CC BY
11
УДК611.718.4:616-055.2 DOI: 10.22141/2224-1507.7.4.2017.121226
Григор'ева Н.В., Поворознюк В.В., Поворознюк Вас.В., Зубач О.Б.
ДУ «1нститут геронтологи теш Д.Ф. Чеботарьова НАМН УкраУни», м. КиУв, УкраУна УкраУнський науково-медичний центр проблем остеопорозу, м. КиУв, УкраУна
Референтш показники структурного анал1зу стегновоТ кктки в жшок украТнськоТ популяци
For cite: Bol, sustavy, pozvonocnik. 2017;7(4):152-160. doi: 10.22141/2224-1507.7.4.2017.121226
Резюме. Актуальн'кть. На сьогодш комплексна оцшка стану кктковоТ тканини та ризику остеопоро-тичних переломiв передбачае спiльне використання показникiв мшеральноТ щтьносп мстковоТ тканини (МЩКТ), 10^чноТ ймовiрностi основних остеопоротичних переломiв (Fracture Risk Assessment Tool, FRAX), по-казника трабекупярноТ кiстки (Trabecular Bone Score, TBS) i параметрiв структурного аналiзу стегновоТ кiстки (Hip Structural Analysis, HSA). Останшми роками створено референты показники для оаб украТнськоТ популяци щодо трьох вищезазначених методик, проте дан щодо останньоТ методики вщсутш. Мета досл'дження: вивчити BiraBi особпивостi параметрiв структурного анапiзу стегновоТ' кiстки в жiнок украТнськоТ' популяци та запропонувати Т'х референтнi показники для використання в практичнш охорон здоров'я. Матер'шли та методи. За допомогою методики двохенергетичноТ' рентгешвськоТ абсорбцюметрп обстежено 690 умов-но здорових жшок втом 20-89 рокiв без остеопорозу, шших клiнiчно значущих захворювань та станiв, що впливають на метаболiзм мстковоТ' тканини, без супутньоТ патологи кульшового суглоба тощо. Результати. Результати проведеного дослщження продемонстрували вiрогiдний вплив вiку на показники FSI, CSMI, CSA, d1, d2, d3, y, a i HAL, проте не на показник 0. Встановлено вiрогiдне зменшення з вiком показника FSI на тл вiрогiдного зростання параметрiв CSMI, CSA та HAL. Показники зросту та маси тта були вiрогiдно пов'язанi з параметрами CSMI, CSA i HAL. Показник мщносп стегновоТ мстки (FSI) був вiрогiдно пов'язаний з масою тта, проте не зi зростом. ^м того, вiн вiрогiдно корелював з показником МЩКТ, вимiряним на рiвнi шийки стегновоТ кiстки i меншою мiрою на рiвнi всieТ стегновоТ кктки та поперекового вiддiлу хребта. Показник довжини ос стегновоТ мстки (HAL) вiрогiдно не корелював з жодним вимiрюваним показником МЩКТ, що пщтверджуе його незалежну роль у прогнозуванн ризику переломiв стегновоТ мстки. Висновки. Отриманi нормативнi показники структурного аналiзу стегновоТ кiстки в здорових жшок украТнськоТ' популяци можуть бути використан для комплексно''' оцшки стану мстковоТ' тканини та ризику переломiв стегновоТ кiстки. Ключовi слова: структурний аналiз стегновоТ кiстки; вiк; жшки; референтнi показники
Орипнальш досл1дження I
Original Researches
БОЛЬ.
СУСТАВЫ.
ПОЗВОНОЧНИК
Вступ
Системний остеопороз та його ускладнення зали-шаються важливою медико-соцiальною проблемою, пов'язаною зi збiльшенням показникiв iнвалiдностi, летальност та значними економiчними затратами сусптьства [1—4]. Визначення мшерально'1 щiльностi кютково! тканини (МЩКТ) за допомогою методики двохенергетичноТ рентгешвськоТ абсорбцiометрií (ДРА) на сьогодш е золотим стандартом для встанов-лення дiагнозу захворювання й оцiнки ризику верте-бальних та невертебральних переломiв [1, 5—7]. Проте дослщження останшх роыв довели, що МЩКТ е важливим, але не единим параметром мщносп ыстково'Т тканини й ризику переломiв. Важливу роль у 1х розвитку вщграють рiзнi клiнiчнi фактори ризику (вш, стать, палiння, вживання алкоголю, супутш захворювання та стани, прийом деяких лшарських за-
co6iB), яы, зокрема, включенi до шструменту FRAX (Fracture Risk Assessment Tool), що дозволяе оцiнити 10-рiчний ризик основних остеопоротичних перело-MiB (променева, плечова та стегнова ыстки, кшшчно значущi переломи тiл хребцiв) та переломiв стегновоТ кiстки зокрема [8, 9]. ^iM того, у численних кшшч-них дослiдженнях та метааналiзах доведено, що важ-ливе значення у прогнозуванш ризику переломiв мае показник TBS (Trabecular Bone Score) [10, 11], який вщображае бтьшою мiрою якiснi характеристики ыстково'Т тканини та особливост li мшроархггекто-шки. Обидвi цi методики (FRAX та TBS) на сьогодш включеш в програмне устаткування сучасних рент-гешвських денситометрiв, що дозволяе разом iз ви-значенням показникiв МЩКТ комплексно оцшити стан ыстково'Т тканини та ризик остеопоротичних переломiв.
