CC BY
11
преобладают операции по ортодонтическим показаниям, в частности по поводу ретенции и дистопии зубов, на втором месте располагаются воспалительные заболевания челюстно-лицевой области. Полученные данные целесообразно использовать для решения проблем организации хирургической помощи, а также планирования перспективных научных исследований в стоматологии.
Ключевые слова: челюстно-лицевая область, амбулаторные операции, статистический анализ.
Стаття надшшла 10.03.2015 р.
Stomatological Academy" Poltava). Received results of statistical analysis have practical significance. In particular, they are objective accord of prevalence of diseases which requires of oral and maxillofacial surgery, and may indicate about effectiveness their prophylaxis and treatment. Findings may be used for improving surgical care in public hospitals and planning scientific research in dentistry.
Key words: maxillo-facial area, out-patient surgery, statistical analysis.
Рецензент Ткаченко П.1.
УДК 612.014.5-053.81:616.53-002.25-08
МОДЕЛЮВАННЯ ЗА ДОПОМОГОЮ РЕГРЕС1ЙНОГО АНАЛ1ЗУ КОМП'ЮТЕРНО-ТОМОГРАФ1ЧНИХ РОЗМ1Р1В ВЕРХНЬОЩЕЛЕПНИХ ПАЗУХ У ЗДОРОВИХ М1СЬКИХ ЮНАК1В ТА ЧОЛОВ1К1В В ЗАЛЕЖНОСТ1 В1Д АНТРОПО-СОМАТОТИПОЛОГ1ЧНИХ ПОКАЗНИК1В
В робот!, на 0CH0Bi особливостей антропометричних та соматотиполопчних показниюв, використовуючи метод покроково! регресп з включенням, у практично здорових юнаюв та чоловшв Подшля побудоваш достовiрнi регресiйнi бiльш нiж для половини комп'ютерно-томографiчних параметрiв верхньощелепних пазух (ВЩП) з коефiцieнтом детермiнацii' 0,7 i вище. Серед предикторiв комп'ютерно-томографiчних параметрiв ВЩП найбiльш часто вiдмiчаються кефалометричнi показники (32,6%), ширина дистальних епiфiзiв довгих трубчастих кiсток юнщвок (17,4%) i обхватнi розмiри тша (13,0%).
Ключовi слова: верхньощелепнi пазухи, антропометрiя, регресiйнi моделi, комп'ютерна томографiя, здоровi юнаки i чоловки.
Робота е фрагментом НДР «Розробка нормативных критерив здоров 'я pi3Hux вжових та статевих груп населення на основi вивчення антропогенетичних та фiзiологiчниx характеристик оргатзму з метою визначення маркерiв мультифакторiальниx захворювань», номер держреестрацн: 0103U008992.
Вщомо, що структуры лицевого черепу ¡з соматотипом корелюють i представляють собою едину систему "обличчя + тшо". Оскшьки верхньощелепна пазуха (ВЩП) е складовою частиною лицевого черепа, то цшком виправданим i очшуваним е встановлення взаемозв'язюв ii параметр1в ¡з соматотипом [3].
Манашев Г.Г. та ш. [5, 6, 9] на шдстав1 результапв комплексного антропометричного обстеження ос1б юнацького та першого зршого в1ку вивчали зв'язок розм1р1в обличчя i зубощелепно! системи ¡з р1зними соматичними ознаками та типами статури тша. М1ж параметрами, що належать до р1зних морфолопчних шдсистем обличчя-тшо, встановлений середнш р1вень зв'язюв, котрий не перевищуе величину 0,5 коефщента каношчно! кореляцп. Також встановлено, що морфометричш параметри ВЩП детермшоваш чинниками стат та формою лицьового та мозкового черепа.
Kurita S. та ш. [12] встановили залежшсть параметр1в ВЩП вщ типу обличчя. Конфпуращя зазначених пазух впливае у бшьшш м1р1 головним чином на передньо-заднш та меншою м1рою - на вертикальний розм1ри обличчя. Ariji Y. та ш. [10] визначили залежшсть параметр1в ВЩП вщ м1жвилично! i вилично-потилично! дистанцп.
