NEW EXAMINATION APPROACHES TO CERVICAL ANTHROPOMETRIC FEATURES

Abstract

The optimal methods of anthropometric cervical measurements, developed and scientifically proved by the authors of the article, have been applied. Examination of 755 healthy people, including 300 men and 475 women, served the basis for the unified mathematical model, which described the variation of 18 absolute anthropometric measurements of a human neck by three joint anthropometric features: width and thickness, height and characteristics.

Full Text

Актуальность. Учение об индивидуальной анатомической изменчивости человека возникло как ответ на запросы клинической практики, прежде всего - хирургии [5, 10, 12, 16, 20, 22]. Уместно привести слова Н.И. Пирогова, писавшего: ?Я уверен, что без учения об индивидуальности невозможен и истинный прогресс врачебной статистики, хотя к ней и обратились именно для того, чтобы избежать трудностей индивидуализирования у постели больного?. Довольно часто ?врачебная статистика? сводит все многообразие анатомической изменчивости к средним величинам. Однако такое представление анатомической изменчивости приводит к столь же неудовлетворительным результатам, как и перечисление всех существующих анатомических вариантов, поскольку первое дает чрезмерно обобщенную картину, за которой теряются индивидуальные различия, а второе настолько детализирует особенности анатомического строения органов и тканей, что “индивидуализирование у постели больного” становится для хирурга непосильной задачей [20]. Вариабельность отдельных органов и систем сказывается на изменчивости всего организма, в том числе и на его антропометрических показателях, то есть типовые особенности различных областей тела имеют определенную степень корреляции с вариантной анатомией внутренних органов в пределах этих областей [10, 14, 20]. Данная закономерность легла в основу учения школы профессора В.Н. Шевкуненко о типах телосложения и связи их с формой, размерами и топографией органов [16, 20]. Шея занимает обособленное место среди других областей тела. Форму головы, грудной клетки, конечностей в большей степени определяет костно-мышечная структура, а форму шеи - мягкие ткани (мышцы и органы) [4, 20]. Соматометрия шеи представляет собой трудную задачу не только в связи с немногочисленностью костных ориентиров, но и в связи со значительной гибкостью самой шеи, большим влиянием положения головы и верхних конечностей на получаемые антропометрические измерения (признаки). Следствием этого является отсутствие единой математической модели, учитывающей антропометрические особенности шеи, а также и неизученность связей особенностей ее внешнего строения с хирургической анатомией внутренних образований. Методика соматометрии шеи еще не унифицирована и до настоящего времени проводится различными исследователями по-разному [1, 2, 3, 6, 8, 11, 19]. Не выработаны ни отечественные, ни международные стандарты для оценки длины и ширины шеи [1, 8, 10, 11, 20, 22]. Недостаточно разработана методика измерения сагиттальных, фронтальных и длиннотных размеров шеи, то есть отсутствует строго фиксированный набор антропометрических признаков, обусловливающих вариации ее строения. Исследователи пользуются различными антропометрическими измерениями, зависящими от конкретных целей исследования. Недостатком выделения типов шеи по методу индексов [20] является субъективность в выборе интервала классифицирования, незначительное снижение размерности факторного пространства. Целью настоящей работы явилась выработка оптимальной методики проведения антропометрических измерений шеи для наиболее полного отражения ее конституциональных особенностей и создание единой математической модели. Для достижения поставленной цели были выдвинуты следующие задачи: 1) исследование связей между абсолютными антропометрическими измерениями шеи с использованием многомерного статистического анализа; 2) создание математической модели, описывающей конституциональные особенности шеи человека через набор значимых количественных антропометрических признаков. Материал и методы исследования. Объектом исследования послужили 775 здоровых лиц, среди которых было 300 мужчин в возрасте от 15 до 47 лет (в среднем - 22 года) и 475 женщин в возрасте от 16 до 66 лет (в среднем - 21,9 года). С целью изучения типовых особенностей шеи у каждого исследуемого лица производились измерения следующих ее абсолютных антропометрических признаков: 1 - высота спереди (X1); 2 - высота сзади (X2); 3, 4 - расстояние от угла нижней челюсти до середины яремной вырезки грудины (справа и слева) (X3, X4); 5, 6 - расстояние от сосцевидного отростка до середины яремной вырезки грудины (справа и