© «Бть. Суглоби. Хребет», 2017 © «Pain. Joints. Spine», 2017
© Видавець Заславський О.Ю., 2017 © Publisher Zaslavsky O.Yu., 2017
Для кореспонденцп': Григор'ева Наталiя BiKTopiBHa, доктор медичних наук, професор, ДУ «1нститут геронтологи iMeHi Д.Ф. Чеботарьова НАМН Украши», вул. Вишгородська, 67, м. КиТв, 04114, Укра'ша; e-mail: [email protected]
For correspondence: Nataliia Grygorieva, MD, PhD, Professor, State Institution "D.F. Chebotarev Institute of Gerontology of the NAMS Ukraine", Vysh-gorodska st., 67, Kyiv, 04114, Ukraine; e-mail: [email protected]
Сшд зазначити, що KpiM вищезазначених методик рентгешвсью денситометри мiстять ще одну важливу методику, яка визначае геометричт параметри стегново! кiстки та ii мiцнiснi характеристики — структурний аналiз стегново! кiстки (Hip Structural Analysis, HSA) [12—15]. Дана програма аналiзуе параметри, яю в по-дальшому використовуються не тiльки для розрахун-ку показника МЩКТ, але й для оцшки структурно! геометр!! перетинiв, що проходять через проксимальнi вiддiли стегново! кiстки в певних мюцях. Зображення кютково! маси використовуеться безпосередньо при проведенш ДРА, де шксельш значення виражаються в г/см2. Метод використовуе принцип, що лшя зна-чень пiкселiв на оа кiстки вiдповiдае площинi зрiзу, який проходить через кютку в даному мющ, i мiстить певну шформащю про перетин кiстки. Програма ана-лiзуе проксимальний вiддiл стегново! кютки в трьох ii дiлянках (рис. 1), а саме: 1) у найвужчш дшянщ ший-ки стегново! кiстки (Narrow Neck, NN); 2) м!жтро-хантернiй дiлянцi стегново! кютки (Intertrochanteric, IT) уздовж бiсектриси кута шийки стегново! кiстки та 3) валi стегново! кiстки (Shaft, S), на 2 см дистальшше до середньо! точки малого вертлюга. У подальшому за допомогою комп'ютерно! програми для кожного реп-ону розподш кiстковоi маси через кiстку вираховуе и геометричнi властивостi, отриманi за певними формулами, що iмплементованi в програмне забезпечення ДРА [12]. Зображення денситометра Hologic, який по-казуе регiони стегново! кiстки, що використовуються для аналiзу (на шийщ стегново! кiстки (NN-дiлянка), мiж трохантерами (Intertrochanteric) i валi (Shaft)), наведено на рис. 1. Злiва зображет типовi профiлi маси кютки, якi використовують при вимiрюваннi геоме-тричних властивостей.
Програма HSA автоматично ощнюе структурнi по-казники, таю як момент шерци поперечного перетину шийки стегново! кiстки (CMSI), площа поперечного перетину (CSA), кут шийки стегново! кiстки, довжина ii ос (HAL) та iн. [13-15].
Сгoss sectional moment of inertia (CSMI, мм4), момент шерци мтмального поперечного перетину стегно-
во! кiстки. Показник CSMI в дшянщ репону штересу (region of interest, ROI) шийки стегново! кiстки описуе геометричнi ii особливост!, щiльнiсть та стiйкiсть до вигину з бюмехашчно! точки зору й теоретично в!до-бражае мщнють шийки стегново! кiстки (рис. 2).
Сгoss sectional area (CSA, мм2), площа поперечного перетину мшмального CSMI в дшянщ репону штересу шийки стегново! кютки (рис. 2).
Показник d1 (мм), в!дстань вщ центру головки до центру шийки (мшмального CSMI) стегново! кютки (рис. 2).
Показник d2 (мм), вiдстань вщ центру головки стегново! кютки до м!жвертлюгово! лiнi! стегново! кютки (рис. 2).
Показник d3 (мм), середнiй дiаметр шийки стегново! кiстки.
Показник y (мм), вiдстань вiд центро!ду (центр маси) шийки стегново! кютки до верхнього ii краю на рiвнi мiнiмального CSMI. Верхня дiлянка шийки стегново! кютки становить особливий штерес через вищу втрату кiстково! маси з вжом порiвняно з усiею ший-кою стегново! кiстки (рис. 2).
Показник в (градуси), кут шийки стегново! кютки.
Нip axis length (HAL, мм), довжина оа стегново! кютки; вщстань, вимiряна вздовж оа шийки стегново! кютки в!д основи великого вертлюга до внутршньо! поверхнi таза.
Вищезазначеш показники використовуються, зокрема, й для вирахування програмою показника ш-дексу мiцностi стегново! кiстки (Femur Strength Index, FSI), який поеднуе структурш параметри програми HSA з вжом, зростом i масою тла та вiдображае здат-нiсть стегново! кютки витримувати навантаження при падшт на великий вертлюг.
На сьогодш згiдно з оновленими рекомендацiями Мiжнародного товариства з клiнiчно! денситометр!! (International Society for Clinical Densitometry, 2015) показник довжини ос! стегново! кютки (HAL), отриманий
Рисунок 1. Зображення денситометра Hologic, який показуе рег'юни стегновоУ к'ктки, що використовуються для анал'зу [12]
Рисунок 2. Показники стегновоУ к'ктки, що використовуються для вим'рювання програмою структурного анал'зу стегновоУ к'ктки [13]
при вимiрюваннi за допомогою ДРА, е незалежним предиктором переломiв стегново! истки в постмено-паузальних жшок [5], а методика ЖА, iнтегрована в рентгешвсьы денситометри, розширюе можливостi клшщиста в комплекснiй оцiнцi ризику остеопоро-тичних переломiв. Проте данi щодо показниыв дано! методики в ошб укра!нсько! популяци поки вiдсутнi.
Мета дослвдження — вивчити вiковi особливос-тi параметрiв структурного аналiзу стегново! ыстки в жiнок укра!нсько! популяци та запропонувати !х ре-ферентш показники для використання в практичнш охоронi здоров'я.
Матерiали та методи
Нами на базi Укра!нського науково-медичного центру проблем остеопорозу, ДУ «1нститут геронтолог!! iменi Д.Ф. Чеботарьова НАМН Укра!ни» за допомогою методики ДРА обстежено 1127 жшок вшом 20—89 ро-кiв. У подальшому для визначення референтних зна-чень для показниыв структурного аналiзу стегново! ыстки були виключеш результати жшок з шдексом маси тiла менше 15 й бiльше 40 кг/м2, постменопау-зальним остеопорозом згiдно з рекомендациями Все-свiтньо! оргашзац!! охорони здоров'я (ВООЗ, 1994) (показник Т на рiвнi стегново! ыстки ^або попере-кового вщдту хребта ^або всього скелета < —2,5 SD), показником Ъ < —2,0 SD на рiвнi стегново! кiстки та/чи поперекового в!дщлу хребта i/або всього скелета в молодих жшок (до настання менопаузи), кшшчно значущими супутшми захворюваннями та станами,
яы можуть впливати на метабол1зм ыстково! тканини, з патолог1ею кульшового суглоба (коксартроз 2-4-го ст., асептичний некроз головки стегново! ыстки, диспла-з!я кульшового суглоба та 1н.). Таким чином, анал1з проведений з використанням результапв 690 ж1нок. Кл1н1ко-анамнестична характеристика обстежених наведена в табл. 1.
Структурний анал1з показник1в стегново! ыстки проводили методом ДРА за допомогою рентгешвсько-го денситометра Prodigy (GE Lunar, Madison, 2005, США).
Статистичну обробку результапв дослщження здш-снювали за допомогою пакета програм Statistica 7.0. Використовували однофакторний дисперс1йний ана-л1з Anova, кореляц1йний та регресшний анал1зи. Результати подан1 у вигляд1 M ± SD. Критичним р1внем значущост1 вважали р < 0,05.