Косоуров А.К., Морозова В.В. [4] виявили залежшсть розм1р1в ВЩП вщ конституцюнально! форми черепа. Широтш розм1ри переважають при брах1морфнш, а висотш розм1ри - при дол1хоморфнш форм1 черепа незалежно вщ стал i вшу. Площа пазух в бшьшосп випадюв переважае при дол1хоморфнш форм1 черепа, що особливо характерно для ВЩП у чоловшв. Також дослщники дшшли висновку, що параметри зазначених пазух збшьшуються нер1вном1рно як у жшок, так i у чоловшв. Встановлено, що висота передньо! поверхш та тдскронево! поверхш тша щелепи у брахщефатв достов1рно менша пор1вняно з дол1хоцефалами, протилежна ситуащя вщм1чаеться ¡з поперечними розм1рами зазначено! анатом1чно! дшянки (зазначеш розм1ри переважають у брахщефатв) [8].
Незаперечним п1дгрунтям для формування цшсного уявлення про здоров'я або патолопю людини нараз1 е ор1ентац1я на штегративш принципи, як базуються на аитрополопчних даиих, як1 представлен комплексом показник1в, розм1рних характеристик та типових особливостей [2, 7].
Метою роботи було побудувати регресшш модел1 комп'ютерно-томограф1чних розм1р1в ВЩП у здорових мюьких юнак1в та чоловтв Под1лля в залежносп в1д особливостей будови й розм1р1в тша.
Матерiал та методи дослщження. На баз1 НДЦ ВНМУ 1м. М.1. Пирогова проведен аитропометричш i комп'ютерно-томограф1чн1 (КТ) досл1дження 7 практично здорових юнак1в вшом в1д 18 до 21 року i 13 практично здорових чоловiкiв вшом вiд 22 до 25 рокв у третьому поколiннi мешканцiв Подшьського регiону Украши. КТ-досл1дження здiйснювалося в межах планових профiлактичних оглядiв за умови добровшьно!' письмово!' згоди батьк1в досл1джуваних або самих досл1джуваиих. Комитетом з бiоетики Вiнницького нацiонального медичного унiверситету iменi М.1. Пирогова встановлено, що проведенi дослiдження не заперечують основним бiоетичним нормам Гельсiнськоi деклараци, Конвенцп Ради бвропи про права людини та бюмедицину (1977), в^пов1дним положениям ВООЗ та законам Украши (протокол №19 вiд 08.11.2012).
КТ-досл1дження ВЩП виконувалося на спiральному рентгешвському комп'ютерному томографi ELscint Select SP. Морфометрiя ВЩП включала визначения: вЛдсташ мiж найбiльш вiддаленими латеральними точками (АА) ВЩП; в1дстат м1ж передшми точками (ВВ) ВЩП; вiдстань м1ж заднiми точками (СС) ВЩП; вЛдсташ м1ж медiальними стiнками (DD) ВЩП (посередиш стшки); вiдстанi мiж серединою передньо!' стiнки (E) та задньою точкою (C) ВЩП праворуч i лiворуч; довжини медiальноi стiнки (ВС) ВЩП праворуч i лiворуч; в1дсташ мiж латеральною точкою (А) та серединою медiальноi стiнки (D) ВЩП праворуч i лiворуч; товщини задньо!' (бiчноi) стшки ВЩП (FF) (вимiрюеться посерединi стiнки) праворуч i лiворуч; товщина медiальноi стiнки ВЩП (II) (вимiрюеться посерединi стiнки) праворуч i лiворуч; товщини передньо! стшки ВЩП (JJ) (вимрюегься посередиш синки) праворуч i л1воруч (рис. 1).
Зпдно схеми, запропоновано!' В. В. Бунаком [1], було здшснено антропометричне обстежения, яке складалося iз процедури вимiрювання довжини i маси тiла, поздовжшх, поперечних i обхватних розмiрiв та товщини шк1рно-жирових складок (ТШЖС). Кефалометрiя включала вимiрювания обхвату голови, сагггально! дуги, найбiльшоi довжини й ширини голови, найменшо!' ширини голови, ширини обличчя та нижньо! щелепи в позици голови у франкфуртськ1й горизонтально площинi, яка проходить через козелок вушних раковин та край орбгги, з урахуваниям розташування основних кефалометричних точок. Оцiнка соматотипу проводилась зпдно математично!' схеми за Хгг-Картером [11].
