Scientific journal

Modern problems of science and education

ISSN 2070-7428

"Перечень" ВАК

ИФ РИНЦ = 1,006

Расширение диагностической и хирургической активности по поводу травматических повреждений и врожденных аномалий добавочного скелета придает новый импульс актуальности изучения вопросов морфологии длинных трубчатых костей. Развитие высокотехнологичных хирургических пособий, таких как эндопротезирование суставов, системы трехмерного моделирования, остеосинтеза, малоинвазивных оперативных вмешательств и пластических операций [4, 6–9], а также возможность объемной печати эргономических прототипов анатомических объектов [2] требуют от фундаментальной науки метрической точности, детализации исследований, выявления закономерностей изменчивости в аспекте территориальных, возрастных, билатеральных особенностей, а также выявления закономерностей сопряженности морфометрических параметров анатомических структур с антропометрическими параметрами, типом телосложения, тотальными размерами тела [1, 3]. Создание в регионах возрастных нормативных баз данных приобретает базисное значение для решения вопросов, касающихся разработки принципиально новых оперативно-технических приемов [5], интерпретации результатов КТ- и МРТ-графии, УЗИ-исследований; для определения возраста в судебно-медицинской экспертизе [10, 7].

Цель. Выявление закономерностей изменчивости морфометрических параметров костей предплечья взрослых мужчин.

Материал и методы. Методом остеометрии определены морфометрические параметры мацерированных препаратов локтевых и лучевых костей от 122 скелетов взрослых мужчин (n=488) с известными возрастом (18–90 лет) и длиной тела из остеологической коллекции научного фундаментального музея кафедры анатомии человека ФГБОУ ВО «Саратовский государственный медицинский университет им. В.И. Разумовского» Минздрава России. Для распределения материала по возрасту применяли возрастную периодизацию, рекомендованную VII научной конференцией по возрастной морфологии, физиологии и биохимии (Москва, 1965).

Полученные количественные данные обрабатывали вариационно-статистическими методами с применением регрессионного и корреляционного анализов с предварительной проверкой на присутствие «выскакивающих вариант» на IBM PC/AT «Pentium-IV» в среде Windows-XP с использованием пакета прикладных программ «Statistica 6.0» (Statsoft-Russia, 1999) и Microsoft Excel Windows-2000.

Оценку характера взаимосвязи параметров проводили по коэффициенту корреляции (r). При r<0,25 корреляция считалась слабой (низкой); при r=0,26–0,50 — умеренной (средней силы); при r=0,51–0,75 — сильной (значительной); при r>0,76 — тесной.

Для изученных параметров определяли амплитуду (А), минимальное (Min) и максимальное (Max) значения, среднюю арифметическую (M), ошибку средней арифметической (m), стандартное отклонение (σ), медиану (Ме), доверительный интервал (ДИ), 25 и 75%-й процентили. Вариабельность признаков оценивали коэффициентом вариации (Cv%), которую считали слабой, если Cv не превышает 10%, средней, когда Cv составлял 11–25%, и значительной при Cv>25%.

Показатель наглядности (относительный прирост) определяли по формуле: D=M2/M1×100%-100. Показатель экстенсивности (относительная величина, показывающая, как велика отдельная часть по отношению ко всей изучаемой совокупности) определяли как частоту встречаемости различных групп по отношению к выборке.

Для определения достоверности различия средних величин использовали параметрические и непараметрические статистические критерии. Проверку на нормальность осуществляли с помощью критерия Шапиро–Уилка. Параметрические критерии (t-критерий Стьюдента) применяли для параметров совокупностей, распределяемых по нормальному закону, непараметрические (Манна–Уитни, Вилкоксона и др.) – независимо от формы распределения. Различия средних арифметических величин считали достоверными при 99%-м (p<0,01) и 95%-м (p<0,05) порогах вероятности.

Для определения параметров малодоступных при использовании существующих методов визуализации применяли регрессионной метод, позволяющий составить уравнения регрессии с использованием тесно коррелируемых признаков.