Результати
Анал1з отриманих результапв засв1дчив в1рог1дний вплив в1ку на вар1абельшсть показник1в HSA: FSI (F = 5,8; р = 0,000007); CSMI (F = 3,3; р = 0,003); CSA (F = 11,2; р = 0,0000001); d1 (F = 14,1; р = 0,0000001); d2 (F = 5,0; р = 0,00004); d3 (F = 9,8; р = 0,0000001); y (F = 20,1; р = 0,0000001); a (F = 7,8; р = 0,0000001) та HAL (F = 4,7; р = 0,0001). Проте нами не встановле-но под1бного впливу в1ку на показник величини кута шийки стегново! ыстки (параметр 9: F = 0,7; р = 0,67). Середш показники обстежених жшок залежно в!д вшу наведено в табл. 2.
Таблиця 1. Клнко-анамнестична характеристика обстежених жшок
Bík, роки 20-29 30-39 40-49 50-59 60-69 70-79 80-89
n 26 42 101 184 205 99 33
Зрют, см 164,9 ± 7,5 164,4 ± 5,2 165,2 ± 5,9 163,5 ± 5,9 162,5 ± 5,8 159,5 ± 6,4 157,8 ± 5,8
Маса, кг 61,7 ± 13,1 60,1 ± 11,5 70,0 ± 14,7 73,9 ± 11,8 76,4 ± 11,9 73,9 ± 11,1 73,6 ± 8,7
1ндекс маси тша, кг/м2 22,7 ± 4,6 22,3 ± 4,3 25,6 ± 4,8 27,7 ± 4,3 29,0 ± 4,4 29,0 ± 4,0 29,6 ± 3,6
Bík менархе, роки 13,0 ± 2,0 12,8 ± 1,0 13,0 ± 1,6 13,4 ± 1,8 13,7 ± 1,7 13,8 ± 2,1 15,0 ± 1,7
Bík менопаузи, роки - - - 46,6 ± 12,6 48,9 ± 4,5 48,7 ± 6,7 49,2 ± 6,5
Тривалють постменопаузи, роки - - - 8,3 ± 5,9 15,3 ± 5,3 25,4 ± 7,3 33,0 ± 6,0
Таблиця 2. Bíkobí особливост'1 показникв структурного анал'1зу стегново/ KicmKU в жнок
Bík, роки / показник 20-29 30-39 40-49 50-59 60-69 70-79 80-89
FSI, од. 1,5 ± 0,3 1,6 ± 0,4 1,5 ± 0,3 1,3 ± 0,3 1,3 ± 0,3 1,4 ± 0,4 1,3 ± 0,4
CSMI, мм4 9204,7 ± 2587,9 9110,2 ± 1868,5 10793,5 ± 2705,4 10321,2 ± 2373,2 10263,0 ± 2524,6 9914,7 ± 2474,0 10020,0 ± 3175,3
CSA, мм2 137,3 ± 25,9 136,7 ± 20,0 144,9 ± 24,5 138,4 ± 20,2 133,4 ± 19,3 125,8 ± 18,5 120,0 ± 20,7
d1, мм 18,9 ± 3,8 18,8 ± 3,4 18,8 ± 2,8 17,5 ± 3,3 16,3 ± 3,4 15,5 ± 4,0 15,9 ± 3,4
d2, мм 43,9 ± 7,7 45,1 ± 4,7 47,1 ± 4,8 47,8 ± 5,0 48,5 ± 5,7 48,6 ± 6,2 48,9 ± 6,1
d3, мм 32,2 ± 2,6 32,6 ± 2,2 33,9 ± 2,8 33,9 ± 2,4 34,5 ± 2,8 35,2 ± 3,0 35,7 ± 3,1
У, ° 15,5 ± 1,5 15,7 ± 1,4 16,8 ± 1,5 17,1 ± 1,3 17,5 ± 1,5 17,8 ± 1,6 18,1 ± 1,4
а, ° -4,0 ± 3,7 -4,5 ± 3,3 -4,4 ± 3,6 -5,5 ± 3,8 -6,2 ± 3,9 -7,5 ± 4,5 -7,0 ± 5,1
е, ° 128,7 ± 4,8 128,2 ± 4,8 127,8 ± 4,4 128,1 ± 4,5 128,5 ± 4,9 128,6 ± 5,2 129,4 ± 5,4
HAL, мм 101,8 ± 8,2 102,4 ± 4,4 105,6 ± 5,4 105,4 ± 5,4 106,0 ± 5,8 105,6 ± 5,5 107,0 ± 5,4
Так, нами встановлено вiрогiдне зменшення по-казника мiцностi стегново! ыстки з 1,5 ± 0,3 до 1,3 ± 0,4 од. на rai вiрогiдного зростання параметрiв моменту шерци' мiнiмального поперечного перетину стегново! ыстки (з 9204,7 ± 2587,9 у вщ 20—29 ро-кiв до 10020,0 ± 3175,3 мм4 у вщ 80—89 рокiв вщпо-вщно), площi поперечного перетину мiнiмального CSMI в дтянщ регiону iнтересу шийки стегново!' ыст-ки (з 137,3 ± 25,9 до 120,0 ± 20,7 мм2) та довжини ош стегново! кустки (з 101,8 ± 8,2 вiком 20—29 роыв до 107,0 ± 5,4 мм втэм 80—89 рокiв вiдповiдно).
За даними регресшного аналiзу, в обстежених жь нок вiк вiрогiдно був пов'язаний з показниками FSI, CSA, HAL, d1, d2, d3. а та y. Проте нами не встановлено вiрогiдного зв'язку мiж вшэм i показниками 9 (кут шийки стегново! кiстки) i CSMI (момент шерци' мМмального поперечного перетину стегново!' ыстки). Найбтьш вираженими, хоча й слабкими, проте вiро-
гiдними були зв'язки мiж bíkom та вщстанню вiд центра головки стегново! ыстки до мiжвертлюговоï лiнiï стегново! ыстки (показник d1; г = —0,32; p = 0,00001) та вщстанню вiд центро!ду шийки стегново! ыстки до верхнього ïï краю на рiвнi мiнiмального CSMI (показник у; г = 0,37; p = 0,00001) (табл. 3).
При анатз1 кореляцшних зв'языв мiж параметрами геометри' стегново! ыстки та основними антро-пометричними показниками нами було встановлено вiрогiдний зв'язок мiж показниками як зросту, так i маси тша й параметрами CSMI, CSA, HAL, d1, d2, d3 та y.