Формули J. Matiegka використовували для обрахування жирово", кiстковоi та м'язово!' компоненти маси тiла [13]. За методом американського шституту харчування (А1Х), визначався м'язовий компонент [11]. За допомогою пакету «STATISTICA 6.1», використовуючи прямий покроковий регресшний аналiз, нами будувалися полiноми регресii, де комп,ютерно-томографiчнi розмiри ВЩП у практично здорових юнашв i чоловiкiв Подшля належали до залежиих змiнних, а антропометричш та соматотиполопчш показники - до незалежних змiнних.
Результати дослщження та ix обговорення. Оскiльки мш здоровими юнаками i чоловiками достовiрних або тенденцiй вiдмiнностей КТ-розмiрiв ВЩП практично не встановлено, нами використовувалась загальна група юнак1в i чоловшв при моделюваннi нормативних iндивiдуальних КТ-розмiрiв дослiджуваиоi далянки в залежностi в1д аитропометричних i соматотипологiчних показникiв. Крiм того, враховуючи невелику вибiрку при КТ-обстеженш, ми проводили аналiз регресшних моделей лише з коефiцiентом детермшацп 0,7 i вище. Регресiйний аналiз показуе, по-перше, якiсть моделi, тобто стутнь того, наскiльки дана сукупшсть «Х» пояснюе «Y». Показник якосл називаеться коефiцiентом детермiнацii R2 показуе, який высоток iнформацii «Y» можна пояснити поведiнкою «Х». По-друге, регресшний аналiз обчислюе значения коефiцiентiв «В», тобто визначае, з якою силою кожний з «Х» впливае на «Y».
Рис. 1. Схема морфометрii верхиьощелепиих пазух.
Покроковий регресшний анашз у загально! групи здорових юнаюв та чоловшв показав, що залежна змшна модел1 середньо! вщсташ м1ж найбшьш вщдаленими латеральними точками верхньощелепних пазух (АА) залежить на 74,8 % вщ сукупносп антропометричних i соматотиполопчних показниюв, яю включен до полшому регресп (коефщент детермшацп К2=0,748). Переважна бшьшють коефшденпв зазначено! модел1 мае довол1 високу достов1рн1сть, за винятком незалежно! змшно! (Шегср^. Зважаючи на те, що Б=11,12, що е бшьшим пор1вняно з розрахунковим значенням кригерда Фшера (Б критичне дор1внюе 4,15), можна прийти до висновку, що регресшний лшйний полшом е високо значимим (р<0,001). Результати дисперайного анашзу це пщтверджують. Як результат процедури покрокового включения змшних до регрешйно! модел1 отримано зазначене нижче лшйне рiвняния: середня вщстань м1ж найбшьш вщдаленими латеральними точками верхньощелепних пазух (АА) = -2,264 + 0,417*саптальну дугу голови - 1,069*ширину дистального епiфiза (ШДЕ) плеча + 0,023*м'язову масу тша, визначену за формулою А1Х + 0,185*обхват стопи, де (тут i в подальшому) розмiри голови - в см; ШДЕ довгих трубчастих юсток - в см; м'язова маса, визначена за формулою А1Х - в кг; о6хвагнi розмiри гiла - в см.
У загально! групи здорових юнаюв та чоловшв визначено, що залежна змшна моделi середньо! вщсташ мiж передшми точками верхньощелепних пазух (ВВ) залежить на 82,7 % вщ сукупност антропометричних та сомагогипологiчних показникiв, яю включенi до полiному регресп (коефщент детермшацп К2=0,827). Переважна 6iльшiсгь коефщенпв зазначено! моделi мае доволi високу досговiрнiсгь, за винятком ширини обличчя. Враховуючи на те, що Б=10,37, що е бшьшим порiвняно з розрахунковим значенням кригерда Фiшера (Б критичне дорiвнюе 6,13), можна прийти до висновку, що регресшний лшшний полшом е високо значимим (р<0,001). Результата дисперсшного аналiзу це доводять. Як результат процедури покрокового включення змшних до регресшно! моделi отримано зазначене нижче лшшне рiвияния: середня вщстань мiж переднiми точками верхньощелепних пазух (ВВ) = + 5,366 + 0,117*обхват гомшки у нижнш третинi - 0,105*саптальну дугу голови - 0,408*найменшу ширину голови + 0,277*ШДЕ плеча -0,153*ШДЕ стегна + 0,182*ширину обличчя.