слева) (Х5, Х6); 7 - ширина шеи на уровне мочек уха (Х7); 8 - ширина на уровне угла нижней челюсти (Х8); 9 - ширина на уровне подъязычной кости (Х9); 10 - ширина шеи на границе средней и нижней трети грудино-ключично-сосцевидной мышцы (Х10); 11 - ширина шеи у основания (Х11); 12 - верхний передне-задний размер (Х12); 13 - нижний передне-задний размер (Х13); 14 - окружность шеи на уровне подъязычной кости (Х14); 15 - окружность шеи у основания (Х15); 16 - расстояние от верхнего края щитовидного хряща до яремной вырезки грудины (Х16); 17 - расстояние от верхнего края щитовидного хряща до верхнего края тела подъязычной кости (Х17); 18 - расстояние от верхнего края тела подъязычной кости до уровня угла нижней челюсти (Х18). Нами использовались абсолютные антропометрические признаки шеи, оптимальность выбора которых доказана в предыдущих работах ?13, 14?. Высота шеи спереди определялась как расстояние от верхнего края тела подъязычной кости до середины яремной вырезки грудины. Высота шеи сзади определялась как расстояние от наружного затылочного бугра до остистого отростка VII шейного позвонка. Верхний передне-задний размер определялся как расстояние от подъязычной кости до остистого отростка позвонка на том же уровне. Нижний передне-задний размер определялся как расстояние от яремной вырезки грудины до остистого отростка VII шейного позвонка. Голова находилась в положении, при котором козелковые точки и нижний край глазниц располагались в одной плоскости. При этом плоскость, проведенная через углы нижней челюсти и нижний край подбородка, была строго перпендикулярна в сагиттальном, вертикальном и фронтальном направлениях по отношению к горизонтальной плоскости кушетки. Данное положение отвечает методике стандартной укладки больного при большинстве оперативных вмешательств на органах шеи. Для измерения расстояний между костными точками пользовались модифицированным штангенциркулем для антропометрии (рационализаторское предложение № 2578 от 25.11.2002 г. Воронежской государственной медицинской академии) и измерительной линейкой. Окружность шеи определялась полотняной сантиметровой лентой. При выборе 18-ти антропометрических признаков шеи нами использовалось следующее каноническое положение: в классической антропометрии наибольшее значение имеют измерения, которые в большей мере характеризуют скелетные размеры, не зависящие от развития подкожно-жирового и мускульного покровов [1, 3, 4, 8, 10, 11], то есть отдавалось преимущество ориентации на костные образования, которые можно легко пропальпировать на живом человеке (наружный затылочный бугор, вершина остистого отростка седьмого шейного позвонка, верхне-грудинная точка, тело подъязычной кости и т.д.). Для получения наиболее надежных результатов соблюдался ряд общих и специальных условий. Неукоснительно выполнялись установленные приемы измерений и принятые инструкции, так как достаточно незначительного уклонения от канонов антропометрии, чтобы полученные результаты оказались несравнимыми с результатами других исследователей ?15?. Полученные данные антропометрических измерений (всего - 13950) заносились в специальный протокол. Для решения поставленных задач использованы следующие методы статистического анализа: дескриптивная (описательная) статистика; корреляционный анализ; факторный анализ; ковариационный анализ (ANCOVA); множественный регрессионный анализ. Все расчеты производились с использованием универсального пакета статистических программ "Statistica 5.1" (Statsoft Inc., США). Полученные результаты и их обсуждение. Полученные нами количественные данные представлены в матрице размером 18х775, где 18 - число абсолютных антропометрических признаков шеи, 775 - число исследованных лиц. Соотношение числа антропометрических признаков и числа исследуемых лиц составляет 1/43, что почти в восемь раз превышает критическое соотношение для определения минимального количества случаев для проведения факторного анализа [9, 18]. Парные измерения: расстояние от угла нижней челюсти до середины яремной вырезки грудины (справа и слева), а также расстояние от сосцевидного отростка до середины яремной вырезки грудины (справа и слева) дублируют друг друга, то есть для людей без физических дефектов и при правильном выполнении измерений шеи должны были соблюдаться билатеральные равенства: X3=X4, а X5=X6. Проверка гипотезы о выполнении этих равенств проводилась с использованием t-критерия Стьюдента для зависимых выборок и подтвердила ее на уровне значимости p?0,05. Таким образом, в дальнейшем анализе мы исключили из модели дублирующие измерения и оставили измерения только с правой стороны (X3, X5). Нами сознательно выполнялись эти дублирующие измерения с