Результаты. Возраст субъектов мужского пола в изучаемой выборке в среднем составил 51,0±1,9 года (А=18,0–90,0 лет; σ=20,8). Гистограмма, симметричность доверительного интервала, незначительные различия средней арифметической и медианы указывают на нормальное распределение признака. Возраст юношей в среднем составил 19,1±0,2 года (А=18,0–21,0 лет; σ=1,0); в первом периоде зрелого возраста – 29,5±0,5 года (А=22,0–35,0 лет; σ=3,4); во втором – 47,1±1,1 года (А=36,0–60,0 лет; σ=7,1); в пожилом возрасте – 66,6±0,6 года (А=61,0–75,0 лет; σ=4,0); в старческом – 81,6±0,8 года (А=76,0–90,0 лет; σ=5,2). Изменчивость признака средняя и низкая в отдельных возрастных группах (Сv=5,3–15,1%) во всей выборке – высокая (Сv=40,76%).

Длина тела субъектов варьирует от 152,0 до 185,0 см, в среднем составляя 167,7±0,6 см (σ=6,3). Вариабельность длины тела во всей выборке и в отдельных возрастных группах низкая (Сv=3,1–4,1%), что говорит об однородности выборки по данному признаку (табл. 1).

Таблица 1

Морфологическая характеристика субъектов изучаемой выборки

С возрастом длина тела субъектов от юношества до второго периода зрелого возраста изменяется незначительно и находится в пределах от 167,9 до 168,6 см; статистически значимых различий не выявлено (р>0,05). В пожилом возрасте длина тела уменьшается до 167,6±0,9 см и продолжает уменьшаться в старческом возрасте до 165,4±0,8 см. Статистически значимые различия отмечены между вторым зрелым и старческим возрастом (р=0,02) (рис. 1, 2).

Рис. 1. Диаграмма размаха длины тела в возрастных группах (см)

Рис. 2. Возрастная изменчивость длины тела мужчин (см)

Таким образом, возрастные различия длины тела статистически значимы между вторым периодом зрелого возраста и старческим периодом. Экстенсивность распределения по признаку «длина тела» указывает на его нормальность.

Между возрастом и длиной тела существуют слабые отрицательные корреляции (r=–0,14) (рис. 3).

Рис. 3. Зависимость длины тела от возраста

По длине тела субъекты в выборке распределились следующим образом: низкорослых (<М-σ; 152,0–161,5 см) было 17%, высокорослых (>М+σ; 172,1–185,0 см) субъектов было 22%; мужчин со средним ростом (М±σ; 161,6–172,0 см) был 61%.

Указатель относительной длины костей предплечья вычисляется как процентное отношение длины костей предплечья к длине тела, для локтевой кости он в среднем составляет 15,6±0,1%. Связь длины тела с данным указателем обратная средняя (r=-0,27) (табл. 2).

Таблица 2

Показатели длины тела и относительной длины костей предплечья

Для низкорослых мужчин характерны высокие показатели индекса относительной длины локтевой кости от 15,5 до 17,4% (16,2±0,2%) и лучевой – от 14,4 до 15,8% (14,8±0,07%), для высокорослых – низкие от 14,3 до 16,5% (15,1±0,2%) и от 13,7 до 14,3% (14,2±0,05%), для мужчин со средней длиной тела характерны средние показатели индекса от 14,7 до 16,9% (15,8±0,1%) и от 13,2 до 13,7% (13,5±0,04%) соответственно.

Из всей выборки у 57% субъектов известно преобладание правой или левой руки, из них леворукость отмечена в 10% наблюдений.

Из всей выборки у 63% субъектов известна степень тяжести физического труда, из них 27% имели тяжелый труд, 21% — легкий, 20% — средний, 22% — среднетяжелый и 10% — среднелегкий.

Из всей выборки у 73% субъектов известен вес правых локтевой и лучевой костей (табл. 3).

Таблица 3

Вес правых костей предплечья (мг)

Примечание: р – различия веса локтевой и лучевой костей.

Средний вес правой локтевой кости на 16% больше по сравнению с весом лучевой кости (р<0,001), соответственно они составляют 93910,2±1420,4 и 79280,8±2005,4 мг. Изменчивость признака средняя (Cv=14,2%).

Вес костей предплечья слабо ассоциирован со степенью тяжести физического труда (коэффициент корреляции Спирмена=0,055) и возрастом (r=-0,15).

С длиной тела вес костей имеет средние прямые связи (r=0,49), с длиной кости связи тесные прямые (r=0,81) (рис. 4).

