CC BY
39
бсвщ
СУСТАВЫ, ПОЗВОНОЧНИК
УДК616.073.7S
ГРИГОР'еВА Н.В.1, ПОВОРОЗНЮКВ.В.1, ЗУБАЧ О.Б.2, ПОВОРОЗНЮКВас.В.1
1ДУ «1нститут геронтологи '¡мен! Д.Ф. Чеботарьова НАМН УкраУни», м. Ки'Ув, УкраУна 2Комунальна м'кька кл'ш'чна лкарня швидкоУ медичноУ допомоги, м. Льв'в, УкраУна
ГЕОМЕТР1Я ПРОКСИМАЛЬНОГО В1ДД1ЛУ СТЕГНОВО! К1СТКИ ТА РИЗИК ÏÏ ПЕРЕЛОМ1В: ОГЛЯД Л1ТЕРАТУРИ
Резюме. У статт подано огляд лiтератури щодо впливу показникiв геометри верхньо'' тре-тини стегново''' кiстки (довжини ос стегново''' кiстки, шийково-дiaфiзaрного кута, мiжвер-тлюжно'' вiдстанi, горизонтального офсету, товщини кортикального шару стегново''' кiстки тощо) на ризик '''' переломiв. Продемонстроваш можливостi методик для вимiрювання по-казникiв геометри стегново''' кiстки, а саме традицшно'' рентгенографи кiсток таза, двох-енергетично'' рентгешвсько'' денситометр^', комп'ютерно''' томографи. Показано можливий зв'язок деяких генетичних маркерiв з особливостями показни^в геометри верхньо'' тре-тини стегново''' кiстки. Також наведенi результати власних дослщжень вiкових та статевих особливостей параметрiв геометри проксимального вiддiлу стегново'' мстки в осiб без пе-реломiв, а також у хворих старших втових груп з внутршньо- та позасуглобовими переломами стегново'' мстки.
Ключовi слова: перелом стегново'' кктки, геометрiя стегново'' кiстки, довжина оа стегново'' кiстки, шийково-дiaфiзaрний кут, остеопороз.
На сьогоднi переломи проксимального вщдшу (ПВ) стегново! истки (СК) залишаються важливою медико-сощальною проблемою. Вони призводять до знижен-ня очшувано! середньо! тривалосп життя та пов'язанi зi значними витратами суспiльства на лiкування та реабштацш хворих. Переломи ПВ СК можуть бути як внутрiшньо-, так i позасуглобовими, i, безумовно, рiзнi переломи вiдрiзняються один вiд одного за сту-пенем тяжкостi, больовим синдромом та прогнозом, проте обидва види переломiв виникають найчастiше при паданш на бокову поверхню таза й стегна, в основному в ошб лггнього та старечого вшу, особливо в жь нок у постменопаузальному перiодi. Сила травмуючо-го агента може бути й невеликою, важливим фактором ризику переломiв е системний остеопороз.
Останнiм часом все бтьше уваги придiляеться ви-вченню рiзних факторiв ризику переломiв стегново! истки (ПСК) [1, 2, 6]. На сьогодш встановлено, що вш, стать, мiнеральна щiльнiсть истково! ткани-ни (МЩКТ) та деяи антропометричнi особливостi хворих е незалежними чинниками ризику и перело-мiв. Дослiдження останнiх роив пiдтвердили, що се-
ред факторiв, яи в!ропдно впливають на ризик ПСК, е деякi геoметpичнi oсoбливoстi стегново! ыстки.
У дослщженш Study of Osteoporotic Fractures проде-монстровано, що такий показник, як довжина oci стегново! истки, асоцшований з ризиком ПСК незалеж-но вiд вку та показниив МЩКТ [1, 8]. Iншi автори ре-комендують використовувати як предиктори так! по-казники, як шийковий кут, ширина шийки стегново! истки (ШСК), горизонтальний офсет тощо.
На сьогодш е досить велик! можливосл для вивчен-ня параметр!в геометр!! ПВ СК. Кр!м того, р!зш до-слщники у сво!х спостереженнях використовують р!зш методолопчш шдходи. На даний час кр!м традицшно! оцшки даних за конвенцшною оглядовою рентгено-
Адреса для листування з автором: Григор'ева Наталя Вшторшна E-mail: [email protected]
© Григор'ева Н.В., Поворознюк В.В., Зубач О.Б.,
Поворознюк Вас.В., 2016 © «Бшь. Суглоби. Хребет», 2016 © Заславський О.Ю., 2016
Рисунок 1. Основн показники геометрй' проксимального Bióórny стегновоi кстки [1]
грамою широко використовують вимiрювання показ-никiв геометрй' СК за допомогою комп'ютерно!' томо-графй' та ЗБ-моделювання, а також двофотонно!' рент-гешвсько!' абсорбцiометрii (ДРА) [14, 24, 25, 27].
Геометричт особливостi ПВ СК зазвичай обчислю-ють на сиаграмах таза (включаючи обидва кульшовi суглоби та проксимальт дiлянки СК), що виконанi в передньозаднiй проекцй' та вщповщно калiброванi вщ-носно розмiрiв тiла пацieнта. При виконаннi цих до-слiджень важливо брати до уваги показники ротаци та вщведення стегна. У хворих з переломами оцшку па-раметрiв геометрй' СК доцшьно проводити на контра-латеральнш до перелому кiнцiвцi. Найчастiше вимiрю-ють такi розмiри стегново!' истки (рис. 1):
1) довжина ош стегново!' кiстки (АС);
2) вщстань «головка — вертлюг» (АВ);
3) вщстань мiж вертлюгами (мiжвертлюжна вщ-стань);
4) довжина шийки (NL) (визначають вiдстанню мiж перпендикулярними лiнiями, що перетинають вюь стегново!' кустки на рiвнi малого вертлюга (DE) й осно-ви головки стегново!' истки (FG));
5) шийково-дiафiзарний (шийковий) кут — утво-рюеться на перетиш двох лiнiй, якi проходять вздовж ош проксимального вiддiлу стегново!' истки (дiафiзар-на вiсь), та лши, що з'еднуе двi точки у ценщ головки стегново!' истки (I) i центрi шийки стегново!' истки (II) (шийкова вюь);
6) дiаметр головки стегново!' истки — дiаметр окружностi головки стегново!' истки;
7) горизонтальний офсет (зсув по горизонтали — перпендикулярна вщстань вiд центра головки стегново!' истки до й! осi;
8) товщина кортикально!' кiстки (товщина кортикально!' кустки пiд малим вертлюгом).
