Оценка нарушений постуральной функции позвоночника в ортостатических стереотипах

ные виды мобильности позвоночника рассматриваются в качестве необходимых условий, например, при оценке риска прогрессирования коксартрозов [6] или при ротационной мобильности как фактора риска развития хронической боли в пояснице [7]. Ограничения подвижности позвоночника в сагиттальной плоскости влияют на динамическую балансировку тела и сопровождаются потерей равновесия и падением [8], а также и утратой качества жизни в целом [9]. Ряд исследователей [10] отмечают, что одним из факторов, способствующих прогрессированию сколиоза, является выраженная подвижность (мобильность) позвоночника, которая зависит от состояния мышц, связочного аппарата, межпозвонковых дисков. Чем мобильнее деформация, тем интенсивней прогрессирует сколиоз [10]. Вместе с тем, если в норме для оценки степени подвижности/мобильности позвоночника используются не рентгенологические тесты Отто и Шобера [11, 12, 13], то в вертебрологии функциональные пробы по оценке мобильности проводятся с преимущественным использованием рентгенографии. Отсутствие единства в метрической идентичности и сопоставимости инструментальных подходов затрудняет выработку четких критериев позвоночной мобильности. В зависимости от заболевания подвижность позвоночника неоднозначно интерпретируется различными авторами и смешивается с такими понятиями как гипермобильность, патологическая подвижность и нестабильность. Из-за отсутствия четких количественных критериев позвоночной мобильности определение нестабильности позвоночника в вер-тебрологии имеет еще более вольное трактование [14] и базируется одновременно на клинических, рентгенологических данных и биомеханических характеристиках [15]. Предложенные чисто рентгенологические критерии количественной нестабильности позвоночника [16] не нашли широкого применения, поскольку съёмочные процедуры не стандартизованы в отношении сопоставимости масштабов с истинными размерами исследуемого объекта. Погрешности изображений, получаемые на рентгенограммах, близки или сопоставимы с самими величинами нестабильности, и поэтому в клинической практике «нестабильность» преимущественно диагностируется по функциональным рентгенограммам [17]. По причине инструментального и метрического несоответствия объяснения болевого синдрома с позиций биомеханики путем повреждения структур механорецепторов [18] также несостоятельны: во-первых, не выявлено прямой взаимос- вязи между болевыми проявлениями и гиперподвижностью сегментов позвоночника [19], а во-вторых, участие механических факторов в формировании, к примеру, фантомных или ишемических болей полностью исключается. Таким образом, ключевым моментом проблемы диагностики нестабильности позвоночника, по нашему мнению, является то, что биомеханические характеристики его сегментов, выявляемые в норме и при клиническом обследовании пациентов, не сопоставимы с его кинематическими характеристиками, регистрируемыми на функциональных рентгенограммах. В соответствии с «теорией измерений» [20, 21] клинические и рентгенологические характеристики – это переменные величины качественных порядковых шкал, а биомеханические параметры – это переменные величины количественной шкалы отношений. В связи с разной принадлежностью комплексная составляющая в оценке нестабильности позвоночника затрудняет или делает невозможной адекватную интерпретацию клинических и инструментальных данных из-за того, что включает компоненты, которые соответствуют разным классам переменных величин с неодинаковыми объемами допустимых преобразований. Чтобы исключить методологические ошибки в диагностической стратегии, при оценке мобильности и нестабильности позвоночника необходимо инструментальное и метрическое единство в обследовании нормы и патологии, а также адекватное сопоставление переменных величин в соответствии с их классом допустимых преобразований [22]. В ранее проведенных исследованиях [23] оценку постуральной функции позвоночника (его лабильности) было предложено осуществлять в ортостатических стереотипах методом компьютерной оптической топографии по вариабельности углов дуг позвоночных искривлений. Но диагностическая информативность предложенных критериев и показателей остается невыясненной. В частности, не установлено, в каком диапазоне значений и по каким закономерностям угловые характеристики позвоночных искривлений и деформаций регистрируются в стереотипах постуральной активности, какие показатели и в каком количестве необходимы для полноценной оценки характеристик его постуральной функции.

Цель : разработка критериев и способов оценки постуральной функции (лабильности) позвоночника и ригидности его деформаций для рассмотрения и предложения их в качестве метрического стандарта.

