Tulokset
Mittaajien sisäiset ja mittaajien väliset CCC ja TDI arvot on esitetty taulukossa 1. Tuloksissa on huomi- oitu kaikkien viiden mittaajan arvot. Kaikilla radiolo- gisilla parametreillä mittaajien omien mittausten tois- tettavuus oli parempi kuin toistettavuus eri mittaajien välillä. Inklinaatiokulmalla, värttinäluun lyhentymäl- lä, dorsaalisella/volaarisella kallistuskulmalla sekä kipsausasennon mittauksilla toistettavuus oli hyvä (CCC>0.76). Sagittaalisella ad-latus siirtymällä, ni- velpinnan pykälällä ja raolla toistettavuus mittaajien välillä oli heikko (CCC<0.37). Vaikka CCC arvojen perusteella toistettavuus oli hyvä, TDI arvoissa vaih- teluväli oli melko laaja. Esimerkiksi inklinaatiokul- malla vaihteluväli oli ±5.66 astetta ja dorsaalisella/ volaarisella kallistuskulmalla ±10.18 astetta eri mit- taajien välillä. Mittaajien omissa toistetuissa mittauk- sissa vaihteluväli oli kaikilla parametreillä pienempi.
Kun käytettiin Käypä hoito -suosituksen mukaisia raja-arvoja, mittaajien välinen yhdenmielisyys hoi- tolinjasta oli kappa-arvon perusteella 0.586 eli hyvä. Kappa-arvot eri mittaajien välillä on esitetty taulu- kossa 2. Kappa-arvojen vaihteluväli oli 0.424-0.709.
Pohdinta
Suurin osa rannemurtumista voidaan hoitaa konser- vatiivisesti (13). Hoidon valinta perustuu potilaan ikään, toiminnalliseen suorituskykyyn ja radiologi- sesti määriteltyyn murtuman asentoon. Kuten edellä on mainittu, Käypä hoito -suosituksessa on määri- telty tarkat radiologiset raja-arvot kirurgiselle hoi- dolle alle 65-vuotiailla (5). Rannemurtuman asentoa kuvaavien radiologisten mittausten tulisi olla luo- tettavia ja toistettavia, jotta raja-arvojen perusteella tehdyt hoitolinjaukset olisivat yhdenmukaisia.
Taulukko 1. Mittaajien sisäiset ja väliset CCC keskiarvot ja 90% TDI-arvojen keskiarvot kaikille mitatuille paramet- reille.
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44 1 • 2021 SOT 51
Taulukko 2. Hoitolinjan yhdenmukaisuutta kuvaavat kappa-arvot mittaajien välillä.
Tutkimuksessamme todettiin hyvä toistettavuus inklinaatiokulman, dorsaalisen/volaarisen kallistus- kulman, värttinäluun lyhentymän ja kipsausasen- non määrittämisessä, sekä mittaajien omien mit- tausten että eri mittaajien välisten mittausten välillä. Tulokset ovat samansuuntaisia aiempien tutkimus- ten kanssa (14-16). Kuitenkin TDI arvoissa mit- tauserojen vaihteluväli oli melko suuri, tämä tulisi ottaa huomioon käytettäessä tarkkoja hoitosuositus- rajoja. Mittausten toistettavuuteen ei vaikuttanut mittaajan aiempi kokemus, lääketieteen kandidaa- teilla CCC arvot olivat vähintään yhtä hyvät kuin erikoislääkäreillä. Tästä voidaan päätellä, että myös kokemattomatkin lääkärit voivat lyhyen koulutuk- sen jälkeen määrittää edellä mainitut mittaukset luotettavasti. Kun kaikki Käypä hoito -suosituksen mukaiset radiologiset raja-arvot otettiin huomioon, mittaajien yhdenmielisyys hoitolinjasta (kirurginen vs. konservatiivinen) oli hyvä.
Kuten aiemmissa tutkimuksissa (14-16), myös tässä tutkimuksessa nivelpinnan pykälän ja raon mittausten toistettavuus oli heikko. Tämä voi osin
selittyä sillä, että mittausarvot olivat pieniä, mutta osittain mittaajat olivat erimielisiä myös siitä, oliko intra-artikulaarista inkongruenssia lainkaan. Sagit- taalisen ad-latus siirtymän mittaaminen oli hieman luotettavampaa, mutta tämän parametrin kliininen merkitys on epäselvä.
Mikäli rannemurtuman asento on hyväksyttä- vä, hoitona on immobilisaatio kipsissä. Optimaali- nen kipsausasento on kiistanalainen ja tutkimuksia tästä tarvittaisiin lisää (11). Kirjallisuuskatsauksessa ei löytynyt aiempia tutkimuksia, joissa röntgenku- vasta kipsausasennon mittaamisen toistettavuutta olisi tutkittu. Tutkimuksessamme todettiin kipsaus- asennon mittaamisen toistettavuus erittäin hyväksi.
Tutkimuksessamme on heikkouksia. Tutkimus- populaation keski-ikä oli 76 vuotta, joten esimer- kiksi artroosi ja aiemmat vammat voivat aiheuttaa muutoksia nivelpintaan, jolloin nivelpinnan pykälän tai raon mittaaminen voi vaikeutua. Lisäksi tutki- muspopulaatiossa oli vain naisia, tämä voi vaikut- taa murtumatyyppiin ja luunlaatuun, jotka voivat myös vaikuttaa mittaustarkkuuteen. Tutkimus on retrospektiivinen ja röntgenkuvaukset on suoritettu useassa eri toimipisteessä, joten kuvaussuunnissa voi olla vaihtelua. Ranteen röntgenkuvan projektiota ei arvioitu, eikä vaihtelevia projektioita rajattu pois tutkimuksesta. Dorsaalinen/volaarinen kallistuskul- ma ja kipsausasennon suunnat sisälsivät sekä nega- tiivisia, että positiivisia arvoja, joten osa poikkeavista arvoista voi olla näppäilyvirheitä.
Yhteenveto
Rannemurtuman asennon arvioimisessa inklinaa- tiokulma, värttinäluun lyhentymä ja dorsaalinen/ volaarinen kallistuskulma ovat hyvin toistettavia pa- rametrejä. Sen sijaan nivelpinnan pykälän ja raon mittausten toistettavuus oli heikko. Myös kipsaus- kulman mittaamisen toistettavuus oli hyvä. Kipsaus- kulman mittaamista röntgenkuvista voidaan hyö- dyntää tulevaisuuden tutkimuksissa.
52 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Viitteet
1. Lichtman DM, Bindra RR, Boyer MI, Putnam MD, Ring D, Slutsky DJ, Taras JS, Watters WC 3rd, Goldberg MJ, Keith M, Turkelson CM, Wies JL, Haralson RH 3rd, Boyer KM, Hitchcock K, Raymond L. Treatment of distal radius fractures. J Am Acad Orthop Surg. 2010;18:180-9.
2. Solvang, H.W., Nordheggen, R.A., Clementsen, S. et al. Epidemiology of distal radius fracture in Akershus, Norway, in 2010–2011. J Orthop Surg Res 2018;13:199.
3. Wichlas F, Haas NP, Lindner T, Tsitsilonis S. Closed reduction of distal radius fractures: does instability mean irreducibility? Arch Orthop Trauma Surg. 2013;133:1073-8.
4. Plant CE, Parsons NR, Costa ML. Do radiological and functional outcomes correlate for fractures of the distal radius? Bone Joint J. 2017;99:376-382.
5. Värttinäluun alaosan murtuma (rannemurtuma). Käypä hoito -suositus. Suomalaisen Lääkäriseuran Duodecimin
ja Suomen Ortopediyhdistyksen Ry:n asettama työryhmä. Helsinki: Suomalainen Lääkäriseura Duodecim, 2016
6. Bruyere, A., Vernet, P., Botero, S.S. et al. Conservative treatment of distal fractures after the age of 65: a review of literature. Eur J Orthop Surg Traumatol 2018;28:1469–1475.
7. Blatter G, Papp P, Magerl F. A comparison of 2 methods of plastic cast fixation in treatment of loco classico radius fracture. A prospective, randomized study. Unfallchirurg 1994;97:534-40
8. Sarmiento A, Zagorski JB, Sinclair WF. Functional bracing of Colles' fractures: a prospective study of immobi- lization in supination vs. pronation. Clin Orthop Relat Res 1980;146:175-83
9. Wahlström O. Treatment of Colles' fracture. A prospective comparison of three different positions of immobilization. Acta Orthop Scand 1982;53:225-8
10. Wilson C, Venner RM. Colles' fracture. Immobilisation in pronation or supination? J R Coll Surg Edinb 1984;29:109-11
11. Handoll HH, Madhok R. Conservative interventions for treating distal radial fractures in adults. Cochrane Database Syst Rev 2003;2
12. Choudhary PK, Nagaraja HN. Measuring agreement – Models, methods, and applications. Hoboken, Wiley. 2017
13. Mauck BM, Swigler CW. Evidence-Based Review of Distal Radius Fractures. Orthop Clin North Am. 2018;49:211- 222.
14. Stirling E, Jeffery J, Johnson N, Dias J. Are radiographic measurements of the displacementof a distal radial fracture reliable and reproducible? Bone Joint J. 2016; 98:1069-73.
15. Thomason K and Smith KL. The Reliability of Measurements Taken from Computer-Stored Digitalised X-Rays of Acute Distal Radius Fractures. Journal of Hand Surgery (European Volume). 2008;33:369–372.
16. Watson NJ, Asadollahi S, Parrish F, Ridgway J, Tran P, Keating JL. Reliability of radiographic measurements for acute distal radius fractures. BMC Med Imaging. 2016;16:44
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 53
Ikääntyneiden kaatumisriskin itsearviointilomakkeen (KaatumisSeula®) ennustevaliditeetti
Tommi Vilpunaho 1, Juho Kopra 1, Saija Karinkanta 2, 3, Harri Sievänen 2, Joonas Sirola 1, Heikki Kröger 1, Toni Rikkonen 1
1. TULES-tutkimusyksikkö, Kliinisen lääketieteen laitos, Itä-Suomen yliopisto 2. UKK-instituutti
3. Kelan tutkimus
Falls are a substantial health problem among older adults. Easily obtainable reliable tool to screen and predict individual fall risk is needed. In the present study, the validity of a one-page self-assessment fall risk screening form for older people (KaatumisSeula® [KS] with four fall risk categories) was assessed. A subsample (n=384) of community-living older women (aged 72-84 years) par- ticipating in Kuopio Fall Prevention Study (KFPS) in 2017-19 filled the KS form at the 12-month follow-up visit of the study. Their falls were registered for the next 12-month period with SMS messages. Participants group status and fall risk category in the form were compared to the verified fall events during the KFPS intervention. Poisson loglinear regression was used in the analysis. During the follow-up, 43.8 % of women had fell at least once. Of the women who had fell, 76.8% had at least one injurious fall and 26.2% had more severe fall events leading to a visit in a health care facility. KS-based fall risk was not elevated with 7.6% of women, 75.0% had elevated risk, 15.4% had clearly elevated and only 2.1 % had high fall risk. In Poisson regression, women in the elevated fall risk group had 1.47 (95% CI 0.84-2.59) times higher risk for falls when comparing to women whose fall risk was not elevated (non-significant result). Similarly, women in the clearly elevated fall risk category had 4.01 (95% CI 2.25-7.14, p <0.001) times and in the high fall risk category 3.09 (95% CI 1.38-6.89, p=0.006) times higher risk for falls. The KS form showed to be a simple and useful tool for fall prediction. It has moderate predictive validity, especially in the high fall risk population. The form can be used as an easily usable fall screening tool for self-administered evaluation.
Johdanto
Kaatumiset ovat merkittävä terveysongelma joh- taessaan muiden muassa murtumiin, sairaalahoito- jaksoihin ja kaatumisen pelkoon. Kaatumiset ovat maailmanlaajuisesti toiseksi yleisin ei-tarkoituksel- lisiin vammakuolemiin johtavista syistä, erityisesti
ikääntyneiden ihmisten kohdalla (1). Suomessa kaa- tumiset ovat kolmanneksi yleisin menetettyjä toi- mintakykyisiä elinvuosia (DALY) aiheuttava syy (2). Kaatumiseen liittyvät vammat aiheuttivat yli puolet (n. 1200 kpl) tapaturmaisista kuolemista Suomessa vuonna 2019, ja näistä kuolleista noin 90 % oli yli 65-vuotiaita (3). Kaatumisesta johtuvien kuolemien
54 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
määrä on yli kaksinkertaistunut Suomessa viimei- sen 40 vuoden aikana, mikä johtuu pääosin väestön ikääntymisestä (4). Väestön ikääntyessä tehokkai- den kaatumisia ehkäisevien strategioiden ja toimin- tamallien tarve on ilmeinen (5). On arvioitu, että kaatumisesta johtuvien kuolemien määrä tulee kas- vamaan selvästi myös lähitulevaisuudessa (6). Tämän vuoksi tarvitaan kliinisesti käyttökelpoisia työkaluja ikääntyneiden kaatumisriskin arvioimiseksi.
Lukuisia kaatumisen seulontatyökaluja, kuten kyselyitä ja dataohjelmistoja, on jo olemassa. Osa näistä on suunniteltu käytettäväksi jo potilaiksi pää- tyneiden henkilöiden arvioimiseksi (7-14), kun taas osa (15-18) on suunniteltu kotona asuvien henki- löiden tarpeeseen. Usein nämä työkalut eivät kui- tenkaan ole terveydenhuollon henkilöstön rutii- nikäytössä tai osana kotona asuvien ikääntyneiden arviointia. Osa seulontatyökaluista koostuu yli kah- destakymmenestä osiosta (16,20,21) eivätkä täten ole käytännöllisiä. Osa puolestaan tarvitsee kliini- siä mittaustuloksia, kuten painoa (22), puristusvoi- maa (22-23) tai kävely- (22-23) ja tasapainotestejä (22-26) toimiakseen. Jotkut työkalut vaativat lisäksi oirekyselyn, kuten MMSE- tai CES-D (23,27). Vain harvat työkalut koostuvat yksinkertaisista subjektii- visista (itse)arvioinneista (17,18,28).
Ikääntyneiden kaatumisriskin arviointi on haas- tavaa, joten helppokäyttöisen, tarkan ja toistetta- van arviointityökalun tarve on ilmeinen. Tässä tut- kimuksessa arvioidaan kotimaisen KaatumisSeula® -työkalun validiteettia Kuopion kaatumisten ehkäisy -tutkimuksen tutkimuspopulaatiossa.
Aineisto ja menetelmät
KaatumisSeula®
UKK-instituutti on hiljattain julkaissut Kaatumis- Seula® itsearviointityökalun ikääntyneiden kaatu- misriskin tunnistamiseksi (29-30). Yksisivuisen arviointilomakkeen voi täyttää arvioitavan hen- kilön lisäksi myös terveydenhuollon ammattilai- nen. Lomakkeessa on kuusi monivalintakysymystä koskien arvioitavan ikää, aiempia kaatumisia, tasa- painoa ja liikkumisen varmuutta, omatoimisuut- ta päivittäisissä toiminnoissa, kroonisia sairauksia sekä fyysistä aktiivisuutta. Jokaisesta kysymyksestä saa 0–2 tai 0–4 pistettä ja pisteskaala on 0–14 pis- tettä. Kaatumisriski on jaoteltu neljään luokkaan
kokonaispisteiden perusteella; 1) ei kohonnut (0 pistettä, luokka 1); 2) kohonnut (1–5 pistet- tä, luokka 2); 3) selvästi kohonnut (6–8 pistettä, luokka 3) ja; 4) suuri kaatumisriski (9–14 pistettä, luokka 4) (31).
Kuopion kaatumisten ehkäisy -tutkimus (Kuo- pio Fall Prevention Study, KFPS)
Kuopion kaatumisten ehkäisy -tutkimus (Kuopio FallPreventionStudy,KFPS)olivuosina2016–19 toteutettu kaksivuotinen liikunta RCT-tutkimus, jossa selvitettiin fyysisen harjoittelun, kuten kun- tosalin ja taijin, vaikutusta ikääntyneiden naisten kaatumisiin ja hyvinvointiin (32). Tutkimusko- horttiin kuului 914 Kuopiossa asuvaa 72-84-vuo- tiasta naista, jotka satunnaistettiin interventio- (n=457) ja kontrolliryhmiin (n=457).
Tutkimuksen aikana osallistujille lähetettiin kahden viikon välein yksinkertainen “kyllä/ei” -tekstiviestikysely kaatumisista. Kyllä-vastaajille soitettiin tarkempien kaatumistietojen keräämi- seksi. Lisäksi osallistujat täyttivät kuuden kuukau- den välein päiväkirjan kaatumisista ja vapaa-ajan fyysisestä aktiivisuudesta. Kaatumisista aiheutu- neet murtumat, muut vammat sekä hoitohistoria varmennettiin kansallisista terveydenhuollon re- kisteridatoista. Molemmat tutkimusryhmät suo- rittivat kliiniset testimittaukset TULES-tutki- musyksikössä kolmesti (lähtötilanne sekä 12 ja 24 kuukauden seurannat) (32).
KaatumisSeulan validointi
KFPS:n 12 kuukauden seurannan kohdalla 403 osallistujaa täytti KaatumisSeulan. Tässä tutki- muksessa tämä 12 kk seurantakäynti asetettiin nollahetkeksi ja kaatumisia seurattiin KFPS:n toisen vuoden ajan (seuranta-aika keskimäärin 12 kuukautta). Kaikkiaan 384 naisella oli sekä täy- tetty KaatumisSeula että vähintään 300 seuranta- päivää (vaihteluväli 308–390 vrk). Näistä naisista 220 kuului interventio- ja 164 kontrolliryhmään. Osallistujien i) satunnaistettua ryhmää sekä ii) KaatumisSeulasta saatua kaatumisriskiluokkaa verrattiin KFPS:n toisen vuoden aikana tapahtu- neisiin varmennettuihin kaatumistapahtumiin. Tämä vertailu tehtiin a) kaikille kaatumisille, b) loukkaantumiseen johtaneille kaatumisille sekä c) kaatumisille jotka johtivat käyntiin terveyskeskuk- sessa/sairaalassa.
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 55
Kaatumisten lukumäärää mallinnettiin Poisson-re- gressiolla, jolla selvitettiin KaatumisSeulasta saadun riskiluokan yhteys vuoden kestoisen seurannan aikana tapahtuneisiin kaatumisiin. Mallinnus toteu- tettiin erikseen siten, että mallissa 1 vaste oli kaa- tumisten kokonaismäärä, mallissa 2 loukkaantumi- seen johtaneiden kaatumisten määrä ja mallissa 3 terveyskeskus-/sairaalakäyntiin johtaneet kaatumi- set. Analyyseissä käytettiin SPSS versiota 27.
