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𬌗学系列 | 计算机辅助髁道斜度测量的信度(德)
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作者:
Oliver Schierz 博士(德)
Nancy Klingner(德)
德国莱比锡大学附属医院义齿修复科和材料科

Gerhard Schön(德)
德国汉堡-埃彭多夫大学医学中心医学生物计量学和流行病学研究所

Daniel R. Reißmann 博士(德)
德国汉堡-埃彭多夫大学医学中心口腔修复科
美国明尼苏达大学诊断和生物科学系TMD和口面部疼痛科

通讯作者:
Oliver Schierz 博士

oliver.schierz@medizin.uni-leipzig.de

摘要:记录下颌运动的铰链轴轨迹,确定其后部决定因素是用𬌗架(或虚拟𬌗架)精准模拟个体口腔状况的关键要求之一。本研究的目的是确定计算机辅助髁道斜度(CPIA)测量的信度,并评估其信度是否取决于下颌骨牙列状况。将修复患者(年龄±标准差:64.3 ± 10.3,女性占45%),分为三种牙列状况(牙列完整:N = 19,部分牙列:N = 27,无牙列:N = 19)。测量分两次进行,各重复三次,测量过程中没有移除计算机辅助铰链轴运动描记仪。在线性随机截距模型中,将受试者作为分组变量,使用随机截距模型(random-intercept model)评估信度。

分析所有记录可得出,患者特异性的差异解释了75%的矢状向CPIA差异和38%的横向CPIA的差异。牙列状况对测量的信度没有显著影响。

使用计算机辅助铰链轴运动描记仪可以获得令人满意的矢状向CPIA评估信度。牙列状况对测量没有统计学上的显著影响。横向CPIA测量结果显示出较差的信度。因此,电子测定矢状向CPIA是一种可靠的程序,可以应用于各类患者,不受下颌牙列状态的限制。


关键词:下颌运动描记仪(电子面弓),髁道斜度,牙齿数,可重复性,修复患者,计算机辅助铰链轴运动描记仪


背景

记录下颌运动的轨迹作为全面牙科治疗的一部分,可以有效地减少动态咬合的误差和改善𬌗架内下颌运动的模拟。然而,它的临床效益经常被拿来与更简单的方法做比较,是一个多次被讨论的问题。目前为止,这个方法的益处还没有从临床角度得到证实。原因之一可能是信度不足。直到最近几年,才有使用了该设备的数据作为结果的临床研究发表。目前,人们正在为实现对下颌运动的虚拟化模拟而付出巨大努力,希望以此优化咬合设计。因此,使用可靠的程序对于必要信息的收集来说至关重要。

对于关节连接器的调整,通常需要两个参数:每个关节的矢状向和横向髁突路径的倾斜度。矢状向髁道斜度(CPIA)描述了关节相对于眶耳平面(法兰克福平面,Frankfort plane)的突出运动之间的差异,而横向CPIA(贝内特角,Bennett angle)表示在关节回中运动过程中,水平面上的非工作髁突与前伸路径之间的差异。髁道斜度由骨和关节盘决定,并随着时间的推移,发生缓慢适应变化。

所有的下颌运动描记装置(pantograph)都有一个共同点—它们是通过多颗牙齿或假牙固定在下颌骨上的。然而,当描记装置只是固位于单个前牙上时,会使用一些实验性设备。因此,可用于固定的牙齿数量可能会影响到记录仪和下颌骨之间的连接刚度。

准确性(效度)和再现性(信度)对于测量颌骨运动模式的任何程序都是必不可少的。这些系统的有效性和信度已经在体内和体外进行了测试。虽然其效度主要是在体外实验中研究,但其信度已在一般人群和颞下颌关节疾病患者中得到证实。与这些人群相比,修复患者的牙齿数量往往较低或根本没有。目前还没有研究评估电子面弓在修复患者中的信度或其对下颌牙列的依赖性。