МАТЕРИАЛЫ И МЕТОДЫ

Обследованы пациенты (43 человека) в возрасте от 9 до 23 лет с клиническими и рентгенологическими признаками искривлений позвоночника 2–4 степени (по В.Д. Чаклину) и ортопедически здоровые обследуемые того же возраста (79 человек). Инструментальный топографический анализ мониторируемой постуральной активности туловища и позвоночника в ортостатике осуществляли оптикоэлектронным методом КОМОТ [24]. Анализировались следующие топографические показатели угловой деформации позвоночника: S1_LA – доминирующий угол латеральной асимметрии (топографический аналог R-угла Кобба [25, 26]), S1_RA – угол ротации на вершине доминирующей дуги искривления, S1_IA – расчетный показатель обобщенного угла искривления по двум предыдущим параметрам. При анализе материала дополнительно учитывали уровни вершин компенсаторных дуг первого и второго порядка (S1(S2)–L2). По критерию нормированных отклонений производился автодиагноз доминирующих нарушений в форме позвоночника и туловища. При этом анализ кинематических параметров позвоночника по топограм-мам в динамике постуральной активности изучался не изолированно, а в непосредственной связи с другими элементами конкретной постуральной системы туловища. В зависимости от возможностей обследуемого пространственные характеристики туловища и позвоночника оценивали при пролонгированном стоянии от 1,5 до 3,5 минут по 8–16 топографическим снимкам. Продол- жительность интервалов между снимками составляла от 9 до 23 секунд. Для анализа получаемой информации диагностически значимые параметры выходных форм отображались в виде соответствующих составных таблиц, например, как для пациентки О., 14 лет, DS: идиопатический сколиоз III–IV степени (табл. 1). Табличные результаты, представленные в масштабе реального обследования, отражают динамику количественных и качественных диагностически значимых показателей, характеризующих биомеханические профили ортостатических двигательных стереотипов, являющихся, по существу, персональными динамическими моделями контролируемых постуральных систем.

Для анализа постуральной активности топографический контроль в ортостатике у отдельных здоровых школьников осуществляли повторно с правосторонним и левосторонним перераспределением опорных нагрузок за счет моделирования разновысокости ног двухсантиметровыми подставками. Это позволило увеличить количество и разнообразие возможных вариантов ортостатических стереотипов. В результате общее количество анализируемых постуральных стереотипов у ортопедически здоровых людей в привычной позе составило 99 наблюдений, а с учетом моделируемой разновысокости ног – 161. У обследованных пациентов с учетом моделируемой разновысокости ног общее число наблюдавшихся постуральных стереотипов составило 86. Полученные для каждого обследуемого результаты анализировали по качественным (формализованный топографический диагноз) и количественным изменениям в его постуральном статусе [23] с учетом абсолютного и относительного варьирования ранее перечисленных показателей.

Все пациенты и их родители, участвующие в исследовании, подписали информированное согласие для проведения данного исследования и публикацию результатов исследований без идентификации личности.

Статистическая обработка материала производилась с помощью пакетов анализа данных Microsoft EXСEL-2010 и AtteStat [27]. Использовались регрессионный и корреляционный анализ и параметрические методы вариационной статистики с расчетом средней арифметической – M, стандартного отклонения – σ, коэффициента вариации – KV и стандартной ошибки – m. Оценка нормальности распределения в анализируемых постуральных совокупностях (по причине их небольших объемов – от 10 до 16 топограмм) осуществлялась по ряду критериев: модифицированному критерию Колмогорова, модифицированному критерию Смирнова, по критериям асимметрии и эксцесса, по критерию хи-квадрат Фишера, а также критериям Крамера-Мизеса, Шапиро-Уилка, Андерсона-Дарлинга и Шапиро-Франсиса. Для оценки достоверности отличий использовался t-критерий Стьюдента.

