luonnollisten hampaiden määrä ja suun vaikutukset: tutkimus Srilankalaisista aikuisista

Abstrakti

tutkimuksen tavoitteena oli selvittää yhteys luonnollisten hampaiden määrän ja suun vaikutusten välillä Srilankalaisilla aikuisilla. Otos koostui 476, 40-59 ja 452, ≥60-vuotiaista. Suun vaikutuksia arvioitiin käyttämällä validoitua Singaleesinkielistä käännöstä Oral Health Impact Profile-14-asteikosta. Receiver-operating characteristic (Roc) käyrä piirrettiin määrittää määrä luonnollisia hampaita, jotka parhaiten erottaa ne, joilla on suun vaikutuksia kuin ne, joilla ei. Suun kautta tapahtuneista vaikutuksista ilmoitti 26 prosenttia 40-59-vuotiaista ja 34 prosenttia vanhemmista. Molemmissa ryhmissä oli merkittävä negatiivinen korrelaatio hampaiden määrän ja suun vaikutusten välillä. ROC-käyrä 40–59-vuotiailla antoi käyrän alle jäävän alueen (AUC) 0, 758 (95% CI = 0, 702–0, 814; ) optimaalisella 24 / 25 hampaan poistolla, kun taas ≥60-vuotiailla ROC-käyrän AUC oli 0, 737 (95% CI = 0, 684-0, 790; ) optimaalisella 18 / 19 hampaan poistolla. ROC-käyrien perusteella 40-59-vuotiailla ja ≥60-vuotiailla oli 24-25 ja 18-19-vuotiailla parhaiten erotellut luonnollisten hampaiden määrän optimaaliset leikkaukset.

1. Johdanto

suun häiriöiden subjektiivisten vaikutusten arviointi elämänlaatuun on viime aikoina herättänyt paljon kiinnostusta. Tähän tarkoitukseen on kehitetty useita välineitä, joissa arvioidaan fyysiseen, sosiaaliseen ja psyykkiseen hyvinvointiin liittyviä vajavaisuuksia. Eri suun terveyteen liittyvien muuttujien ja suun vaikutusten välisiä suhteita on tutkittu, ja on yksiselitteistä näyttöä siitä, että luonnollisten hampaiden määrä on yksi tärkeimmistä suun vajaatoimintaan liittyvistä tekijöistä .

erilaisten suun toimintojen tyydyttävään suorittamiseen tarvittavien hampaiden määrä on ollut monien tutkimusten aiheena. Maailman terveysjärjestö nimesi luonnollisen hampaiston, joka on vähintään 20 hammasta koko elämän ajan, yhdeksi vuoden 2000 maailmanlaajuisista indikaattoreista . Yli kaksi vuosikymmentä myöhemmin tehdyssä systemaattisessa katsauksessa, jossa arvioitiin hampaiston ja suun toiminnan välistä suhdetta, on myös todettu, että 20 hampaasta koostuva hampaisto takaisi oraalisen toiminnan hyväksyttävän tason . Steele et al. kahden englantilaisen ja australialaisen kansallisnäytteen kesken tehdyn, hampaiden menetyksen vaikutusta suun terveyteen ja elämänlaatuun koskevan tutkimuksen tulosten perusteella todettiin, että funktionaalisen hampaiston 20-21 hampaan kynnys ei koskaan olisi yleisesti sovellettavissa. Edellä esitetty väite huomioon ottaen olisi hyödyllistä määrittää, miten hampaiden menetys voisi vaikuttaa suun terveyteen liittyvään elämänlaatuun Srilankalaisilla aikuisilla, jotka ovat sosiokulttuurisesti erilaisia kuin teollisuusmaiden väestöt, tai sovelletaanko Srilankalaisiin 20 hampaan kynnysarvoa hyväksyttävälle suun toimintakyvylle. Tämän tutkimuksen tavoitteena oli selvittää luonnollisten hampaiden määrän ja suun vaikutusten yhteys Srilankalaisilla aikuisilla.