本研究旨在确定髁道斜度测量在修复体患者中的信度,并评估其信度是否取决于患者下颌骨牙列状况。


材料与方法

实验对象、设置和研究设计


研究对象来自2008年4月至2009年7月在德国莱比锡大学口腔修复与材料科学系接受修复治疗的患者的方便样本(convenience sample)。在初步测试中,观察到10度的标准差,10度的差被定义为是相关的,会导致后牙动态咬合的模拟误差为260-480 μm。因此,在研究开始时,我们将三个研究组的样本量各定为20名受试者。排除标准之一是根据RDC / TMD(颞下颌疾病研究诊断标准)诊断的颞下颌疾病。其他排除标准为颌运动或咀嚼时疼痛,牙面异常和肌肉松弛药物。

这些患者在接受治疗前由一名医生(NK)进行临床检查。共纳入65例患者(平均年龄±标准差:64.3 ± 10.3岁;女性:45%;表1)。根据下颌前牙和前磨牙的数量对牙列分类,将患者分为“全牙列”、“部分牙列”和“无牙列”三组(表2)。部分牙列组的下颌牙平均数为7(标准差:3.2;范围:1-13),全牙列组12(标准差:1.6;范围:8-14)。

表1:所有患者按牙列类别划分的年龄和性别分布情况。

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表2:牙列类别的标准。

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该研究(No 112-2009-25052009)得到了德国莱比锡大学医学院机构审查委员会的批准。所有患者均给予书面知情同意参与本研究。

下颌骨运动的测量


使用CADIAX® compact 2(GAMMA公司,奥地利)评估髁道斜度。CADIAX® compact 2 是一种近关节电子记录系统,具有任意确定的铰链轴,使用独创的磁性触控笔和压敏记录板。根据使用手册调整面弓。描记弓使用咬合覆盖固定夹板(下颌牙弓夹板)固定在下颌牙齿上,该夹板使用记录硅胶Kanibite HART(KANIEDENTA公司,德国)单独适应咬合面。在所有三个牙列类别中(图 1),下颌牙弓夹板使用Tilmann Fritz(GAMMA 公司)开发的下颌夹具固定在下颌骨上。通常,仅在牙齿支撑不足或全口义齿的患者中才需要使用该装置。为了保持垂直距离增加和咬合干扰的影响一致,所有参与者都使用了这种夹具。现有的假牙被纳入。在有下颌可摘义齿的患者中,假体预先衬有Kanibite HART记录硅胶。上颌全口义齿和贴合不良的局部义齿用义齿粘合剂固定。在固定记录装置之前,先排练下颌运动。最初要求患者以放松的姿势闭口,这被定义为起始姿势。之后,要求患者将下颌骨移动到最大前伸位置,与上颌牙齿轻微咬合接触。如有必要,在患者面前放置一面定向镜子,或施加物理刺激(即轻拍肩膀或下巴)。之后,从起始位置开始,对侧方运动进行了相同的程序。在记录期间,没有对颌进行任何操作。关节的3 mm和 5 mm(到关节起始位置的距离)运动的数据是在同一颌运动期间同时采集的,而不是在单独的测量中。

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图1:下颌牙弓夹板和下颌夹具到位的临床情况(未使用记录硅胶)。

测量在两周内分两次进行。在这两个测试过程中,测量重复了3 次,而且没有移除记录设备。


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统计分析


由于我们的主要目标是评估下颌运动测量的信度,我们需要确定:(i)不同测量结果之间的得分差异;(ii) 不同时段重复测量的重测信度系数;(iii)由患者特定差异解释的所有测量值的方差,以获得总体信度系数。最后,我们结合牙列状态对所获得的测量值进行比较。