Таблица 1

Составная таблица выходных параметров топограмм в масштабе реального обследования у пациентки О., 14 лет, DS: идиопатический сколиоз III–IV степени

Время	PTI	PTI_F	PTI_G	PTI_S	S1_IA	S1_LA	ФП	ГП	СП
13:43:22	3,7	5,2	2,9	2,3	36,9	52,1	С3	РП	НО
13:43:34	3,6	5,0	2,7	2,3	37,7	55,2	С3	РП	НО
13:43:47	4,0	5,7	3,1	2,4	43,5	61,6	С4	РП	НО
13:44:00	3,8	5,4	2,9	2,4	51,5	63,0	С4	РО	НО
13:44:14	3,7	5,2	3,0	2,4	49,8	62,7	С4	РП	НО
13:44:28	3,8	5,2	3,5	2,1	50,4	63,3	С4	РП	НО
13:44:40	3,7	5,2	2,9	2,5	50,4	63,7	С4	РО	НО
13:44:53	3,8	5,2	3,0	2,5	50,2	61,6	С4	РП	НО
13:45:05	3,6	5,0	3,0	2,4	51,9	65,3	С4	РО	НО
13:45:17	3,9	5,5	3,1	2,4	54,1	66,4	С4	РО	НО

Примечание: PTI – общий интегральный индекс нарушения формы туловища, PTI_F – интегральный индекс нарушения формы туловища во фронтальной плоскости, PTI_G – интегральный индекс нарушения в горизонтальной плоскости, PTI_S – интегральный индекс нарушения в сагиттальной плоскости, S1_IA – обобщенный угол доминирующей дуги искривления, S1_LA – угол латеральной асимметрии. Топографические автодиагнозы для фронтальной (ФП), горизонтальной (ГП) и сагиттальной (СП) проекций, соответствующие сколиозу III степени (С3) и IV степени (С4); ротированному позвоночнику (РП) и ротированной осанке (РО); нарушениям осанки (НО) в сагиттальной проекции.

РЕЗУЛЬТАТЫ

Чтобы выбранные для оценки функциональной подвижности (лабильности) позвоночника топографические параметры можно было эффективно использовать в метрической сфере деятельности, понадобилась их комплексная проверка на нормальность распределения. Было установлено, что по большинству критериев гипотеза о нормальности распределения не отклонялась в отношении выбранных показателей не только в выборочных совокупностях ортопедически здоровых людей (табл. 2), но и в двигательных постуральных стереотипах у пациентов с идиопатическими сколиозами II–IV степени. Так, у 43 больных в постуральных стереотипах из 15-ти использовавшихся критериев с пороговым значением p = 0,1 гипотеза о нормальности распределения угловых характеристик деформа- ции позвоночника по обобщенному углу искривления была отклонена лишь со следующими результатами: по 8 критериям только у одного пациента, по 4 критериям – у троих, по 3 критериям – у пятерых, по 2 критериям – у десятерых и по 1 критерию у 12 человек. Еще у 12 пациентов из общей совокупности гипотеза о нормальности распределения не отклонялась вообще ни по одному критерию. Распределение больных по выраженности искривлений позвоночника (табл. 3) показало, что в сформированных группах с увеличением степени тяжести деформаций происходит достоверное (p < 0,001) увеличение средних значений обобщенного угла искривления в стереотипах и соответствующее им обратно пропорциональное снижение коэффициентов вариации в выборочных совокупностях.

Таблица 2

Статистические оценки нормальности распределения показателей для характеристики угловых искривлений позвоночника в постуральных стереотипах у ортопедически здоровых людей в привычной позе (n = 99)

Критерии нормальности распределения	Показатель S1_LA (градусы)			Показатель S1_RA (градусы)			Показатель S1_IA (градусы)
	СК	P	при P = 0,1	СК	P	при P = 0,1	СК	P	при P = 0,1
Модифицированный Колмогорова	0,068841	0,441928	+	0,070391	0,391758	+	0,085472	0,156882	+
Модифицированный Смирнова	0,068841	0,223294	+	0,070391	0,194298	+	0,049413	0878528	+
Крамера-Мизиса	0,068121	0,582597	+	0,136817	0,063176		0,12966	0,078893	–
Андерсена-Дарлинга	0,467055	0,478491	+	0,73375	0,107402	+	0,781438	0,083356	–
Шапиро-Франсиса	0,972845	0,050184	̶	0,986329	0,55535	+	0,978734	0,195309	+
Коэффициента асимметрии	-0,25297	0,272314	+	0,202339	0,37993	+	-0,26988	0,265861	+
Критерий эксцесса	0,93932	0,039849	–	-0,4522	0,322445	+	-0,38368	0,424703	+
Жарка-Бера	4,399342	0,221679	+	1,812553	0,808052	+	1,909111	0,769967	+
Критерий Гупта	0,288407	0,180215	+	0,319099	0,074047		0,23892	0,74051	+
Критерий Гири	0,778585	0,34037	+	0,828087	0,135671	+	0,792021	0,783453	+
D критерий Д`Агостино	0,277921	0,144341	+	0,28373	0,567279	+	0,2818	0,922125	+
Хи-квадрат Фишера	27,85711	0,00076	–	6,962238	0,446928	+	16,82921	0,009671	-
Критерий Саркади	0,067352	0,577325	+	0,104256	0,381988	+	0,163129	0,022908	-
Эппса-Палли	0,132216	0,759456	+	0,333283	0,13896	+	0,325253	0,148106	+