Tulokset
Seurannan aikaiset kaatumiset ja tutkittavien kaatumisriskiluokat
KaatumisSeulan riskipisteytyksen perusteella tutkit- tavilla naisilla oli pääosin ei-kohonnut tai kohonnut kaatumisriski. Riski ei ollut kohonnut 29 (7.6 %) naisella, 288 (75.0 %) naisella oli kohonnut riski, 59:lla (15.4 %) selvästi kohonnut riski ja vain kah- deksalla (2.1 %) oli suuri kaatumisriski. Viisi naista sai korkeimmillaan 10 summapistettä, ja kukaan osallistujista ei saanut korkeimpia pisteitä 11–14.
Seurannan aikana 168 (43.8 %) naisista oli kaa- tunut vähintään kerran ja heillä oli yhteensä 309 kaatumistapahtumaa. Kaksi naisista (0.5 %) oli kaa- tunut jopa 13 kertaa. Kaatuneista naisista 129:lla (76.8 % kaatujista) oli vähintään yksi loukkaantu- miseen johtanut kaatuminen ja 44:llä (26.2 % kaa- tujista) kaatuminen johti terveyskeskus- tai sairaala- käyntiin (Taulukko 1).
KaatumisSeulan ennustearvo
Poissonin regressioanalyysin mukaan kuuluminen KFPS:n interventioryhmään näytti vähentävän kaa- tumisriskiä kaikissa kolmessa kategoriassa/mallinnuk- sessa (vastemuuttujina kaikki kaatumistapahtumat, loukkaantumiseen johtaneet kaatumiset sekä terveys- keskus-/sairaalakäyntiin johtaneet kaatumiset), tosin löydös ei ollut tilastollisesti merkitsevä tässä alkupe- räistutkimuksen osakohortissa (Taulukko 2). Kaikkia kaatumistapahtumia tarkastellessa KaatumisSeulasta saatu korkeampi pisteytys ennusti suurempaa riskiä tuleville kaatumisille. Kohonneessa kaatumisriskiluo- kassa (luokka 2) olevilla naisilla oli 1.47 kertaa (95 % luottamusväli 0.84–2.59) korkeampi riski seuraavien 12 kuukauden aikana verrattuna naisiin joilla kaatu- misriski ei ollut kohonnut (luokka 1) (ei-merkitse- vä tulos). Vastaavasti selvästi kohonneessa kaatumis-
Taulukko 1. Kaatumisten lukumäärä 12 kuukauden seuranta-aikana. Vähintään yksi kaatuminen rekisteröi- tiin 43,8 %:lla osallistujista, ja heistä osalla kaatuminen johti loukkaantumiseen tai käyntiin terveyskeskuksessa tai sairaalassa.
Kaatumisten kokonais- määrä
0
1
2
3
4
5
6
8
13 Loukkaantumiseen johtaneiden kaatumisten lukumäärä
0
1
2
3
4
6 Terveyskeskus-/sairaa- lakäyntiin johtaneiden kaatumisten lukumäärä 0
1
2
Osallistujat (n=384)
216 (56.3 %) 109 (28.4 %) 27 (7.0 %) 12 (3.1 %) 10 (2.6 %) 6 (1.6 %)
1 (0.3 %)
1 (0.3 %)
2 (0.5 %)
258 (67.2 %) 96 (25.0 %) 16 (4.2 %) 9 (2.3 %)
4 (1.0 %)
1 (0.3 %)
340 (88.5 %) 39 (10.2 %) 5 (1.3 %)
riskissä olevilla (luokka 3) oli 4.01-kertainen (95 % CI 2.25–7.14, p <0.001) ja suuressa kaatumisriskis- sä (luokka 4) olevilla 3.09-kertainen (95 % CI 1.38– 6.89, p=0.006) riski.
Osa-analyysissä “loukkaantumisiin johtaneet kaa- tumiset” selvästi kohonneen kaatumisriskin (luokka 3) henkilöillä oli 3.93-kertainen (95 % CI 1.79–8.64, p=0.001) ja suuren kaatumisriskin (luokka 4) ryh- mässä 4.7-kertainen (95 % CI 1.75–12.6, p=0.002) kaatumisriski verrattuna ryhmään jolla kohonnut- ta kaatumisriskiä ei ollut (luokka 1). Osa-analyysissä “terveyskeskus-/sairaalakäyntiin johtaneet kaatumi- set” kuuluminen korkeampaan kaatumisriskiluok- kaan näytti lisäävän näiden kaatumisten riskiä, mutta otoskoon jäätyä pieneksi ei tulos ollut tilastollisesti merkitsevä missään ryhmistä (Taulukko 2).
56 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Taulukko 2. Poissonin loglineaarinen regressioanalyysi KFPS-tutkimuksen aikaisen 12 kuukauden seurannan aikana rekisteröidyille kaatumisille. Tulokset on esitetty kaikille kaatumistapahtumille (n=384) sekä osa-analyyseil- le “loukkaantumiseen johtaneet kaatumiset” (n=126) ja “terveyskeskus-/sairaalakäyntiin johtaneet kaatumiset” (n=44). Kontrolliryhmänä käytettiin ei-kohonneen kaatumisriskin ryhmää.
Kaikki kaatumistapahtumat (n=384)
Loukkaantumiseen johta- neet kaatumiset (n=126)
Terveyskeskus-/sairaala- käyntiin johtaneet kaatumi- set (n=44)
Tutkimusryhmä
Exp(B)1 CI2 p-arvo3
Exp(B) CI p-arvo
Exp(B) CI p-arvo
Interventio Kontrolli
0.83 0.66–1.04 0.11 1
0.86 0.64–1.16 0.33 1
0.69 0.39–1.21 0.19 1
Kaatumisriski- luokka
Exp(B) CI p-arvo
Exp(B) CI p-arvo
Exp(B) CI p-arvo
Korkea kaatu- misriski
Selvästi kohon- nut kaatumis- riski
Kohonnut kaatumisriski
Ei kohonnutta kaatumisriskiä
3.09 1.38–6.89 0.006* 4.01 2.25–7.14 <0.001*
1.47 0.84–2.59 0.18 1
4.70 1.75–12.6 3.93 1.79–8.64
1.59 0.51–2.37 1
0.002* 0.001*
0.24
3.60 0.73–17.8 0.12 1.90 0.53–6.82 0.32
1.15 0.35–3.76 0.82 1
1Exp(B) = “Exponentiated values of the coefficients” 2 CI = 95%:n luottamusväli
3 p-arvo <0.05 luokiteltiin tilastollisesti merkitseväksi
Pohdinta
Vuoden seuranta-ajan perusteella KaatumisSeula osoittautui yksinkertaiseksi ja toimivaksi kaatumis- riskin arviointityökaluksi. Vaikka kaatumisriski oli koholla yli 90 %:lla osallistujista, yli puolet heistä ei kaatunut seuranta-aikana. Kaatuneista 3/4 loukkasi itsensä ja noin 1/4 kaatuneista tarvitsi käyntiä ter- veyskeskuksessa tai sairaalassa.
Kaikkia kaatumistapahtumia tarkasteltaessa KaatumisSeula kykeni ennustamaan tulevat kaa- tumiset selvästi kohonneen (noin nelinkertainen riski) ja korkean kaatumisriskin (noin kolminkertai- nen riski) ryhmissä verrattaessa ei-kohonneen riskin ryhmään. Alemman riskiryhmän naisilla oli kuiten- kin suurempi riski tuleville kaatumisille kuin kor- keimman riskiryhmän naisilla, mikä saattaa selittyä osallistujien aiemmalla kaatumishistorialla. Seula ei lisäksi kyennyt ennustamaan kaatumisriskiä kohon-
neen kaatumisriskin ryhmälle. Koska seula on suun- niteltu tunnistamaan kaatumisriskiä yleisesti, ei se kyennyt erottelemaan kaatumisriskiä alaryhmittäin.
KaatumisSeulan kyky ennustaa tulevia kaatumi- sia oli yleisellä tasolla kohtalainen. Tämä tulos on linjassa meta-analyysin kanssa, jonka mukaan yk- sittäinen kaatumisriskin arviointityökalu ei kykene ennustamaan ikääntyneen kaatumisia riittävän tar- kasti. Kahden erityyppisen työkalun yhteiskäyttö saattaa parantaa kaatumisriskin tunnistamista (33). Tulevissa tutkimuksissa KaatumisSeulan jatkoke- hityksessä voitaisiin käyttää esimerkiksi kliinistä Timed Up & Go (TUG) -testiä ja Bergin tasapaino- testiä, joilla on hyvä sensitiivisyys ja spesifisyys kaa- tumisten seulonnassa (33).
Tämän tutkimuksen vahvuus oli KFPS-osal- listujien kaatumisten intensiivinen seuranta teksti- viestikyselyllä sekä puhelinhaastattelulla. Kuitenkin tulee huomioida, että osalla naisista oli useita kaa-
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 57
tumisia seuranta-aikana sekä huomattava edeltä- vä kaatumishistoria, joten yksinkertainen “kyllä/ ei”-seulontakysely ei välttämättä ole optimaalisin lähestymistapa tällaisten henkilöiden kaatumisris- kin arvioimiseksi. Vain 17.5 % osallistujista kuului KaatumisSeulan perusteella selvästi kohonneen tai suuren kaatumisriskin ryhmään, eikä kukaan saanut korkeinta riskiluokitusta (summapisteitä 11–14), joten korkeimmassa kaatumisriskissä olevat naiset saattavat olla aliedustettuina tässä tutkimukses- sa. KaatumisSeula toteutettiin RCT-asetelmassa tehtyyn liikuntatutkimukseen, johon osallistui oma- toimisesti asuvia ikääntyneitä naisia, ja näin ollen tuloksia ei voi ekstrapoloida esimerkiksi hoitoko- deissa asuviin henkilöihin.
Yhteenvetona voidaan todeta, että KaatumisSeu- la osoittautui yksinkertaiseksi ja melko luotettavak- si kaatumisriskin arviointityökaluksi. Itsetäytettävä lomake sisältää tärkeimmät tunnetut kaatumisen ris- kitekijät (ikä, aiemmat kaatumiset, krooniset sairau- det ja fyysinen toimintakyky) ja antaa kohtalaisen tarkan arvioin yleisestä kaatumisriskistä. Seulalla on potentiaalia toimia nopeana ja helppona yleisväes- tön seulontatyökaluna valtakunnallisella tasolla.
Viitteet
1. Maailman terveysjärjestö WHO: Falls. https://www.who.int/ news-room/fact-sheets/detail/falls (vierailtu 29.5.2021)
2. Institute for health metrics and evaluation. Health data on Finland. Http://www.healthdata.org/finland (vierailtu 8.4.2021).
3. Tilastokeskus: Causes of death [e-julkaisu]. ISSN=1799- 5078. 2019, 5. Growth in number of accidental deaths halted in 2019. Helsinki (vierailtu 16.2.2021).
4. Tilastokeskus: Causes of death [e-julkaisu]. ISSN=1799- 5078. 2017 Helsinki (vierailtu 16.2.2021).
5. Korhonen N, Niemi S, Parkkari J, Palvanen M, Kannus P. Unintentional injury deaths among adult finns in 1971–2008. Injury. 2010;42:885-888.
6. Korhonen N, Kannus P, Niemi S, Palvanen M, Parkkari J. Fall-induced deaths among older adults: Nationwide statistics in Finland between 1971 and 2009 and prediction for the future. Injury. 2013;44:867-871.
7. Hou W, Kang C, Ho M, Kuo JM, Chen H, Chang W. Evaluation of an inpatient fall risk screening tool to identify the most critical fall risk factors in inpatients. J Clin Nurs. 2017;26:698- 706.
8. Hnizdo S, Archuleta RA, Taylor B, Kim SC. Validity and
reliabilityofthemodifiedJohnHopkinsfallriskassessment tool for elderly patients in home health care. Geriatr Nurs 2013;34:423-427.
9. Patterson BW, Repplinger MD, Pulia MS, Batt RJ, Svenson JE, Trinh A ym. Using the Hendrich II inpatient fall risk screen to predict outpatient falls after emergency department visits. J Am Geriatr Soc. 2018;66:760-765.
10. Stapleton C, Hough P, Oldmeadow L, Bull K, Hill K, Greenwood K. Four-item fall risk screening tool for subacute and residential aged care: The first step in fall prevention. Australas J Ageing. 2009;28:139-143.
11. Sardo PMG, Simões CSO, Alvarelhão JJM, Simões JFFL,
de Oliveira de Melo EM. Fall risk assessment: Retrospective analysis of morse fall scale scores in portuguese hospitalized adult patients. Appl Nurs Res. 2016;31:34-40.
12. Solie C, Swanson M, Harland K, Blum C, Kin K, Mohr
N. Two-item fall screening tool identifies older adults at increased risk of falling after emergency department visit. West J Emerg Med. 2020;21:1275-1282.
13. Yazdani C, Hall S. Evaluation of the “medication fall risk score”. Am J Health Syst Pharm. 2017;74:e32-e39.
14. Park S. Tools for assessing fall risk in the elderly: A systematic review and meta-analysis. Aging Clin Exp Res. 2017;30:1-16.
15. Rasche P, Nitsch V, Rentemeister L, Coburn M, Buecking B, Bliemel C ym. The Aachen falls prevention scale: Multi-study evaluation and comparison. JMIR aging. 2019;2:e12114.
16. Demura S, Yamada T, Uchiyama M, Sugiura H, Hamazaki H. Selection of useful items for fall risk screening for community dwelling Japanese elderly from the perspective of fall experience, physical function, and age level differences. Arch Gerontol Geriatr. 2010;53:123-130.
17. Cleary K, Skornyakov E. Predicting falls in community dwelling older adults using the activities-specific balance confidence scale. Arch Gerontol Geriatr. 2017;72:142-145.
18. Russell MA, Hill KD, Blackberry I, Day LM, Dharmage SC. The reliability and predictive accuracy of the falls risk for older people in the community assessment (FROP-com) tool. Age Ageing. 2008;37:634-639.
19. Rasche P, Mertens A, Bröhl C, Theis S, Seinsch T, Wille
M ym. The “Aachen fall prevention app” – a smartphone application app for the self-assessment of elderly patients at risk for ground level falls. Patient Saf Surg. 2017;11:14.
20. Fielding SJ, McKay M, Hyrkas K. Testing the reliability of the fall risk screening tool in an elderly ambulatory population. J Nurs Manag. 2013;21:1008-1015.
21. Seraina Obrist, Slavko Rogan, Roger Hilfiker. Development and evaluation of an online fall-risk questionnaire for non-frail community-dwelling elderly persons: A pilot study. Curr Gerontol Geriatr Res. 2016;2016:1520932-16.
22. Crow RS, Lohman MC, Pidgeon D, Bruce ML, Bartels SJ, Batsis JA. Frailty versus stopping elderly accidents, deaths and injuries initiative fall risk score: Ability to predict future falls. J Am Geriatr Soc. 2018;66:577-583.
23. Tromp AM, Pluijm SMF, Smit JH, Deeg DJH, Bouter LM, Lips P. Fall-risk screening test: A prospective study on
58 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
predictors for falls in community-dwelling elderly. J Clin Epidemiol. 2001;54:837-844.
24. Pape H, Schemmann U, Foerster J, Knobe M. The ‘Aachen falls prevention scale’ - development of a tool for self-assess- ment of elderly patients at risk for ground level falls. Patient Saf Surg. 2015;9:7.
25. Elliott SJ, Ivanescu A, Leland NE, Fogo J, Painter JA, Trujillo LG. Feasibility of interdisciplinary community-based fall risk screening. Am J Occup Ther. 2012;66:161-168.
26. Bongue B, Dupré C, Beauchet O, Rossat A, Fantino
B, Colvez A. A screening tool with five risk factors was developed for fall-risk prediction in community-dwelling elderly. J Clin Epidemiol. 2011;64:1152-1160.
27. Palumbo P, Klenk J, Cattelani L, et al. Predictive performance of a fall risk assessment tool for communi- ty-dwelling older people (FRAT-up) in 4 European cohorts. JAMDA. 2016;17:1106-1113.
28. Rubenstein LZ, Vivrette R, Harker JO, Stevens JA, Kramer BJ. Validating an evidence-based, self-rated fall risk question- naire (FRQ) for older adults. J Safety Res. 2011;42:493-499.
29. Karinkanta S, Kulmala T, Kannus P, Vasankari T, Sievänen
H. KaatumisSeula®: Implementation of evidence-based fall prevention for communities. Innov Aging. 2017(suppl_1):522- 523.
30. KaatumisSeula®: Implementation of evidence-based Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
fall prevention for communities. UKK institute. Https:// Ukkinstituutti.fi/en/research-development/promoting-safe- ty-in-physical-activity/kaatumisseula-implementation-of-ev- idence-based-fall-prevention-for-communities (vierailtu 2.2.2021).
31. UKK-instituutti. Kaatumisvaaran arviointilomake versio 2. https://ukkinstituutti.fi/aineistot/kaatumisvaaran-arviointilo- make-versio-2 (vierailtu 24.9.2021).
32. Vilpunaho T, Kröger H, Honkanen R, Koivumaa-Honkanen H, Sirola J, Kuvaja-Köllner V ym. Randomised controlled trial (RCT) study design for a large-scale municipal fall prevention exercise programme in community-living older women: Study protocol for the Kuopio Fall Prevention Study (KFPS). BMJ Open. 2019;9:e028716.
33. Soares WJS, Lopes AD, Nogueira E, Candido V, Moraes SA, Perracini MR. Physical activity level and risk of falling in community-dwelling older adults: Systematic review and meta-analysis. J Aging Phys Act. 2018;27:1-43.
1 • 2021 SOT 59
Reisiluun kaulan murtuman hoito kolmella ruuvilla Turun yliopistollisessa keskussairaalassa 2012-2017
Jukka Honkanen, Elina Ekman, Ville Huovinen, Keijo Mäkelä, Mari Koivisto, Mikko Karvonen, Inari Laaksonen
Turun yliopistollinen keskussairaala
The main aim of this study was to assess risk factors associated with fixation failure leading to further arthroplasty in FNFs treated with cannulated screws. Data on internal fixations of FNFs performed in Turku University hospital between January 1st 2012 and December 31st 2017 were collected retro- spectively from the patient database. Radiographical measurements were performed for pre-operative dislocation and posterior tilt, post-operative dislocation, reduction quality and implant shaft angle. 301 cases were included in the study. The overall reoperation rate was 25% and conversion to arthroplas- ty was performed in 16% of cases. In the multiple variant analysis, adjusted for age and sex, non-dislocated fractures with 0-20° pre-operative posterior tilt had significantly lower risk for later conversion to arthroplasty compared to non-dis- located fractures with ≤0° or ≥20° posterior tilt (OR 4.0 95% Cl 1.8-8.6, p=0.0005) and dislocated fractures (OR 7.2 95% CI 3.0-17.4, p<0.0001). Dislocated fractures and fractures with pre-operative posterior tilt <0° or ≥20° have considerably increased risk for reoperation and conversion to arthroplasty. Primary arthro- plasty should be considered as treatment for dislocated femoral neck fractures and fractures with >20° or <0° posterior tilt, especially for fragile patients to avoid further operations.