У загально! групи здорових юнаюв та чоловшв визначено, що залежна змшна моделi середньо! вщсташ мiж медiальними стшками верхньощелепних пазух (ББ) залежить на 90,7 % вщ сукупностi антропометричних i соматотипологiчних показникiв, якi включеш до полшому регресп (коефiцiент детермшацп К2=0,907). Всi коефiцiенти зазначено! моделi мае достатньо високу достовiрнiсть. Враховуючи на те, що Б=21,10, що е бшьшим порiвняно з розрахунковим значенням кригерда Фiшера (Б критичне дорiвнюе 6,13), можна прийти до висновку, що регресшний лшшний полшом е високо значимим (р<0,001). Результати дисперсшного анатзу це доводять. Як результат процедури покрокового включення змшних до регресшно! моделi отримано зазначене нижче лшшне рiвняння: середня вщстань мiж медiальними стшками верхньощелепних пазух (ББ) = 4,231 + 0,373*ШДЕ плеча - 0,221* саптальну дугу голови - 0,096*ТШЖС на передплiччi + 0,093*обхват голови - 0,207*ширину нижньо! щелепи + 0,064*мезоморфний компонент соматотипу, за Хгт-Картер, де (тут i в подальшому); ТШЖС - у мм; компоненти соматотипу, за Хгт-Картер - у балах.
У загально! групи здорових юнаюв та чоловшв визначено, що залежна змшна моделi середньо! вщсташ мiж серединою передньо! стшки та задньою точкою верхньощелепно! пазухи праворуч (ECdex) залежить на 89,7 % вщ сукупност антропометричних та соматотипологiчних показникiв, яю включенi до полiному регресп (коефщент детермшацп К2=0,897). Переважна бiльшiсть коефщенпв зазначено! моделi мае доволi високу достовiрнiсть, за винятком незалежно! змшно! (1п1егср1;). Враховуючи на те, що Б=18,78, що е бiльшим порiвняно з розрахунковим значенням критерiю Фшера (Б критичне дорiвнюе 6,13), можна прийти до висновку, що регресшний лшшний полшом е високо значимим (р<0,001). Результати дисперсшного анатзу це доводять. Як результат процедури покрокового включення змшних до регресшно! моделi отримано зазначене нижче лшшне рiвняння: середня вщстань мiж серединою передньо! стшки та задньою точкою верхньощелепно! пазухи праворуч (ECdex) = -0,633 + 0,071* саптальну дугу голови - 0,141 *обхват стопи - 0,094*мiжостьовий розмiр тазу + 0,024*довжину тша + 0,042*ТШЖС на переднш поверхш плеча + 0,213*найбшьшу ширину голови, де (тут i в подальшому) розмiри тазу - у см.
У загально! групи здорових юнаюв та чоловшв визначено, що залежна змшна моделi середньо! довжини медiально! стшки верхньощелепно! пазухи праворуч (BCdex) залежить на 71,6 % вщ сукупносп антропометричних i соматотиполопчних показниюв, яю включеш до полшому регресй (коефщент детермшацп К2=0,716). Бiльшiсть коефщенпв зазначено! моделi мають
достатньо високу достовiрнiсть, за винятком незалежно1' змшно1' (Intercpt) i обxвaтy гомiлки y верxнiй третинi. Bрaxовyючи на те, що F=9,45, що e бшьшим порiвияно з розрaxyнковим значенням критерда Фiшерa (F критичне дорiвнюe 4,15), можна прийти до висновку, що регресшний лшшний полiном e високо значимим (р<0,001). Pезyльтaти дисперсiйного анатзу це доводять. Як результат процедури покрокового включення змiнниx до регресшно1' моделi отримано зазначене нижче лшшне рiвняння: середня довжина медiaльноï стшки верxньощелепноï пaзyxи праворуч (BCdex) = -3,749 + 0,221* сагггальну дугу голови - 0,299*ШДЕ плеча + 0,319*ширину обличчя - 0,036* обxвaт гомiлки у верxнiй третинi.