Примечание: S1_LA – показатель латеральной асимметрии; S1_RA – показатель угла ротации на вершине доминирующей дуги искривления; S1_IA – обобщенный угол искривления; СК – статистика критерия для n = 99; P – показано двустороннее р-значение. Вывод: при р = 0,1 «+» – гипотеза о нормальности не отклоняется; «–» – гипотеза о нормальности отклоняется.

Таблица 3

Статистические характеристики дуг искривления позвоночника в постуральных стереотипах у обследуемых с различной степенью деформаций

Наименование показателей		Группы обследуемых людей
		Ортопедически здоровые (n = 99)	Сколиоз II степени (n = 12)	Сколиоз III степени (n = 15)	Сколиоз IV степени (n = 16)
S1_IA (градусы)	M ± m	4,8 ± 0,22	14,1 ± 1,39	38,2 ± 1,47	55,1 ± 1,28
	Kv	45,8 %	34,1 %	14,9 %	9,3 %
	t-	–	6,6	22,5	38,7
PKV (%)	Mm ± m	62,7 ± 7,58	11,6 ± 1,56	5,3 ± 0,7	4,5 ± 1,13
	Kv	120,3 %	46,6 %	50,9 %	100 %
	t-	–	6,7	7,5	7,6

Примечание: S1_IA - обобщённый угол дуги искривления позвоночника по S1_LA и S1_RA показателям в постуральном двигательном стереотипе; PKV – показатель относительного варьирования угловой характеристики S1_IA в постуральном двигательном стереотипе; M – среднее арифметическое значение параметра; ± m – стандартная ошибка средней; Kv – коэффициент вариации параметра в выборочной совокупности; «t-» – t-критерий достоверности отличий по Стьюденту относительно нормы.

Однако математически ожидаемые значения величин PKV (показателя относительного варьирования угловой характеристики S1_IA в постуральном двигательном стереотипе), характеризующих угловое варьирование в постуральных двигательных стереотипах, не обнаруживают подобного варьирования в выборочных совокупностях. То есть, в выборочных совокупностях относительное варьирование средних значений обобщенного угла искривления по стереотипам проявляется совершенно не так, как относительное выборочное варьирование PKV И, действительно, если у ортопедически здоровых обследуемых по показателю S1_IA гипотеза о нормальности распределения с критическим значением р = 0,1 отклонялась только по 4 из 15 критериев, то по показателю PKV гипотеза о нормальности распределения с тем же пороговым уровнем была отклонена по всем 15 крите- риям. Т.е. показатели относительного варьирования угловых характеристик в постуральных стереотипах подчиняются не нормальному распределению, а имеют иной характер. Во всяком случае, распределение всех вариант показателя PKV по шести классам глазомерным методом (модуль NDC AtteStat [27]) показало, что кривая распределения описывается степенным уравнением регрессии:

Y = 70,694 × X^(–2,364) , (1) где Y - число появлений величины в диапазоне значений показателя для данного класса, X – обозначение номера класса от 1 до 6 при величине достоверности аппроксимации данных R² = 0,9854. Степенной характер распределения относительного варьирования угловых характеристик искривлений в постуральных стереотипах также проявился и во взаимосвязи с их среднеарифметическими значениями (рис. 1).