Johdanto
Reisiluun kaulan murtuma, eli collummurtuma, on yksi yleisimmistä vanhuspotilaiden sairaalahoi- toa vaativista tapaturmista. Collummurtumat lisää- vät sairastavuutta ja kuolleisuutta (1). Murtumat jaetaan dislokoitumattomiin ja dislokoituneisiin murtumiin Garden -luokituksen mukaan: luokat I-II ovat dislokoitumattomia ja luokat III-IV dislo- koituneita (2).
Käytännössä kaikki lonkkamurtumat hoide- taan operatiivisesti; collummurtumien operatiivinen hoito johtaa harvemmin komplikaatioihin, kuten avaskulakulaariseen nekroosiin tai luutumattomuu-
teen, ja on yhteydessä pienempään kuolleisuuteen verrattuna konservatiiviseen hoitoon (3). Collum- murtuman operatiiviset hoitovaihtoehdot ovat os- teosynteesi tai tekonivel. Nuorilla potilailla yleisin hoitokäytäntö on murtuman suljettu paikalleenaset- taminen ja osteosynteesi (4).
Collummurtuman osteosynteesi, kuten fiksaatio kanyloiduilla ruuveilla, on huomattavasti yksinker- taisempi ja nopeampi hoitomenetelmä kuin teko- nivelleikkaus. Lisäksi verenhukka operaation aikana on vähäisempää ja potilaat tarvitsevat lyhyemmän sairaalahoitoajan leikkausten jälkeen (5). Uusinta- leikkaukset ovat kuitenkin erityisesti vanhuspotilail- la huomattavasti yleisempiä osteosynteesin jälkeen
60 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
tekonivelleikkauksiin verrattuna, mikä puolestaan lisää terveydenhuollon kustannuksia ja kuolleisuut- ta (4). Uusintaleikkauksia tehdään osteosynteesin jälkeen 16-33%:lle potilaista aiemman kirjallisuu- den mukaan (6-8). Yleisimmät uusintaleikkaukset ruuvifiksaation jälkeen ovat ruuvien poisto ja myö- hempi protetisaatio erinäisten komplikaatioiden vuoksi (9,10). Ruuvien poisto on useimmiten pieni operaatio, kun taas ruuvien vaihto proteesiin on vaativampi leikkaus. Primaariprotetisaation jälkeen yleisimmät uusintaleikkaukset tehdään dislokaation, periproteettisen murtuman tai proteesi-infektion vuoksi, ja ne ovat haastavampia verrattuna ruuvien poistoon (10-12).
Aiemmassa kirjallisuudessa on tutkittu laajas- ti uusintaleikkausten riskitekijöitä osteosynteesin jälkeen. Primaarivaiheen dislokoitunut murtuma on riskitekijä luutumattomuudelle ja uusintaleik- kauksille osteosynteesipotilailla. Lisäksi dislokoitu- neen murtuman riittämätön reduktio on riskiteki- jä uusintaleikkaukselle (10,13-15). Viime aikoina julkaistujen tutkimusten mukaan myös dislokoitu- mattomien murtumien reisiluun pään takakallis- tuksen (posterior tilt) on todettu altistavan uusinta- leikkauksille osteosynteesin jälkeen (6,16). Näiden lisäksi korkean ASA-luokan, naissukupuolen ja pitkän leikkausviiveen on todettu lisäävän riskiä uu- sintaleikkaukseen (10,17).
Kuva 1: Mittausmenetelmä. a1 :18.1°; a2: 7.7°
Aineisto
Tämän retrospektiivisen tutkimuksen aineistona oli potilaat, joiden reisiluun kaulan murtuma lei- kattiin osteosynteesillä kolmella ruuvilla 1.1.2012- 31.12.2017 välisenä aikana. Potilastietojärjestelmäs- tä (Uranus Miranda, CGI Finland) haettiin potilaat ICD-10-diagnoosikoodilla S72.0 (reisiluun kaulan murtuma) ja toimenpidekoodilla NFJ50.
Tiedoista kerättiin potilaan sukupuoli, ikä, mur- tuman puoli, tapaturmamekanismi, ASA-luok- ka ja leikkausviive. Tapaturmamekanismit jaettiin matalaenergisiin (kaatuminen samalla tasolla) ja korkeaenergisiin (muut tapaturmat). Leikkausvii- ve laskettiin sairaalaan sisäänkirjauspäivämäärän ja leikkauspäivämäärän erotuksesta ja jaettiin kolmeen ryhmään: alle 24h, 24-48h ja yli 48h.
Potilaiden pre- ja postoperatiivisista röntgen- kuvista määritettiin preoperatiivinen dislokaatio, preoperatiivinen takakallistus (kuva 1), ruuvien ja reisiluun varren välinen kulma sekä reduktion laatu. Preoperatiivisten röntgenkuvien perusteel- la potilaat jaettiin Gardenin luokituksen mukaan dislokoitumattomiin (Garden I ja II) ja dislokoitu- neisiin (Garden III ja IV) murtumiin. Röntgenku- vista mitattiin pre- ja postoperatiivinen takakallistus Palmin menetelmällä läpiammutusta projektiosta. Preoperatiivisesti dislokoitumattomat (Garden I ja
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 61
II ) murtumat jaettiin preoperatiivisen takakallis- tuksen mukaan kahteen ryhmään: <20° ja ≥20°, jäl- kimmäiseen ryhmään sisällytettiin myös murtumat, joissa oli etukallistusta. Reduktion laatu määriteltiin postoperatiivisen takakallistuksen mukaan, potilaat jaettiin kolmeen ryhmään: postoperatiivisesti dis- lokoitumaton ja 0-10° takakallistus, postoperatiivi- sesti dislokoitumaton ja takakallistus ≥10° tai <0° ja postoperatiivisesti dislokoitunut. Postoperatiivinen dislokaatio määritettiin piirtämällä Shentonin linja AP-suunnan kuvaan. Jos Shentonin linja oli jatkuva, tapausta pidettiin dislokoitumattomana. Reduktio- ta pidettiin onnistuneena, mikäli postoperatiivinen takakallistus oli 0-10°. Ruuvien ja reisiluun välinen kulma määritettiin mittaamalla reisiluun varren ja alimman ruuvin välinen kulma. Tapaukset jaet- tiin kahteen ryhmään: ≤125° ja >125°. Mittauksiin tehtiin PACS-ohjelmalla. Statistiset analyysit suori- tettiin SAS-ohjelmalla bioanalyytikon toimesta.
Tulokset
Seurantavälillätehtiin352lonkkamurtumanfiksaa- tiota kolmella ruuvilla 341:lle potilaalle. Kuudelle potilaalle tehtiin bilateraaliset operaatiot eri aikaan ja nämä luettiin erillisiksi tapauksiksi. 51 potilasta poissuljettiin tutkimuksesta eri syistä, 301 tapausta jäi data-analyysiin (taulukko 1). Potilastietoja seu- rattiin joko protetisaatioon, potilaan kuolemaan tai 1.1.2020 saakka.
Potilaiden keski-ikä oli 73 vuotta (väli 20-102) ja 168 (56%) oli naisia. Seuranta-aikana kuoli 113 (38%) potilasta, ja näistä 42 (14%) ensimmäisen vuoden aikana. Seuranta-ajan keskiarvo oli 3.3 vuotta (väli 0-8 vuotta). 75:ssä (25%) tapauksessa potilaalle tehtiin jonkinlainen uusintaleikkaus ja 49:lle (16%) potilaalle tehtiin myöhempi protetisaatio.
Murtuman dislokaation ja epäonnistuneen reduktion todettiin tilastollisesti merkittävästi li- säävän riskiä myöhempään protetisaatioon. Yhden muuttujan analyysissä preoperatiivisesti dislokoitu- mattomilla murtumilla ja pienellä takakallistuksella (0-20°) oli huomattavasti pienempi riski myöhem- pään protetisaatioon verrattuna dislokoitumatto- miin murtumiin, joissa oli suuri takakallistus (<0° ja ≥20°) ° (OR 0.3, 95% Cl 0.1-0.6) sekä verrattu- na dislokoituneisiin murtumiin (OR 0.3, 95% Cl 0.1-0.6). Lisäksi onnistunut reduktio pienensi riskiä
myöhempään protetisaatioon (OR 0.1, 95% CI 0.01-0.8, p=0.03). Murtumissa, joissa preoperatiivi- nen takakallistus oli ≥20° tai <0°, mutta reduktio oli onnistunut, oli merkittävästi suurempi riski myö- hempään protetisaatioon verrattuna murtumiin, joissa sekä pre- että postoperatiivinen takakallistus olivat pienimmässä ryhmässä (0-20°; 0-10°).
Monimuuttujamallissa preoperatiivisesti dislo- koitumattomilla murtumilla, joissa takakallistus oli 0-20°, oli huomattavasti pienempi riski myöhem- pään protetisaatioon verrattuna dislokoitumatto- miin murtumiin, joissa takakallistus oli <0° tai ≥20° (OR 4.0 95% Cl 1.8-8.6, p=0.0005) sekä verrattuna dislokoituneisiin murtumiin (OR 0.6 95% Cl 0.2- 1.3, p=0.2).
Iällä, ASA-luokalla, leikkausviiveellä, murtuman puolella, ruuvien ja reisiluun varren kulmalla tai ta- paturmamekanismilla ei havaittu olevan tilastollises- ti merkitsevää assosiaatiota myöhempään protetisaa- tioon.
Preoperatiivisesti dislokoitumattomilla murtu- milla, joissa takakallistus oli 0-20°, oli tilastollisesti merkitsevästi pienempi riski joutua minkäänlaiseen uusintaleikkaukseen verrattuna dislokoituneisiin murtumiin (OR 0.2 95% CI 0.08-0.3, p<0.0001). Lisäksi potilailla, joiden ikä leikkaushetkellä oli alle 65 vuotta tai 65-75 vuotta, oli suurempi riski uusin- taleikkaukseen verrattuna potilaisiin, joiden ikä oli yli 75 vuotta leikkaushetkellä [(OR 2.5 95% CI 1.3- 4.8, p=0.004) (OR 2.4 95% CI 1.3-4.6, p=0.01)]. Ruuvien ja reisiluun varren kulmalla oli tilastollises- ti merkitsevä ero jatkuvana muuttujana (OR 0.96 CI 95% CI 0.9-0.99, p=0.01), mutta ei kategori- sena muuttujana. Reduktiolla, leikkausviiveellä, ASA-luokalla, sukupuolella, murtuman puolella tai tapaturmamekanismilla ei ollut tilastollisesti merkit- sevää assosiaatiota uusintaleikkauksiin.
Pohdinta
Tutkimuksessamme preoperatiivinen dislokaatio sekä <0° ja ≥20° takakallistus lisäsivät riskiä sekä myöhempään protetisaatioon että mihin tahansa uusintaleikkaukseen reisiluun kaulan osteosyntee- sin jälkeen. Riski myöhempään protetisaatioon kasvoi nelinkertaiseksi (OR 4.0 95% Cl 1.8-8.6, p=0.0005). Lisäksi epäonnistunut reduktio lisäsi riskiä myöhempään protetisaatioon.
62 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Taulukko 1.
Tutkimuspopulaatio
Yhteensä
Yhteensä 301 Ikä
<65 77 65-75 74 >75 150
Sukupuoli
Mies 133 Nainen 168
Murtuman puoli
Oikea 124 Vasen 177
Tapaturmamekanismi
Matalaenerginen 276 Korkeaenerginen 25
ASA-luokka
1-2 77 3 169 4-5 52 Puuttuva data 3
Leikkausviive
<24 h 84 24-48 h 202 >48 h 15
Dislokaatio
Dislokoitumaton, taka- 192 kallistus 0-20°
Dislokoitumaton, taka- 62 kallistus ≥20° or <0°
Dislokoitunut 47
Ruuvien kulma
≤125° 52 >125° 249
Reduktio
Dislokoitumaton in 209 AP-suunnassa, takakallis-
tus 0-10°
Dislokoitumaton, taka- 88 kallistus ≥10° or <0°
Dislokoitunut 4
Uusintaleikkaus (%)*
75 (24.9)
26 (33.8) 24 (32.4) 25 (16.7)
38 (28.6) 37 (22.0)
29 (23.4) 46 (26.0)
65 (23.6) 10 (40.0)
23 (29.9) 43 (25.4) 9 (17.3)
25 (29.8) 48 (23.8) 2 (13.3)
28 (14.6) 22 (35.5) 25 (53.2)
16 (30.8) 59 (23.7)
39 (18.7)
34 (38.6) 2 (50.0)
Protetisaatio (%)*
49 (16.3)
15 (19.5) 15 (20.3) 19 (12.7)
23 (17.3) 26 (15.5)
20 (16.1) 29 (16.4)
42 (15.2) 7 (28.0)
15 (19.5) 26 (15.4) 8 (15.4)
17 (20.2) 31 (15.3) 1 (6.7)
16 (8.3) 16 (25.8) 17 (36.2)
9 (17.3) 40 (16.1)
19 (9.1)
28 (31.8) 2 (50.0)
*Suluissa prosenttiluku rivin kokonaismäärästä
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44 1 • 2021 SOT 63
Uusintaleikkauksia tehtiin 25%:lle potilaista ja 16%:lle tehtiin myöhempi protetisaatio. Tutkimuk- sen löydökset vastaavat aiempia tutkimuksia, joissa uusintaleikkausprosentit ovat vaihdelleet 16%:n ja 33%:n välillä (6,7,9,19). Eri julkaisujen uusin- taleikkausprosentit vaihtelevat sen mukaan, mitkä uusintaleikkaukset on määritelty merkittäviksi. Tut- kimuksessamme kaikki uusintaleikkaukset sisällytet- tiin tutkimukseen ja protetisaatio tutkittiin erillise- nä päätepisteenä. Kuten aiemmissakin julkaisuissa, suurin osa uusintaleikkauksista oli ruuvien poistoja ja protetisaatioita (9,10).
Tutkimuksessamme protetisaatioriskiin vaikut- tivat preoperatiivinen dislokaatio, suboptimaalinen takakallistus sekä epäonnistunut reduktio. Kah- deksan prosenttia potilaista, joilla preoperatiivisesti murtuma oli dislokoitumaton ja takakallistusta oli 0-20°, joutuivat myöhempään proteesileikkaukseen. Vastaavasti 26% potilaista, joilla oli dislokoituma- ton murtuma, mutta <0° tai ≥20° takakallistusta, päätyi protetisaatioon. Lisäksi dislokoituneilla mur- tumilla ja dislokoitumattomilla murtumilla, joissa takakallistusta oli <0° tai ≥20°, ei ollut tilastolli- sesti merkitsevää eroa protetisaatioriskissä. Tämän perusteella takakallistuksella on vastaava vaikutus osteosynteesin pettämiseen kuin AP-suunnan dislo- kaatiolla. Tutkimustuloksemme takakallistuksen ja protetisaatioriskin yhteydestä vastaavat aiempaa kir- jallisuutta (7,9).
Suurin osa lonkkamurtumapotilaista on vanhoja ja hauraita. Väärän hoitomenetelmän aiheuttama viive kuntoutuksen aloittamiseen voi johtaa huo- nompaan toimintakykyyn. Tutkimuksemme tu- loksen ja aiemman kirjallisuuden mukaan potilaat, joiden reisiluun pään preoperatiivinen takakallistus on <0° tai ≥20°, hyötyisivät primaariprotetisaatiosta.
Yhteenvetona voidaan todeta, että reisiluun kaulan murtumissa reisiluun pään <0° ja ≥20° ta- kakallistus on merkittävä riski myöhempään pro- tetisaatioon ja verrattavissa AP-suunnan dislokaa- tioon. Primaariprotetisaatiota tulisi harkita hoitona preoperatiivisesti dislokoituneisiin murtumiin sekä murtumiin, joissa reisiluun pään takakallistus on <0° tai ≥20°. Primaariprotetisaatiota tulisi harkita etenkin vanhoille ja hauraille potilaille uusintaleik- kausten välttämiseksi.
64 SOT 1 • 2021
Viitteet
1. Braithwaite RS, Col NF, Wong JB. Estimating hip fracture morbidity, mortality and costs. J Am Geriatr Soc. 2003;51(3):364-370. doi:10.1046/j.1532-5415.2003.51110.x
2. Garden RS. LOW-ANGLE FIXATION IN FRACTURES OF THE FEMORAL NECK. J Bone Joint Surg Br. 1961;43-B(4):647- 663. doi:10.1302/0301-620x.43b4.647
3. Xu DF, Bi FG, Ma CY, Wen ZF, Cai XZ. A systematic review of undisplaced femoral neck fracture treatments for patients over 65 years of age, with a focus on union rates and avascular necrosis. J Orthop Surg Res. 2017;12(1):1-12. doi:10.1186/s13018-017-0528-9
4. Wachtl SW, Jakob RP, Gautier E. Ten-year patient and prosthesis survival after unipolar hip hemiarthroplas-
ty in female patients over 70 years old. J Arthroplasty. 2003;18(5):587-591. doi:10.1016/S0883-5403(03)00207-9
5. Dolatowski FC, Frihagen F, Bartels S, et al. Screw Fixation Versus Hemiarthroplasty for Nondisplaced Femoral Neck Fractures in Elderly Patients: A Multicenter Randomized Controlled Trial. J Bone Joint Surg Am. 2019;101(2):136-144. doi:10.2106/JBJS.18.00316
6. Palm H, Gosvig K, Krasheninnikoff M, Jacobsen S, Gebuhr P. A new measurement for posterior tilt predicts reoperation in undisplaced femoral neck fractures: 113 consecutive patients treated by internal fixation and followed for 1 year. Acta Orthop. 2009;80(3):303-307. doi:10.3109/17453670902967281
7. Okike K, Udogwu UN, Isaac M, et al. Not All Garden-I and II Femoral Neck Fractures in the Elderly Should Be Fixed: Effect of Posterior Tilt on Rates of Subsequent Arthroplasty. J Bone Joint Surg Am. 2019;101(20):1852-1859. doi:10.2106/ JBJS.18.01256
8. Nyholm AM, Palm H, Sandholdt H, Troelsen A, Gromov K. Risk of reoperation within 12 months following osteosyn- thesis of a displaced femoral neck fracture is linked mainly to initial fracture displacement while risk of death may be linked to bone quality: a cohort study from Danish Fracture Database. Acta Orthop. 2019;3674. doi:10.1080/17453674.2 019.1698503
9. Stockton DJ, O’Hara LM, O’Hara NN, Lefaivre KA, O’Brien PJ, Slobogean GP. High rate of reoperation and conversion to total hip arthroplasty after internal fixation of young femoral neck fractures: a population-based study of 796 patients. Acta Orthop. 2019;3674(1):20-25. doi:10.1080/1745 3674.2018.1558380
10. Nyholm AM, Palm H, Sandholdt H, Troelsen A, Gromov K. Osteosynthesis with parallel implants in the treatment of femoral neck fractures: Minimal effect of implant position on risk of reoperation. J Bone Jt Surg - Am Vol. 2018;100(19):1682-1690. doi:10.2106/JBJS.18.00270
11. Moerman S, Mathijssen NMC, Tuinebreijer WE, Vochteloo AJH, Nelissen RGHH. Hemiarthroplasty and total hip arthroplasty in 30,830 patients with hip fractures: data from the Dutch Arthroplasty Register on revision and risk factors for revision. Acta Orthop. 2018;89(5):509-514. doi:10. 1080/17453674.2018.1499069
12. Bartels S, Gjertsen JE, Frihagen F, Rogmark C, Utvåg Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
SE. High failure rate after internal fixation and beneficial outcome after arthroplasty in treatment of displaced femoral neck fractures in patients between 55 and 70 years: An observational study of 2,713 patients reported to the Norwegian Hip Fracture Regis. Acta Orthop. 2018;89(1):53- 58. doi:10.1080/17453674.2017.1376514
13. Yang J, Lin L, Chao K, et al. Risk Factors for Nonunion in Patients with. J Bone Jt Surg. 2013:61-69. doi:10.1016/ S0021-9355(13)70008-0
14. Tidermark J, Ponzer S, Svensson O. Internal fixation compared with total hip. Jbjs. 2003;85-B(3):380-388. doi:10.2106/JBJS.K.00244
15. Araujo TPF, Guimaraes TM, Andrade-Silva FB, Kojima
KE, Silva JDS. Influence of time to surgery on the incidence of complications in femoral neck fracture treated with cannulated screws. Injury. 2014;45(S5):S36-S39. doi:10.1016/ S0020-1383(14)70019-1
16. Nielsen LL, Smidt NS, Erichsen JL, Palm H, Viberg
B. Posterior tilt in nondisplaced femoral neck fractures increases the risk of reoperations after osteosynthe-
sis. A systematic review and meta-analysis. Injury. 2020;51(12):2771-2778. doi:10.1016/j.injury.2020.09.033
17. Duckworth AD, Bennet SJ, Aderinto J, Keating JF. Fixation of intracapsular fractures of the femoral neck in young patients: RISK FACTORS FOR FAILURE. Bone Joint J. 2011;93-B(6):811-816. doi:10.1302/0301-620X.93B6.26432
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 65
Reisiluun yläosan metastaattisten murtumien kirurginen hoito
Kaarel Kilk1,2, Gilber Kask1, Jyrki Nieminen3, Minna Laitinen1.