左右颌的平均值用于计算差异。重复测量了两种类型的下颌运动:在不移除设备的情况下在一个单次测试内重复测量(单次测试内差异)和在两个单次测试中移除设备后重复测量(前后两次测试间差异)。计算了单次测试内和两次测试之间的差异,包括所有患者和每个类别的95%置信区间(CI)。单次测试内差异的计算利用了第一次测试过程的前两次测量之间差异的绝对值。对于前后两次测试间信度,将第一次测试过程的第一次测量与第二次测试过程的第一次测量进行比较。如果差异平均值的95%置信区间不包括零,则表明测量值之间存在统计学显著差异。我们使用Bland和Altman的方法量化了两个评估(单次测试内和前后两次测试间)配对的个体差异。一致性限制计算为平均值差异标准差的1.96倍不同之处。因此,该统计数据代表样本中95%的个体预期的重测差异。我们还计算了差异绝对值的影响大小Cohen's d [d = 0.2(小),d = 0.5(中),d = 0.8(大)],反映了测量差异相对于标准的影响偏差。此外,我们将效应量的大小与定义测量分数的最小相关差异(0.5)的值进行了比较,最小相关差异值由先前的文献综述确定。所有统计检验的零假设是,测试过程和分组之间没有差异。使用重复测量方差的单变量单向分析(ANOVA)测试了关于牙列类别的统计学上的差异显著性。

重测信度系数计算为基于单向随机效应方差分析的类内相关系数(ICC)。受试者被认为是该分析中唯一的系统变异性来源,因此他们被包括在内作为唯一的因素。由于受试者被认为是来自更大人群的样本,因此它们被视为随机因素。根据Fleiss 的说法, ICC 低于 0.4 表示信度较差,0.4 到 0.75 表示信度较好,高于 0.75 表示信度极好。所有计算均针对3 mm 和 5 mm 路径长度内的角度值分别进行。比较了由牙列状态定义的子组的ICC,并检验了差异显著性。

完整评估的信度由多级分析确定,该分析使用受试者作为控制年龄、性别、范围和牙列的线性随机截距模型中的分组变量。在这些模型中,患者和测试过程被认为是随机因素,而年龄、性别、范围和牙列被认为是固定因素。在这个多层次分析中,所有可用数据都包括在内,即,我们使用了两个关节在两个路径长度(3 mm和 5 mm)的测量值以及在两个不同测试过程中进行的各三次测量。由患者特定差异解释的方差不是由方法学因素(例如测量误差)引起的。因此,它可以被认为是髁道斜度评估信度的量度。

所有患者均成功完成了两次测试。数据缺失是由于输出值不完整(表 3)导致的,因此被排除在分析之外。

表 3:展示了所有患者在 3 mm和 5 mm 的路径长度(第一次测试,第一次测量)下,按下颌牙列类别的有效数据集和两个关节的矢状向和横向髁道斜度的平均值。

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所有分析均使用统计软件包 STATA / SE,Release 12(Stata公司;美国)进行。p < 0.05 被认为具有统计学意义,p < 0.01 具有显著统计学意义,p < 0.001 具有极为显著统计学意义。统计显著性水平未针对多重测试进行调整。


结果

分数差异


在不移除设备的情况下重复测量(单次测试内)时,所有患者在第一次和第二次测量之间的矢状向CPIA平均差异为颞下颌关节移动3 mm后的3.7度(CI:2.5-5.0),以及移动5 mm后的3.6度(CI:2.6-4.6)(图2 ;表4)。单次测试内比较:3 mm范围内横向CPIA的平均差异为2.8度(CI:2.2-3.4),5 mm范围内为2.2度(CI:1.6-2.8)。就牙列类别而言,各组矢状向和横向 CPIA 的平均值之间没有统计学上的显著差异 (ANOVA:均 p > 0.05)。然而,两次测试之间的个体差异具有相当大的幅度(由广泛的一致性限制表明;表4)。对于3 mm和5 mm关节运动,在矢状向 (0.34,0.37)和横向CPIA(0.44,0.42)中,单次测试内评估中平均差异绝对值的影响大小分别为很小到几乎适中。在两周后的第二次测试中重复测量时(前后两次测试间),所有患者的矢状向CPIA在两次测量之间的平均差异为5.9度(CI:4.6-7.2;3 mm)和 5.8度(CI :4.6-7.1;5 mm)(图 3;表4)。前后两次测试间横向CPIA差异值略低(3 mm :4.5度,CI :3.3-5.7;5 mm:4.1度,CI :3.1-5.0)。就牙列类别而言,各组矢状向和横向CPIA的平均值在统计学上没有显著差异(ANOVA:均p > 0.05)。然而,一致性的范围很广,因此表明存在相当大的个体差异(表4)。在前后两次测试间评估中,对于3 mm 和5 mm关节运动,矢状向CPIA (0.57, 0.59)的影响大小适中,横向CPIA(0.77,0.82)的影响大小分别为中到大。