Як уже зазначалось ранiше, у дослщжент Study of Osteoporotic Fractures продемонстровано, що збтьше-ний показник довжини oci стегновог тстки асоцшова-ний iз пiдвищеним ризиком ПСК незалежно вiд вiку та показниив МЩКТ [8]. Проведенi в подальшому досль дження пiдтвердили цi результати, i на сьогодш даний показник вважають незалежним фактором ПСК, про-
те дослiджень, y якиx би поpiвнювали показники xво-pиx з внyтpiшньо- та позасyглобовими пеpеломами ПВ CK, дош недостатньо. У дослiдженняx K.G. Faulkner та спiвавт. та F. Duboeuf i спiвавт. пiдтвеpджено наяв-нiсть бiльшиx показникiв довжини шийки CK y xво-pra з внyтpiшньосyглобовими пеpеломами поpiвняно з особами з позасyглобовими пеpеломами ПВ CK, xо-ча в дослщженш K.G. Faulkner et al. не пiдтвеpджено вipогiдниx вiдмiнностей показника довжини стегново! истки залежно вiд виду пеpеломy (внyтpiшньо- чи по-засyглобовий) [1].
Згiдно з лiтеpатypними даними, важливим показни-ком геометpiï ПВ CK e шuйковuй (шuйково-дiафiзарнuй) кут, що вpаxовyeться, зокpема, й щи ендощотезуван-нi кульшового сyглоба. Зпдно з даними S. Standring та ствавт. [27], цей показник становить 125°, за даними S. Roy та ствавт. [24] — 131° y чоловтв та 130,37° y жь нок. За даними C. Ripamonti, L. Lisi, M. Avella [23], y чоловтв без пеpеломiв — 125,3 ± 4,9°, y xвоpиx з пе-pеломами CK цей показник становить 127,2 ± б,2°, в осiб з клшчно значyщими веpтебpальними пеpело-мами — 12б,4 ± 5,3°. Bимipювання даного показника e важливим не тльки для оцшки pизикy nCK, але й пpи пiдготовцi xвоpого до опеpативного втpyчання тс-ля остеопоpотичного пеpеломy.
У дослiдженнi, пpоведеномy M.Y. Kamath та ств-авт. [12], також пiдтвеpджено зв'язок мiж величиною шийково-дiафiзаpного кута та pизиком пеpеломiв ПВ CK, пpоте це не стосyвалося особливостей 6удови веpтлюжноï западини.
Дiаметр головт стегново'г' KicmKu e ще одним важливим паpаметpом, що вpаxовyeться, зокpема, пpи ендопpотезyваннi кyльшовиx сyглобiв. У дослщжен-ш S. Roy та спiвавт. [24] показник сеpеднього дiаметpа головки стегново! истки був вipогiдно бiльшим у здо-pовиx чоловiкiв поpiвняно з вщповщним показником у жiнок (4б,0 та 44,5 мм; p < 0,05). ^и цьому не виявле-но вipогiдниx вiдмiнностей пpи вимipюваннi пpавоï чи лiвоï кiнцiвки [24].
На сьогодш пpивеpтають особливу увагу досль дження вiковux особлтостей геометpiï ПВ CK, що маe важливе значення й пpи планyваннi ендощотезуван-
ня в oci6 старших вiкових груп [28, 31]. У дослщжен-ш L.B. Yates, D. Karasik, Th.J. Beck та cniBaBT. [31] при обстеженш пацieнтiв двох вiкових груп (72—84 та 85— 96 роив) продемонстровано зменшення з BiKOM де-яких морфометричних показник1в СК у чоловшв та ж1нок, що може бути значущим фактором ризику ПСК. Даш проведеного нами дослщження [1] тдтвер-джують бiльш низьк1 показники довжини ош та довжини шийки СК, основи головки та вщсгаш «головка — вертлюг» у чоловшв 1з внутр1шньосугло6овими переломами у хворих вшэм 70—89 роыв пор1вняно з групою 50—69 роыв. У хворих 1з позасуглобовими переломами з в1ком в1рог1дно зменшувався показник горизонтального офсету, а також товщини кортикально! ыстки в чоловшв та довжини шийки СК у жшок.
Результати проведених ранiше дослщжень пдтвер-джують вираженi статевг eidMiuuocmi показниыв геометрй' ПВ СК [28]. Так, за даними A. Unnanuntana та ствавт., юнують незначш, проте статистично в1рог1д-н1 вщмшносп показниыв геометрй' ПВ СК, а саме по-казника шийкового кута, абсолютного та вертикального офсету в здорових чоловшв та жшок. У жшок встановлено менший показник шийково-д!аф!зарно-го кута, а показник горизонтального офсету був в!ро-пдно вищим у ж1нок пор1вняно з показниками в чоловшв тсля стандартизацй' хворих за показником розмь р1в головки СК. Авторами не виявлено в!ропдних ко-реляцiйних зв'язк1в м1ж показниками горизонтального та вертикального офсету, проте встановлено в!ропд-ний негативний зв'язок м1ж показником горизонтального офсету та шийково-д!аф!зарним кутом [30]. кр1м того, у дослщжент S. Roy, R. Kundu, S. Medda та ствавт. [24] виявлено в!ропдш статев! в1дм1нност1 показника горизонтального офсету (38,5 та 35,7 мм у чоловь ыв та жшок вщповщно).