1. Ortopedian ja traumatologia, Helsingin yliopistollinen sairaala 2. Ortopedian ja traumatologia, Tampereen yliopistollinen sairaala 3. Tekonivelsairaala Coxa
Bone is the third most common site for metastatic disease. The clinical manifes- tations on metastatic bone disease, skeletal related events, include severe bone pain, spinal cord and nerve roots compression, malignant hypercalcemia and pathological fractures. The most common site for skeletal metastases requiring surgical intervention is the proximal femur, which accounts for approximately 65% of all cases. This retrospective study included 299 patients with surgically treated pathological or impending fracture in the proximal part of the femur due to metastatic bone lesion. The aims of our study are to investigate com- plications profile of different surgical methods and functional outcome of patients treated with different surgical methods. Overall implant survival was 17 months (0-135). There were 33 complications (11%), out of which 20 com- plications needed revision surgery. Primary surgical complication was treated conservatively in 6 cases due to patients’ poor medical condition, although revision surgery was indicated. Functional outcome score (Oxford Hip Score) was recorded in 55 patients. In our data we did not see difference in complica- tion profile for different surgical methods. Also, there was no surgical method superior regarding to functional outcome.
Johdanto
Luu on kolmanneksi yleisin metastaattisen sairauden paikka (1). Luuston etäpesäkkeissä luun normaali ai- neenvaihdunta häiriintyy ja normaali luu korvataan syöpäkudoksella (1-2). Metastaattisen luusairau- den luustoon liittyvien tapahtumat ovat voimakas luukipu, selkäydin- ja hermojuurien puristus, pahan- laatuinen hyperkalsemia ja patologiset murtumat (2). Patologisia murtumia esiintyy yleisesti kylkiluissa ja nikamissa, mutta pitkien luiden ja lantion murtumat aiheuttavat vakavan vamman ja heikentävät elämän- laatua (1-2). Eri primaarisyöpien hoito on parantunut, mikä on johtanut syöpäpotilaiden elinajanodotteen
pidentymiseen jopa levinneen taudin kanssa ja siksi luuston metastaaseja sairastavien potilaiden ja patolo- gisien murtumien määrä on lisääntynyt. Luustometas- taasi-potilaiden pidentynyt elinajan ennuste edellyttää myös patologisten murtumien kirurgisten rekonstruk- tioiden kestävyyttä.
Yleisin leikkaushoitoa vaativa luustometastaa- sin sijainti on proksimaalinen reisiluu, joka muodos- taa noin 65 % kaikista tapauksista (3). Proksimaalis- ten reisiluun patologisten ja uhkaavien murtumien hoitoon käytettävän kirurgisen menetelmän valinta riippuu metastaattisen muutoksen tai patologisen murtuman tarkasta sijainnista ja potilaiden ennustees- ta. Vaihtoehtoja ovat lonkan kokotekonivelleikkaus
66 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
(proximaali femuria korvaava proteesi tai trokanteria säästävä tavanomainen proteesi), osatekonivelleikkaus tai osteosynteesi.
Tutkimuksemme tavoite on selvittää onko eri leik- kausmenetelmillä eri komplikaatioprofiili ja mikä on eri menetelmillä hoidettujen potilaiden toiminnalli- nen lopputulos.
Potilaat ja menetelmät
huonon yleiskunnon vuoksi.
Toiminnalliset Oxford Hip Score (OHS) tulok-
set on esitetty taulukossa 2.
Taulukko 2.
Retrospektiiviseen rekisteritutkimukseen keräsimme tiedot 299 kirurgisesti hoidetusta potilaasta (naisia 58 %, miehiä 42 %, ikäjakauma 19-96 vuotta, keskiar- vo 66 vuotta), joilla oli metastaattinen uhkaava (54) tai todellinen (245) patologinen murtuma reisiluun yläosassa. Potilaat hoidetiin Helsingin yliopistollises- sa sairaalassa (95) tai TAYS Coxa sairaalassa (204 po- tilasta) vuosina 2000-2020. Osatekonivelratkaisulla (SEP) hoidetiin 103 potilasta ja kokotekonivelratkai- sulla (TEP) 137 potilasta, 59 potilaan murtuma hoi- detiin osteosynteesilla. Yleisimmät primaari syöpäkas- vaimet olivat rintasyöpä 104 (35 %), munuaissyöpä 43 (14 %), myelooma 35 (12 %) ja eturauhassyöpä 29 (9.7%).
Tulokset
Tekonivelen pysyvyys oli keskimäärin 17 kuukautta (0-135 kk). Komplikaatiota todettiin 33 potilaalla (11 %), joista 20 komplikaatiota hoidettiin revisioleikka- uksella.Tekonivelenluksaatioitaesiintyi7potilaalla(5 TEP, 2 SEP), joista 6 luksaatiota hoidetiin sulkeisel- la repositiolla ja 1 revisioleikkauksella. Infektio todet- tiin komplikaationa 9 potilaalla (taulukko 1 ja 2). 6 komplikaatiota hoidettiin konservatiivisesti potilaan
Taulukko 1.
Pohdinta
Reisiluun yläosan metastaattisen uhkaavan murtu- man tai patologisen murtuman kirurginen hoito on haastava, kirurgisen hoidon menetelmä riippuu me- tastaasin sijainnista, koosta sekä murtumatyypistä ja potilaan yleisvoinnista/ennusteestä. Kokotekoni- velratkaisulla ja lukkolinerilla pyritään välttämään postoperatiivisia komplikaatioita kuten tekonive- len luksaatio ja protruusio heikkoluiseen lantioon. Tutkimuksessamme ei ollut eroa kokotekonivel- ja osatekonivelratkaisun komplikaatioiden määrässä. Huonokuntoiset potilaat saatavat hyötyä pienem- mästä leikkaustraumasta.
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 67
Viitteet
1. Mavrogenis AF, Angelini A, Vottis C, Pala E, Calabro T, Papagelopoulos PJ, Ruggieri P. Modern Palliative Treatments for Metastatic Bone Disease: Awareness of Advantages, Dis- advantages, and Guidance. Clin J Pain. 2016;32(4):337-50.
2. Coleman RE. Metastatic bone disease: clinical features, pathophysiology and treatment strategies. Cancer Treat Rev. 2001;27(3):165-76.
3. Ratasvuori M, Wedin R, Keller J, Nottrott M, Zaikova O, Bergh P, Kalen A, Nilsson J, Jonsson H, Laitinen M. Insight opinion to surgically treated metastatic bone disease: Scan- dinavian Sarcoma Group Skeletal Metastasis Registry report of 1195 operated skeletal metastasis. Surgical oncology. 2013;22(2):132-8.
68 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Aneurysmaattinen luukysta (ABC), populaation katsaus
Erleen Piir1, Gilber Kask2, Ville Haapamäki3, Minna K Laitinen2
1. Radiologia, Päijät-Hämeen keskussairaala, Lahti
2. Ortopedia ja traumatologia, Helsingin yliopistollinen sairaala, Helsinki 3. Kuvantamiskeskus, Helsingin yliopistollinen sairaala, Helsinki
The aneurysmal bone cyst (ABC) is a relatively rare, benign, locally aggressive tumor. Usually it occurs in childhood. It often affects the metaphysis of long bones. ABC can be primary or secondary. Secondary ABC is associated to other bone tumors. Radiological findings are usually very typical, but the diagnosis is confirmed by histopathology. Treatment modalities varies. Injected scle- rotherapy using polidocanol is an effective and minimally invasive treatment of primary ABCs. The aim of this study is to present the characteristics of ABC patients treated in Helsinki University Hospital and future study plans. A cross-sectional study has been made in the Helsinki University Hospital, Helsinki, Finland. The database searched all patients with suspected aneurysmal bone cyst from 1996 to 2021. A total of 94 ABC patients were identified of which 48 (51%) were male. Pain was the symptom in 94% cases. Pathological fracture was found in 33 (35%) patients. ABC patients median age at the time of diagnosis were 15.5 years and ranged from 2 to 68 years. The most frequent anatomical locations of the tumor were long bones. In long bone, the tumors were located proximally in 68% of the cases. Sclerotherapy with polidocanol was performed in 35 patients (37%). Most commonly, sclerotherapy treatment using polidocanol was done 2-3 times per patient (ranged 1-7). Surgery as the treatment modality was used in 76 (81%) cases and most commonly 1 surgical procedure was performed per patient (ranged 1-5 surgical procedures pers patient). Curettage and filling the cavity with grafts (bone substitutes, auto- or allografts) was the most frequently used surgical technique. Before the year of 2011, 8 of 45 (18%) patients diagnosed with ABC were treated with sclerothera- py. In the last decade, 27 of 49 (55%) patients diagnosed with ABC received scle- rotherapy treatment. ABC is classified as a tumor, although it acts locally, not systematically, giving no metastases. ABC patients are usually children or young adults, but older patients are also included in this population. Large proportion of patients presented with pain as the first or only symptom. In addition, patho- logical fracture occurred in a significant amount of patients and in this case they usually require open surgery and fracture support. However, sclerothera- py with polidocanol has gained a primary and routine role in the treatment of ABC. On the other hand, this modality might be time and resource consuming, often requiring multiple treatment sessions with general anesthesia and follow-up MRIs. In the future, it is important to identify those patients for whom polidocanol is not the optimal treatment option and those patients who have secondary ABC, who would not benefit from polidocanol treatment.
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 69
Johdanto
Aneurysmaattinen luukysta (ABC) on suhteellisen harvinainen, hyvänlaatuinen, paikallisesti aggres- siivinen kasvain. Yleensä se esiintyy lapsuudessa ja varhaisessa aikuisiässä. Se esiintyy usein pitkien luiden metafyysissä, mutta voi esiintyä myös muissa luun anatomisissa paikoissa. ABC voi olla primaari- nen tai sekundaarinen. Sekundaarinen ABC liittyy muihin luukasvaimiin, jotka voivat olla hyvänlaatui- sia, ”borderline” tai pahanlaatuisia. Radiologiset löy- dökset ovat yleensä hyvin tyypillisiä, mutta diagnoo- si vahvistetaan histopatologisesti. Hoitomenetelmät vaihtelevat. Injektoitu skleroterapia polidokanolia käyttäen on tehokas ja minimaalisesti invasiivinen primaaristen ABC kasvaimien hoitomuoto. Muita kirurgisia hoitovaihtoehtoja ovat intralesionaalinen muutoksen kauhonta ja täyttö, resektio, embolisaa- tio tai denosumabin systeeminen käyttö.
Tämän tutkimuksen tarkoituksena on esitel- lä Helsingin yliopistollisessa sairaalassa hoidettujen ABC potilaiden ominaisuuksia, hoitoa ja tulevaisuu- den tutkimussuunnitelmia.
Aineisto ja menetelmät
Poikkileikkaustutkimus on tehty Helsingin yliopis- tollisessa sairaalassa, Helsingissä. Tietokannasta ha- ettiin kaikki potilaat, joilla oli diagnosoitu aneu- rysmaalinen luukysta vuosina 1996-2021. Tiedot analysoitiin käyttäen SPSS versiota 26. Tämän poik- kileikkaustutkimuksen hyväksyi Helsingin yliopis- tollisen sairaalan paikallinen eettinen työryhmä.
Tulokset
Yhteensä 94 ABC potilasta tunnistettiin, joista 48 (51%) oli miehiä. Kipu oli oire 94%:lla potilaista. Vamma edelsi diagnoosia 47% tapauksista. Patolo- ginen murtuma todettiin 33 (35%) potilaalla. ABC potilaiden mediaani ikä diagnoosin aikaan oli 16 vuotta ja vaihteli 2-82 vuoden välillä (Kuva 1). 45 potilasta (61%) oli diagnoosin aikaan alle 18 vuoti- aita. Yleisimmät kasvaimen anatomiset paikat olivat pitkät luut: reisiluu (n = 34, 36%) (Kuva 2), sääriluu (n = 13, 14%) (Kuva 2) ja olkaluu (n = 11, 12%). Pitkässä luussa kasvaimet sijaitsivat proksimaalisesti 68% tapauksista (Kuva 2), distaalisesti 30% (Kuva 2) ja 2% diafyysissä. Yleisin kasvaimen paikka oli
metafyysi (n = 29; 31%) (Kuva 1), jota seurasi me- ta-diafyysi (n = 19, 20%). Tuumorin kasvu kasvule- vyn läpi esiintyi 4 tapauksessa (4%).
Skleroterapia polidokanolilla suoritettiin 35 potilaalla (37%). Yleisimmin skleroterapia polido- kanolia käyttäen tehtiin 2-3 kertaa potilasta kohden (vaihteluväli 1-7). Leikkausta hoitomenetelmänä käytettiin 76 (81%) tapauksessa, ja yleisimmin 1 kirurginen toimenpide tehtiin potilasta kohti (vaih- teli 1-5 kirurgista toimenpidettä potilasta kohden). Tuumorin kauhonta ja ontelon täyttäminen (luun korvikkeilla, auto- tai allografteilla) oli yleisimmin käytetty kirurginen tekniikka. Enne vuotta 2011 8/45 (18%) potilailla hoito oli polidocanol injektio. Viimeisen vuosikymmenen aikana 27/49 (55%) po- tilaista hoidettiin polidocanol injektiolla. Toisaal- ta enne vuotta 2011 41/45 (91%) potilaista leikat- tiin kirurgisesti kun taas viimeisen vuosikymmenen aikana 35/49 (71%) hoidettiin kirurgisesti.
Pohdinta
ABC potilaat ovat yleensä lapsia tai nuoria aikui- sia, mutta myös vanhemmissa ikäryhmissä nähdään ABC muutoksia. Suurimmalla osalla potilaista kipu oli ensimmäisenä tai ainoana oireena. Huomattaval- la määrällä potilaista patologinen murtuma oli en- simmäinen oire ja tällöin tilanne edellytti avointa leikkausta ja murtuman fiksaatiota.
Skleroterapia polidokanolilla on kuitenkin saanut ensisijaisen ja rutiininomaisen roolin ABC:n hoidossa. Toisaalta tämä tapa saattaa vaatia aikaa ja resursseja, vaatiessaan usein useita hoitojaksoja, joissa tarvitaan yleisanestesiaa ja seuranta magneet- ti kuvauksia. Tulevaisuudessa olisi tärkeää tunnistaa ne potilaat, joille polidokanoli ei ole optimaalinen hoitovaihtoehto, ja potilaat, joilla on sekundaarinen ABC, jotka eivät hyötyisi polidokanolista.
70 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Kuva 1. ABC potilaiden ikä-jakauma
Kuva 2. Kuvat ABC tuumoreista. 29 vuotias mies, jolla distaalisen sääriluun ABC, koronaalinen MRI kuva; B- 29 vuotias mies, jolla distaalisen sääriluun ABC, aksiaalinen MRI kuva; C- 4 vuo- tias tyttö, jolla proksimaalisen reisiluun ABC, aksiaalinen MRI kuva; D- 4 vuotias tyttö, jolla proksimaalisen reisiluun ABC, RTG AP-suunta.
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 71
Sentrisen ja perifeerisen kondrosarkooman kliiniset erot
M. K. Laitinen1, 2, S. Evans1, J. Stevenson1, V. Sumathi1, G. Kask2, L. M. Jeys1, M. C. Parry 1
1. The Royal Orthopaedic Hospital NHS Foundation Trust, Birmingham, UK 2. Ortopedia ja traumatologia, Helsingin yliopistollinen sairaala, Helsinki
Chondrosarcoma is the second most common primary sarcoma of bone. Con- ventional chondrosarcoma accounts for 85% of all cases. Conventional chon- drosarcoma may be central or peripheral. Most studies group central and peripheral chondrosarcomas together, although there is growing evidence that their clinical behaviour and prognosis differ. The aims of this study were to analyze any differences in characteristics between central and peripheral chon- drosarcomas and to investigate the incidence and role of different syndromes. Data from two international tertiary referral sarcoma centres between January 1995 and December 2018 were retrospectively reviewed. The study population consisted of 714 patients with surgically treated conventional chondrosarco- ma of the pelvis and limbs. These results are summarized in Table 1. In patients with Ollier’s disease and Mafucci’s syndrome, 12/20 (60%) and 2/5 (60%) of malignancies, respectively, were in the limbs. In patients with hereditary multiple exostosis (HME), 20/29 (69.0%) of chondrosarcomas were in the pelvis and scapula, specifically in the ilium in 13/29 (44.8%) and the scapula in 3/29 (10.3%). In central chondrosarcoma, survival of patients with Ollier’s disease and non-syndromic patients was the same (p = 0.805). In peripheral chon- drosarcoma, survival among HME patients was similar (p = 0.676) in patients with tumours of the pelvis and limbs. Disease-specific survival does not differ between different subtypes when adjusted by grade. Both central and peripheral chondrosarcomas have specific characteristics: peripheral chondrosarcoma are frequently seen in flat bones and central chondrosarcoma in metaphyseal and periacetabular areas. The incidence of Ollier’s disease and Mafucci’s syndrome is uncommon in central chondrosarcoma, whereas hereditary multiple exotosis is common in peripheral chondrosarcoma.