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图 2:两个关节的矢状向髁道斜度差异分布,根据测试过程、路径长度(3 mm和 5 mm)和下颌牙列类别。

表4:髁道斜度重测信度系数,包括 95% 置信区间和不同测量过程所获得测量值之间的差异幅度。

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图 3:两个关节的横向髁道斜度差异分布,根据测试过程、路径长度(3 mm和 5 mm)和下颌牙列状态。

矢状向和横向CPIA的前后两次测试间和单次测试内差异在3 mm 和 5 mm范围内具有统计学显著差异(配对 t 检验:所有p < 0.01),前后两次测试间差异的值更高。比较3 mm范围和5 mm范围之间的差异,两个范围的信度在矢状或横向CPIA中没有显著差异(t 检验:均p > 0.05)。

重测信度


使用单因素方差分析,矢状向 CPIA 的单次测试内重测信度的 ICC 为 0.84 (3 mm)和 0.87(5 mm),横向CPIA两个路径都是 0.83。前后两次测试间信度的 ICC 稍低,矢状CPIA分别为0.71(3 mm) 和0.72 (5 mm),横向CPIA显著降低,分别为0.38 (3 mm)和0.43(5 mm)(表 4)。

除了3 mm路径内的CPIA矢状向信度系数(p < 0.01)外,没有发现关于牙列类别的系数有统计学意义的差异(所有 p > 0.05)(表 4)。

解释方差


通过评估这些测量值可得出,患者特异性差异解释了矢状向和横向路径差异的75%和38%,这与矢状向和横向髁路径倾角的整体信度相对应。


讨论

使用电子设备可以以令人满意的信度评估矢状向CPIA,而该方法测量横向CPIA的信度较差。这很成问题,因为横向髁突路径对严重咬合错误概率的影响最为显著。矢状向和横向CPIA的值没有明显差异,并且从牙列类别角度看差异不显著。

在不移除设备的情况下,重复测试不会导致测量值出现显著差异。偏移运动期间垂直距离的增加和咬合接触的改变可能会影响下颌骨的路径。此外,干扰可能导致运动延迟和加速,从而扭曲髁突路径并影响结果变量。因此,即使在个别情况下不需要,也在所有三个牙列组中都应用了下颌牙弓夹板和夹具,以保持评估条件相似。对于矢状向和横向髁突路径角度差异,影响大小从小到中等。

移除设备后重复测量导致两个测量之间存在相当大的差异和中等到大的影响大小。与前后两次测试间测量相比,单次测试内测量的差异要小得多,尤其是在横向CPIA中。

电子面弓本身似乎足够可靠,良好的单次测量内信度证明了这一事实。还有其他因素,例如,附加设备或日常性能的差异,在降低信度方面发挥着更重要的作用,如前后两次测量间较低的信度系数所示。这在横向 CPIA 的测量中尤其明显,该测量的再现性不充分。然而,剩余牙齿的数量似乎在再现性中起次要作用。我们的研究结果表明,在给定条件下,下颌运动测量的信度不受牙列状态的影响。

电子面弓的信度已在体外和许多基于患者的研究中进行了调查。其他调查仅报告了髁突路径的倾斜值。一项对牙列完整状成年患者的研究发现,矢状髁道斜度在40到49度之间,而另一项研究报告的值在44到55度之间。这些值大大高于我们研究中获得的值,其中矢状向髁突路径倾角为30至37度。造成这种差异的原因可能是患者颅骨参考平面的定义不同。此外,本实验受试者的平均年龄明显更高(30岁vs 64岁)。