2. Aineisto ja menetelmät

tämän paperin tiedot on saatu laajemmasta tutkimuksesta, jossa arvioitiin hampaiden menetystä ja sen vaikutuksia Colombon alueella asuvan vähintään 20-vuotiaan aikuisväestön hyvinvointiin. Ulkopuolelle jätettiin liiketiloissa, vankiloissa, hostelleissa ja uskonnollisissa laitoksissa asuvat sekä fyysisesti ja henkisesti vajaakuntoiset. Eettinen lupa tutkimukselle saatiin Colombon yliopiston lääketieteellisen tiedekunnan eettiseltä Arviointikomitealta. Myös kirjallinen tietoon perustuva suostumus saatiin kaikilta osallistujilta. Menetelmä, jolla määritetään hampaiden nykyisten ja suun vaikutusten välinen yhteys, kuvataan tässä.

tutkimuksessa tarkasteltiin kahta ikäryhmää (40-59-vuotiaat ja ≥60-vuotiaat), ja kunkin ikäryhmän otoskoko laskettiin erikseen. Otoskoko määritettiin väestöosuuden arviointikaavalla absoluuttisella tarkkuudella, ja tähän tarkoitukseen käytettiin kansallisessa suun terveystutkimuksessa ilmoitettuja hampaiden menetysten yleisyysasteita 35-44-vuotiailla (80%) ja 65-74-vuotiailla (90%). Kun otetaan huomioon edellä mainitut esiintyvyysasteet, 40-59-vuotiaiden ryhmässä luottamusväli oli 95 prosenttia ja ≥60-vuotiaiden ryhmässä virhemarginaali 5 prosenttia ja ≥ 60-vuotiaiden ryhmässä 4 prosenttia, näiden kahden ryhmän otoskoko oli 246 ja 216. Koska otoksen valinnassa käytettiin klusterinäytteenottotekniikkaa, oli otettava huomioon suunnitteluvaikutus, joka katsottiin 1,5: ksi. Näin ollen, kun suunnitteluvaikutusta ja vastaamattomuutta oli mukautettu (20% 40-59-vuotiailla; 40% ≥60-vuotiailla), näiden kahden ryhmän osalta vaadittujen näytteiden koot olivat 443 ja 454. Kun käytetään klusterinäytteenottomenetelmää, tutkimukseen on sisällytettävä vähintään 30 klusteria, jotta saadaan päteviä tietoja . Koska tutkimuspopulaatio on suuri ja jakautunut laajalle maantieteelliselle alueelle, tutkittavat päätettiin valita 60 klusterista pätevyyden varmistamiseksi. Näin ollen kustakin ikäryhmästä johdettua otoskokoa kasvatettiin lähimpään 60: n kerrannaiseen, johon tarvittiin 480 koehenkilöä ikäluokkaa kohti ja 7 koehenkilöä (480/60) ryhmää kohti ikäluokkaa kohti.

terveyspalvelujen hallinnoinnista Colombon alueella vastaa kaksi viranomaista: terveysministeriö ja Colombon kunnanvaltuusto (CMC). Näiden kahden viranomaisen toimivaltaan kuuluvat alueet jaetaan edelleen Kansanterveystarkastajan (Phi) alueisiin. Yhteensä 60 maakuntaa jaettiin väestöosuuksien perusteella: CMC: n alueelle 17 ja muulle piirikunnalle 43. Phi-aluetta pidettiin klusteriyksikkönä, ja tarvittava määrä klustereita tunnistettiin kahdelta alueelta kokotekniikkaan suhteutetun todennäköisyyden perusteella. Sen jälkeen valittiin henkilöitä, jotka täyttivät osallistumiskriteerit vierailemalla kussakin klusterissa kotitalouksissa. Kotitaloudesta valittiin vain yksi henkilö tietystä ikäluokasta. Ensimmäinen kirjoittaja keräsi tiedot teeskentelevän haastattelijan antaman kyselylomakkeen ja suullisen kokeen avulla. Kyselyn avulla saatiin tietoa sosiodemografisista tiedoista ja suun terveyskäyttäytymisestä. Se sisälsi myös Singaleesinkielisen käännöksen Oral Health Impact Profile – 14 (OHIP-14) – asteikosta, joka oli validoitu aiemmin . OHIP-14 koostuu 14 kohteita vaikutuksia, jotka voivat syntyä seurauksena ongelmia hampaat, suu, tai hammasproteesit, ja vastaajia pyydetään ilmoittamaan taajuus kokee kunkin vaikutuksen viimeisten 12 kuukauden aikana 5-point Likert-tyyppinen asteikko: 0 = ei koskaan, 1 = tuskin koskaan, 2 = satunnaisesti, 3 = melko usein, ja 4 = usein. Takaisinkutsuharhojen minimoimiseksi tässä tutkimuksessa otettiin kuitenkin huomioon 6 kuukauden jakso. Suullinen koe suoritettiin koehenkilön istuessa tavallisella tuolilla luonnonvalossa. Paikalla olleiden hampaiden määrä huomattiin.