Johdanto
Kondrosarkooma on toiseksi yleisin luun primaa- rinen sarkooma: konventionaalinen kondrosar- kooma on 85% kaikista tapauksista. Konventio- naalinen kondrosarkooma voi olla sentrinen tai perifeerinen. Useimmat tutkimukset ryhmittävät sentrisiä ja perifeerisiä kondrosarkoomia yhdessä, vaikka on yhä enemmän näyttöä että niiden klii-
niset käyttäytymiset ja ennusteet eroavat. Tämän tutkimuksen tarkoituksena oli analysoida omi- naisuuksien välisiä eroja sentrisen ja perifeerisen kondrosarkooman välissä sekä niiden esiintyvyyttä ja roolia erilaisissa oireyhtymissä.
72 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Ainesto ja menetelmät
Potilaat haettiin retrospektiivisesti kahdesta kansain- välisestä sarkoomakeskuksesta: ”The Royal Orthopa- edic Hospital NHS Foundation Trust, Birmingham, UK” ja Helsinkin Yliopistollisesta Sairaalasta, Helsin- ki, Suomi. Potilashaun aikaväli oli tammikuu 1995 ja joulukuu 2018. Tutkimuspopulaatioon kuului 714 potilasta, joilla oli kirurgisesti hoidettu lantion ja raa- jojen konventionaalinen kondrosarkooma.
Tulokset
Tulokset on esitetty yhteenvetona taulukossa 1. Po- tilailla, joilla oli Ollierin tauti ja Mafucci -oireyh- tymä, pahanlaatuiset kasvaimet esintyivät raajoissa, 12/20 (60%) ja 2/5 (60%) vastaavasti, sijaintina useimmiten proksimaalinen olkaluu, proksimaali- nen sääriluu sekä kädet ja jalat. Potilailla, joilla on perinnöllinen multippeli eksostoositauti (HME), 20/29 (69%) kondrosarkoomaa esintyi lantion ja lapaluun alueella, erityisesti ilium 13/29 (45%) ja
lapaluun 3/29 (10%) alueella. Sentrisen kondrosar- kooman (Kuva 1) eloonjääminen Ollierin tautia sai- rastavista potilaista ei eroa potilaista, kenellä ei ollut kyseistä oireyhtymää (p = 0,805). Eloonjääminien HME -potilailla, kenellä oli perifeerinen kondrosar- kooma (Kuva 1), oli samanlainen (p = 0,676), joilla kyseistä oireyhtymää ei ollut.
Pohdinta
Sekä sentrisellä että perifeerisellä kondrosarkoomal- la on erityispiirteitä. Perifeerinen kondrosarkooma HME potilailla, sijaistee yleisimmin lantion tai lapa- luun alueella, eli litteiden luiden alueilla. Sentrinen kondrosarkooma Ollierin taudin potilailla sijaitsi useimmin polven ympäristössä tai käsien ja jalkojen luiden alueella. Tavanomainen sentraalinen kondro- sarkooma on yleisin lantion alueella. Tauti-spesifi- nen elonjääminen on samanlainen eri alatyypeissä kun eri gradukset on huomioitu. Paikallinen uusiu- tuminen on sama eri paikoissa ja alatyypeissä kun kirurginen marginaali on huomioitu.
Kuva 1. Kuvat perifeerisestä ja sentrisestä kondrosarkoomasta.
Perifeerinen kondrosarkooma lantiossa oikealla; B- Sentrinen kondrosarkooma reisiluussa oikealla.
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44 1 • 2021 SOT 73
Taulukko 1. Tuloksien yhteenveto.
74 SOT 1 • 2021 Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Koronaviruksen aiheuttamien rajoitusten vaikutus vammojen ja tyypillisten murtumien ilmaantuvuuteen Suomessa
Henri Nygren, Juho Kopra, Heikki Kröger, Ilari Kuitunen, Ville M. Mattila, Ville Ponkilainen, Toni Rikkonen, Reijo Sund, Joonas Sirola
Itä-Suomen yliopisto, Kuopion yliopistollinen sairaala
COVID-19 lockdowns have affected personal mobility and behaviour worldwide. The aim of this study was to compare the number of emergency department (ED) visits due to injuries and typical fractures in Finland during the COVID-19 lockdown period in spring 2020 to a matching time period in the previous year 2019. The data was collected retrospectively from the electronic patient records of four hospitals covering one-fifth of the Finnish population (1,150,000 inhabitants). We included all cases in which the patient was admitted to a hospital ED due to any injury during the lockdown period (18th March – 31st May 2020) and the reference time period (18th March – 31st May 2019). The ED visits were categorized according to ICD-10 categories of injuries. In addition, hip fractures, wrist fractures, ankle fractures and fractures of the upper end of the humerus were categorized for more detailed comparison. We compared the differences between the average daily ED admissions in the two years using the Zero Inflated Poisson Regression model. The overall number of ED visits due to injuries decreased by 15.9% during the lockdown period compared to the reference period (mean 134.2/day vs. 112.8/ day, CI: -18.2% – -13.3%). The number of ED visits due to wrist fractures decreased among over 50 years old women by 40.3% (CI: -59.2% – -9.1%). The number of ED visits due to ankle fractures decreased by 32.3% (CI: -51.5% – -5.2%) among women. The number of ED visits due to fractures of the upper end of the humerus decreased by 52.0% (CI: -70.5% – -21.9%) among women. Among women aged 18–50 years, the decrease was 63.6 % (CI: -92.4% – -2.2%) and among women over 50 years of age the decrease was 46.9% (CI: -70.5% – -4.3%). The number of ED visits due to hip fractures increased by 2.4% (CI: -15.6 – 23.7). Restrictions in personal mobility decreased the number of ED visits due to injuries during the pandemic. The effect can mainly be seen as a decreased number of the most typical fractures among women. In contrast, lockdown restrictions had no effect on the number of hip fractures.
Johdanto
Koronavirus (COVID-19) levisi nopeasti maail- manlaajuisesti keväällä 2020. Suomessa valmiuslaki otettiin käyttöön koronaviruksen leviämisen vuoksi
maaliskuun 18. päivä 2020. Yli 70-vuotiaiden suo- siteltiin pysyvän koronakaranteenin kaltaisissa olo- suhteissa. Lisäksi maahan tuli etätyösuositus, koulut ja oppilaitokset siirtyivät etäopetukseen ja sosiaalisia kontakteja vapaa-ajalla kehotettiin välttämään. Vas-
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 75
taavanlaisia rajoituksia ei ole aiemmin ollut Suomessa. Koronaviruksen johdosta asetettujen liikkumis- rajoitusten aikana vammojen määrät ovat vähenty- neet monissa maissa (1-8). Ruotsissa nilkkamurtu- mien ilmaantuvuus väheni 14 % 15. maaliskuuta – 15. kesäkuuta vuonna 2020 verrattuna samaan ajanjaksoon vuosina 2017–2019. Yli 70-vuotiaiden ikäryhmässä vähenemistä oli 16 % naisilla ja 24 % miehillä. (9) Sen sijaan lonkkamurtumien määrässä ei tapahtunut merkittävää vähenemistä rajoitusten aikana (2,6,7). Norjassa koronakaranteenin aikana lonkkamurtumien määrä puoliintui 35–69-vuoti- ailla miehillä. Sen sijaan yli 70-vuotiailla naisilla ei ollut eroa aiempiin vuosiin verrattuna. (10) Suo- messa päivystyskäyntien kokonaismäärä väheni 16 % rajoitusten aikana Mikkelin, Kuopion ja Tampe- reen yhteispäivystyksissä keväällä 2020 verrattuna vuoden 2019 vastaavaan aikaan (11). Vammoista johtuvien päivystyskäyntien määrä laski 70–79 ja 80–89-vuotiailla, mutta yli 90-vuotiailla päivytys- käntien määrässä ei havaittu eroa rajoitusten aikana
(12).
Tutkimuksemme hypoteesina on, että vammo-
jen vuoksi aiheutuvien päivystyskäyntien määrä muuttui rajoituksen aikana. Tutkimuksen tarkoituk- sena on kuvata kuinka koronaviruksen aiheuttama kansalaisten vähäisempi liikkuminen ja karanteenin aikaiset rajoitukset vaikuttivat vammoista johtuvien päivystyskäyntien ilmaantuvuuteen Suomessa. Eri- tyisesti tutkimme muutosta ranne-, nilkka-, lonkka- ja olkaluun yläosan murtumista aiheutuvien päivys- tyskäyntien ilmaantuvuuteen.
Aineisto ja menetelmät
Retrospektiivisen tutkimuksen aineisto on kerätty sähköisistä potilastietojärjestelmistä Tampereen ja Kuopion yliopistollisista sairaaloista (TAYS ja KYS) sekä Keski-Suomen ja Mikkelin keskussairaaloista (KSKS ja MKS). Sairaaloiden väestövastuualueilla asuu 1,15 miljoonaa asukasta, mikä on noin viiden- nes Suomen väkiluvusta.
Tutkimukseen otettiin mukaan kaikki vammois- ta johtuvat päivystyskäynnit 18. maaliskuuta – 31. toukokuuta 2020 väliseltä ajalta. Vammat luokitel- tiin ICD-10 kategorioiden mukaisesti (S00-T98). Tarkempi jaottelu on kuvattu taulukossa 1. Yhdis- timme kategoriat T20-T32 ja T33-35, koska pa-
leltumavammoja oli vain yksi molempina vuosina. Lisäksi luokittelimme erikseen lonkkamurtumat (S72.0, S72.1 ja S72.2), rannemurtumat (S52.5 ja S52.6), nilkkamurtumat (S82.5 ja S82.6) ja olka- luun yläosan murtumat (S42.2). Mukaan tutkimuk- seen otettiin kaikki vammoista aiheutuneet päivys- tyskäynnit tarkasteltavalta aikaväliltä, vaikka samalla potilaalla olisi ollut useampi käynti. Aineistoon si- sällytettiin potilaan ikä, sukupuoli, tarkka ICD-10 diagnoosikoodi, sairaala ja sairaalaan tulopäivä. Ver- tailuaineisto kerättiin samalta ajanjaksolta ja samoil- la kriteereillä koronaviruspandemiaa edeltäneeltä vuodelta 2019.
Aineisto pseudonymisoitiin ennen tutkimus- ta. Tilastolliset analyysit suoritettiin IBM SPSS 27 (Armonk, NY: IBM Corp) ja R versio 4.0.5 (R Core Team, Vienna, Austria) ohjelmilla. Analyysissä tar- kasteltiin vammoista aiheutuvien päivystyskäyntien määrää kalenteripäivää kohti. Potilaat luokiteltiin ikäluokittain kolmeen ryhmään: alle 18-vuotiaat, 18–50-vuotiaat ja yli 50-vuotiaat. Nollapaisutetun Poisson-regressiomallin avulla vertasimme päivys- tyskäyntien päivittäistä keskiarvoa koronakarantee- ni ja vertailuajanjakson välillä eri ryhmillä ja katego- rioilla. Menetelmä huomioi aineistossa esiintyneet nollapäivät, jolloin tutkitusta vammasta ei aiheutu- nut yhtään päivystyskäyntiä.
Tulokset
Tutkitulla 75 päivän aikavälillä vammoista johtuvia päivystyskäyntejä oli neljän sairaalan alueella yhteen- sä 8 462. (Taulukko 1). Potilaiden keski-ikä oli 46,8 vuotta (välillä 0-104) ja heistä 51,1 % oli naisia. Ver- tailujakson aikana vammoista johtuvia päivystyskäyn- tejä oli 10 067. Potilaiden keski-ikä oli 45,9 vuotta ja naisia oli 52,6 %. Kokonaismäärällisesti vammois- ta aiheutuvien päivystyskäyntien määrä väheni 15,9 % kevään 2020 koronarajoitusten aikana verrattuna edellisen vuoden vastaavaan ajanjaksoon. (CI: -17,2 % ─ -11,3 %). Vammoista johtuvat päivystyskäynnit vähenivät miehillä 14,9 % (CI: -17,6 % ─ 14,9 %) ja naisilla 16,6 % (CI: -19,0 % ─ -10,9 %). Lapsilla ja nuorilla (alle 18-vuotiailla) vammoista aiheutuneet päivystyskäynnit vähenivät 23,6 % (CI: -28,4 % ─ -16,5 %). 18–50-vuotiaiden ryhmässä vammakäyn- nit vähenivät 17,8 % (CI: -19,5 % ─ -9,4 %) nai- silla ja 12,6 % (CI: -19,5 % ─ -3,7 %) miehillä. Yli
76 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
50-vuotiailla vammoista aiheutuneet päivystyskäyn- nit vähenivät 12,5 % (CI: -15,4 % ─ -6,5 %). Kaikis- sa neljässä tutkimuksessa mukana olevassa sairaalassa vammojen aiheuttavat päivystyskäynnit vähenivät ka- ranteenin aikana tilastollisesti merkitsevästi vertailu- ajanjaksoon nähden (Taulukko 1).
Rannemurtumista (S52.5 ja S52.6) aiheutuneet päivystyskäynnit vähenivät 9,2 % (-18,5 % – 19,5 %) koronarajoitusten aikana keväällä 2020 verrattu- na vertailuajanjaksoon vuonna 2019 (Taulukko 2). Yli 50-vuotialla naisilla rannemurtumat vähenivät 40,3 % (-59,3 % – -9,2 %).
Nilkkamurtumista (S82.5 and S82.6) aiheutu- neet päivystyskäynnit vähenivät 18,2 % (-34,1 % – 3,0 %) koronarajoitusten aikana (Taulukko 2). Naisten nilkkamurtumat vähenivät 32,3 % (CI: -51,5 % – -5,2 %).
Päivystyskäynnit olkaluun yläosamurtumien (S42.2) vuoksi vähenivät 19,7 % (-37,8 % – 3,7 %) rajoitusten aikana (Taulukko 2). Naisten olkaluun yläosan murtumat vähentyivät 52,0 % (CI: -70,5 % – -21,9 %). Ikäryhmien tarkastelussa 18–50-vuoti- ailla naisilla vähentymistä oli 63,6 % (CI: -92,4 % – -2,2 %) ja yli 50-vuotiailla naisilla 46,9 % (CI: -70,5 % – -4,3 %). Lonkkamurtumista (S72-S72.2) aiheutuvat päivystyskäynnit vähentyivät 2,4 % (CI: -15,6 % – 23,7 %) (Taulukko 2).
Pään vammat (S00-S09) olivat yleisin vamma- luokka aineistossa sekä vuonna 2019 että vuonna 2020 (Taulukko 1). Seuranta-ajanjaksolla vuonna 2019 päänvammoista aiheutuvia päivystyskäyntejä oli 2 290 ja vuonna 2020 käyntejä oli 1 975. Päi- vystyskäynnit vähenivät tilastollisesti merkitsevästi päänvammoissa 13,8 %, kaulanvammoissa (S10- S19) 25,5 %, rintakehänvammoissa (S20-S29) 25,5 %, hartiaseudun ja olkavarren vammoissa (S40-S49) 16.7 %, ranteen ja käden vammoissa (S60-S69) 10,5 %, polven ja säären vammoissa (S80-S89) 23,9 %, nilkan ja jalkaterän alueen vammoissa (S90-S99) 25,4 %, määrittämättömien kehonosien vammoissa (T08-T14) 30,0 %, muiden tai määrittämättömien ulkoisten syiden vaikutuksissa (T66-T78) 32,7 % kirurgisen ja muun lääketieteellisen hoidon komp- likaatioissa (T80-T88) 30,2 %.
Sukupuolittain tutkittuna havaitsimme eroja vammaluokissa. Naisilla vähentymistä oli pään vam- moissa 18,1 %, rintakehän vammoissa 24,8 %, hartian ja olkavarren alueen vammoissa 21,9 %, polven ja säären vammoissa 31,0 %, nilkan ja jalka-
terän alueen vammoissa 25,5 % muiden tai määrit- tämättömien ulkoisten syiden vaikutukset 31,6 % ja kirurgisen ja muun lääketieteellisen hoidon komp- likaatioissa 30,2 %. Kaulan vammoissa miehillä vä- hentymistä oli 52,7 %, ranteen ja käden vammoissa 17,8 %, polven ja säären vammoissa 14,9 %, nilkan ja jalkaterän alueen vammoissa 25,3 %, muiden tai määrittämättömien ulkoisten syiden vaikutuk- set 33,6 % ja kirurgisen ja muun lääketieteellisen hoidon komplikaatioissa 35,6 %.
Pohdinta
Tässä tutkimuksessa osoitimme, että vammoista ai- heutuneet päivystyskäynnit vähenivät 15,9 % ko- ronakaranteenin aikana keväällä 2020 verrattuna vastaavaan ajanjaksoon vuonna 2019. Erikseen tar- kastelluista murtumista naisten nilkkamurtumat ja olkaluun yläosan murtumat vähenivät merkitsevästi. Lisäksi vanhempien naisten rannemurtumat vähe- nivät merkitsevästi. Lonkkamurtumat eivät vähen- tyneet merkitsevästi kummallakaan sukupuolella. Kliinisesti murtumat vähenivät kaikissa ikäryhmis- sä tyyppimurtumien osalta lonkkamurtumia lukuun ottamatta. Vanhemmalla väestöllä tilastollinen mer- kitsevyys selittyy suuremmista vammamääristä.
Päivystyskäyntien kokonaismäärä väheni Suo- messa 16 % koronarajoitusten aikana, mikä on lin- jassa tutkimuksemme vammoista aiheutuvien päi- vystyskäyntien vähenemisen kanssa (11). Suomessa koronakaranteenin aikana vammojen määrän vä- heneminen oli maltillisempaa kuin useissa muissa maissa (1-8). Eroa saattaa selittää rajoitusten voi- makkuusaste. Suomessa ei esimerkiksi asetettu ul- konaliikkumiskieltoa missään vaiheessa ja iso osa rajoituksista oli suosituksia kieltojen sijaan. Korona- viruksen ilmaantuvuus keväällä 2020 ei ollut Suo- messa yhtä korkeaa kuin useissa muissa Euroopan maissa. Tämän vuoksi suomalaiset saattoivat pitää koronaviruksen aiheuttamaa uhkaa pienenä, mikä saattoi vaikuttaa rajoitusten noudattamiseen.