Деяк дослщники заперечують зв'язок м1ж особли-востями геометрй' ПВ СК у чоловшв. Так, у досль дженнi, проведеному у Великобританй' [29], авторами (S.P. Tuck, D.J. Rawlings, A.C. Scane та ствавт.) оцше-на прогностична щншсгь показника шийково^афь зарного кута в чоловшв з ПСК (31 патент з внутрш-ньо- та 31 хворих 1з позасуглобовим ПСК), симптома-тичними переломами тл хребтв (91 чолов1к), дисталь-ного вщдшу к1сток передплiччя (67 ос16) i 389 чоловь к1в без переломiв. За даними досл1дник1в не встановлено в1рог1дних вiдмiнностей показникiв шийково-дiафiзарного кута залежно в1д виду перелому ПВ СК (внутршньо- чи позасуглобового), а також пор1вня-но з показниками групи контролю. Показник шийко-во-дiафiзарного кута був в1рог1дно меншим пор1вняно з показником хворих з переломами тл хребцiв (129,2° та 131°, р = 0,001) та бтьшим пор1вняно з показником чоловшв 1з переломами дистального вщдшу к1сток пе-редплiччя (129,8° та 128,5°, р = 0,01). Аналiзуючи отри-манi результати, автори зробили висновок, що показник шийково-дiафiзарного кута не е визначальним в оцшт ризику переломiв ПВ СК у чоловшв Великобританй'.
На даний час зростае штерес дослщниыв до ви-вчення особливостей геометрй' ПВ СК у великих ет-
демюлопчних когортах залежно в1д мюця проживан-ня [7]. На думку деяких авторiв, так показники, як д1-аметр головки СК, горизонтальний офсет тощо, теж мають сво! регiональнi осо6ливост1. У р1зних популя-ц1ях окремi показники геометрй' ПВ СК можуть сутте-во в1др1знятися, що створюе передумови для вивчення !х регiональних особливостей [24]. Зокрема, антрополог B.R. Kate, опрацювавши даш 1000 сухих препара-т1в стегнових к1сток, отримав середнiй показник ший-ково-дiафiзарного кута 128,4°. Проте вш констатував суттeвi в1дм1нност1 м1ж р1зними популяц1ями жителiв 1ндй'. Так, серед представниыв популяцй' Formosans шийково-дiафiзарний кут був 125,6°, тод1 як серед Andamanians — 134° [14]. У той же час Saikia повщо-мляе про середнiй показник шийково-дiафiзарного кута серед жителiв швшчних регiонiв 1ндй' 139° [25]. Вищезазначене потребуе подальшого дослiдження й вивчення рол1 регiональниx особливостей будови СК у ризику ПСК.
Продовжуються дискусй' щодо особливостей по-казникiв геометрй' СК хворих залежно в1д виду ПСК (внутр1шньо- чи позасуглобовий). У дослщженш M.S. Patton et al. не шдтверджено в1рог1дних вщмш-ностей показниыв дiаметра головки, ширини шийки та вiдстанi «головка — трохантер» у чолов1к1в та жшок з внутршньо- та позасуглобовими переломами ПВ СК. За результатами цього дослщження отримано в1рогщ-ш в1дм1нност1 показниыв довжини ос1 стегново! ыстки в пашентав залежно в1д виду перелому (внутршньо-суглобовий чи позасуглобовий) лише в жшок, а показники довжини шийки та Г! ширини в ошб 1з внутрш-ньосуглобовими переломами в1рог1дно 61льш1 пор1в-няно з хворими з позасуглобовими переломами як серед ж1нок, так i серед чоловшв [20].
Зпдно з отриманими нами даними, показник м1ж-вертлюжно! вiдстанi ос1 СК в ошб без ПСК був в1ро-г1дно 61льшим у чоловшв (71,56 ± 2,19 мм) пор1вня-но з в1дпов1дним показником у жшок (65,36 ± 4,76 мм, р < 0,05). в1рог1дно меншими в жшок були також й ш-ш1 геометричнi показники ПВ СК, зокрема шийковий кут. в1рог1дних вщмшностей 1нших геометричних показниыв ПВ СК в ос16 без перелому залежно в1д статi нами не виявлено [1].
У хворих 1з внутршньосуглобовими переломами ПВ СК в1рог1дно меншим у жшок пор1вняно з показниками чоловшв був лише показник довжини ос1 стегново! ыстки, тод1 як у хворих 1з позасуглобовими переломами в1рог1дно меншими були показники дiа-метра та основи головки стегново! ыстки та показник товщини кортикально! ыстки. Отже, даш проведеного дослщження шдтверджують статевi особливосп геометрй' ПВ СК, у зв'язку з вищезазначеним у подальшому вивчення впливу перелому (внутршньо- чи позасуглобового) на геометричш показники ПВ СК нами проведено окремо в групах чоловшв та жшок.