SPSS 13.0 ohjelmistoa käytettiin tietojen analysointiin. OHIP: n pistemäärä yksilölle määritettiin laskemalla yhteen koodatut vastaukset jokaisesta OHIP: n asteikon 14 kappaleesta. Tässä toimenpiteessä otetaan huomioon kaikilla taajuusasteilla koetut vaikutukset. OHIP-pisteet yksittäiselle henkilölle vaihtelisivat 0: sta 56: een. Koska läsnä olevien hampaiden määrä ja OHIP-pisteet eivät olleet normaalisti jakautuneet, data-analyysissä käytettiin nonparametrisiä testejä.

piirrettiin vastaanottimen toimintaa kuvaava käyrä (Roc), jotta voitiin määrittää luonnollisten hampaiden lukumäärä, joka erottaisi parhaiten ne, joilla on suullinen vaikutus, niistä, joilla ei ole. ROC-käyrä saadaan laskemalla jatkuvan ennustemuuttujan herkkyys ja spesifisyys jokaisessa mahdollisessa raja-arvopisteessä (testi) ja piirtämällä herkkyys (todellisten positiivisten määrä) suhteessa 1-spesifisyyteen (väärien positiivisten määrä). Optimaalinen raja, jolla predikaattorimuuttuja erottaa ne, joilla on kiinnostuksen tulos ja joita ei ole, määritetään valitsemalla paras kompromissi herkkyyden ja 1-spesifisyyden välillä. Tätä katkaisupistettä osoittaa käyrän piste, joka on lähimpänä-akselin huippua (0, 1 piste). Roc-käyrän piirtämiseen käytettiin jatkuvana predikaattorimuuttujana luonnollisten hampaiden lukumäärää, kun taas binäärinen tulosmuuttuja, joka määrittelee ne, joilla on tai ei ole suullisia vaikutuksia (gold standard), määritettiin seuraavasti: ne, jotka raportoivat yhdestä tai useammasta 14 vaikutuksista melko usein tai hyvin usein (pisteet 3 tai 4), katsottiin olevan suullisia vaikutuksia, kun taas ne, jotka eivät raportoineet mitään vaikutuksia melko usein tai hyvin usein pidettiin ei ole suullisia vaikutuksia. Ottaen tulokset 3 ja 4 tunnistaisi vain ne, joiden suulliset vaikutukset olivat kroonisia eikä ohimeneviä. OHIP-asteikon kehittänyt Slade on suositellut tätä analyysimenetelmää, ja itse asiassa hän ja hänen työtoverinsa ovat käyttäneet samaa tutkimuksissaan . ROC-analyysistä saatu primaaritilasto on käyrän alle jäävä pinta-ala (AUC), joka kvantifioi jatkuvan ennustemuuttujan yleisen kyvyn erottaa toisistaan ne, joilla on ja ei ole merkitystä. Täydellisellä predikaattorilla AUC olisi 1,00, kun taas 0,5 edustaa hyödytöntä predikaattoria (kun käyrä on diagonaaliviivalla).

3. Tulokset

kustakin ikäryhmästä valittiin otokseen yhteensä 480 henkilöä. Kuitenkin vain 476 40-59-vuotiaista ja 452 ≥60-vuotiaista suostui osallistumaan tutkimukseen, jolloin vastausprosentti oli 97%. Analyysista jätettiin pois proteesien käyttäjät, ja tulokset perustuvat siten 405: een ja 379: ään, jotka eivät ole proteesien käyttäjiä 40-59-vuotiaissa ja ≥60-vuotiaissa. Ei-sentuurin käyttäjistä 23, 81 ja 4% oli saanut enintään 5, 6-12 ja >12 vuoden koulutuksen.

