
sont peuimportantes,
il estprobable
que
l’organisme
doit faireappel à
sesprotéines
tissulaires pour couvrir unepart
deson besoin
énergétique :
ensorte qu’à poids corporel égal
et àpoids
de fèceségal,
les
sujets
dont la consommation de nourriture est laplus
élevée - doncs’approche
le
plus
de la consommation normale -épargnent
mieux leursprotéines corporelles
et excrètent moins d’azote.
d)
Pourexprimer
les résultats de notre étude de manièreplus concrète,
nousavons calculé les 417 valeurs individuelles de l’excrétion d’azote
métabolique
fécalau moyen des
équations ( 4 ), ( 5 ), ( 4 a), ( 5 a)
et nous avonscomparé
ces estimations auxvaleurs
expérimentales correspondantes.
Nepouvant reproduire
ici toutes ces com-paraisons,
nous nous bornerons à en tirerquelques
données(tabl. 6).
On voit que la substitution des
équations
de groupe( 4 n)
ou( 5 a)
auxéquations générales ( 4 )
ou( 5 )
accroît fortement laprécision
des estimations. Ce fait estparti-
culièrement net à l’intérieur de certains groupes.
B. Azote
endogène
urinaireca)
En cequi
concerne l’évaluation de l’excrétion d’azoteendogène urinaire,
nos constatations confirment
partiellement
celles des auteursqui
nous ontprécédés :
le
poids corporel
constitue une base d’estimation valable. Mais iln’y
a aucun intérêtà
rapporter
l’excrétion à lapuissance
0,7o dupoids corporel :
les calculs sont aussiprécis
en larapportant
aupoids
lui-même( 1 ).
En outre, il est
préférable
de ne pasnégliger
l’ordonnée àl’origine
del’équation
de
régression (6).
Si on substitue à cette dernièrel’équation
d’une droitepassant
parl’origine
et par lepoint
de coordonnées(512, on
introduit dans le calcul de l’excré- (1
) Il n’en serait peut-être pas de même si le poids corporel initial des animaux variait entre des limites
plus larges ’que dans cette étude.
tion d’azote
endogène
urinaire une erreur relativesupplémentaire pouvant
allerjusqu’à
10 p. 100chez les animaux dont la consommation de nourriture atteint les valeurs les
plus
faibles ou lesplus
élevées.b)
Pourexprimer
les résultats de notre étude de manièreplus concrète,
nousavons calculé les 417 valeurs individuelles de l’excrétion d’azote
endogène
urinaireau moyen des
équations (6), ( 9 ), (6 a), (g a),
et nous avonscomparé
ces estimations.aux valeurs
expérimentales correspondantes.
Comme dans le cas de l’azote métabo-lique fécal,
nous avons tiré de cescomparaisons, quelques
données résumées dans le tableau 7.Bien que la substitution des
équations
de groupes(6 a)
ou( 9 a)
auxéquations générales correspondantes
accroisselégèrement
laprécision
des résultatsobtenus,
on voit que, dans les meilleures
conditions,
cetteprécision
reste nettement inférieure à celle du calcul de l’azotemétabolique
fécal : à l’intérieur de certains groupes, ladivergence
entre valeurs calculées et valeurs observées est considérable.c)
Il estregrettable
que la consommation d’eau et le volume urinaire n’aient pas été déterminés. Il eût été intéressant de chercher si l’excrétion d’azote urinairene
dépend
pas de ces deuxfacteurs,
comme l’azotemétabolique
fécaldépend
de laquantité
de matière sècheingérée
et dupoids
sec des fèces. Nousreprendrons
l’étude de ce
problème
sur de nouveaux groupes d’animaux.C. Utilisation des données de
l’expér-iezace Pour
l’évaluation de l’utilisationdigestive
et de la valeur
biologique
desprotéines
Dans l’évaluation du coefficient d’utilisation
digestive
réel et de la valeur bio-logique
desprotéines,
est-ilpossible
deremplacer
la déterminationexpérimentale
individuelle de l’excrétion d’azote
métabolique
fécal et d’azoteendogène
urinairepar des calculs basés sur les données contenues dans ce travail?
A
priori,
onpeut répondre négativement
à cettequestion
en cequi
concerne l’éva-luation de l’excrétion d’azote
endogène
urinaire. Enrevanche,
ilparaît possible
decalculer l’excrétion d’azote
métabolique
fécal àpartir
deséquations (q. a)
ou(5 a),
dans
lesquelles
on a donné au coefficient a sa valeurparticulière
pour le groupe d’animaux considéré. Le calcul de cette valeurimplique
seulement :- la détermination
expérimentale
dupoids
moyen des fèces(x 3 ), du poids
moyen des
ingesta (X 2 )
et dupoids corporel
initial moyenà.
l’intérieur du groupe ;- un
dosage
d’azote dans un échantillon moyen de fèces obtenu enmélangeant
des
parties aliquotes
des fèces de tous les animaux du groupe, en vue d’en déduire l’excrétion moyenne d’azotemétabolique
fécal( Ji) .
Nous avons donc
comparé,
pour nos 417animaux,
les coefficients d’utilisationdigestive
réels(C.U.D.)
et les valeursbiologiques (V.B.)
calculés sur des basesentièrement
expérimentales,
aux résultats obtenus en retenant pour le calcul les.valeurs de l’excrétion d’azote