Показник зросту був найбтьш виражено, хоч i помiрно пов'язаний з параметром HAL (г = 0,45; p = 0,00001), меншою мiрою з показниками CSMI (г = 0,39; p = 0,00001) та CSA (г = 0,38; p = 0,00001). На вщмшу в!д вищезазначеного показник маси тша був вiрогiдно пов'язаний з показниками CSMI (г = 0,42;
Таблиця 3. Регресйн зв'язки м'ж показниками вку, зросту та маси mina й параметрами геометрй стегновоïкстки
BÍK
FSI, од. y = 1,64 - 0,005*x; r = -0,18; r2 = 0,03; p = 0,000001
CSMI, мм4 y = 10039,40 + 2,51*x; r = 0,01; r2 = 0,0002; p = 0,72
CSA, мм2 y = 158,15 - 0,40*x; r = -0,25; r2 = 0,06; p = 0,00001
d1, мм y = 21,96 - 0,08*x; r = -0,32; r2 = 0,10; p = 0,00001
d2, мм y = 43,36 + 0,08*x; r = 0,18; r2 = 0,03; p = 0,000001
d3, мм y = 31,05 + 0,05*x; r = 0,26; r2 = 0,07; p = 0,00001
У, ° y = 14,70 + 0,04*x; r = 0,37; r2 = 0,13; p = 0,00001
а, ° y = -1,21 - 0,08*x; r = -0,26; r2 = 0,07; p = 0,00001
е, ° y = 127,21 + 0,0189*x; r = 0,05; r2 = 0,003; p = 0,16
HAL, мм y = 101,76 + 0,06*x; r = 0,15; r2 = 0,02; p = 0,00007
3picT
FSI, од. y = 1,78 - 0,003*x; r = -0,05; r2 = 0,002; p = 0,23
CSMI, мм4 y = -15179,19 + 155,87*x; r = 0,39; r2 = 0,15; p = 0,00001
CSA, мм2 y = -77,69 + 1,31*x; r = 0,38; r2 = 0,14; p = 0,00001
d1, мм y = -2,17 + 0,12*x; r = 0,21; r2 = 0,04; p = 0,000001
d2, мм y = 32,54 + 0,09*x; r = 0,10; r2 = 0,01; p = 0,006
d3, мм y = 21,45 + 0,08*x; r = 0,18; r2 = 0,03; p = 0,000001
y, ° y = 9,27 + 0,05*x; r = 0,19; r2 = 0,04; p = 0,000001
а, ° y = -30,40 + 0,15*x; r = 0,23; r2 = 0,05; p = 0,00001
е, ° y = 135,60 - 0,04*x; r = -0,06; r2 = 0,003; p = 0,12
HAL, мм y = 39,00 + 0,41*x; r = 0,45; r2 = 0,20; p = 0,00001
Маса тiла
FSI, од. y = 2,10 - 0,01*x; r = -0,38; r2 = 0,14; p = 0,00001
CSMI, мм4 y = 4093,73 + 83,63*x; r = 0,42; r2 = 0,18; p = 0,00001
CSA, мм2 y = 84,28 + 0,70*x; r = 0,41; r2 = 0,17; p = 0,00001
d1, мм y = 19,06 - 0,03*x; r = -0,10; r2 = 0,009; p = 0,01
d2, мм y = 42,60 + 0,07*x; r = 0,16; r2 = 0,03; p = 0,00002
d3, мм y = 29,92 + 0,06*x; r = 0,27; r2 = 0,07; p = 0,00001
y, ° y = 14,42 + 0,04*x; r = 0,31; r2 = 0,09; p = 0,00001
а, ° y = -4,1346 - 0,0226*x; r = -0,0710; r2 = 0,005; p = 0,06
е, ° y = 128,22 + 0,001*x; r = 0,003; r2 = 0,00001; p = 0,93
HAL, мм y = 97,25 + 0,11*x; r = 0,25; r2 = 0,06; p = 0,00001
p = 0,00001) та CSA (г = 0,42; p = 0,00001),TC«i як цей зв'язок з параметром HAL (г = 0,25; p = 0,00001) був вiрогiдним, хоча й слабким (табл. 3).
Показник мщносп стегново! ыстки (FSI) був вь рогiдно пов'язаний з масою тiла (p = 0,00001), проте не 3i зростом (p = 0,23). Крiм того, кут шийки стегново! кiстки згiдно з показником 9 не був вiрогiдно пов'язаний з показниками зросту та маси тта в обсте-жених жшок (рис. 3).
При аналiзi кореляцiйних зв'язкiв мiж показниками МЩКТ рiзних дiлянок скелета та параметрами HSA найбтьш вираженi зв'язки встановлеш щодо показ-никiв CSMI i CSA на всiх дослiджуваних рiвнях.
Параметр мiцностi стегново! кiстки найбтьшою мiрою корелював з показником МЩКТ, вимiряним на рiвнi шийки стегново! кiстки (г = 0,30; р = 0,0001), меншою мiрою на рiвнi всieï стегново! кiстки (г = 0,18; р = 0,02) та поперекового вщдшу хребта (г = 0,09; р = 0,03) й зовшм не корелював на рiвнi всього скелета (г = 0,06; р = 0,09) (табл. 4).
Показник довжини ош стегново! истки (HAL) вь ропдно не корелював з жодним вимiрюваним показником МЩКТ, що пщтверджуе його незалежну роль у прогнозуваннi ризику остеопоротичних переломiв стегново! кiстки (табл. 4).
Обговорення
На сьогоднi продемонстровано, що показник МЩКТ не е ушверсальним параметром мiцностi ыст-ково! тканини й ризику переломiв. Комплексна оцшка стану ыстково! тканини поеднуе його використання з такими показниками, як FRAX та TBS.
Останшм часом усе бтьше уваги придтяеться ана-лiзу показникiв геометрй' стегново! кiстки, як е також незалежними предикторами ризику остеопоротичних переломiв. На даний час у численних дослщжен-нях продемонстровано зв'язок мiж показником HAL та ризиком переломiв стегново! кустки [13, 17].