Рис. 1. Степенной характер зависимости коэффициентов вариации обобщенного угла дуги искривления позвоночника (S1_IA) от его среднеарифметических значений в постуральных двигательных стереотипах у ортопедически здоровых обследуемых. KV - коэффициенты вариации S1_lA в постуральных стереотипах, M - его среднеарифметические значения в стереотипах

ОБСУЖДЕНИЕ

Как в норме, так и при двигательной патологии аналогичный характер распределения постуральных параметров в ортостатических стереотипах мы выявили и в ранее проведенных исследованиях [28]. При этом разработанные в этих исследованиях расчетные алгоритмы для оценки стабильности постуральных параметров оказались пригодными и для оценки постуральной функции позвоночных искривлений. В результате, в зависимости от степени вариабельности дуг угловую стабильность или нестабильность позвоночных искривлений в постуральных стереотипах обозначили как показатель постуральной лабильности. При этом анализ взаимосвязей между постуральными характеристиками в совокупностях стереотипов позволил оценивать постуральную функцию (лабильность) позвоночника не отдельно по двум параметрам (M ± о), а интегрировать их в едином показателе, который в зависимости от выраженности, количественно характеризует ригидность или мобильность позвоночника в конкретно наблюдаемой постуральной системе. Разработанный показатель постуральной лабильности ( IPL ) выражается в процентах и рассчитывается по следующей формуле:

IPL = [1 – 0,134 × σ × M ^0,005] × 100 % , (2) где σ – среднеквадратическое отклонение обобщенного угла дуги искривления позвоночника в постуральном двигательном стереотипе, M - математическое ожидание обобщенного угла дуги искривления позвоночника в конкретной постуральной системе.

Учитывая значительную вариабельность угловых характеристик позвоночных искривлений, как в выборочных, так и в постуральных совокупностях, можно утверждать, что в ортостатических стереотипах диагностически информативными являются не единичные измерения угловых показателей дуг искривления, а исключительно их математически ожидаемые значения и среднеквадратические отклонения. Справедливость такого утверждения подтверждается результатами комплексного статистического тестирования. По большинству критериев в отношении угловых характеристик позвоночных искривлений гипотеза о нормальности распределения не отклонялась. Следовательно, исходя из свойств нормальности распределения [29], среднеарифметические значения для постуральных совокупностей должны совпадать с их модой и медианой и нести всю необходимую информацию о местополо- жении ожидаемой величины, а также варьировании ее значений в постуральной совокупности двигательного стереотипа. Однако, как показало исследование, для характеристики лабильности позвоночных искривлений одного критерия варьирования в постуральном стереотипе оказалось недостаточно. Способ объединения основных выборочных характеристик (M; о) углового искривления позвоночника в постуральном стереотипе в виде относительного варьирования по коэффициентам вариации (KV) в математическом аспекте оказался годным в ограниченном диапазоне значений. При средних значениях в стереотипе искривлений позвоночника менее 6,5° относительное угловое варьирование превышает 20 % порог (рис. 1), а при превышении указанного порога варьирование признака в постуральных совокупностях считается сильным. По нормативам же, принятым в медицине [30], сильное разнообразие признака в выборочных совокупностях свидетельствует о малой представительности (типичности) соответствующих им средних величин и, следовательно, о нецелесообразности их использования в практических целях. При средних значениях дуги искривления позвоночника в ортостатическом стереотипе более 6,5° относительное угловое варьирование не превышает 20 % порога (рис. 1), и, следовательно, средние величины пригодны в практическом применении, а ожидаемый размах угловой характеристики в генеральной постуральной совокупности с вероятностью 99,7 % будет соответствовать ± 3ϭ отклонениям [30]. В сравнении с коэффициентом вариации эмпирически разработанный показатель постуральной лабильности позвоночных искривлений по расчетной формуле (2) в практическом применении оказался более универсальным. В постуральных стереотипах по степени коррелирования предложенный показатель почти функционально (r = -0,999974; при n = 161) связан с ожидаемым размахом варьирования угла дуги искривления и с высокой степенью достоверности (R2 = 0,9999) описывается уравнением линейной регрессии:

Y = –0,4452 × X + 44,498, (3) где Y - ожидаемый размах постурального варьирования обобщенного угла искривления позвоночной дуги в градусах, а X – показатель лабильности позвоночной дуги искривления в постуральном двигательном стереотипе в процентах. В норме оптимальные значения показателя IPL (лабильности позвоночных дуг в орто- статическом двигательном стереотипе) для обобщенного угла искривления находятся в диапазоне от 30 до 75 %. В этом диапазоне значений обеспечивается оптимальная лабильность позвоночника, которая в процессе ортостатической приспособительной активности адекватно отслеживает постуральные потребности обследуемого. При значениях IPL ниже 30 % уровня ортостатические стереотипы сопровождаются сильным угловым варьированием позвоночных искривлений и топографически проявляются быстрым наступлением постуральной декомпенсации [31]. При величине IPL более 75 % уровня позвоночные искривления становятся ригидными.