 1 2

3

Рис. 4. Зависимость веса правой локтевой кости от возраста (1), длины тела (2) и длины кости (3)

Таким образом, степень тяжести физического труда не влияет на вес и размеры костей предплечья, вес кости зависит от длины тела и длины кости.

Корреляционный анализ позволил выявить коэффициенты корреляции между изучаемыми параметрами: Х1 – возраст, Х2 – длина тела, Х3 – вес локтевой кости, Х4 – длина локтевой кости, Х5 – наименьшая окружность диафиза локтевой кости, Х6 – ширина головки локтевой кости, Х7 – сагиттальный диаметр головки локтевой кости, Х8 – окружность середины диафиза локтевой кости, Х9 – ширина локтевого отростка, Х10 – высота локтевого отростка. Возраст проявляет средние прямые связи с размерами головки локтевой кости (r=0,34–0,38). Длина тела имеет значительные прямые связи с весом и длиной кости (r=0,53–0,62) и средние с наименьшей окружностью диафиза, шириной и сагиттальным диаметром головки (r=0,28–0,45). Вес кости значительно и тесно сопряжен с размерами локтевой кости: наименьшей окружностью диафиза, шириной и сагиттальным диаметром головки, окружностью середины диафиза (r=0,57–0,82). Размеры головки, локтевого отростка и диафиза также значительно и тесно коррелируют между собой (табл. 4).

Таблица 4

Матрица корреляций параметров локтевой кости

Примечание: полужирным шрифтом отмечены значимые на 95%-м уровне корреляции.

Х1 – возраст, Х2 – длина тела, Х11 – вес лучевой кости, Х12 – длина лучевой кости, Х13 – наименьшая окружность диафиза лучевой кости, Х14 – ширина головки лучевой кости, Х15 – окружность головки лучевой кости, Х16 – окружность середины диафиза лучевой кости, Х17 – ширина шейки лучевой кости, Х18 – окружность шейки лучевой кости (табл. 5).

Таблица 5

Матрица корреляций параметров лучевой кости

Примечание: полужирным шрифтом отмечены значимые на 95%-м уровне корреляции.

Возраст проявляет слабые связи с размерами головки лучевой кости (r=0,2–0,24). Длина тела имеет значительные и тесные связи с размерами лучевой кости, и такие же корреляции имеются между размерами лучевой кости (r>0,5).

Множественный регрессионный анализ позволил вычислить формулы регрессионных уравнений для определения отдельных параметров костей предплечья.

Для локтевой кости:

Х2=140,41+Х6×0,19+Х9×0,22+Х10×0,18;

Х6=7,58+Х5×0,26+Х9×0,34;

Х9=13,96+Х6×0,35+Х7×0,17.

Для лучевой кости:

Х₂=140,41+Х₆×0,19+Х₉×0,22+Х₁₀×0,18;

Х₆=7,58+Х₅×0,26+Х₉×0,34;

Х₉=13,96+Х₆×0,35+Х₇×0,17.

Для лучевой кости:

Х₂=72,34+Х₁₁×0,59+Х₁₈×-0,27;

Х₁₇=2,89+Х₁₃×0,79+Х₁₄×-0,23;

Х₁₄=8,39+Х₁₃×0,50+Х₁₈×0,30+Х₁₇×-0,29;

Х₁₃=1,34+Х₁₄×0,17+Х₁₆×0,54+Х₁₈×0,18+Х₁₇×0,19.

Таким образом, во всей выборке мужчин в возрасте 18–90 лет наиболее часто (61%) встретились субъекты со средней длиной тела (161,6–172,0 см), высокорослых мужчин с длиной тела 172,1–185,0 см было 22%, низкорослых (152,0–161,5 см) – 17%.

Для низкорослых мужчин характерны высокие показатели индекса относительной длины локтевой кости от 15,5 до 17,4% (16,2±0,2%) и лучевой – от 14,4 до 15,8% (14,8±0,07%), для высокорослых – низкие от 14,3 до 16,5% (15,1±0,2%) и от 13,7 до 14,3% (14,2±0,05%), для мужчин со средней длиной тела характерны средние показатели индекса от 14,7 до 16,9% (15,8±0,1%) и от 13,2 до 13,7% (13,5±0,04%) соответственно.

Вес костей ассоциирован с длиной тела (средние корреляции) и длиной кости (тесные корреляции) в отличие от право- и леворукости, а также степени выраженности физического труда (слабые корреляции).