При оцшт результат дослщження в чолов1к1в з внутршньосуглобовим ПСК встановлено в1рог1дно меншi пор1вняно з показниками ос16 без переломiв показники довжини ос1 стегново! к1стки (р = 0,0002), довжини ïï шийки (р = 0,002), основи (р = 0,0004) та да-
Рисунок2. ЗображенняприоцнЦдовжини ociстегново)кстки та шийково-д'шф'варного кутаза допомогою ДРА
(Lunar Prodigy Dual Femur™) [5]
аметра головки стегново! ыстки (р = 0,002), м!жверт-люжно! вщсташ (р = 0,0007) та вщсташ «головка — вертлюг» (р = 0,001), а також шийкового кута стегново! истки (р = 0,005). На вщмшу в!д цього у хворих !з позасуглобовими переломами СК щ вщмшносп були значно меншими. В!рог!дно меншими пор!вняно з по-казниками ocí6 без перелом!в були довжина стегново! ыстки (р = 0,02), основа (р = 0,04) та д!аметр (р = 0,05) головки, а також вщстань м!ж головкою та вертлюгом (р = 0,003) [1].
При анал!з! показниив геометр!! ПВ СК залежно в!д виду перелому в жшок на вщмшу в!д вищезазначеного нами не виявлено в1ропдних вщмшностей ощнюваних геометричних розм!р!в ПВ СК в ocí6 як !з внутршньо-суглобовими, так i позасуглобовими ПСК. Отже, отри-маш нами результати cвiдчать не ттьки про в!рог!дний вплив стат на показники геометр!! ПВ СК, але й про '!! вплив на виникнення р!зних вид!в пеpелoмiв ПВ СК.
На сьогодш двофотонна рентгешвська денситометры е золотим стандартом в ощнщ показниыв МЩКТ. Проте cучаcнi можливост денcитoметpiв не обмежуються визначенням пoказникiв МЩКТ, а й да-ють можливють одночасного вивчення даних геометри ПВ СК у поеднанш !з показниками МЩКТ [17, 21—23, 28], а також долучати даш ощнки 10-р!чного ризику остеопоротичних пеpелoмiв FRAX i показники якос-т истково! тканини (TBS, Trabecular bone score). Зображення шийки СК з вим!рами довжини oci стегново! истки та шийково-д!аф!зарного кута за допомогою ДРА подано на рис. 2.
Ще одшею перевагою рентгешвсько! денситометр!! е можливють проведення структурного анал!зу СК [5, 10, 13], що дозволяе розрахувати мщшсш характеристики СК, ян вщграють важливу роль у визначенш ризику перелом!в (рис. 3).
Ще в одному багатоцентровому дослщженш Study of Osteoporotic Fractures [13] вивчено показники гео-
Рисунок3. Зображення результату анал'ау мщност'! стегново)'катки (Hip strength analysis, DualFemur™ study, GE Lunar Prodigy) [5] Примтка: подан данi щодо довжини оа стегново) катки, шийково-д'шф'варного кута, iндексу падння (Fall Index, FI), а також iнших параметр'¡в, що розраховують при обчисленнi FI, таких як момент терц) поперечного перетину тощо.
метр!! ПВ СК у 7474 жшок, яких спостеркали понад 13 роыв. У 635 з них було встановлено перелом СК. У даному дослщженш використовували структурний аналiз СК на рiвнi !! шийки, м!жтрохантерно! дтян-ки та ос!
Встановлено, що в ошб з переломами СК вiрогiдно бтьшими були показники шийково-дiафiзарного кута, субперюстальний та ендостальний дiаметри, а також вщстань в!д зовшшнього кортикального краю до центру (бокова вщстань) та бiльшi коефщенти поздо-вжнього вигину (р < 0,0001 для кожного показника). Крiм того, показники МЩКТ, площi поперечного перетину, момент шерц!! поперечного перетину, модуль опору, ширина кортикального шару та горизонталь-
ний офсет були в1рог1дно нижчими у хворих 1з переломами СК (р < 0,044).
У дослщженш A.Z. LaCroix та спiвавт. [15] вивчено показники МЩКТ та геометрй' ВТ СК у 10 290 постме-нопаузальних ж1нок, як1 брали участь у дослщженш Women's Health Initiative. Серед них 8843 жшки про-тягом подальших 11 роыв мали низькоенергетичнi переломи, 147 з яких були ПСК. Структурний аналiз СК передбачав вимiрювання площ1 поперечного перетину СК, зовн1шнього дiаметра, модуля опору, кортикально! товщини та показника втрати ст1йкост1 за допомо-гою ДРА в трьох репонах — шийц1 СК, мiжвертлюжнiй д1лянц1 та ос1 СК.
Авторами встановлено, що тсля поправки на в1к, зр1ст, масу тiла й шш1 кл1н1чн1 фактори ризику ПСК показник зовшшнього дiаметра на р1вш мiжвертлюж-но! д1лянки та ош СК був незалежним фактором ризику ПСК (вщносний ризик для збтьшення на 1 стан-дартне вщхилення становив 1,61 (95% Д1: 1,25—2,08) та 1,36 (95% Д1: 1,06—1,76) в1дпов1дно). Показники кое-фщента поздовжнього вигину (buckling ratios) на р1вш мiжвертлюжноï д1лянки та ош СК також були незалеж-ними предикторами ризику ПСК (вщносний ризик становив вщповщно 1,43 (95% Д1: 1,10-1,87) та 1,24 (95% Д1 1,00-1,55). Авторами зроблено висновки, що два основш геометричнi параметри СК, а саме зовшш-н1й дiаметр на р1вн1 мiжвертлюжноï д1лянки та показ-ник buckling ratios, е незалежними предикторами ПСК тсля врахування кл1н1чних факторiв ризику та показ-ник1в МЩКТ.