40-59-vuotiailla hampaiden keskiarvo oli 24, 3 ja mediaani 27, kun taas ≥60-vuotiailla saman muuttujan luvut olivat 17.4 ja 20. Käytetyn määritelmän perusteella suun kautta tapahtuneita vaikutuksia ilmoitti 26 prosenttia 40-59-vuotiaista ja 34 prosenttia vanhemmista. Molemmissa ikäryhmissä oli merkittävä negatiivinen korrelaatio hampaiden lukumäärän ja OHIP-14-pisteiden välillä. Myös molemmissa ikäryhmissä hampaiden määrä niillä, joilla ei ollut vaikutuksia, oli huomattavasti suurempi kuin niillä, joilla oli vaikutuksia (Taulukko 1). Kuvissa 1 ja 2 esitetään ROC-käyrät 40-59-vuotiaille ja ≥60-vuotiaille. Kuvassa 1 AUC on 0, 758 (95% CI = 0, 702–0, 814; ) ja käyrän mukainen optimaalinen raja–arvo on 24/25 hammasta, kun taas kuvassa 2 AUC on 0, 737 (95% CI = 0, 684-0, 790; ) ja käyrän mukainen optimaalinen raja-arvo on 18/19 hammasta. Cut-off 24/25 luonnonhampaiden diagnostinen suorituskyky niiden havaitsemisessa, joilla on/ei ole suullisia vaikutuksia 40-59 – vuotiailla, on esitetty taulukossa 2. Herkkyys oli 0, 69 ja spesifisyys 0, 70, kun taas positiivinen ennustearvo (PPV) oli 0, 87 ja negatiivinen ennustearvo (NPV) oli 0, 44. Taulukossa 3 esitetään cut-off 18/19-luonnollisten hampaiden diagnostinen suorituskyky niiden hampaiden havaitsemisessa, joilla on/ei ole vaikutuksia ≥60-vuotiailla. Herkkyys oli 0,67 ja spesifisyys 0,71, kun taas PPV oli 0,82 ja NPV 0,53.

Kuva 1

ROC-käyrä luonnollisten hampaiden määrälle erottelee ne, joilla on/ei ole suullisia vaikutuksia 40-59-vuotiailla. AUC = 0, 758 (95% CI = 0.702–0.814); 𝑃<0.001. Optimaalinen raja perustuu käyrään = 24/25 hammasta.

kuva 2

ROC-käyrä luonnollisten hampaiden määrälle erottelee ne, joilla on / ei ole suun vaikutuksia ≥60-vuotiailla. AUC = 0, 737 (95% CI = 0.684–0.790); 𝑃<0.001. Optimaalinen raja käyrän perusteella = 18/19 hammasta.

4. Keskustelu

muiden tutkimusten mukaan hampaiden lukumäärän ja suun kautta tulevien vaikutusten välillä oli negatiivinen yhteys. Tämän yhteyden toteamisen jälkeen käytettiin ROC-analyysia, jossa määritettiin niiden hampaiden määrä, jotka parhaiten erottaisivat ne, joilla on suullisia vaikutuksia, niistä, joilla ei ole suullisia vaikutuksia.

lääketieteessä ROC-analyysiä käytetään testituloksen optimaalisen cut-off-arvon valitsemiseen, testin diagnostisen tarkkuuden arviointiin ja eri testien hyödyllisyyden vertailuun . Sitä on käytetty karieksen ennustamiseen ja suuhygienian noudattamisen selvittämiseen väestöpohjaisissa suun terveystutkimuksissa. Koska ennustava muuttuja (hampaiden lukumäärä) tässä tutkimuksessa mitattiin jatkuvalla asteikolla, ROC-analyysi on asianmukainen määritettäessä hampaiden määrää, joka erottaisi ne, joilla on suullinen vaikutus, niistä, joilla ei ole. Koska proteesien käytöllä on positiivinen vaikutus suun terveyteen liittyvään elämänlaatuun Srilankalaisilla, proteesien käyttäjät jätettiin tutkimuksen ulkopuolelle . Lisäksi, koska hampaiden häviäminen lisääntyy iän myötä ja ikä vaikuttaa suun kautta tapahtuvien vaikutusten raportointiin , päätettiin Roc-käyrät piirtää 40-59-vuotiaille ja ≥60-vuotiaille erikseen.

ROC – analyysien AUC, joka mittaa ennusteen tarkkuutta, oli 40-59-vuotiailla 0, 758 ja ≥60-vuotiailla 0, 737 ja tilastollisesti merkitsevä. alle 0,001: n arvot osoittavat, että hampaiden määrä erottaa ne, joilla on suullinen vaikutus, niistä, joilla ei ole suullisia vaikutuksia. Mukaan Fischer et al. , testin tarkkuus AUC-arvolla 0,70 – 0.90 on kohtalainen. Tämä osoittaa, että parametri määrä luonnon hampaat suussa oli kohtalaisen tarkka erottelemaan niitä, joilla on ja suullisia vaikutuksia. ROC-käyrien perusteella 40-59-vuotiailla ja ≥60-vuotiailla hampaiden optimaaliset leikkaukset erottivat parhaiten ne, joilla oli tai ei ollut suullisia vaikutuksia, olivat 24-25 ja 18-19.