Так, у дослщженш, проведеному K.G. Faulkneг [13], при обстеженнi 2506 жшок вшом 50 рокiв i старше
_I у = 1,64 - 0,005*х; r = -0,18; r2 = 0,03; р = 0,0000011_
° ° °
о о о > о о о оо о
о о О о О 00 о со О ОО
о оос 1 оо о СОСУТ? QCC
-О 00 -О—ООО о ооооосооос о сссссссс оо ооо со: DO ОО оо
О СОСССО OCX If^
оо о оосооос О ООО О о оо оо о о
О О о
10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 BÎK, роки
Рисунок 3. Зв'язок м'ж вком та показником мцностi стегновоïИстки та довжиною ïïоа
(365 — з переломом проксимального вщдшу стегново! ыстки та 2141 — контроль) за допомогою ДРА продемонстровано, що показник МЩКТ був вiрогiдно ниж-чим, а параметр HAL вiрогiдно вищим у груш пащен-ток з переломами порiвняно з контролем. Показник CSMI вiрогiдно не вiдрiзнявся в групах залежно вщ на-явностi переломiв пiсля його корекци щодо параметрiв МЩКТ та HAL. 1ндекс мiцностi стегново! ыстки тсля корекци шодо показниыв T i HAL був вiрогiдно ниж-чим у групi жшок з переломами, у зв'язку з чим авторами зроблено висновок про те, що показники МЩКТ, HAL та FSI е вiрогiдними незалежними предикторами перелому стегново! ыстки.
Таблиця 4. Кореляц'шш зв'язки м'ж МЩКТ р'>зних д'лянок скелета та показниками геометрй' стегновоï Истки
Показник/група Поперековий вщдт хребта (L1-L4) Шийка стегново! метки Уея етегнова метка Увесь скелет
r P r P r P r P
FSI, од. 0,09 0,03 0,30 0,0001 0,18 0,02 0,06 0,09
CSMI, мм4 0,35 0,0000001 0,43 0,0000001 0,40 0,0000001 0,42 0,0000001
CSA, мм2 0,54 0,0000001 0,88 0,0000001 0,80 0,0000001 0,71 0,0000001
dl, мм 0,10 0,01 -0,01 0,86 0,02 0,82 0,15 0,0001
d2, мм -0,02 0,60 0,00 0,96 0,11 0,16 0,001 0,94
d3, мм 0,09 0,02 -0,12 0,14 -0,08 0,32 0,02 0,60
У, ° 0,03 0,50 -0,14 0,07 -0,12 0,13 -0,03 0,38
а, ° 0,08 0,04 0,17 0,03 0,19 0,02 0,12 0,001
9, ° 0,001 0,98 -0,13 0,09 -0,26 0,001 -0,05 0,19
HAL, мм 0,06 0,15 -0,04 0,61 -0,08 0,29 0,02 0,52
При вивченнi коефiцieнта шансiв (OR) для пара-метр!в МЩКТ та HSA авторами встановлено, що bîh в!дпов!дно для показника T (змiна на одне SD) стано-вив 2,0 (95% довiрчий iнтервал (Д1) 1,8-2,4; р < 0,001); для довжини сегново! кiстки (HAL) (змiна на одне SD) — 1,3 (95% Д1 1,2-1,5; р < 0,001); шдексу мщноста стегново! кiстки (FSI), скоригованого до показниыв Т та HAL (змша на одне SD), — 1,5 (95% Д1 1,3-1,6; р < 0,001); вшу (на декаду) — 1,1 (95% Д1 0,9-1,2; р = 0,31) [13]. Проведений авторами ROC-аналiз для оцшки дискримшацшно! можливоста у показника T та моделi ймовiрностi логiстичноï регресй' з включенням параметрiв HAL and FSI продемонстрував, що площа тд ROC-кривою була вiрогiдно бiльшою при комп-лекному врахуваннi показникiв МЩКТ та HSA. Вона становила в!дпов!дно 0,74 проти 0,71 (р < 0,001), що св!дчить про покращення дискримiнацiйних власти-востей для виявлення переломiв при включеннi вище-зазначених параметрiв геометр!! стегново! кiстки, яы були об'eднанi з вимiрами МЩКТ
Вивченню вiкових i статевих особливостей геометр!! стегново! ыстки присвячеш численш досл!дження, проведен! останшми роками [18-21].
Так, G. Alwis, C. Karlsson, S. Stenevi-Lundgren та сшвавт. проанал!зовано показники геометр!! стегново! ыстки у жител!в Швец!! [18] вшом 6-90 роыв з використанням ДРА (599 д!вчат i 642 хлопчики вшом 6-19 роыв та 270 жшок i 249 чоловтв вшом 20-90 роыв). При вивченш показниыв геометр!! стегново! ыстки в дггей i шдлп'ыв авторами встановлено ïx в!ро-г!дне збiльшення до вшу 17 роыв у дiвчаток та 19 роыв у хлопчиыв. Пюля деяко! стабiлiзацiï показники перюстального та ендостального дiаметра стегново! ыстки дал! збтьшувалися з вшом, проте зростання показника ендостального дiаметра стегново! ыстки було виражено бтьшою м!рою пор!вняно з показником '!! перiостального дiаметра. На в!дмшу в!д вищезазначе-ного, товщина кортикального шару ыстки та МЩКТ в!рог!дно зменшувались з вшом. Зниження МЩКТ в!дбувалось при збiльшеннi розм!ру ыстки, що при-зводило до статистично невiрогiдного зниження мщноста ыстки, оцшеного за показниками модуля перетину Z та CSMI, в!д моменту стабiлiзацiï показникiв у вщ 17-19 роыв до 90 роыв. Часткове збереження мщноста ыстки було бтьш очевидним у чоловшв, шж у жшок, осыльки зменшення показника МЩКТ було бтьшим у жшок, шж у чоловшв, тод! як збтьшення показника перюстального д!аметра в чоловшв було бтьш вираженим, шж у жшок. Як зазначають автори, статев! в!дмшноста нормативних показниыв мщноста ыстково! тканини можуть бути пов'язаш як з! стате-вими особливостями формування тку ыстково! маси, так i з геометричними параметрами стегново! ыстки п!д час росту та репродуктивного вшу.