З метою ощнки ризику ПСК у дослщженш С. Ri-pamonti та спiвавт. [23] проаналiзовано показники шийково-дiафiзарного кута та МЩКТ у 228 здорових чоловтв та 38 хворих з переломом ПВ СК та 49 ошб 1з вертебральними переломами. Було продемонстрова-но, що показник МЩКТ стегново! ыстки був в1рогщ-но нижчим (р < 0,01) в обох групах хворих з переломами, тод1 як показники дiаметра СК (р < 0,01) та ший-ково-дафiзарного кута (р = 0,05) були в1рогщно нижчими лише в груш хворих з переломами ПВ СК. в1ро-гщний негативний зв'язок (р < 0,01) спостер^али м1ж показниками МЩКТ та шийково-дiафiзарного кута. Аналiз показникiв за допомогою лог1стично! регресй' продемонстрував, що жоден проаналiзований параметр геометрй' ПВ СК без показника МЩКТ стегново! ыстки окремо не ввшшов у модель для прогнозу-вання ризику переломiв тт хребшв, тод1 як шийково-дiафiзарний кут (р < 0,03) та в1к (р < 0,001) були в1ро-г1дними предикторами ризику переломiв СК. За даними дослщниыв, ттьки показник МЩКТ стегново! ыстки е в1рогщним предиктором для прогнозування як вертебральних переломiв, так i переломiв стегново! ыстки.
У дослщженш S. Gnudi та ствавт. [9] оцшено показники геометрй' ПВ СК та МЩКТ стегново! ыстки в популяцй' 547 постменопаузальних жшок вшом понад 69 роыв з переломами шийки СК (88 ошб), вертлюж-ними переломами (93 хворих) чи без них (366 пащен-ток). Було продемонстровано, що показники МЩКТ у хворих з переломами були в1рогщно нижи в ушх мю-
цях, де !х вимiрювали. Показники довжини ос1 СК та шийково-дiафiзарного кута були в1рогщно 61льшими у хворих з переломами ШСК.
Аналiз лог1стично! регресй' продемонстрував, що вщношення шаншв (ВШ), кореговане за в1ком, для зниження МПКТ на 1 стандартне вщхилення було в1-рогщно пов'язане з переломом ШСК для МЩКТ стегново! ыстки (ВШ = 1,9, 95% Д1: 1,4-2,5), вертлюга (1,6, 95% Д1: 1,2-2,0), МЩКТ трикутника Варда (ВШ = 1,7, 95% Д1: 1,3-2,2), а також позасуглобовими переломами ПВ СК (для МЩКТ шийки стегново! ыстки ВШ = 2,6, 95% Д1: 1,9-3,6), МЩКТ вертлюга (ВШ = 3,0, 95% Д1: 2,2-4,1), МЩКТ трикутника Варда (ВШ = 1,8, 95% Д1: 1,4-2,3). Вщносний ризик для збтьшення на 1 стандартне вщхилення з поправкою на в1к становив 2,2 (95% Д1: 1,7-2,8) щодо показника шийково-дiафiзарного кута та 1,3 — щодо довжини ос1 стегново! ыстки (95% Д1: 1,1-1,6). Показник МЩКТ був одним з кращих предикторiв для обох вид1в пере-лом1в ПВ СК, тод1 як показник шийково-дiафiзарно-го кута був в1рогщним предиктором для ощнки ризику у хворих з внутршньосуглобовими переломами шийки СК. Отже, автори пщтверджують важливу роль па-раметрiв геометрй' проксимального вщдщу СК в ощн-Ш ризику переломiв.
Ще одним методом, що може надати важливу до-даткову шформацш при ощнщ параметрiв геометрй' СК, е комп'ютерна тoмoграфiя [4, 11], зокрема з 3D-реконструкцieю, яка дозволяе отримувати об'емно-просторов1 зображення проксимального вщдщу СК.
У дослщженш D. Black та ствавт. [4] проаналiзова-но параметри геометрй' ПВ СК та показники МЩКТ за допомогою комп'ютерно! томографй' у 3347 чоловтв, старших вщ 65 роыв, яы брали участь у проспективному (у середньому 5,5 року) дослщженш Osteoporotic Fractures in Men Study (MrOS). За вищезазначений пе-рюд спостереження у 42 чоловшв зареестровано перелом СК, загальний показник шцидентносл переломiв становив 2,3/1000 людино-роыв.
Багатофакторний аналiз при оцшщ результатiв даного дослiдження показав, що серед показниыв комп'ютерно! томографй' нижчий вщсоток кортикального об'ему (вщношення ризиыв (HR) на 1 зниження стандартного вщхилення становило 3,2, 95% Д1: 2,24,6), менша мМмальна площа поперечного перетину (HR = 1,6; 95% Д1: 1,2-2,1) i нижчий показник МЩКТ (HR = 1,7; 95% Д1: 1,2-2,4) були незалежно пов'язаш з пщвищеним ризиком перелому ПВ СК. Показник МЩКТ стегново! ыстки також був тюно пов'язаний з ризиком переломiв у чоловтв (HR = 4,1; 95% Д1: 2,7-6,4). У багатофакторнш моделi в1дсоток к1стко-вого об'ему та мшмальна площа поперечного перетину залишались в1рог1дними предикторами ризику перелому ПВ СК тсля стандартизаци' показниыв щодо МЩКТ, проте додаткових переваг при включенш показниыв геометрй' СК до даних МЩКТ авторами не отримано. Авторами зроблено висновок про наявшсть в1рогщного зв'язку м1ж показниками структури шийки СК, об'емно! щ1льност1 ыстково! тканини та ризиком переломiв СК.
На сьогодш тривають дослiдження, у яких вчеш на-магаються оцiнити зв'язок мiж генетичними маркерами остеопорозу та параметрами геометрй' ПВ СК [16, 26, 18].