Liikkumisrajoitukset näyttivät suojelevan naisia paremmin loukkaantumisilta. Nilkkamurtumat, ol- kaluun yläosan murtumat ja rannemurtumat vähe- nivät vain naisilla. Ruotsissa tutkittiin rajoitusten vaikutusta nilkkamurtumiin ja myös siellä nilkka- murtumat vähenivät enemmän naisilla kuin miehil- lä. (9) Iäkkäillä naisilla on enemmän osteoporoosia
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 77
Taulukko 1: Vammoista aiheutuneet päivystyskäynnit 18. maaliskuuta – 31. toukokuuta vuosina 2019 ja 2020.*
*Vammoista aiheutuneet päivystyskäynnit Tampereen ja Kuopion yliopistollisten sairaaloiden (TAYS ja KYS) sekä Keski-Suomen ja Mikkelin keskussairaaloiden (KSKS ja MKS) alueilla. Nollapaisutetun Poisson-regressiomallin avulla on verrattu päivittäisten vam- moista aiheutuvien päivystyskäyntien keski-arvojen eroja kevään 2020 koronakaranteenin ja vuoden 2019 vastaavan ajanjakson välillä. Tilastolliset merkitsevät p-arvot on lihavoitu.
(13)jahaurautta(14).Tämäsaattaaosaltaanselittää miksi ulkona liikkumista ja urheilua vähentävät ra- joitukset saattavat vaikuttaa enemmän naisiin kuin miehiin. Yksi syy saattaa myös olla, että suomalai- set naiset noudattavat paremmin ohjeita ja sääntöjä kuin miehet.
Sairaaloiden välillä erot vammoista aiheutuvien päivystyskäyntien vähenemisessä ovat moniteki- jäiset. Sairaaloiden väestöpohjassa on eroja ikärak-
enteissa. Esimerkiksi Etelä-Savossa on isompi osa väestöstä iäkkäitä kuin Pirkanmaalla. Toisaal- ta Etelä-Savossa väestö lähes kaksinkertaistuu lo- makausina vapaa-ajan asuntojen vuoksi (15). Monet lähtivät keväällä 2020 koronaa turvaan vapaa-ajan asunnoilleen. Lisäksi sairaaloiden välillä saattoi olla eroja elektiivisen toiminnan vähentämisissä, mikä vaikuttaa komplikaatioiden määrään.
Tutkimuksessamme on myös joitakin heikkouk-
78 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Taulukko 2: Tyypillisimmistä murtumista aiheutuneet päivystyskäynnit 18. maaliskuuta – 31. toukokuuta vuosina 2019 ja 2020.
* Vammoista aiheutuneet päivystyskäynnit Tampereen ja Kuopion yliopistollisten sairaaloiden (TAYS ja KYS) sekä Keski-Suomen ja Mikkelin keskussairaaloiden (KSKS ja MKS) alueilla. Nollapaisutetun Poisson-regressiomallin avulla on verrattu päivittäisten vam- moista aiheutuvien päivystyskäyntien keski-arvojen eroja kevään 2020 koronakaranteenin ja vuoden 2019 vastaavan ajanjakson välillä. Tilastolliset merkitsevät p-arvot on lihavoitu.
sia. Karanteeniaika oli keväällä 2020 melko lyhyt. Edellisen vuoden sijaan olisimme voineet käyttää vertailuaineistona useamman vuoden vastaavaa ajanjaksoa, mikä olisi parantunut tulosten vakuut- tavuutta. Toisaalta kansainväliset tutkimustulokset tukevat löydöksiämme vammojen vähenemisestä (1-8). Aineistossamme potilas on saattanut tulla sai- raalaan uudelleen saman vamman vuoksi, mutta toi- saalta tilanne on sama vertailuaineistossa.
Tutkimuksemme vahvuutena on kattava aineisto, jossa on mukana neljä eri sairaalaa, joiden väestö- vastuualueilla asuu viidennes Suomen väestöstä. Mukana on sekä isoja, että pieniä sairaaloita eri puo- lilta maata ja alueilla on suuria kaupunkeja, mutta myös maaseutua. Vammoista aiheutuneet päivystys- käynnit vähenivät kaikissa mukana olevissa sairaa- loissa, minkä vuoksi tuloksia voidaan yleistää suu- rimpaan osaan maata. Suomessa onnettomuudet ja
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 79
vammat hoidetaan yleensä akuuttivaiheessa julkises- sa terveydenhuollossa ja kirjataan sähköisiin potilas- tietojärjestelmiin. Tämän vuoksi tulosten soveltu- vuus koko väestöön on hyvä.
Johtopäätökset
Karanteenin aikaiset liikkumisrajoitukset näyttivät vähentävän vammojen määrää. Ranne-, nilkka- ja olkaluun yläosan murtumissa vammat vähenivät erityisesti naisilla. Sen sijaan lonkkamurtumien il- maantuvuuteen liikkumisrajoituksilla ei näytä olleen vaikutusta. Kokonaismäärällisesti rajoitusten aikana vammat vähenivät enemmän nuorella kuin vanhem- malla väestöllä.
Viitteet
1. Christey G, Amey J, Campbell A, Smith A. Variation in volumes and characteristics of trauma patients admitted to a level one trauma centre during national level 4 lockdown for COVID-19 in New Zealand. N Z Med J. 2020;133(1513):81- 88.
2. Hampton M, Clark M, Baxter I, et al. The effects of a UK lockdown on orthopaedic trauma admissions and surgical cases: A multicentre comparative study. Bone Jt Open. 2020;1(5):137-143.
3. Jenkins P, British Orthopaedic Association. The early effect of COVID-19 on trauma and elective orthopaedic surgery. 2020.
4. Kamine TH, Rembisz A, Barron RJ, Baldwin C, Kromer M. Decrease in trauma admissions with COVID-19 pandemic. West J Emerg Med. 2020;21(4):819-822.
5. MacDonald DRW, Neilly DW, Davies PSE, et al. Effects of the COVID-19 lockdown on orthopaedic trauma:
A multicentre study across scotland. Bone Jt Open. 2020;1(9):541-548.
6. Nuñez JH, Sallent A, Lakhani K, et al. Impact of the COVID-19 pandemic on an emergency traumatology service: Experience at a tertiary trauma centre in spain. Injury. 2020;51(7):1414-1418.
7. Scott CEH, Holland G, Powell-Bowns MFR, et al. Population mobility and adult orthopaedic trauma services during the COVID-19 pandemic: Fragility fracture provision remains a priority. Bone Jt Open. 2020;1(6):182-189.
8. Ajayi B, Trompeter A, Arnander M, Sedgwick P, Lui DF. 40 days and 40 nights: Clinical characteristics of major trauma and orthopaedic injury comparing the incubation and lockdown phases of COVID-19 infection. Bone Jt Open. 2020;1(7):330-338.
9. Rydberg EM, Möller M, Ekelund J, Wolf O, Wennergren D. Does the covid-19 pandemic affect ankle fracture incidence? moderate decrease in sweden. Acta Orthop. 2021:1-4.
10. Magnusson K, Helgeland J, Grøsland M, Telle K. Impact of the COVID-19 pandemic on emergency and elective hip surgeries in norway. Acta Orthop. 2021:1-5.
11. Kuitunen I, Ponkilainen VT, Launonen AP, et al. The effect of national lockdown due to COVID-19 on emergency department visits. Scand J Trauma Resusc Emerg Med. 2020;28(1):114.
12. Uimonen M, Kuitunen I, Jämsen E, Ponkilainen V, Mattila VM. Emergency visits by older adults decreased during COVID-19 but increased in the oldest old. J Am Geriatr Soc. 2021;69(7):1738-1740.
13. Lane NE. Epidemiology, etiology, and diagnosis of osteo- porosis. Am J Obstet Gynecol. 2006;194(2 Suppl):S3-11.
14. Ofori-Asenso R, Chin KL, Mazidi M, et al. Global incidence of frailty and prefrailty among community-dwelling older adults: A systematic review and meta-analysis. JAMA Netw Open. 2019;2(8):e198398.
15. Official Statistics of Finland (OSF). Buildings and free-time residences. https://www.stat.fi/til/rakke/2019/ rakke_2019_2020-05-27_kat_001_en.html. Updated 8.7.2021.
80 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Sairaalahoitoisten murtumien ja leikkaushoidon ilmaantuvuus raskausaikana ja niiden vaikutus raskauteen – retrospektiivinen kohorttitutkimus Suomessa 1998 – 2017
Lauri Nyrhi 1,2, Ilari Kuitunen 3,4, Ville Ponkilainen 1, Tuomas T Huttunen5,6, Ville M Mattila 2
1. Sairaala Nova, Jyväskylä 2. Tampereen yliopisto
3. Mikkelin Keskussairaala 4. Itä-Suomen yliopisto
5. Sydänkeskus, Tampereen yliopistollinen sairaala
Tavoite: Määrittää naisten raskausajan murtumien ja murtumien leikkaushoi- don ilmaantuvuus sekä näiden vaikutus raskauteen Suomessa vuosien 1998 ja 2017 välillä.
Tutkimusasetelma: Retrospektiivinen kohorttitutkimus.
Aineisto: Valtakunnallinen rekisteridata hoitoilmoitusrekisteristä ja syntyneiden lasten rekisteristä.
Tutkimuspopulaatio: Kaikkien 15 – 49 vuotiaiden naisten ≥22 viikkoiset raskaudet ajanjaksolla 1.1.1998-31.12.2017.
Tulokset: Tutkimusaikana 629 911 raskaudesta 1813 raskaana olevaa naista joutui sairaalahoitoon murtuman vuoksi (kokonaisilmaantuvuus 185 per 100 000 raskautta). Kaikista sairaalahoitoisista murtumista 24% (n=513/2098) hoidettiin operatiivisesti. Sääri- ja pohjeluun sekä kyynärvarren murtumat muodostivat puolet kaikista murtumista. Lantiomurtumien ilmaantuvuus oli 5.2 per 100 000 raskautta ja näistä 14% hoidettiin operatiivisesti. Sairaalahoitoi- sen murtuman raskausaikana saaneilla kohtukuolemaan päättyi 0.6% raskauk- sista (n=10/1813), mikä on 1,5 -kertainen osuus normaaliväestöön verrattuna. Rangan alaosan murtumat ja moniosaiset lantionmurtumat johtivat ennenai- kaiseen synnytykseen 25% raskauksista (n=5/20) ja kohtukuoleman osuus oli 10% (n=2/20).
Johtopäätökset: Sairaalahoitoisten murtumien ilmaantuvuus raskausaikana on matalampi kuin normaaliväestöllä ja murtumat hoidetaan normaaliväes- töä useammin konservatiivisesti. Ennenaikainen synnytys ja kohtukuolema oli yleisempää rangan alaosan ja moniosaisen lantionmurtuman sairastaneilla. Ko- konaisäitikuolleisuuden ja kohtukuoleman osuudet ovat matalia raskaudenai- kaisten sairaalahoitoisten murtumien ja leikkaushoidon yhteydessä.
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 81
Sairaalahoitoisten murtumien ja leikkaushoidon ilmaantu- vuus lapsivuode- ja imetysaikana – retrospektiivinen kohortti- tutkimus Suomessa 1999 – 2018
Lauri Nyrhi 1,2, Ilari Kuitunen 3,4, Ville Ponkilainen 1, Tuomas T Huttunen5,6, Ville M Mattila 2
1. Sairaala Nova, Jyväskylä
2. Tampereen yliopisto, Tampere
3. Mikkelin Keskussairaala, Mikkeli
4. Itä-Suomen yliopisto, Kuopio
5. Sydänkeskus, Tampereen yliopistollinen sairaala, Tampere
Tavoite: Määrittää naisten imetys- ja lapsivuodeajan murtumien ja murtumien leikkaushoidon ilmaantuvuus Suomessa vuosien 1999 ja 2018 välillä. Tutkimusasetelma: Retrospektiivinen kohorttitutkimus.
Aineisto: Valtakunnallinen rekisteridata hoitoilmoitusrekisteristä ja syntyneiden lasten rekisteristä.
Tutkimuspopulaatio: Kaikki 12 kuukauden sisällä synnytyksestä sairaala- hoitoisen murtuman sairastaneet 15 – 49 vuotiaat naiset ajanjaksolla 1.1.1999- 31.12.2018
Tulokset: Tutkimusaikana 2689 naista saivat 3140 sairaalassa hoidettua murtumaa. Sairaalahoitoon johtaneiden murtumien kokonaisilmaantuvuus oli 219 per 100 000 henkilövuotta ensimmäisen 4 kuukauden aikana synny- tyksestä. Seuraavan kahdeksan kuukauden aikana ilmaantuvuus kohosi ollen 310 per 100 000 henkilövuotta. Kaikista sairaalahoitoisista murtumista 29% (n=904/3140) hoidettiin operatiivisesti. Kolmanneksen kaikista murtumista muodostivat nilkan ja distaalisen radiuksen murtumat. Sairaalahoitois- ten lantionmurtumien ilmaantuvuus oli 15 per 100 000 henkilövuotta neljä kuukautta synnytyksestä ja operatiivisesti niistä hoidettiin 22%. Yli puolet kaikista murtumista diagnosoitiin 6 – 12 kuukautta synnytyksestä (keskiarvo 6,6 kuukautta).
Johtopäätökset: Sairaalahoitoisten murtumien ilmaantuvuus imetys- ja lapsivu- odeaikana on matalampi kuin normaaliväestöllä, mutta ilmaantuvuus kasvaa tasaisesti imetyksen loppuessa. Lantionmurtumista suurempi osuus ajoittuu ensimmäisiin synnytyksenjälkeisiin kuukausiin. Operatiivisesti hoidettujen murtumien osuus on yhteneväinen normaaliväestön kanssa. Ranne- ja nilkka- murtumat olivat yleisimpiä sairaalassa hoidettuja murtumia.
82 SOT 1 • 2021 Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Äidin raskaudenaikaisen tupakoinnin sekä geneettisten teki- jöiden yhteys lasten murtumiin.
Roope Parviainen, Juha-Jaakko Sinikumpu
Oulun yliopistollinen sairaala, Lastenkirurgian ja –ortopedian yksikkö sekä Oulun yliopisto, PEDEGO- tutkimusryhmä ja MRC Oulu
Childhood fractures are common injuries, but the background and possible risk factors arising from genetics or the environment during gestation are not well known. Therefore, the purpose of our study was to explore whether maternal smoking during pregnancy was associated with pediatric fractures. The aim of the research was also to find out if there exists genetic regions associated with fractures before school age. Genome Wide Association Analysis (GWAS) was performed for this purpose. The Northern Finland birth cohort 1986 was used as the material, and the fracture data was taken from National Hospital Discharge Register (NHDR).
Johdanto
Lasten murtumat ovat suhteellisen yleisiä vammoja ja noin kolmasosa lapsista saa vähintään yhden mur- tuman ennen täysi-ikäisyyttä (1,2). Alle 5-vuotiai- den lasten murtumien esiintyvyys eurooppalaisis- sa aineistoissa on noin 50-100/10000/vuosi (3). Luvut osoittavat, että lapset, joilla ei ole tiedossa luustoon vaikuttavia sairauksia, kärsivät jopa toistu- vista murtumista. Tämä voi viitata luussa piilevään heikkouteen. Murtuma-alttiuden taustalla voi olla genetiikasta, ruokavaliosta, fyysisestä aktiivisuudes- ta, sukupuolesta tai raskauden aikaisista olosuhteis- ta johtuvia tekijöitä (4). Kuitenkin murtumariskiin vaikuttavat raskaudenaikaiset ja perinnölliset tekijät ovat suhteellisen huonosti tunnettuja. Tutkimukses- samme halusimme selvittää äidin raskaudenaikaisen tupakoinnin sekä geneettisten tekijöiden yhteyksiä murtumariskiin.
Lasten murtumien etiologiaa ja patogeneesiä on tutkittu kokonaisvaltaisesti niukasti, mutta tie- detään, että murtumariski on monimutkainen yh- distelmä luuhun liittyviä ja liittymättömiä tekijöitä.
Luun mineralisaation, sekä mahdollisesti luun orgaa- niseen rakentumiseen, vaikuttavat useat tekijät sekä ennen syntymää että sen jälkeen. On esitetty, että äidin raskaudenaikainen tupakointi assosioituisi luun lapsen matalampaan luuntiheyteen ja lisääntyneeseen murtumariskiin lapsuudessa (5,6). Myös murtumiin assosioituvia geneettisiä tekijöitä on tutkittu ja useita luun tiheyteen mahdollisesti vaikuttavia geenejä on tunnistettu sekä lapsilla että aikuisilla (7-9). Tässä- kin suhteessa lapsilla tehtyjä tutkimuksia on vähän. Lisäksi kirjallisuus ehdottaa, että luuntiheyden ja murtumien periytyvyydessä voi olla eroavaisuutta ja sen vuoksi näitä tulisikin tutkia erikseen (10).
Tämän tutkimuksen tarkoituksena oli selvittää äidin raskaudenaikaisen tupakoinnin sekä geneettis- ten tekijöiden assosiaatiota lapsuusajan murtumiin.
Aineisto ja menetelmät
Tutkimuksen aineistona käytettiin syntymäkohort- tia, johon sisältyvät kaikki Pohjois-Suomen (entiset Oulun ja Lapin läänien alueet) syntyneet lapset ja
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 83
heidän äitinsä (11). Luvan tietojensa tieteelliseen käyttöön antoi yhteensä 6718 henkilöä. Kohortin henkilöiltä on kerätty kyselyin sekä terveystarkas- tuksien kattavasti terveystietoja syntymästä alkaen ja heidän äitiensä tietoja elinoloista ja ympäristöteki- jöistä raskausajalta on kartoitettu kyselyin.
Äidin raskaudenaikaista tupakointia on kysytty strukturoidulla kysymyksellä kyselylomakkeella, jonka kätilö on täyttänyt juuri ennen synnytystä tai heti sen jälkeen.
Päävastemuuttujaksi valittiin sairaalahoitoinen murtuma ennen kouluikää ja murtumatiedot ke- rättiin Terveyden ja hyvinvoinnin laitoksen (THL) Hoitoilmoitusjärjestelmään (Hilmo) tehdyistä mer- kinnöistä ICD-9 tautiluokitusta käyttäen. Avoter- veydenhuollossa hoidettuja lieviä luuvammoja ei tähän aineistoon sisältynyt.
Regressioanalyysiä käytettiin murtumien se- littävän tekijän, eli äidin raskaudenaikaisen tupa- koinnin, ja murtumien assosiaation selvittämisessä. Potentiaalisina sekoittavina tekijöinä huomioitiin sukupuoli, perheen sosiaaliluokka, äidin ikä, lap- suuden astma ja reuma, sekä lapsen painoindeksi 7-vuotiaana. Tulokset esitetään ilmaantumistiheyk- sien suhteena (Incidence Rate Ratio, IIR) 95% luot- tamusvälien ja p-arvojen kanssa.