У загально1' групи здоровиx юнaкiв та чоловiкiв визначено, що залежна змiннa моделi середньо1' вiдстaнi мiж латеральною точкою та серединою медiaльноï стiнки верxньощелепноï пaзyxи лiворyч (ADsin) залежить на 75,9 % вщ сyкyпностi aнтропометричниx та сомaтотипологiчниx покaзникiв, якi включенi до полшому регресiï (коефiцieнт детермiнaцiï R2=0,759). Переважна бiльшiсть коефiцieнтiв зазначено1' моделi мae доволi високу достовiрнiсть, за винятком незалежно1' змiнноï (Intercpt). Беручи до уваги те, що F=16,78, що e бiльшим порiвияно з розрaxyнковим значенням критерiю Фiшерa (F критичне дорiвнюe 3,16), можна прийти до висновку, що регресшний лшшний полшом e високо значимим (р<0,001). Pезyльтaти дисперсiйного aнaлiзy це доводять. Як результат процедури покрокового включення змшнж до регресшно1' моделi отримано зазначене нижче лшшне рiвняння: середня вщстань мiж латеральною точкою та серединою медiaльноï стiнки верxньощелепноï пaзyxи лiворyч (ADsin) = -2,4S7 + 0,251 хсаптальну дугу голови - 0,733*ШДЕ плеча + 0,120*обxвaт стопи.
У загально1' групи здоровж юнaкiв та чоловiкiв визначено, що залежна змшна моделi середньо1' товщини задньо1' (бiчноï) стiнки верxиьощелепноï пaзyxи праворуч (FFdex) залежить на 87,5 % вщ сyкyпностi aнтропометричниx та сомaтотипологiчниx покaзникiв, якi включенi до полшому регресп (коефiцieнт детермiнaцiï R2=0,875). Bсi коефiцieнти зазначено1' моделi мають доволi високу достовiрнiсть. Беручи до уваги те, що F=12,01, що e бшьшим порiвняно з розрaxyнковим значенням критерiю Фiшерa (F критичне дорiвнюe 7,12), можна прийти до висновку, що регресшний лшшний полшом e високо значимим (р<0,001). Pезyльтaти дисперсшного aнaлiзy це доводять. Як результат процедури покрокового включення змшнж до регресшно1' моделi отримано зазначене нижче лшшне рiвняння: середня товщина задньо1' (бiчноï) стiнки верxньощелепноï пaзyxи праворуч (FFdex) = 0,556 + 0,046* мiжгребеневий розмiр тазу - 0,009*обxвaт стегна - 0,003*висоту надгруднинно1' точки - 0,022*мiжостьовий розмiр тазу - 0,007*'ГШЖС на переднiй поверxнi плеча -0,047*ширину нижньо1' щелепи + 0,008*ширину плечей.
У загально1' групи здоровиx юнaкiв та чоловiкiв визначено, що залежна змшна моделi середньо1' товщини медiaльноï стiнки верxньощелепноï пaзyxи праворуч (IIdex) залежить на 82,8 % вщ сyкyпностi aнтропометричниx та сомaтотипологiчниx покaзникiв, якi включенi до полшому регресп (коефiцieнт детермiнaцiï R2=0,828). Bсi коефiцieнти зазначено1' моделi мають доволi високу достовiрнiсть. Беручи до уваги те, що F=13,46, що e бшьшим порiвняно з розрaxyнковим значенням критерiю Фiшерa (F критичне дорiвнюe 5,14), можна прийти до висновку, що регресшний лшшний полшом e високо значимим (р<0,001). Pезyльтaти дисперсшного aнaлiзy це доводять. Як результат процедури покрокового включення змшнж до регресшно1' моделi отримано зазначене нижче лшшне рiвняння: середня товщина медiaльноï стiнки верxньощелепноï пaзyxи праворуч (IIdex) = 0,583 - 0,002*висоту надгруднинно1' точки + 0,012*мiжостьовий розмiр тазу - 0,029* нaйбiльшy ширину голови + 0,012*ГГШЖС пiд лопаткою - 0,013*жирову масу тiлa за Матейко, де (тут i в подальшому) компонети маси тша, визнaченi за формулами Matiegka - в кг.