При проведенш Third National Health and Nutrition Examination Survey (NHANES III) у США за допомогою ДРА [19] були проанал!зоваш показники HSA та МЩКТ у дорослих ошб вшом 20-99 роыв. Анал!з включав дан! бтошырих американщв неюпанського походження (2719 чоловшв i 2904 жшки). Проводили
досл!дження кортикально! дтянки стегново! ыстки (Shaft, на 2 см дистальшше до середньо! точки малого вертлюга) та змшано! кортикально-требекулярно! да-лянки (Narrow Neck, найбтьш вузька частина шийки стегново! ыстки). Авторами проанал!зовано показники МЩКТ та модуля перетину (section modulus) пюля !х корекц!! за масою тта. Зниження параметр!в МЩКТ з вшом у дтянщ найбтьш вузько! дтянки шийки стегново! ыстки було под!бним до того, яке спостериалось у дтянщ валу стегново! ыстки. Останнш показник також зменшувався, хоча i бтьш повтьно. Динамша показника модуля перетину мала деяы особливоста за-лежно в!д регюну вим!рювання та стать Зокрема, на р!вш найбтьш вузько! частини стегново! ыстки та в дь лянщ валу вш залишався майже сталим аж до п'ятого десятилптя в жшок, а потам зменшувався повтьшше, шж показник МЩКТ. На в!дмшу в!д вищезазначе-ного, у чоловшв модуль перетину в найбтьш вузь-кш частиш стегново! ыстки пом!рно зменшувався до п'ятого десятилптя, а потам залишався майже сталим, тод! як в!дпов!дний показник на р!вш валу стегново! ыстки був сталим до п'ятого десятилптя, а потам про-гресивно збтьшувався. На думку автор!в, очевидним мехашзмом протилежно направлених змш показниыв МЩКТ та модуля перетину e лшшне розширення суб-перюстального д!аметра ыстки незалежно в!д стата та регюну вим!рювання, що вщграе певну роль у меха-шчнш компенсац!! втрати медулярно! ыстково! маси. На думку автор!в, отримаш результати дозволяють припустити, що втрата ыстково! маси в стегновш ыст-щ при старшш не обов'язково означае зменшення '!! мехашчно! мщноста. Модуль перетину в ошб линього вшу в середньому змшюеться на 14 % в!д в!дпов!дних показниыв у молодих жшок та на 6 % у чоловшв.
У дослтженш, проведенному J. Gong, M. Tang, B. Guo у населення Китаю [20], вивчено вшов! та ста-тев! особливоста мщноста ыстково! тканини та струк-тури стегново! ыстки в 3855 здорових ошб (2713 жшок та 1142 чоловши) вшом в!д 25 до 91 року з використанням ДРА. В!дмшноста показниыв HSA м!ж вшовими та статевими трупами були скориговаш залежно в!д маси тта, зросту обстежених та показниыв МЩКТ стегново! ыстки. Зв'язок з вшом оцшювали з використанням лшшного регресшного анал!зу. Авторами не встановлено в1ропдного зв'язку м!ж показниками HSA у молодих ошб. Деяы параметри HSA (CSMI, CSA, модуль перетину, товщина кортикального шару) в1ропдно зменшувались з вшом, тод! як величини перюстального та ендокортикального д!аметр!в стегново! ыстки в1ропдно зростали. Особи старших вшових груп мали менш! показники мщноста стегново! к1стки та шири-ни кортикального '!! шару, а також збтьшеш параметри перюстального та ендокортикального д!аметр!в стегново! ыстки (p < 0,05), н!ж молод! особи. У чоло-в!к!в спостериали б!льш виражене зростання показ-ниыв пер!остального та ендокортикального д!аметр!в стегново! ыстки, шж у ж!нок у р!зних в!кових групах. Показник мщноста стегново! ыстки в1ропдно зменшувався з вшом у ошб обох статей, що було пов'язано з попршенням параметра CSMI. Автори зазначають
менш виражений зв'язок показниыв HAS з вшом у обстежених чоловшв Китаю пор!вняно з даними при об-стеженш ошб европео!дно! раси та под!бний зв'язок у жшок. У чоловшв-китайщв встановлено бтьш ви-ражеш структурш порушення геометрй' стегново!' ыстки з вшом, шж у чоловшв европео!дно! раси, що, за думкою автор!в, може впливати на ризик перелом!в стегново! ыстки [20].
В шшому дослщженш, проведенному Н. Zhang, Y.Q. Hu, Z.L. Zhang [21] у населення Китаю, вивчено особливост показниыв МЩКТ та HSA у 18 502 здоро-вих ошб (14 435 жшок та 4077 чоловшв), 254 пащенпв (216 жшок i 38 чоловшв) з переломами шийки стегново! ыстки та 254 ошб в!дпов!дного вшу та стаи (контроль). Авторами встановлено в!рог!дний негативний зв'язок показниыв МЩКТ, CSMI, CSA та шдексу мщноста стегново! ыстки з вшом, проте шсля корек-ц!! показниыв щодо зросту та маси тта лише параметр HAL в!рог!дно збтьшувався з вшом, а в!ропдно! коре-ляц!! м!ж CSMI та вшом як у чоловшв, так i в жшок не виявлено. В ошб обох груп (чоловши та жшки) з переломами стегново! ыстки параметри МЩКТ та CSA стегново! ыстки були в!рог!дно нижчими пор!вняно з контролем. Шсля корекц!! показниыв щодо МЩКТ у жшок лише менший показник мщносп стегново! ыстки (FSI) був в!рог!дним у прогноз! перелом!в стег-но! ыстки (OR 1,53; 95% Д1 1,04-2,26). У чоловшв не виявлено жодного показника геометр!! стегново! ыстки, який би в!рог!дно впливав на ризик '!! перелом!в.
У дослщженш, проведеному М. Iki, N. DongMei, J. Tamaki та сшвавт., проведено анатз показниыв HSA в японськш популяц!! з використанням ДРА [22]. Об-стежено 2197 японських жшок вшом 15-79 роыв без супутшх захворювань, пов'язаних з метабол!змом ыстково! тканини. Авторами встановлеш змши показниыв HSA з вшом, що були в!рог!дними у вшовш груп! 50-54 роки на р!вш найвужчо! частини шийки стегново! ыстки (Narrow neck) та мгжвертлюгово! да-лянки (Intertrochanteric), як! були под!бш до динам!ки змш МЩКТ. У жшок у вшовш груп! 55-59 роыв пода-бш змши виявлялись i на р!вш валу стегново! ыстки (Shaft).
Вш-асоцшоваш змши показниыв CSA й шири-ни кортикально! ыстки (CT) були !дентичними до змш показника МЩКТ. Кр!м того, динамша показниыв МЩКТ та СТ у японських жшок була под!бна до тако! у бтошырих жшок неюпанського походжен-ня, як! мешкають у США, проте !х значення були де-що меншими. Параметри CSA i CT виявляли висок! кореляцшш зв'язки з показником МЩКТ на вщмшу в!д показниыв ендостального д!аметра (ED), перь остального д!аметра (PD) й модуля перетину (SM), зв'язок м!ж якими й параметром МЩКТ був значно меншим.