Вивчення зв'язку мiж показниками геометрй' ВТ СК, знежиреною масою тiла та наявнютю певних ге-нотипiв людини вивчено в дослщженш Lu Sun та ствавт. [18] i3 залученням даних дослщження GWAS (Genome-wide association study) i використанням ~690 000 зразыв однонуклеотидних полiморфiзмiв (Single nucleotide polymorphism) 1627 китайщв (802 чоловiки i 825 жшок) i 2286 бшошырих американщв. Авторами iдентифiковано 13 однонуклеотидних по-лiморфiзмiв, що мають вплив на показники геометрй' ПВ СК та знежирено'1' маси тша в ошб китайсько'1 популяцй'. Два однонуклеотидш полiморфiзми — rs681900 гена ксеноынази 2 (HK2) та rs11859916 гена уромодулiну (UMOD) були вiрогiдно пов'язанi з показниками геометрй' ПВ СК та знежирено'1 маси тша. У подальшому результати були вщтвореш при аналь зi показниыв у бiлошкiрих американцiв. Також авторами видтено групу з 11 SNPs, що вiрогiдно пов'язанi з показниками геометрй' ВТ СК та знежиреною масою тша. Даний репон геному мютить два сусщш ге-ни, що кодують мшроРНК, MIR873 (MicroRNA873) i MIR876 (MicroRNA876).
В iншому дослiдженнi Lan-Juan Zhao iз спiвавт. ощ-нили показники геометрй' ПВ СК у 1000 респонден-тав та провели генетичш дослiдження в 350 осiб iз переломами та 350 ошб без переломiв ПВ СК, щоб ощ-нити зв'язок гена RTP3 з ризиком перелому ПВ СК. У результата генотипування констатовано, що RTP3 ген може бути новггшм показником ризику переломiв ШСК разом iз оцiнкою геометрй' ПВ СК [16].
28 лютого 2015 у Чикаго (штат 1ллшойс, США) вщ-булась щорiчна конференцiя Мiжнародного товари-ства з клiнiчно'i денситометрй' (International Society of Clinical Densitometry, ISCD) — 6th ISCD Position Development Conference, де були розглянуп питання, зокрема, щодо структурного аналiзу стегново'1' кiстки та визначення показникiв ïï довжини.
У подальшому з'явились оновлеш рекомендаций ISCD щодо використання ДРА для ощнки ризику переломiв у дорослих, а також використання КТ для ощнки геометричних параметр!в стегново'1 ыстки та анал!зу ынцевих елементiв [2].
пор1вняно з попередньою позищею, затвердженою на 5th ISCD Position Development Conference в берез-m 2013 року, з'явились нов1 положення, зокрема щодо застосування деяких параметр!в СК для ощнки ризику перелом!в:
— показник довжини ос1 стегново'1 к1стки (Hip axis length, HAL), вим!ряний за допомогою ДРА, пов'язаний з ризиком перелом!в стегново'1 к1стки в ж1-нок у постменопаузальному перiодi;
— таы параметри геометрй' СК, ощнеш за допомогою ДРА, як площа поперечного перетину (CSA, Cross Sectional Area), зовшшнш дiаметр (OD, outer diameter), модуль опору (SM, section modulus), коефщент по-здовжнього вигину (BR, buckling ratio), момент шерцй'
поперечного перетину (CSMI, cross-sectional moment of inertia), шийково-дiафiзарний кут (NSA, neck shaft angle)) не можуть використовуватись в ощнщ ризику перелом!в стегново'1 к1стки;
— таы параметри геометрй' СК, ощнеш за допомогою ДРА, як CSA, OD, SM, BR, CSMI, NSA, не можуть бути використаш для початку лшування;
— таы параметри геометрй' СК, ощнеш за допомогою ДРА, як CSA, OD, SM, BR, CSMI, NSA, не можуть бути використаш для мониторингу за результатами л1-кування.
На думку численних дослщниыв, при вим!рюван-m геометричних параметр!в ПВ СК з метою в!ропдно'1 ощнки отриманих результат 1з дослщження сл1д ви-ключати ос16 1з наслiдками перенесено'1 травми таза чи кульшового суглоба, пухлинними та диспластичними захворюваннями, остеоартрозом кульшового суглоба. У раз! гостро'1 високоенергетично'1 травми, спричине-но'1 падiнням з висоти, дорожньо-транспортними при-годами, пащенпв також необхiдно виключати з досль дження. кр1м того, якщо встановлеш факти прийому лiкарських засобiв, що суттево пригн1чують к1стковий метаболiзм, дощльно утриматися в1д включення паць енпв до аналiзу результатiв.
п1д час обчислення наведених показниыв геометрй' СК важливо брати до уваги показники ротацй' та вщведення стегна. При значнш ротацй' показники ош шийки стегново'1 к1стки вiдстань «головка — вертлюг» та довжина шийки стегново'1 к1стки будуть меншими. Також при значному вщведенш буде змшюва-тися довжина ош шийки стегново'1 к1стки, важче буде встановити значення горизонтального офсету. Зокрема, М. Maruyama та ствавт. встановили, що показник горизонтального офсету зростае до 3 мм, коли досль дження проводиться 1з внутршньою ротащею на про-тивагу нейтральнш позицй' [19].
Отже, аналiз даних лггературних джерел щодо осо-бливостей геометрй' ПВ СК у ризику ïï переломiв до-зволяе стверджувати, що деяы показники СК, та-к1 як довжина ос1 стегново'1' ыстки та шийково^а-фiзарний кут, е незалежними предикторами ризику ПСК. Ну думку численних дослщниыв, вивчення геометричних особливостей ПВ СК дае можливють глибше зрозумгга перспективи прогнозування пере-лом1в в ос16 л1тнього й старечого в1ку. Таы показники, як довжина шийки стегново'1' ыстки, дiаметр головки стегна, вюь шийки стегново'1' ыстки, шийково-дiафiзарний кут та горизонтальний офсет, мають сво'1' в1ков1, статевi та регiональнi осо6ливост1, що потре-буе ïx подальшого вивчення для прогнозування ризику ПСК.