целью проверки точности выполняемых измерений и фиксированного стандартного положения шеи в каждом конкретном случае из-за ее топографо-анатомической мобильности при повороте и наклоне головы вправо и влево, сгибании и разгибании. Кроме того, анализ схемы измерений показал, что существует следующая связь между тремя антропометрическими показателями: высота шеи спереди (Х1) = расстояние от верхнего края щитовидного хряща до яремной вырезки грудины (Х16) + расстояние от верхнего края щитовидного хряща до верхнего края тела подъязычной кости (Х17). Анализ показал, что из трех показателей независимыми являются только два. Поэтому мы исключили из дальнейшего анализа показатель Х17. Таким образом, после такой предварительной проверки в последующем факторном анализе было использовано 15 абсолютных антропометрических показателей шеи. В качестве метода факторизации корреляционной матрицы выбран метод анализа главных компонент [9, 17, 18]. Для определения количества общих факторов в модели использованы следующие критерии: Критерий Кайзера - собственные значения каждого фактора должны превышать 1. Общая доля дисперсии, объясняемая общими факторами должна быть больше 70%. В табл. 1 показаны собственные значения и процент общей дисперсии полученных нами трех факторов (F1, F2, F3). Изменение собственных значений в зависимости от номера фактора представлены на графике Кеттела (Scree plot) - "графике каменистой осыпи". Этот график подтверждает правильность выбора в качестве общих факторов первых трех, собственные значения которых превышают 1. Факторы определены нами объективно с использованием многомерных методов статистической обработки информации без предварительных собственных субъективных суждений. Три общих полученных фактора (F1, F2, F3) объясняют 74% общей вариации признаков. При этом на первый фактор приходится 42,5% общей дисперсии, на второй - 22%, на третий фактор - 9,5% вариации признаков. Матрицы воспроизведенных и остаточных коэффициентов корреляции показали достаточно хорошее приближение исходной информации, заложенной в корреляционной матрице признаков до проведения факторного анализа. Вращение методом Варимакс является наиболее употребимым и ставит своей целью упростить столбцы факторной матрицы, приближая все значения к 1 и 0. Таким образом, Варимакс наилучшим образом отвечает принципу простой структуры Тэрстоуна [17, 18]. В табл.2 представлены рассчетные нагрузки общих факторов, полученные с использованием метода вращения факторных осей Варимакс. При определении факторных нагрузок на соответствующие антропометрические признаки в координатах двух первых общих факторов произошло разделение всей совокупности антропометрических показателей шеи на три самостоятельных подгруппы (кластера). Результаты факторного анализа приводят нас к следующим выводам. Первый фактор (F1) имеет наибольшие нагрузки на измерения, связанные с толщиной и шириной шеи (Х7-Х17). Данный фактор является совокупным антропометрическим признаком, характеризующим толщинно-широтные размеры шеи, так как увеличение значения латентного фактора F1 приводит к единовременному увеличению антропометрических показателей шеи человека как в ширину, так и в толщину. Данные параметры неразделимы, что представляется достаточно реалистичным и содержательным с медицинской точки зрения. Второй фактор (F2) наиболее сильно нагружает признаки, связанные с высотой шеи (Х1, Х2, Х3, Х5, Х16). Этот фактор является совокупным антропометрическим признаком, характеризующим высотные размеры шеи. Третий фактор (F3) по существу общим не является, так как он нагружает только один показатель - Х18 (характеристический фактор). Факторные нагрузки при косоугольном вращении показали фактически отсутствие корреляции между выявленными тремя совокупными антропометрическими признаками, поэтому в дальнейшем мы будем использовать результаты ортогонального вращения Варимакс. Для каждого из 775 исследуемых лиц были рассчитаны величины факторов F1, F2, F3. Эти величины представляют собой стандартизованные значения, отражающие отклонения от среднего в единицах среднеквадратического отклонения. При количественной оценки статистической значимости различий в значениях трех совокупных антропометрических признаков у лиц разного пола использовалась техника ковариационного анализа, соединяющего черты дисперсионного и регрессионного анализа. Мы проверили, равны ли средние величины факторов F1, F2, F3 для мужчин и женщин, или нет. Средние значения факторов F1 и F2 различаются для мужчин и женщин на уровне значимости (р?0,05). Мужчины имеют большие высотные и толщинно-широтные размеры шеи, чем женщины. Причем, размах средних значений фактора F1 для мужчин и женщин