У загально1' групи здоровиx юнаюв та чоловiкiв визначено, що залежна змiннa моделi середньо1' товщини медiaльноï стiнки верxиьощелепноï пaзyxи лiворyч (IIsin) залежить на 82,1 % вщ сyкyпностi aнтропометричниx та сомaтотипологiчниx показниюв, якi включенi до полiномy регресп (коефщетт детермiнaцiï R2=0,82i). Усi коефiцieнти зазначено1' моделi мають доволi високу достовiрmсть. Беручи до уваги те, що F=9,94, що e бшьшим порiвняно з розрaxyиковим значенням критерда Фiшерa (F критичне дорiвнюe 6,13), можна прийти до висновку, що регресшний лмйний полшом e високо значимим (р<0,001). Pезyльтaти дисперсiйного aнaлiзy це доводять. Як результат процедури покрокового включення змшнж^ до регреийно1' моделi отримано зазначене нижче лмйне рiвияния: середня товщина медiaльноï стшки верxньощелепноï пaзyxи лiворyч (IIsin) = 0,573 -0,053*ШДЕ стегна - 0,108*найменшу ширину голови + 0,095*ШДЕ передплiччя + 0,063*ширину обличчя - 0,014*поперечний середньо-груднинний розмiр - 0,009*ширину плечей. Pештa комп'ютерно-томогрaфiчниx пaрaметрiв НЩП у юнaкiв та чоловiкiв мають меншу, нiж на 70 % зaлежиiсть вiд сyкyпностi aнтропометричниx та сомaтотипологiчниx покaзникiв.
На 0CH0Bi особливостей антропо-соматотиполопчних показниюв у практично здорових юнаюв та чоловшв Подшьського регiону Украши для бiльш шж половини комп'ютерно-томографiчних параметрiв ВЩП побудованi достовiрнi регресiйнi моделi з коефщентом детермшацп 0,7 i вище.
1. На основi особливостей антропо-соматотиполопчних показникiв у здорових юнаюв та чоловiкiв Подiлля побудованi достовiрнi регресiйнi моделi для 9 iз 16 можливих комп'ютерно-томографiчних параметрiв ВЩП з коефщентом детермшацп К2 вщ 0,716 до 0,907.
2. Найбшьш часто до складу моделей комп'ютерно-томографiчних парамегрiв ВЩП входять кефелометричнi показники (32,6%), ШДЕ довгих трубчастих юсток кiнцiвок (17,4%) i обхватнi розмiри тiла (13,0%).
Перспективи подальших розробок у даному напрямку полягають в тому, що отримат результаты надають можливiсть проводити успшний аналiз стану ВЩП при рiзних патологiчних станах та засвiдчують доцшьшсть подальшого впровадження отриманих даних у клшчну практику.
1. Бунак В.В. Антропометрия: практический курс / В.В. Бунак // - М.: Учпедгиз, - 1941. - 368 с.
2. Жвавый Н.Ф. Медицинская антропология - наука о человеке / Н.Ф. Жвавый, П.Г. Койносов, С.А. Орлов // Морфология. - 2008. - Т. 133, № 3. - С. 42-43.
3. Зайченко А. А. Состояние и перспективы медицинской краниологии / А.А. Зайченко, В.С. Сперанский, Е.А. Анисимова // Макро- и микроморфология : сб. науч. работ. - Саратов, - 1999. - Вып. 4. - С. 81-85.
4. Косоуров А. К. Зависимость размеров околоносовых пазух человека от типа черепа / А.К. Косоуров, В.В. Морозова // Морфология. - 2003. - Т. 123, № 2. - С. 84-87.
5. Манашев Г. Г. Изменчивость зубочелюстной системы в зависимости от пола и конституции: автореф. дис. ... канд. мед. наук / Г.Г. Манашев. - Красноярск, - 2000. - 23 с.