Як зазначалось вище, зг!дно з оновленими ре-комендац!ями М!жнародного товариства з клшч-но! денситометр!! (International Society for Clinical Densitometry, 2015), на даний час показник довжини стегново! ыстки (HAL), отриманий при вим!рюванш за допомогою ДРА, в!рог!дно пов'язаний з ризиком
перелом!в стегново! ыстки в постменопаузальних жшок [5]. На вщмшу в!д вищезазначеного наступ-ш параметри геометр!! стегново! ыстки, отримаш за допомогою ДРА (CSA, зовшшнш д!аметр стегново! ыстки (outer diameter, OD), модуль перетину (section modulus, SM), коефщент вигину (buckling ratio, BR), CSMI та NSA)), не повинш використовуватися для оцшки ризику '!! перелом!в. Кр!м того, параметри CSA, OD, SM, BR, CSMI, HAL та NSA не повинш ви-користовуватись для шщацй' лшування та мониторингу за ефективнютю тераш! [5].
На сьогодш комплексна оцшка стану ыстково! тканини та ризику остеопоротичних перелом!в по-еднуе використання показниыв МЩКТ, FRAX, TBS та HSA. Останшми роками створено референтш дан! щодо трьох вищезазначених методик для ошб укра!н-сько! популяц!!, проте дан! щодо останньо! методики вщсутш Тому метою даного досл!дження було визна-чення вшових особливостей параметр!в HSA в жшок украшсько! популяц!! та запропонувати !х референтш показники для використання в практичнш охорош здоров'я.
Результати дослщження продемонстрували в!рог!д-ний вплив вшу на показники FSI, CSMI, CSA, d1, d2, d3, y, a i HAL, проте не на показник 9. Встановлено в!рог!дне зменшення з вшом показника FSI на rai вь рог!дного зростання параметр!в CSMI, CSA та HAL. Показники зросту та маси тта були в!рог!дно пов'язаш з параметрами CSMI, CSA i HAL. Показник мщносп стегново! ыстки (FSI) був в!рог!дно пов'язаний з ма-сою тта, проте не з! зростом. Кр!м того, вш в!рог!дно корелював з показником МЩКТ, вим!ряним на р!вш шийки стегново! ыстки, меншою м!рою на р!вш вше! стегново! ыстки та хребта. Показник довжини ос! стегново! ыстки (HAL) в!рог!дно не корелював ш з одним з вим!рюваних показниыв МЩКТ, що шдтверджуе його незалежну роль у прогнозуванш ризику перело-м!в стегново! ыстки.
Висновки
Отримаш показники структурного анал!зу стегново! ыстки в здорових жшок украшсько! популяц!! можуть бути використаш для комплексно! оцшки стану ыстково! тканини та ризику перелом!в стегново! ыстки.
Конфлжт штереав. Автори заявляють про в!дсут-нють конфлшту штерешв при пщготовщ дано! статп.
References
1. Povoroznyuk VV, Grigorieva NV, Orlik TV, Nishkumaj OI, Dzerovich NI, Balatska NI. Osteoporoz v praktike vra-cha-internista [Osteoporosis in the practice of an internist doctor]. Kyiv: Ekspres; 2014. 198 р. (in Russian).
2. Dhanwal DK, Dennison EM, Harvey NC, Cooper C. Epidemiology of hip fracture: worldwide geographic variation. Indian J Orthop Jan. 2011;45(1):15-22. doi:10.4103/0019-5413.73656.
3. Filipov O. Epidemiology and social burden of the femoral neck fractures. J of IMAB. 2014;20(4):516-518. doi: 10.5272/jimab.2014204.516.
4. Tucker A, Donnelly KJ, McDonald S, et al. The changing face of fractures of the hip in Northern Ireland: a 15-year review. Bone Joint J. 2017 Sep;99-B(9):1223-1231. doi: 10.1302/0301-620X.99B9.BJJ-2016-1284.R1.
5. 2015 ISCD Official Posotions - Adult. Available from: https://www.iscd.org/official-positions/2015-iscd-official-positions-adult.
6. Punda M, Grazio S. Bone densitometry — the gold standard for diagnosis of osteoporosis. Reumatizam. 2014;61(2):70-4. PMID: 25427398. (in Croatian).
7. Blake GM, Fogelman I. Role of dual-energy X-ray absorptiometry in the diagnosis and treatment of osteoporosis. J Clin Densitom. 2007 Jan-Mar;10(1):102-10. doi: 10.1016/j. jocd.2006.11.001.
8. FRAX - Fracture Risk Assessment Tool. Available from: https://www.sheffield.ac.uk/FRAX/tool.jsp?lang=en
9. Povoroznyuk VV, Grigorieva NV. The role of FRAX in predicting the risk of fractures. Problemy osteologii'. 2012;(1):3-15. (In Ukrainian).
10. Hans D, Goertzen AL, Krieg MA, Leslie WD. Bone microarchitecture assessed by TBS predicts osteoporotic fractures independent of bone density: the Manitoba study. J Bone Miner Res. 2011 Nov;26(11):2762-9. doi: 10.1002/ jbmr.499.
11. Shevroja E, Lamy O, Kohlmeier L, Koromani F, Rivadeneira F, Hans D. Use of Trabecular Bone Score (TBS) as a Complementary Approach to Dual-energy X-ray Absorptiometry (DXA) for Fracture Risk Assessment in Clinical Practice. J Clin Densitom. 2017 Jul - Sep;20(3):334-345. doi: 10.1016/j.jocd.2017.06.019.
12. Beck TJ. Hip Structural Analysis (HSA) Program (BMD and Structural Geometry Methodology) As Used to Create NHANES III Dataset. Baltimore, MD: Johns Hopkins University, School of Medicine; October 29, 2002. 11 p.
13. Faulkner KG, Wacker WK, Barden HS, et al. Femur strength index predicts hip fracture independent of bone density and hip axis length Osteoporos Int. 2006;(17):593-599. doi: 10.1007/s00198-005-0019-4.
14. Boudreaux RD, Sibonga JD. Advanced Hip Analysis: Simple Geometric Measurements Predict Hip Fracture Be-
yond Bone Mineral Density. TOJ. 2015;1(2):109-122. doi: 10.18600/toj.010212.
15. Muschitz Ch, Milassin L, Patsch J, et al. DXA and QCT Geometric Structural Measurements of Proximal Femoral Strength. Available from: http://docplayer. net/48276073-Dxa-and-qct-geometric-structural-measure-ments-of-proximal-femoral-strength.html
16. Beck TJ, Looker AC, Ruff CB, Sievanen H, Wahner HW. Structural trends in the aging femoral neck and proximal shaft: analysis of the Third National Health and Nutrition Examination Survey dual-energy X-ray absorptiometry data. J Bone Miner Res. 2000 Dec;15(12):2297-304. doi: 10.1359/jbmr.2000.15.12.2297.