useissa tutkimuksissa on pyritty arvioimaan toiminnallisten ja sosiaalisten vaatimusten täyttämiseen tarvittavien hampaiden määrää. Varhaisissa tutkimuksissa on pyritty määrittämään erilaisten suun toimintojen , kuten syömisen ja kommunikoinnin, tyydyttämiseen tarvittavien hampaiden määrä, kun taas uudemmissa tutkimuksissa on arvioitu niiden hampaiden määrää, joiden alapuolella suun vaikutukset ovat todennäköisiä . Siksi mielekäs vertailu aiempiin tutkimuksiin on vaikeaa. Elias ja Sheiham havaitsivat kuitenkin brasilialaisilla 35-54-vuotiailla miespuolisilla ruumiillista työtä tekevillä työntekijöillä tekemässään tutkimuksessa, että todennäköisyys tyytyväisyyteen suun kanssa kasvoi hampaiden määrän kasvaessa 23 hampaaseen asti ja että 23 hampaan ylityksellä ei ollut vaikutusta tyytyväisyyteen. Iän perusteella kontrolloituina huonoimmat OHIP – 14-pisteet todettiin, kun australialaisilla oli alle 21 luonnollista hammasta, kun taas Isosta-Britanniasta tulleilla aikuisilla vastaava luku oli alle 17 hammasta. Lisäksi molemmissa populaatioissa niillä, joilla oli vähintään 25 luonnollista hammasta, oli parempi suun terveyteen liittyvä elämänlaatu kuin niillä, joilla oli alle 25 hammasta . Tämän tutkimuksen 40-59-vuotiaita koskevat tulokset ovat edellä mainittujen havaintojen mukaisia. Ueno ym. heidän tutkimuksessaan 40-75-vuotiaat arvioivat, kuinka monta luonnollista hammasta tarvitaan pureskelemaan 15 japanilaiseen ruokavalioon yleisesti kuuluvaa ruoka-ainetta. He havaitsivat, että kun koehenkilöillä oli keskimäärin 23,3 luonnollista hammasta, he pystyivät syömään kaikki 15 ruoka-ainetta ja niillä, joilla oli ongelmia syödä yhtä tai useampaa ruoka-ainetta, oli keskimäärin 17.2 hammasta. Sheiham ym. todettiin, että vapaasti elävät hammasproteesin henkilöt yli 65 vuotta alle 11 hampaat olivat todennäköisemmin suun vaikutus kuin ne, joilla on yli 11 hampaat ja on paljon pienempi kuin luku todettiin yli 60-vuotiaiden tässä tutkimuksessa. Menetelmämuutokset, kuten erot suun kautta tapahtuvien vaikutusten kirjaamisessa käytetyissä välineissä, huomioon otetut ikäryhmät ja hampaiden vähimmäismäärän laskemiseen käytetyt analyysimenetelmät, ovat saattaneet jossain määrin vaikuttaa havaittuihin eroihin tutkimusten välillä. Lisäksi käsitykseen suun vaikutuksista vaikuttavat kulttuuriset normit, ja siksi väestöryhmien väliset kulttuurierot ovat saattaneet olla osasyynä havaittuihin terveyseroihin tutkimusten välillä.

ROC-analyysi määrittää, kuinka tarkasti jatkuva predikaattorimuuttuja erottaa toisistaan ne, joilla on / ei ole kultakannan määrittelemää ehtoa. ROC-analyysin tarkkuus riippuu tarkasteltavan kultakannan laadusta . Oraalisten vaikutusten mittaamiseen ei ole olemassa kultastandardia, ja ihanteen puuttuessa ei ollut muuta vaihtoehtoa kuin käyttää yhtä OHIP-14: n kaltaista instrumenttia, joka oli kehitetty arvioimaan suun häiriöihin liittyviä vaikutuksia kultakantana. Tässä tutkimuksessa arvioitiin hampaiden määrän ja suun vaikutusten yhteyttä. On kuitenkin osoitettu, että vaikutusten raportointiin vaikuttavat nykyisten hampaiden lisäksi myös hampaiden kunto ja asento, kuten tukkeumien takapuoli-ja etuparien määrä . Sen vuoksi suositellaan lisätutkimusta niiden etu-ja takahampaiden sulkuparien lukumäärän määrittämiseksi, joiden alapuolella suun vaikutukset ovat todennäköisiä.

johtopäätöksenä tulokset osoittivat, että hampaiden määrä on negatiivisesti yhteydessä suun vaikutuksiin ja että niiden hampaiden määrä, jotka parhaiten erottaisivat ne, joilla on tai ei ole suullisia vaikutuksia, vaihteli ikäryhmittäin. Tämä osoittaa, että 20 hampaan hampaiston säilyttäminen ei ole välttämätöntä kaikenikäisille aikuisille.