6. Негашева М. А. Морфологическая типология лица у мужчин и женщин в связи с конституциональной принадлежностью: автореф. дис. ... канд. мед. наук / М.А. Негашева. - Москва, - 1996. - 26 с.
7. Николаев В. Г. Методические подходы в современной клинической антропологии / В.Г. Николаев // Biomedical and Biosocial Anthropology. - 2007. - № 9. - С. 1-3.
8. Нувахов Н.Р. Морфометрические особенности верхней челюсти и использование их при имплантационных операциях: автореф. дис. ... канд. мед. наук / Н.Р. Нувахов. - Москва, - 2011. - 23 с.
9. Шарайкин П.Н. Соматометрические, кефалометрические и одонтометрические характеристики женщин в зависимости от соматотипа: автореф. дис. ... канд. мед. наук / П.Н. Шарайкин. - Красноярск, - 2000. - 21 с.
10. Ariji Y. Age changes in the volume of the human maxillary sinus: a study using computed tomography / Y. Ariji, T. Kuroki, S. Moriguchi [et al.] // Dento-maxillofac. radiol. - 1994. - Vol. 23. - P. 17-26.
11. Carter J. The Heath-Carter antropometric somatotype. Instruction manual / J. Carter // - Department of Exercise and Nutritional Sciences San Diego State University. CA. U.S.A., March - 2003. - 26 p.
12. Kurita S.Morphological relationship between maxillary sinus and skeletal facial type / S. Kurita, K. Sato, H. Fukazawa [et al.] // Nippon Kyosei Shika Gakkai Zasshi, 1989. - Vol. 147. - P. 689-696.
13. Matiegka J. The testing of physical effeciecy / J. Matiegka // Amer. J. Phys. Antropol. - 1921. - Vol. 2, № 3. - P. 25-38.
Ж
МОДЕЛИРОВАНИЕ С ПОМОЩЬЮ РЕГРЕССИОННОГО АНАЛИЗА КОМПЬЮТЕРНО-ТОМОГРАФИЧЕСКИХ
РАЗМЕРОВ ВЕРХНЕЧЕЛЮСТНЫХ ПАЗУХ У ЗДОРОВЫХ ГОРОДСКИХ ЮНОШЕЙ И МУЖЧИН В ЗАВИСИМОСТИ ОТ АНТРОПО-СОМАТОТИПОЛОГИЧЕСКИХ ПОКАЗАТЕЛЕЙ
Гунас И.В., Школьник Е.Я., Беляев Э.В. В работе, на основе особенностей антропометрических и соматотипологических показателей, используя метод пошаговой регрессии с включением, у практически здоровых юношей и мужчин Подолья построены достоверные регрессионные модели более чем для половины компьютерно-томографических параметров верхнечелюстных пазух (ВЧП) с коэффициентом детерминации 0,7 и выше. Среди предикторов компьютерно-томографических параметров ВЧП наиболее часто выявляются кефалометрические показатели (32,6%), ширина дистальных эпифизов длинных трубчатых костей конечностей (17,4%) и обхватные размеры тела (13,0%).
Ключевые слова: верхнечелюстные пазухи, антропометрия, регрессионные модели, компьютерная томография, здоровые юноши и мужчины.
Стаття надшшла 11.02.2015 р.
SIMULATION USING REGRESSION ANALYSIS
COMPUTED TOMOGRAPHY SIZES OF MAXILLARY SINUS HEALTHY CITY IN YOUNG PEOPLE AND MEN DEPENDING ON ANTHROPO-SOMATOTYPOLOGICAL
INDICATORS Gunas I.V., Shkolnik E.Ya., Beliaev E.V. In work, based on the characteristics anthropometric and somatotypological indices using stepwise regression method with inclusion, in practically healthy young men and men of Podillya reliable regression models were built more than for the half of computerized tomographic parameters of maxillary sinuses (MS) with determination coefficient 0.7 and above. Among the predictors computed tomographic parameters of MS most frequently observed cephalometric rate (32.6%), width of distal epiphysis of long bones of the extremities (17.4%) and girth body size (13.0%).
Key words: maxillary sinus, anthropometry, regression models, computed tomography, healthy young men.
Рецензент Срошенко Г. А.