На сьогодш юнують лише поодиноы дослщження серед пацiентiв укра'1'нсько'1' популяцй' з переломами ВТ СК, нечисленними залишаються дослщження щодо в1кових та статевих особливостей параметрiв геометрй' СК у хворих з внутршньо- та позасуглобовими переломами СК.
Перспективними залишаються питання вивчення геометри' проксимального стегна щодо анатомiчно'ï ос1 ынщвки та спiввiдношення 1з тазовим компонентом.
Щкавим е з'ясування вiдповiдностi обчислених попе-редньо геометричних po3MipiB проксимального стег-на реальним iнтраоперацiйним розмiрам. Також важ-ливим е врахування товщини й рентгенконтрастностi суглобового хряща при шдборi дiаметра головки при ендопротезуванш. Ще одним перспективним напрям-ком дослщжень е поеднання геометрй' та морфолопч-
ного (гiстологiчного) дослiдження отриманого штра-операцiйно матерiалу головок стегново! кiстки.
Комбiноване використання показникiв двофотон-но! рентгешвсько! денситометрй' з параметрами геометрй' ПВ СК дозволить шдвищити !х шформатив-нiсть в оцшщ ризику ПСК у пащенпв укра!нсько! по-пуляцй'.
Список лггератури
1. Григор'ева Н.В., Зубач О.Б. В1ков1 та статев1 особливосп геометрй стегново! шстки у хворих з р1зними видами пере-лом1в верхньо! третини стегново! кустки // Проблеми остеологи. — 2014. — С. 12-21.
2. Поворознюк В.В., Григорьева Н.В., Орлик Т.В. и др. Остеопороз в практике врача-интерниста. — К., 2014. — 198 с.
3. 2015 ISCD Official Positions. Adult. — http://www.iscd. org/official-positions/2015-iscd-official-positions-adult
4. Black D.M., Bouxsein M.L., Marshall L.M. et al. for the Osteoporotic Fractures in Men (MrOS) Research Group. Proximal Femoral Structure and the Prediction of Hip Fracture in Men: A Large Prospective Study Using QCT // J. Bone Miner. Res. —
2008. — 23(8). — Р. 1326-1333. doi: 10.1359/JBMR.080316.
5. Bonnick S.L., Lewis L.A. Bone Densitometry for Technologists. — New York: Springer, 2014. — 421 р.
6. Cauley J.A., Li-Yung Lui, Genant H.K. et al. for the Study of Osteoporotic Fractures Research and Group. Risk Factors for Severity and Type of the Hip Fracture // J. Bone Miner. Res. —
2009. — 24(5). — Р. 943-955. doi: 10.1359/JBMR.081246.
7. Danielson M.E., Beck Th.J., Lian Y. et al. Ethnic variability in bone geometry as assessed by hip structure analysis: Findings from the Hip Strength Across the Menopausal Transition study // J. Bone Miner. Res. — 2013. — 28(4). — Р. 771-779. doi:10.1002/ jbmr.1781.
8. Faulkner K.G., Cummings S.R., Black D. et al. Simple measurement of femoral geometry predicts hip fracture: the study of osteoporotic fractures // J. Bone Miner. Res. — 1993. — 8. — Р. 1211-1217.
9. Gnudi S., Ripamonti C., Lisi L. et al. Proximal femur geometry to detect and distinguish femoral neck fractures from trochanteric fractures in postmenopausal women // Osteoporos. Int. — 2002. — 13(1). — Р. 69-73.
10. Iolascon G., Moretti A., Cannaviello G. et al. Proximal femur geometry assessed by hip structural analysis in hip fracture in women // Aging Clin. Exp. Res. — 2015. — 27, Suppl. 1. — S. 1721. doi: 10.1007/s40520-015-0406-4.
11. Ito M., Wakao N., Hida T. et al. Analysis of hip geometry by clinical CT for the assessment of hip fracture risk in elderly Japanese women // Bone. — 2010. — 46(2). — Р. 453-457.
12. Kamath M.Y., Coleman N.W., Belkoff S.M., Mears S.C. Anatomical variance in acetabular anteversion does not predict hip fracture patterns in the elderly: a retrospective study in 135 patients // Geriatr. Orthop. Surg. Rehabil. — 2011. — 2(2). -Р. 65-68. doi: 10.1177/2151458510391985.
13. Kaptoge S., Beck Th.J., Reeve J. et al. Prediction oflncident Hip Fracture Risk by Femur Geometry Variables Measured by Hip Structural Analysis in the Study of Osteoporotic Fractures // J. Bone Miner. Res. — 2008. — 23(12). — Р. 1892-1904. doi: 10.1359/JBMR.080802.
14. Kate B.R. The angle of femoral neck in Indians // Eastern anthropologist. — 1967. — 20. — Р. 54-60.
15. LaCroix A.Z., Beck Th.J., Cauley J.A. et al. Hip structural geometry and incidence of hip fracture in postmenopausal women: what does it add to conventional bone mineral density? // Osteoporos. Int. — 2010. — 21(6). — P. 919-929.
16. Lan-Juan Zhao, Xiao-Gang Liu, Yao-Zhong Liu et al. Genome-Wide Association Study for Femoral Neck Bone
Geometry // Journal of Bone and Mineral Research. — 2010. — 2. — P. 320-329.
17. Lee D.H., Jung K.Y., Hong A.R. et al. Femoral geometry, bone mineral density, and the risk of hip fracture in premenopausal women: a case control study // BMC Musculoskelet Disord. — 2016. — 17(1). — P. 42. doi: 10.1186/s12891-016-0893-2.
18. Lu Sun, Li-Jun Tan, Shu-Feng Lei et al. Bivariate Genome-Wide Association Analyses of Femoral Neck Bone Geometry and Appendicular Lean Mass // PLoS One. — 2011. — 6(11). — e27325. doi: 10.1371/journal.pone.0027325.