Пример расчета постуральной лабильности позвоночника.

Обследована пациентка О., 14 лет, DS: идиопатический «С»-образный грудопоясничный сколиоз III–IV степени. Правосторонний реберный горб. При спондилографии определяется «С»-образная деформация грудопоясничного отдела позвоночника с вершиной на Th7–8, угол 60° (рис. 2), по данным топографии расчетный угол латеральной асимметрии (топографический аналог R-угла Кобба) – 61,6º (рис. 3). При топографическом обследовании у пациентки обнаружена быстро наступающая постуральная декомпенсация в виде усиления угла дуги «С»-образной деформации (табл. 1). При посткомпьютерной обработке данных размах варьирования в стереотипе показателя латеральной асимметрии S1_LA составил 14º и, в среднем, по десяти значениям (61,5º) приближался к величине по R-снимку Размах обобщенного угла искривления S1_IA составил 17°. Средняя величина (M) показателя S1_IA – 47,65º, а среднеквадратическое отклонение (σ) показателя S1_IA – 5,77º. Показатель постуральной лабильности позвоночной деформации (IPL) рассчитываем по формуле (2):

IPL = [1 – 0,134 × 5,77 × 47,65 ^0,005] × 100 % = 21,2 % .

Полученное значение менее 30 %, что соответствует сильному угловому варьированию доминирующей дуги искривления и интерпретируется как мобильная деформация.

Пример 2 . Пациент Ч., 16 лет, обратился для обследования в поликлинику Центра. По R-граммам, выполненным в положении лежа за месяц до топографического обследования, определялась «С»-образная деформация позвоночника с вершиной на уровне Th8 и углом по Коббу 12º. По результатам топографического обследования дуги бокового искривления во фронтальной плоскости соответствовали здоровой норме и здоровой субнорме, а в сагиттальной проекции - нарушению осанки в форме сутулой спины. Средняя величина (М) обобщенного угла дуги искривления в стереотипе по десяти значениям составила 5,58°, а среднеквадратическое отклонение (о) - 1°. Расчет показателя постуральной лабильности позвоночной деформации по формуле (2) составил IPL = 86,48 %, что соответствует ригидному позвоночнику.

Рис. 2. R-грамма позвоночника во фронтальной проекции пациентки О., 14 лет. DS: идиопатический сколиоз III–IV степени. Расчетный R-угол Кобба 60º

Рис. 3. Фрагмент топограммы (профиль туловища во фронтальной проекции): LAº – расчетный угол латеральной асимметрии (топографический аналог R-угла Кобба) – 61,6º

ВЫВОДЫ

• 1.    В ортостатических стереотипах среднеарифметические значения и среднеквадратические отклонения угловых показателей дуг искривления позвоночника, полученные при пролонгированном топографическом

• 2.    Постуральные характеристики позвоночных деформаций по ожидаемой величине искривления и вариабельности в выборочных совокупностях существенно отличаются: если в постуральных и в выборочных совокупностях угловые характеристики позвоночных искривлений подчиняются закону нормального распределения, то их постуральное варьирование в выборочных совокупностях имеет тенденцию к степенной форме распределения.

• 3.    В ортостатике степенная форма распределения вариабельности постуральных характеристик обнару-

• жена не только в отношении вертикально и горизонтально ориентированных кинематических элементов туловища, но и достоверно проявилась в отношении угловых характеристик позвоночных искривлений.

• 4.    Предложена количественная топографическая оценка функциональной подвижности позвоночника в ортостатических стереотипах по индексу постуральной лабильности (IPL). В норме IPL находится в диапазоне от 30 до 75 %. При индексе менее 30 % позвоночник гипермобильный, более 75 % – позвоночник ригидный.

обследовании, более полно отражают состояние позвоночных искривлений и, по сравнению с однократными измерениями, располагают большей информативностью и диагностической ценностью.