一些研究评估了下颌运动测量的单次测试内信度。对于TMD患者,他们报告使用咬合旁下颌牙弓夹板重复测量矢状向CPIA的平均单次测量内差异为1.5度。在我们的研究中,关节运动5 mm处的平均矢状向CPIA差异为3.6度,因此几乎是这个值的两倍。在一项体外研究中,使用CADIAX® compact 2系统发现横向CPIA的单次测量内差异为0.6度,而在健康受试者群体中,报告的平均差异为1.1度。我们的使用闭塞覆盖装置进行的调查显示,在关节运动5 mm时,平均单次测量内横向 CPIA 差异为2.2度。这种差异可能是由于个体咬合障碍、颞下颌关节的弹性或肌肉影响。另一种可能的解释可能是记录系统中固有的差异。在体外研究中也发现了类似的差异。

在其他研究中,在这两种测试之间移除了器具。在儿童中,应用JMA系统(电子下颌运动分析系统),发现右侧关节的矢状向CPIA差异的重测相关系数为0.83,左侧关节为0.88。本研究中,该系数分别为0.71和0.72。在使用咬合下颌牙弓夹板的牙列完整状患者中,发现横向 CPIA的前后两次测试间差异为0.8 度,而在我们的研究中,平均差异为4.8度。我们研究中差异的增加可能是由下颌夹具的咬合干扰和垂直关系的相关增加引起的。然而,这些假设没有得到其他研究的支持。因此,牙齿引导和改变咬合关系后的CPIA记录可能不会显著改变咬合引导。在以前的研究中,仅在垂直关系过度抬高时报告了路径倾斜度的变化。

在电子面弓的再现性方面,没有任何研究涉及下颌的牙齿数量或齿列状态。

本研究仅应用了一种记录系统代表机电式近关节测量设备。所应用的系统具有相对较重的触针(96克)。然而,已表明,重量小于100克的触控笔是无关紧要的,因为它不会刺激神经肌肉系统。此外,使用单一记录系统通过降低方差比例提高了数据的同质性。由于应用的记录系统与大多数可用的记录系统相当,我们假设,我们的研究结果可以推广到其他设备。

由于只有一名研究员进行了数据收集,因此无法判断操作人员的影响。然而,我们研究的目的并不是调查不同操作人员的影响。事实上,这种方法减少了检查者的变异性,并提高了检测不同牙列患者之间潜在差异的能力。因此,为所有患者配备一名检查员可以被视为我们研究的一项优势。

患者的年龄和性别在所有牙列类别中分布相似。就牙列状况而言,CPIA测量的差异无论是在两组测试间或是单次测试内都没有显著差异。参与者数量均衡且数量众多,为研究提供了足够的样本量,从而能够识别临床相关的差异。年龄和性别被包括在统计分析中,以便在统计上控制它们对CPIA测量的潜在影响。

下颌运动记录的可信度,在矢状向CPIA髁道斜度方面,看起来可以满足患者修复以及科研目的。横向CPIA并非如此,因此限制了其在个体治疗需求和科学研究中的价值和用途。尽管如此,目前在𬌗架中个性化设置的临床相关性仍然值得怀疑。在尖牙引导的咬合中,前磨牙和磨牙的咬合错误无关紧要。在双侧平衡咬合中,偶尔应用于全口义齿或磨牙引导的动态咬合,影响可能更重要。在这些情况下,个别调整可能能够减少动态咬合错误。Bennett角度的低信度极大地限制了使用所述方法对咬合架进行个性化设定以减少错误的潜在好处。计算机铰链轴描记仪的结果表明了在临床条件下无法达到的准确性。连接设备所需的剩余牙齿数量对信度和有效性的影响处于次要作用。


结论

当应用于使用下颌牙弓夹板和托盘固定的修复患者时,矢状髁道斜度的电子测定是一种可靠的程序。横向CPIA的评估信度较低,因此效果有限。下颌剩余牙齿的数量对再现性没有显著影响。需要进一步的研究来确定所应用的固定方法是否显著限制了信度。


致谢

感谢 Annett Schrock 女士的数据管理和她在统计分析方面的帮助。感谢GAMMA公司(奥地利)提供记录装置和调整软件,以及Smitha Sukumar博士对手稿的帮助。第一作者和第二作者对该出版物做出了同等贡献。作者声明无利益冲突。


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