19. Marujama M., Feinberg Jr., Capello W. et al. Morphological features of the acetabulum and femur; anteversion angle and implant positioning // Clin. Orthop. Relat. Res. — 2001. — 393. — P. 52-65.
20. Patton M.S., Duthie R.A., Sutherland A.G. Proximal femoral geometry and hip fractures // Acta Orthop dica Belgica. — 2006. — 72 (1). — P. 51-54.
21. Pulkkinen P., Partanen J., Jalovaara P., J ms T. Combination of bone mineral density and upper femur geometry improves the prediction of hip fracture // Osteoporos. Int. — 2004. — 15(4). — P. 274-80.
22. Reider L., Beck T.J., Hochberg M.C. et al. Women with Hip Fracture Experience Greater Loss of Geometric Strength in the Contralateral Hip during the Year Following Fracture Compared to Age-Matched Controls // Osteoporos. Int. — 2010. — 21(5). — P. 741-750.
23. Ripamonti C., Lisi L., Avella M. Femoral neck shaft angle width is associated with hip-fracture risk in males but not ind ependently of femoral neck bone density // Br. J. Radiol. May. — 2014. — 87(1037). — P. 20130358. doi: 10.1259/bjr.20130358
24. Roy S., Kundu R., Medda S. et al. Evaluation of proximal femoral geometry in plain anterior-posterior radiograph in eastern-Indian population // J. Clin. Diagn. Res. — 2014. — 8(9). — AC01-3.
25. Saikia K.C., Bhuyan S.K., Rongphas R. Anthropometric study ofthe hip joint in North-eastern region population with computed tomography scan // Indian J. Orthop. — 2008. — 42. — P. 260-66.
26. Shu Ran, Yu-Fang Pei, Yong-Jun Liu et al. Bivariate Genome-Wide Association Analyses Identified Genes with Pleiotropic Effects for Femoral Neck Bone Geometry and Age at Menarche // PLoS One. — 2013. — 8(4). — e60362. doi: 10.1371/ journal.pone.0060362.
27. Standring S., Collins P., Johnson D. et al. The anatomical basis of clinical practice. — 39th Edition. — Elsevier Churchil Livingstone, 2000. — 1431 p.
28. Toogood P.A., Skalak A., Cooperman D.R. Proximal femur anatomy in the normal human population // Clin. Orthop. Relat. Res. — 2009. — 467. — P. 876-85. doi: 10.1007/s11999-008-0473-3.
29. Tuck S.P., Rawlings D.J., Scane A.C. et al. Femoral neck shaft angle in men with fragility fractures // J. Osteoporosis. — 2011. — 903726. doi: 10.4061/2011/903726.
30. Unnanuntana A., Toogood P., Hart D. et al. Evaluation of proximal femoral geometry using digital photographs // Journal of orthopaedic research. — 2010. — P. 1399-1404.
31. Yates L.B., Karasik D., Beck Th.J. et al. Hip Structural Geometry in Old and Old-Old Age: Similarities and Differences between Men and Women // Bone. — 2007. — 41(4). — P. 722-732.
OTpUMQHO 15.01.16 ■
Григорьева Н.В.1, Поворознюк В.В.1, Зубач О.Б.2, Поворознюк Вас.В.'
1ГУ «Институт геронтологии имени Д.Ф. Чеботарева НАМН Украины», г. Киев, Украина 2Коммунальная городская клиническая больница скорой медицинской помощи, г. Львов, Украина
Геометрия проксимального отдела бедренной кости и риск ее переломов: обзор литературы
Резюме. В статье представлен обзор литературы о влиянии показателей геометрии верхней трети бедренной кости (длины оси бедренной кости, шеечно-диафизарного угла, межвертельного расстояния, горизонтального офсета, толщины кортикального слоя бедренной кости и др.) на риск ее переломов. Продемонстрированы возможности методик для измерения показателей геометрии бедренной кости, в частности традиционной рентгенографии костей таза, двухэнер-гетической рентгеновской денситометрии, компьютерной томографии. Показана возможная связь неко-
торых генетических маркеров и особенностей показателей геометрии верхней трети бедренной кости. Также представлены результаты собственных исследований возрастных и половых особенностей параметров геометрии проксимального отдела бедренной кости у лиц без переломов, а также у больных старших возрастных групп с внутри- и внесуставными переломами бедренной кости.
Ключевые слова: перелом бедренной кости, геометрия бедренной кости, длина оси бедренной кости, шеечно-диафизарный угол, остеопороз.
Grygorieva N.V.', Povoroznyuk V.V.',Zubach O.B.2, Povoroznyuk Vas.V.'
'State Institution «Institute of Gerontology named after D.F. Chebotariov of the National Academy of Medical Sciences of Ukraine», Kyiv, Ukraine
2Municipal City Clinical Emergency Hospital, Lviv, Ukraine
Proximal Femoral Geometry and the Risk of Fractures: Literature Review
Summary. This article presents the literature review of the impact of the upper third of the femur geometry (hip axis length, femoral neck angle, inter-trochanteric length, horizontal offset, thickness of the cortical bone, etc.) on the risk of fractures. The article demonstrates the capabilities of techniques for measurement of hip geometry, namely conventional X-ray of pelvic bones, dual-energy X-ray absorptiometry, computed tomography. Possible correlation is shown between some
genetic markers and features of the geometry of the upper third of the femur. Also, there are presented the results of own researches of age and sex characteristics of proximal hip geometry parameters in patients without fractures, as well as in patients of older age groups with internal and extraarticular femoral fractures.
Key words: hip fracture, hip geometry, hip axis length, femoral neck angle, osteoporosis.