17. Grygorieva NV, Povoroznyuk VV, Zubach OB, Povoroznyuk VasV. Proximal Femoral Geometry and the Risk of Fractures: Literature Review. Bol', Sustavy, Pozvonochnik. 2016;(21):21-28. doi: 10.22141/22241507.1.21.2016.74088.
18. Alwis G, Karlsson C, Stenevi-Lundgren S, Rosengren BE, Karlsson MK. Femoral neck bone strength estimated by hip structural analysis (HSA) in Swedish Caucasians aged 6-90 years. Calcif Tissue Int. 2012 Mar;90(3):174-85. doi: 10.1007/s00223-011-9566-1.
19. Kaptoge S, Dalzell N, Loveridge N, Beck TJ, Khaw KT, Reeve J. Effects of gender, anthropometric variables, and aging on the evolution of hip strength in men and women aged over 65. Bone. 2003 May;32(5):561-70. PMID: 12753873.
20. Gong J, Tang M, Guo B, Shang J, Tang Y, Xu H. Sex-and age-related differences in femoral neck cross-sectional structural changes in mainland Chinese men and women measured using dual-energy X-ray absorptiometry. Bone. 2016 Feb;83:58-64. doi: 10.1016/j.bone.2015.09.017.
21. Zhang H, Hu YQ, Zhang ZL. Age trends for hip geometry in Chinese men and women and the association with femoral neck fracture. Osteoporos Int. 2011 Sep;22(9):2513-22. doi: 10.1007/s00198-010-1479-8.
22. Iki M, DongMei N, Tamaki J, et al. Age-specific reference values of hip geometric indices from a representative sample of the Japanese female population: Japanese Population-based Osteoporosis (JPOS) Study. Osteoporos Int. 2011 Jun;22(6):1987-96. doi: 10.1007/s00198-010-1406-z.
OTPMMQHO 14.11.2017 ■
Григорьева Н.В., Поворознюк В.В., Поворознюк Вас.В., Зубач О.Б. ГУ «Институт геронтологии имени Д.Ф. Чеботарева НАМН Украины», г. Киев, Украина Украинский научно-медицинский центр проблем остеопороза, г. Киев, Украина
Референтные показатели структурного анализа бедренной кости у женщин украинской популяции
Резюме. Актуальность. На сегодняшний день комплексная оценка состояния костной ткани и риска остео-поротических переломов предполагает совместное использование показателей минеральной плотности костной ткани (МПКТ), 10-летней вероятности основных остеопоротических переломов (Fracture Risk Assessment Tool, FRAX), показателя трабекулярной кости (Trabecular Bone Score, TBS) и параметров структурного анализа бедренной кости (Hip Structural Analysis, HSA). В последние годы созданы референтные показатели для трех вышеуказанных методик у лиц украинской популяции, од-
нако данные относительно последней методики отсутствуют. Цель исследования: изучить возрастные особенности параметров структурного анализа бедренной кости у женщин украинской популяции и предложить их референтные показатели для использования в практическом здравоохранении. Материалы и методы. С помощью методики двухэнергетической рентгеновской абсорбцио-метрии обследовано 690 условно здоровых женщин в возрасте 20—89 лет без остеопороза, других клинически значимых заболеваний и состояний, влияющих на метаболизм костной ткани, без сопутствующей патологии
тазобедренного сустава и др. Результаты. Результаты проведенного исследования продемонстрировали достоверное влияние возраста на показатели FSI, CSMI, CSA, d1, d2, d3, y, a и HAL, однако не на показатель 9. Установлено достоверное уменьшение с возрастом показателя FSI на фоне достоверного увеличения параметров CSMI, CSA и HAL. Показатели роста и массы тела были достоверно связаны с параметрами CSMI, CSA и HAL. Показатель прочности бедренной кости (FSI) был достоверно связан с массой тела, однако не с ростом. Кроме того, он достоверно коррелировал с показателем МПКТ, измеренным на уровне шейки бедренной кости и в меньшей
степени на уровне всей бедренной кости и позвоночника. Показатель длины оси бедренной кости (HAL) достоверно не коррелировал ни с одним из измеряемых показателей МПКТ, что подтверждает его независимую роль в прогнозировании риска переломов бедренной кости. Выводы. Полученные нормативные показатели структурного анализа бедренной кости у здоровых женщин украинской популяции могут быть использованы для комплексной оценки состояния костной ткани и риска переломов бедренной кости.
Ключевые слова: структурный анализ бедренной кости; возраст; женщины; референтные показатели
N.V. Grygorieva, V.V. Povoroznyuk, Vas.V. Povoroznjuk, O.B. Zubach
State Institution "D.F. Chebotarev Institute of Gerontology of the NAMS Ukraine", Kyiv, Ukraine
Ukrainian Scientific and Medical Center for Osteoporosis, Kyiv, Ukraine
Reference indices of hip structural analysis in Ukrainian women
Abstract. Background. Nowadays, a comprehensive assessment of osteoporosis and the risk of osteoporotic fractures involves the combine use of bone mineral density (BMD), 10-year probability of major osteoporotic fractures (Fracture Risk Assessment Tool), Trabecular Bone Score, and parameters of hip structural analysis. In recent years, reference data on the three above-mentioned methods have been developed for the Ukrainian population, but there are no data on the latest methodology. The objective of the study was to assess the age characteristics of hip structural analysis parameters in Ukrainian women and to offer their reference values for use in clinical practice. Materials and methods. Using the dual energy X-ray absorptiometry method, we examined 690 healthy women aged 20—89 years without osteoporosis and other clinically significant diseases and conditions affecting the bone metabolism, without other accompanying pathology of hip joint. Results. The results of the study showed a significant effect of age on femoral strength index (FSI), cross-sectional moment of inertia (CSMI), cross-sectional area (CSA), distance from center
of femoral head to center of femoral neck (d1), distance from center of femoral head to inter-trochanteric line (d2), mean femoral neck diameter (d3), distance from center of mass of femoral neck to superior neck margin (y), shaft angle (a) and hip axis length (HAL) indices, but not on parameters of neck/ shaft angle (0). A significant decrease of FSI with age was established on the background on increase of CSMI, CSA and HAL parameters. Indices of height and body weight were reliably related with parameters of CSMI, CSA and HAL. FSI was significantly related to the body weight, but not to the height. In addition, it reliably correlated with BMD measured at femoral neck and lesser at total hip and lumbar spine. The HAL did not significant correlate with any of the measured BMD, which confirms its independent role in prediction of hip fractures risk. Conclusions. The obtained normative indices of the hip structural analysis in healthy Ukrainian women can be used for a comprehensive assessment of bone status and hip fractures risk. Keywords: hip structural analysis; age; women; reference values