значительно больше, чем размах средних значений фактора F2. Различия средних значений фактора F3 для мужчин и женщин статистически незначимо (p?0,05). Общее назначение множественной регрессии состоит в анализе связи между несколькими независимыми переменными (называемыми также регрессорами) и зависимой переменной [7, 21]. Задача, которую требовалось решить при анализе методом множественной регрессии, состояла в подгонке прямой линии к некоторому набору экспериментальных точек. В общем случае, процедура множественной регрессии оценивает параметры линейного уравнения вида: Y = b0 + b1X1 + b2X2 + … + bpXp + ?. Регрессионные коэффициенты b0…bp представляют независимые вклады каждой независимой переменной в предсказание зависимой переменной. Классический регрессионный анализ опирается на систему постулатов в основном статистического характера [7]. Эти постулаты гласят, что независимые переменные Х являются детерминированными. То же справедливо и для параметров. Что же касается измеряемых зависимых переменных, то считается, что это равноточные (с одинаковой дисперсией) некоррелированные случайные величины. И, наконец, принимается, что все переменные измеряются в непрерывных шкалах. Для отбора окончательного уравнения регрессии обычно используют два противоположных критерия: Чтобы сделать уравнение полезным для предсказания, мы должны стремиться включить в модель по возможности больше независимых переменных с тем, чтобы можно было более надежно определить прогнозируемые величины. Из-за затрат, связанных с получением информации при большом числе Х и ее последующей проверкой, необходимо стремиться, чтобы уравнение включало как можно меньше независимых переменных. Компромисс между этими критериями может быть достигнут за счет выбора "наилучшего" уравнения, включающего оптимальное количество независимых переменных. В работе для поиска "наилучшего" уравнения регрессии нами применен шаговый метод включения переменных [21]. Независимые переменные включались в уравнение по очереди до тех пор, пока регрессионное уравнение не стало удовлетворительным. Порядок включения определялся с помощью частного коэффициента корреляции как меры важности переменных, еще не включенных в уравнение. Процедура включения останавливалась, как только включенный регрессор был статистически незначим на выбранном уровне значимости. Задача данного этапа была сформулирована нами следующим образом: описать полученные величины гипотетических факторов (F1, F2, F3) через меньшее количество независимых параметров, чем при расчете в факторной модели, при этом не потеряв существенной информации. Полученное в результате уравнение регрессии имеет следующий вид: F1 = -12,17 + 0,11•X7 + 0,14•X8 + 0,15•X9 + 0,14•X10 + 0,09•X11 + 0,11•X12 + 0,07•X13 + 0,04•X14 + 0,04•X15. Это уравнение может использоваться для расчетов значений совокупного антропометрического признака шеи F1 по имеющимся значениям абсолютных толщинно-широтных антропометрических измерений шеи человека. Коэффициент детерминации для этого уравнения составляет R2=0,994, то есть уравнение описывает 99,4% разброса данных. Для расчетов значений совокупного антропометрического признака шеи F2 получено следующее уравнение: F2 = -9,30 + 0,18•X3 + 0,12•X4 + 0,17•X5 + 0,08•X7 + 0,2•X18, Коэффициент детерминации для этого уравнения составляет R2=0,985, то есть уравнение описывает 98,5% разброса данных. Для характеристического фактора F3 мы предлагаем следующее прогностическое уравнение, описывающее 83,7% разброса данных (коэффициент детерминации R2=0,837): F3 = -1,92 + 1,14•X20. Выводы: 1. Разработана оптимальная методика проведения антропометрических измерений шеи. 2. Получена математическая модель, описывающая вариацию абсолютных антропометрических измерений шеи человека тремя совокупными антропометрическими признаками: широтно-толщинный фактор F1, высотный фактор F2 и характеристический фактор F3. Использование факторного анализа позволило произвести редукцию исходного антропометрического признакового пространства. Для каждого исследованного лица рассчитаны гипотетические значения данных совокупных антропометрических признаков шеи. 3. Методом ковариационного анализа установлена зависимость между средними значениями гипотетических факторов и полом: средние значения широтно-толщинного и высотного факторов у мужчин превышают данные показатели у женщин. 4. С использованием множественного регрессионного анализа получены прогностические уравнения, связывающие величины совокупных антропометрических признаков с измеряемыми параметрами шеи. Установление в последующем их связей с вариантной анатомией органов шеи позволит избежать трудностей индивидуализирования у постели больного.