Murtumiin assosioituvia genomin alueita tar- kasteltiin genominlaajuisella assosiaatioanalyysillä (Genome Wide Association Analysis, GWAS). Ana- lyysissa lineaarinen regressiomalli sovitettiin dataan, jotta yhden nukleotidin monimuotoisuuden (Single Nucleotide Polymorphism, SNP) summautuva vai- kutus voitiin testata. Tulokset sovitettiin sukupuo- lella. Yleisesti hyväksytty raja-arvo genomin laajui- selle merkitsevyydelle on P < 5x10-8 ja assosiaatioon viittaavalle tulokselle P < 5x10-5.
Tulokset
Äidin tupakoinnin yhteyttä analysoitaessa yhteen- sä 86 lapsella oli ollut vähintään yksi sairaalahoi- toinen murtuma ennen seitsemää ikävuotta. Heistä 56 oli poikia ja 30 tyttöjä. Kahdella lapsella oli ollut kaksi murtumaa.
Tutkimuskohortissa 12.2% äideistä ilmoit- ti käyttäneensä alkoholia raskauden ensimmäi- sen kolmanneksen aikana. Näistä äideistä 91.8% lopetti tupakoinnin raskauden aikana ja keskimää-
räinen lopettamisaika oli raskauden 8. viikko. Äidin raskauden aikainen tupakointi assosioi- tui 1.85-kertaisesti suurentuneeseen murtumaris- kiin lapsuudessa (95% luottamusväli, confidence in- terval, CI 1.07–3.03, p = 0.020). Kun sekoittavat tekijät otettiin huomioon, ei tulos muuttunut mer- kittävästi: IIR 1.83, 95% CI 1.06–3.02, p = 0.022). Syntymäkohortin genotyyppidata on saatavil- la 48 potilaalta, jotka olivat kärsineet lapsuudes- saan ainakin yhdestä murtumasta ennen koului- kää. Kontrolleina käytettiin henkilöitä, joilla ei ollut murtumia (N = 3182). Murtuman saaneista lapsista 33.3% oli tyttöjä ja 66.7% poikia. Keskimääräinen
murtumaikä oli 4.05 vuotta.
GWAS-analyysissä löytyi yksi merkitseväs-
ti murtumiin assosioituva geneettinen lokus, SNP rs112635931. Tulokset on esitetty Taulukossa 1. SNP rs112635931 sijaitsee lähellä PROSER2 ja PROSER2-AS1 -geenejä. PROSER2-geeni koodaan PROSER2-proteiinia, jota esiintyy laajasti elimistön eri kudoksissa. Gene Expression Omnibus -tieto- kannan mukaan PROSER2-proteiinia on löydetty hiirien osteoblastisolulinjoista. Kuitenkaan, PRO- SER2-geenin tarkka tehtävä ei ole tiedossa. Lisäksi löydettiin kuusi lokusta joiden tulos oli viitteellinen. Näistä kuudesta lokuksesta neljällä on löydettävis- sä yhteys luukudokseen (rs9827298, rs374077976, rs41316954, rs111299584).
Pohdinta
Äidin raskaudenaikainen tupakointi assosioituu tämän tutkimuksen kohorttiaineistossa lapsen suu- rentuneeseen riskiin saada sairaalahoitoa vaativia murtumia. Vaikkakin äidin raskaudenaikaisen tupa- koinnin on todettu assosioituvan pienempään luun- tiheyteen eräissä tutkimuksissa, löydöksen biologi- nen tausta vaatii jatkotutkimuksia (12-13). Taustalla voi myös olla tupakan kemikaalien aiheuttamia vielä tuntemattomia luun rakennetta heikentäviä tekijöi- tä. Suorien biologisten vaikutusten lisäksi on mah- dollista, että raskaudenaikainen tupakointi yhdis- tyy perheen muuhun epäterveelliseen elämäntapaan sekä muihin asioihin, jotka myös voivat vaikuttaa murtumariskiin.
Lisäksi tutkimuksessa havaittiin lapsuuden mur- tumiin assosioituvia geneettisiä lokuksia, joita ei ole aiemmin murtumiin yhdistetty. Aihe on vielä varsin
84 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Taulokko 1. Geneettiset variantit jotka assosioituivat lapsuuden murtumiin
Lyhenteet: Kro = Kromosomi, EA = Effect allele, NEA = Non-effect allele, EAF = Effect allele frequency, SE = Standard error.
vähän tutkittu ja toivomme tulostemme herättävän kiinnostusta tutkia asiaa muilla aineistoilla.
Yhteenvetona, äidin raskaudenaikainen tupa- kointi assosioituu merkitsevästi lapsuuden kohon- neeseen murtumariskiin. Lisäksi yksilön genomis- takin voi löytyä syitä siihen miksi toisten luut murtuvat helpommin kuin toisten.
Viitteet
1. Jones IE, Williams SM, Dow N, Goulding A, How many children remain fracture- free during growth? A longitudi- nal study of children and adolescents participating in the Dunedin Multidisciplinary Health and Development Study, Osteoporos. Int. 2002;13:990–995.
2. Manias K, McCabe D, Bishop N. Fractures and recurrent fractures in children; varying effects of environmental factors as well as bone size and mass. Bone. 2006;39:652– 657.
3. Mäyränpää, M. K., Mäkitie, O., & Kallio, P. E. Decreasing incidence and changing pattern of childhood fractures: A population-based study. Journal of Bone and Mineral Research: The Official Journal of the American Society for Bone and Mineral Research, 2010;25(12):2752-2759. doi:10.1002/jbmr.155
4. Goulding A, Jones IE, Williams SM, Grant AM, Taylor RW, Manning PJ, et al. First fracture is associated with increased risk of new fractures during growth. J Pediatr. 146: 286-288, 2005.
5. Jones G, Riley M, Dwyer T, Maternal smoking during pregnancy, growth, and bone mass in prepubertal children, J. Bone Miner. Res. 1999;14:146–151.
6. Godfrey K, Walker-Bone K, Robinson S, Taylor P, Shore S, Wheeler T, et al. Neonatal bone mass: influence of parental
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 85
birthweight, maternal smoking, body composition, and activity during pregnancy, J. Bone Miner. Res. 2001;16:1694– 1703.
7. Duren DL, Blangeroc J, Sherwood RJ, Šešelj M, Dyer T, Cole SA, Lee M, Choh AC, Chumlea WmC, Siervogel RM,
et al. Cortical bone health shows significant linkage to chromosomes 2p, 3p, and 17q in 10-year-old children. Bone. 2011;49(6):1213–1218.
8. Chesi A, Mitchell JA, Kalkwarf HJ, Bradfield JP, Lappe JM, Cousminer DL, Roy SM, McCormack SE, Gilsanz V, Oberfield SE, et al. A Genomewide Association Study Identifies Two Sex-Specific Loci, at SPTB and IZUMO3, Influencing Pediatric Bone Mineral Density at Multiple Skeletal Sites. J Bone Miner Res. 2017;32(6):1274-1281.
9. Arden NK, Baker J, Hogg C, Baan K, Spector TD. The herit- ability of bone mineral density, ultrasound of the calcaneus and hip axis length: a study of postmenopausal twins. J. Bone Miner. Res. 1996;11:530–534,.
10. Richards JB, Zheng HF, Spector TD. Genetics of osteopo- rosis from genome-wide association studies: advances and challenges. Nat Rev Genet. 2012;13:576-588.
11. Järvelin M-R, Elliott P, Kleinschmidt I, Martucci M, Grundy C, Hartikainen A-L, Rantakallio P. Ecological and individual predictors of birthweight in a northern Finland birth cohort 1986, Paediatr. Perinat. Epidemiol. 1997;11(3):298–312.
12. Goulding A, Cannan R, Williams SM, Gold EJ, Taylor RW, Lewis-Barned NJ. Bone mineral density in girls with forearm fractures, J. Bone Miner. Res. 1998;13:143–148.
13. Goulding A, Jones IE, Taylor RW, Manning PJ, Williams SM. More broken bones: a 4-year double cohort study of young girls with and without distal forearm fractures. J. Bone Miner. Res. 2000;15:2011–2018.
86 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Monimuuttujamallit ortopedisessa tutkimuksessa: metodologinen katsaus kovariaattien valinnasta ja syy- seuraussuhteista
Ville Ponkilainen1, Mikko Uimonen1, Lauri Raittio2, Ilari Kuitunen3, Antti Eskelinen4, Aleksi Reito2
1 Keski-Suomen Keskussairaala, Jyväskylä 2 Tampereen yliopistollinen sairaala
3 Itä-Suomen yliopisto, Kuopio
4 Tekonivelsairaala Coxa, Tampere
Johdanto
Lääketieteellisessä tutkimuksessa on meneillään tois- tettavuuskriisi (1, 2). Toistettavuuskriisin taustalla olevia ongelmia on tutkittu runsaasti viime vuosien aikana (3-7). Toistuvasti esiin nousevana haasteena ovat käytettyjen metodien ja niiden taustalla olevien teorioiden heikko ymmärrys (3, 8).
Monimuuttujamallit ovat yleisesti käytetty me- netelmä kliinisessä tutkimuksessa. Yleisin lähesty- mistapa on tutkia yhtä selitettävää muuttujaa (=pää- temuuttuja) useamman selittävän (=lähtömuuttuja) muuttujan kautta. Tällaisessa tilanteessa tutkitaan siis yhden muuttujan vaikutusta tiettyyn loppu- tulokseen ja malli kontrolloidaan sekoittavilla te- kijöillä, ja kontrolloinnin tavoitteena on vähentää sekoittuneisuusharhaa havainnoivassa tutkimus- asetelmassa. Mallia rakentaessa tulisi olla jo ennak- ko-oletus siitä, että muuttujien välillä on syy-seu- raussuhde, jonka vahvuutta tutkitaan. (9)
Syy-seuraussuhteet rakentuvat usein useiden eri- laisten vaikutusten (effect) kautta. Suora vaikutus (direct effect) edustaa syy-seuraussuhdetta, jossa se- littävän muuttujan vaikutus kohdistuu suoraan seli- tettävään muuttujaan. Useasti kuitenkin on tilanne, jossa suoran vaikutukset lisäksi muuttuja vaikuttaa myös jonkin sekoittavan tekijän kautta epäsuoras- ti (indirect effect) selitettävään ilmiöön. Tällöin ko- konaisvaikutus (total effect) katsotaan koostuvan suoran, sekä kaikkien epäsuorien vaikutusten sum- masta.Monimuuttujamallistaonkintavoitteenaarvi-
oida ja esittää ainoastaan selittävän muuttujan koko- naisvaikutusta tutkittavaan ilmiöön. Jos sekoittavien tekijöiden suhteen kontrollointi tehdään väärin ja se epäonnistuu, lopputuloksena on harhaiset piste-esti- maatit. Tämän vuoksi muuttujien valinta tulisi tehdä perustuen ilmiön taustalla olevan kausaalipäättelyyn perustuvan selitysmallin perusteella.
Kirjallisuudessa esitellään lukuisia vaihtoehtoja monimuuttujamallin muuttujien valintaan, kuten paras sopivuus malliin (fit), p-arvot ja kausaalipäät- telyyn perustuvat metodit (10). Ymmärrys kausaali- sen päättelyn hyödyistä on kehittynyt viime vuosina, ja tämän vuoksi nykyisin suositellaankin kausaali- päättelyyn perustuvan selitysmallin käyttöä moni- muuttujamallin rakentamisessa (11-18). Koska ti- lastotieteeseen perustuvat tekniikat eivät perustu kausaliteetin arviointiin, on niiden ongelmana se, että sekoittava tekijä, jolla oikeasti olisi vaikutusta se- litettävään muuttujaan, jätetään pois koska sen pis- te-estimaatti jää ’tilastollisesti ei-merkitseväksi’ (11- 18). Toisaalta, mikäli muuttujat valitaan tilastollisen merkitsevyyden perusteella, on mahdollisuus, että niillä ei oikeasti ole vaikutusta, vaan tilastollisesti merkitsevä p-arvo perustuu satunnaisvaihteluun.
Monimuuttujamallin tulosten raportoinnis- sa on tärkeää, että sekoittuneisuus on kontrolloi- tu asianmukaisesti jokaiselle esitetylle muuttujalle. Mikäli näin ei ole, on riski, että osa piste-estimaa- teista kuvastaa epäsuoraa vaikutusta, kun osa puo- lestaan kuvastaa suoraa vaikutusta, ja nämä erilaiset vaikutukset esitellään samanarvoisina. Tällaisessa
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 87
tilanteessa muuttujien vertaaminen suoraan keske- nään ei ole luotettavaa, ja se altistaa virheelliselle päättelylle. Monimuuttujamallin tulosten esittämi- nen tällä tavalla on virheellistä, ja se tunnetaan myös nimellä ”Taulukko 2 harha” (eng. Table 2 Fallacy) (16). Kuvassa 1 on kuvattu esimerkki Taulukko 2 harhasta, sekä oikeaoppinen tyyli tulosten esittämi- seen, jotta harha voidaan välttää.
Tämän katsauksen tavoitteena oli arvioida mo- nimuuttujamalliin sisällytettävien muuttujien valin- taan käytettyjä metodeita, sekä Taulukko 2 harhan yleisyyttä ortopedian huippulehdissä julkaistuissa artikkeleissa.
Metodit
Tämän katsauksen aineisto kerättiin impact factor -luokituksen perusteella ortopedian seitsemäs- tä parhaasta lehdestä. Katsaukseen sisäänotetut lehdet olivat: Acta Orthopaedica, American Journal of Sports Medicine, Arthroscopy, Bone & Joint Journal, Clinical Orthopaedics and Related Re- search, Journal of Arthroplasty, Journal of Bone and Joint Surgery. Kaikki artikkelit vuodelta 2019 käytiin läpi, ja tutkimukset, joissa monimuuttuja- mallin tulokset esiteltiin taulukossa, sekä abstraktis- sa otettiin mukaan aineistoon.
Yhteensä 3038 tutkimusta identifioitiin. Tut- kimuksista poissuljettiin kaikki muut asetelmat kuin prospektiiviset ja retrospektiiviset rekisteri- ja kohorttitutkimukset. Tutkimusten tilastoanalyy- si -kappaleet käytiin läpi ja mukaan otettiin kaikki tutkimukset, joissa käytettiin monimuuttujaregres- siomallia. Regressiomalleista ainoastaan yleistetty tai normaali lineaarinen, logistinen, Coxin ja Poissonin regression otettiin mukaan katsaukseen.
Tilastoanalyysikappale käytiin läpi, ja arvioitiin, kuinka monimuuttujamallin muuttujien valinta suoritettiin ja perustuiko se syy-seuraussuhteiden se- litysmalliin. Taulukot, joissa kaikki regressiomalliin sisällytetyt muuttujat raportoitiin samanarvoisina, tulkittiin olevan potentiaalisesti riskissä Taulukko 2 harhaan. Taulukko 2 harha varmistettiin arvioimal- la, perustuiko regressiomallin muuttujien valinta syy-seuraussuhteen selitysmallin arvioon. Lisäksi kerättiin tieto siitä, perustuiko valinta tilastollisiin menetelmiin vai otettiinko malliin kaikki saatavilla olevat muuttujat ilman, että niiden taustalla olevia
syy-seuraussuhteita arvioitiin. Mikäli tuloksissa esi- teltiin monimuuttujamallin tuloksia useammassa taulukossa, ainoastaan ensimmäinen taulukko arvi- oitiin, olettaen että taulukossa on tutkimuksen kan- nalta tärkeimmät tulokset.
Tutkimuksen tulokset esitellään numeroina sekä prosentteina. Kaikki analyysit tehtiin R tilasto-oh- jelmalla (versio 4.0.2, R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria).
Tulokset
Kaikkiaan 193 tutkimusta sisällytettiin analyysei- hin. Muuttujien valinta perustui ei-tilastollisiin menetelmiin 65%:ssa (n=126), ja tilastollisiin me- netelmiin 35% (n=67) artikkeleista (Taulukko 1). Kaikista yleisin ei-tilastollinen menetelmä, jota käy- tettiin puolessa tutkimuksista, oli sisällyttää kaikki saatavilla olevat muuttujat, ilman että syy-seuraus- suhteiden tulkintaa avattiin tekstissä. Muuttujat va- littiin 16% (n=31) tutkimuksista sillä perusteella, että kirjoittajat arvioivat niiden olevan potentiaali- sesti sekoittavia tekijöitä, tai ne oli aiemmissa tut- kimuksissa sellaisiksi todettu. Ainoastaan kolmessa tutkimuksessa (1.5%) muuttujien valinta perustui syy-seurauskuvioon selitysmalliin. Tilastollisista me- netelmistä yleisin oli sisällyttää yhden muuttujan regressiomallissa tilastollisesti merkitsevän yhtey- den saaneet muuttujat (n=29, 15%). Toiseksi yleisin tilastollinen menetelmä oli askeltava muuttujien valinta (eng. stepwise -regressio) (n=25, 13%).
Kaikkiaan 129 (67%) tutkimuksessa kaikkien malliin sisällytettyjen muuttujien piste-estimaatit esitettiin yhdessä taulukossa ilman että malliin liit- tyviä syy-seuraussuhteita selitettiin (eli Taulukko 2 harha). Lehtien välillä oli huomattavia eroja, sillä Taulukko 2 harhan osuus kaikista arvioiduista tau- lukoista vaihteli lehtikohtaisesti 21% ja 81% välillä.
Kaikista arvioiduista tutkimuksista 56 (29%) täytti seuraavat kriteerit: Muuttujien valinta perus- tui ei-tilastollisiin menetelmiin, ilman että kaikkia malliin sisällytettyjä muuttujia esiteltiin taulukois- sa (ei Taulukko 2 harha). Tutkimuksista, joissa ei syyllistytty Taulukko 2 harhaan, 7% (n=13) perusti muuttujien valinnan syy-seuraussuhteiden arvioon, mutta näistä yksikään ei havainnollistanut arviota syy-seurauskuviolla, eli DAGilla.
88 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Taulukko 1. Monimuuttujamallin muuttujien valintaan käytetyt menetelmät tutkimusaineistossa.
n = 193
%
Ei-tilastolliset menetelmät
127
65.8
Kaikki saatavilla olleet muuttujat sisällytetty
96
49.7
Kaikki potentiaaliset* muuttujat sisällytetty
28
14.5
Syy-seurauskuvio (DAG)
3
1.6
Tilastolliset menetelmät
66
34.2
Tilastollisesti merkitsevä** yhden muuttujan regressiomallissa
29
15
Askeltava muuttujien valinta (eng. Stepwise regression)
25
13
Tilastollisesti merkitsevä ** monimuuttujamallissa
4
2.1
Useamman menetelmän yhdistelmä
3
1.6
Muut menetelmät
5
2,5
* Metodeissa maininta, että muuttujat on aiemmissa tutkimuksissa, tai tutkijoiden oletusten perusteella syytä olettaa merkityk- sellisiksi muuttujiksi monimuuttujamallin kannalta.
** Eri raja-arvoja käytettiin.
Pohdinta
Tämä katsaus ortopedian kärkilehtiin lehtiin osoitti, että jopa 67% arvioiduista julkaisuista syyllistyy Tau- lukko 2 harhaan. Lisäksi monimuuttujaan sisällytet- tävien muuttujien valinta tehtiin oikeaoppisesti vain 7%:ssa arvioiduista artikkeleista. Vain kolme tutki- musta käytti syy-seurauskuvioita, jotka ovat tämän hetken kirjallisuuden perusteella suositelluin tapa valita asianmukaiset muuttujat mukaan malliin.
Tulokset osoittavat, että syy-seuraussuhteiden arviointi monimuuttujamallin taustalla on huonos- ti tunnettu ja harvoin käytetty menetelmä ortopedi- an tutkimuksessa. Vaikka aineisto perustui hiljattain (2019) vertaisarvioiduissa huippulehdissä julkaistui- hin artikkeleihin, Taulukko 2 harha oli yleinen. Tu- lokset osoittavat, että tutkijoiden, vertaisarvioiden, sekä lehtien toimituksen tulisi jatkossa panostaa näiden aiheiden ymmärtämiseen.
Yksinkertaisimmillaan Taulukko 2 harha voidaan hallita rajoittamalla taulukossa esitetyt pis- te-estimaatit vain tärkeimpään selittävään muuttu- jaan, ja mallissa mukana olleet kontrolloivat muut- tujat mainitaan vain taulukon alaviitteessä ilman piste-estimaatteja (16). Yhdestä monimuuttujamal- lista pitäisi arvioida vain yhden selittävän muuttujan
vaikutusta kerrallaan, joten jokaiselle arvioitavalle lähtömuuttujalle tulisi tehdä aina oma malli, jossa syy-seuraussuhteet on arvioitu niin että selitettävän muuttujan vaikutus on mallin pääasiallinen selitys- kohde. Tällä tavalla on mahdollista esittää useam- man eri selittävän muuttujan vaikutus, mutta ne tulisi olla peräisin eri malleista, joissa syy-seuraus- suhteet mallin taustalla on oletettu eri tavoilla.
Viime aikoina syy-seurauspäättely (causal in- ference), syy-seurauskuvioiden (Directed acyclic graph, DAG) ja aiempaan tietoon perustuva se- koittavien tekijöiden valinta ovat olleet keskustelun alaisena (11, 13, 15-18). Westreich and Greenland (2013) (16), jotka alunperin esittelivät Taulukko 2 harhan, sekä monet muut tutkijat ovat suositelleet syy-seurauskuvioiden käyttöä monimuuttujamal- liin sisällytettävien muuttujien valinnassa (11, 12, 14-17, 19-23). Syy-seurauskuvio esittää tutkijoiden parasta ymmärrystä tutkitun ilmiön taustalla olevis- ta syy-seuraussuhteista. Se koostuu selittävästä sekä selitettävästä muuttujasta, sekä sekoittavista tekijöis- tä, mediaattoreista sekä collidereista, jotka vaikutta- vat edeltäviin muuttujiin (11). Visualisoimalla ole- tukset syy-seuraussuhteista jo tutkimuksen alussa, ideaalisesti jopa ennen aineiston keräämistä, tutkijat saavat paremman käsityksen tutkitun ilmiön taus-
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 89
Kuva 1. A: Syy-seurauskuvio (DAG) monimuuttujamallista, jossa tutkitaan tekonivelmallin vaikutusta sijoiltaanme- noriskiin. Sukupuoli ja ikä ovat sekoittavia tekijöitä, jotka vaikuttavat valittuun tekonivelmalliin, sekä sijoiltaanme- noriskiin. Kupin asento osaltaan riippuu tekonivelmallista, ja se vaikuttaa sijoiltaanmenon riskiin. Tämän vuoksi tekonivelmallin kokonaisvaikutus koostuu suorasta vaikutuksesta sijoiltaanmenoon, sekä epäsuoraan vaikutuk- seen kupin asennon kautta. Tässä tilanteessa monimuuttujamalli tulisi kontrolloida sukupuolella sekä iällä, mutta ei kupin asennolla, sillä se estäisi kupin asennon kautta tulevan epäsuoran vaikutuksen.
B: Esimerkki taulukosta, jossa tapahtuu ”Taulukko 2 harha”, sillä kaikkien monimuuttujamalliin sisällytettyjen muuttujien arvot on esitelty samanarvoisina, vaikka tekonivelmallin vaikutus on kokonaisvaikutus, johon on otettu huomioon sekä epäsuora että suora vaikutus. Sukupuolen sekä iän vaikutus koostuu vain suorasta vaikutuksesta, eikä kokonaisvaikutuksesta, johon kuuluu myös epäsuora vaikutus tekonivelmallin kautta.
C: Esimerkki mallin mukaisesta taulukosta, jossa ei syyllistytä ”Taulukko 2 harhaan”. Ainoastaan tutkittu selitettävä muuttuja on esitelty taulukossa, ja sen alaviitteessä on kerrottu millä muuttujilla malli on kontrolloitu.
90 SOT 1 • 2021 Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
toista, ja tärkeimmät sekoittavat tekijät voidaan si- sällyttää aineistoon. Kattavamman aineiston lisäksi syy-seurauskuviota voidaan hyödyntää monimuut- tujamallin rakentamisessa, sekä tulosten esittämi- sessä. Vaikka syy-seurauskuvioiden tiedetään olevan tällä hetkellä paras tapa monimuuttujamallin raken- tamiseen, niitä käytetään hyvin harvoin tutkimuk- sissa, ja kuten tässäkin katsauksessa todettiin, ai- noastaan 2% tutkimuksista hyödynsi niitä.
Julkaisujen lopullinen on vastuu tilastomene- telmien oikeellisuudesta on julkaisijalla, ja tämän vuoksi lehdet, päätoimittajat ja lehtien vertaisar- vioijat ovat tärkeitä tekijöitä tämän ongelman rat- kaisemisessa (24). Syy-seuraussuhteiden arvioin- nin varmistamiseksi on luotu tarkistuslistoja, kuten STrengthening the Reporting of OBservational studies in Epidemiology (STROBE) Checklist, jonka yhteydessä on julkaistu ohjeet monimuuttuja- mallien muuttujien valintaan (18). Lehtien päätoi- mittajat ja vertaisarvioijat voivat käyttää näitä muis- tilistoja arvioinnin pohjana ja vaatia, että suosituksia noudatetaan. Vaikka lehdistä osa käyttääkin rutii- ninomaisesti tilastotieteilijää vertaisarvioijana, se ei vielä ole normaali käytäntö edes lääketieteen huip- pujulkaisuissa (25-27). Lisäksi tilastotieteilijät ja metodologit voisivat luoda lehdelle omat suosituk- set yleisimmistä tilastollisista virheistä ja vääristä tul- kinnoista, sekä valvoa että näitä virheitä ei tapahdu julkaistavaksi lähetetyissä artikkeleissa (26).
Tämän katsauksen tavoitteena oli valistaa, he- rättää keskustelua ja kannustaa tutkijoita, päätoi- mittajia ja lehtien vertaisarvioijia keskittymään lisää näihin yleisiin tilastollisiin virheisiin, jotka eivät ole vielä saavuttaneet suurta huomiota. Syy-seuraus- suhteiden tulkinta voi vaikuttaa huomattavan mo- nimutkaiselta, ja tämän vuoksi monimuuttujamal- lin rakentamiseen liittyykin riski virheille. Tämän vuoksi suosittelemmekin perehtymistä syy-seuraus- suhteisiin, sekä syy-seurauskuvioiden käyttöön. Lisäksi näiden kuvioiden julkaiseminen tutkimuk- sen liitteenä lisää tieteen läpinäkyvyyttä ja toistetta- vuutta.
Tutkimuksen vahvuutena oli kattava aineisto or- topedian huippujulkaisuista. Tutkimuksen heikkou- tena oli se, että tutkimusten seulonta tehtiin yhden tutkijan toimesta. Lisäksi muuttujien valinnan arvio perustui siihen, mitä tutkijat raportoivat, joten jos muuttujien valinta perustui syy-seuraussuhteiden arvioon, mutta siitä ei ollut artikkelissa mainintaa,
tällöin menetelmä saatettiin tulkita väärin.
Tämän katsauksen perusteella Taulukko 2 harha on yleinen ongelma ortopedian huippulehdissä hil- jattain julkaistuissa artikkeleissa. Ainoastaan 16% tutkimuksista perusti monimuuttujamallin muuttu- jien valinnan syy-seuraussuhteiden arvioon. Näistä ainoastaan kolme artikkelia käytti syy-seurausku- viota, joka on suositelluin tapa monimuuttujamal- lin muuttujien valintaan. Näin ollen, monimuuttu- jamallin muuttujien valinta ja tulosten esittäminen aiheutti huomattavia haasteita. Lisää koulutusta, keskustelua ja tietoisuutta tarvitaan, jotta näiden tilastollisten virheiden määrää saataisiin vähäisem-
mäksi tulevaisuudessa.
Viitteet
1. Turkiewicz A, Luta G, Hughes H, Ranstam J. Statistical mistakes and how to avoid them-lessons learned from the reproducibility crisis. Osteoarthritis Cartilage. 2018;26(11):1409.
2. Altman DG. The scandal of poor medical research. British Medical Journal Publishing Group; 1994.
3. Greenland S, Senn SJ, Rothman KJ, Carlin JB, Poole C, Goodman SN, et al. Statistical tests, P values, confidence intervals, and power: a guide to misinterpretations. Eur J Epidemiol. 2016;31(4):337-50.
4. Nuzzo R. Scientific method: statistical errors. Nature News. 2014;506(7487):150.
5. Ranstam J. Reporting laboratory experiments. Osteoar- thritis Cartilage. 2010;18(1):3-4.
6. Cowger CD. Statistical Significance Tests: Scientific Ritualism or Scientific Method? Soc Serv Rev. 1984;58(3):358-72.
7. Ranstam J. Why the P-value culture is bad and confidence intervals a better alternative. Osteoarthritis Cartilage. 2012;20(8):805-8.
8. Amrhein V, Trafimow D, Greenland S. Inferential statistics as descriptive statistics: there is no replication crisis if we don't expect replication. PeerJ Preprints; 2018. Report No.: 2167-9843.
9. Katz MH. Multivariable Analysis: A Primer for Readers of Medical Research. Ann Intern Med. 2003;138(8):644-50.
10. Miller A. Subset selection in regression: Chapman and Hall/CRC; 2002.
11. Shrier I, Platt RW. Reducing bias through directed acyclic graphs. BMC Med Res Methodol. 2008;8(1):70.
12. Greenland S, Pearl J, Robins JM. Causal diagrams for epidemiologic research. Epidemiology. 1999;10:37-48.
13. Hernán MA, Hsu J, Healy B. A second chance to get
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 91
causal inference right: a classification of data science tasks. Chance. 2019;32(1):42-9.
14. Hernán MA, Hernández-Díaz S, Werler MM, Mitchell AA. Causal knowledge as a prerequisite for confounding evaluation: an application to birth defects epidemiology. Am J Epidemiol. 2002;155(2):176-84.
15. Lederer DJ, Bell SC, Branson RD, Chalmers JD, Marshall R, Maslove DM, et al. Control of confounding and reporting of results in causal inference studies. Guidance for authors from editors of respiratory, sleep, and critical care journals. Annals of the American Thoracic Society. 2019;16(1):22-8.
16. Westreich D, Greenland S. The table 2 fallacy: presenting and interpreting confounder and modifier coef- ficients. Am J Epidemiol. 2013;177(4):292-8.
17. VanderWeele TJ, Staudt N. Causal diagrams for empirical legal research: a methodology for identifying causation, avoiding bias and interpreting results. Law, Probability & Risk. 2011;10(4):329-54.
18. Vandenbroucke JP, Von Elm E, Altman DG, Gøtzsche PC, Mulrow CD, Pocock SJ, et al. Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE): explanation and elaboration. Ann Intern Med. 2007;147(8):W-163-W-94.
19. Robins JM, Greenland S. Identifiability and exchangea- bility for direct and indirect effects. Epidemiology. 1992:143- 55.
20. Cole SR, Hernán MA. Fallibility in estimating direct effects. Int J Epidemiol. 2002;31(1):163-5.
21. Pearl J. Causal diagrams for empirical research. Biometrika. 1995;82(4):669-88.
22. Greenland S, Pearl J. Adjustments and their conse- quences—collapsibility analysis using graphical models. International Statistical Review. 2011;79(3):401-26.
23. Robins JM. Data, design, and background knowledge in etiologic inference. Epidemiology. 2001:313-20.
24. Reito A, Raittio L, Helminen O. Fragility Index, power, strength and robustness of findings in sports medicine and arthroscopic surgery: a secondary analysis of data from a study on use of the Fragility Index in sports surgery. PeerJ. 2019;7:e6813.
25. Hardwicke TE, Goodman SN. How often do leading biomedical journals use statistical experts to evaluate statistical methods? The results of a survey. 2020.
26. Altman DG. Statistical reviewing for medical journals. Stat Med. 1998;17(23):2661-74.
27. Goodman SN, Altman DG, George SL. Statistical reviewing policies of medical journals. J Gen Intern Med. 1998;13(11):753-6.
92 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Coxin regressioanalyysi tekonivelkirurgiassa: Metodologinen kirjallisuuskatsaus malliin liittyvien taustaoletusten testauksesta.
Ville T Ponkilainen1, Ilari Kuitunen2; Mikko M Uimonen1; Antti Eskelinen 3; Aleksi Reito 4
1. Keski-Suomen keskussairaala, Jyväskylä 2. Itä-Suomen yliopisto, Kuopio
3. Tekonivelsairaala Coxa, Tampere
4. Tampereen yliopistollinen sairaala
Cox proportional hazards regression remains as a gold standard in the survival analysis. The Cox model relies on the assumption of proportional hazards (PH) across different covariates, that should be assessed and handled if violated. Our aim was to investigate the reporting of the Cox regression model details and testing of the PH assumption in survival analysis in total joint arthroplasty (TJA) studies. We conducted a review in the PubMed database on 28th August 2019. A total of 1154 studies were identified. The abstracts of these studies were screened for words “cox and “hazard*” and if either was found the abstract was read. The abstract had to fulfill the following criteria to be included in the full-text phase: topic was knee or hip TJA surgery; survival analysis was used, and hazard ratio reported. After accessing the full-texts 318 articles were included in final analysis. The PH assumption was mentioned in 36% of the included studies. The most common way to test the PH assumption was to inspect the log-minus- log plots (n=59). The time-axis division method was the most used corrected model (n=30) in cox analysis. Of the 318 included studies only 63 (20%) met the following criteria: PH assumption mentioned, PH assumption tested, testing method of the PH assumption named, the result of the testing mentioned, and the Cox regression model corrected, if required. Reporting and testing of the PH assumption and dealing with non-proportionality in hip and knee TJA studies was limited. More awareness and education regarding the assumptions behind the used statistical models among researchers, reviewers and editors are needed to improve the quality of TJA research.
Johdanto
Implanttien kiinnipysyvyyden elinaika-analyysi (eng. survival analysis) ovat yleisimmin käytetty pää- vastemuuttuja tekoniveltutkimuksessa (1,2). Kiinni- pysyvyyden arvioon on käytössä monia eri tilastol-
lisia menetelmiä, joista Kaplan-Meier -menetelmä (KM) sekä Coxin suhteellisten vaarojen (propor- tional hazard) regressioanalyysi ovat tämän hetken kultainen standardi (3-4). Coxin regressiomalli on kehitetty arvioimaan tapahtuman suhteellista vaaraa (hazard) elinaika-sanalyyseissä (5). Kuten tilastolli-
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 93
sissa menetelmissä yleisestikin, Coxin regressio pe- rustuu taustaoletuksiin, kuten vaikutusten lineaari- suuteen ja selittävien muuttujien additiivisuuteen. Coxin regressioanalyysin tärkeimpänä taustaoletuk- sena on se, että suhteellinen vaara tulee säilyä ajan suhteen vakiona.
Suhteellisten vaarojen oletus (Proportional hazard, eli PH) on vahva taustaoletus. Biologisten ja fysiologisten ilmiöiden monimutkaisuuden vuoksi harva elinaika-analyysillä tutkittavan tekijän vaiku- tus tapahtuu suhteellisesti jatkuvana ajan myötä, joten tämä taustaoletus täyttyy harvoin. Tekoni- velkirurgiassa käytetään usein päävastemuuttujana tekonivelen uusintaleikkaus mistä tahansa syystä johtuen. Tästä johtuen revision syy voi olla esi- merkiksi infektio, irtoaminen tai periproteettinen murtuma, joiden ilmenemisajakohdat vaihtelevat huomattavasti.
Pahimmillaan PH oletuksen rike voi johtaa vir- heellisiin vaarasuhteisiin (hazard ratio), ja tämän myötä virheellisiin tuloksiin. Tämän vuoksi oletus pitäisi testata joka kerta kun mallia käytetään. Ylei- simmät kirjallisuudessa käytetyt tavat PH oletuksen testaamiseksi ovat KM käyrien visuaalinen tarkas- telu, log-log kuvio, sekä skaalattujen Schoenfeldin jäännöstermien testaus. Esimerkki PH oletuksesta, sen rikkeistä ja log-log kuviosta Kuvassa 1.
Jos PH oletus ei ole voimassa, se tulisi huomioi- da jollakin kirjallisuudessa esitellyllä menetelmällä. Yksinkertaisin menetelmä on ositettu malli (strati- fied model), jossa analyysi tehdään erikseen PH ole- tuksen rikkovan muuttujan mukaan jaoteltuna (6). Ajan mukaan pilkotussa mallissa (time-axis division) Coxin malli jaetaan aikaväleihin, jotka yksinään täyttävät PH oletuksen. Yhtenä vaihtoehtona on käyttää aikariippuvaisia regressiokertoimia (time-de- pendent coefficients) (7). Schemperin painotettu malli on erityinen versio Coxin regressioanalyysistä, joka painottaa mallin niin, että aikavaihtelu otetaan huomioon (8). Uusimpana suositeltuna vaihtoehto- na on Restricted mean survival time (RMST) – ana- lyysi, jossa selvitymistä arvioidaan keskimääräisenä selvitytymisaikana, joka saadaan laskettua KM-käy- rän alaisesta pinta-alasta, eikä ongelmaa PH oletuk- sista kohdata (9-11).
Tämän katsauksen tavoitteena oli tutkima Coxin regressiomallin käyttöä, raportointia, ja PH oletusten testausta sekä korjausta tekonivelkirurgi- sessa kirjallisuudessa.
Methods
Katsaus perustuu hakuun, joka tehtiin Pubmed -tietokannasta 28.8.2019 seuraavilla hakutermeillä ilman suodattimia: ("arthroplasty" OR "arthroplas- ties" OR "replacement" OR "replacements") AND ("Knee" OR "Hip") AND ("Survival" OR "survi- vorship" OR "revision rate") AND ("cox" OR "risk factor" OR "risk factors" OR "hazard ratio" OR "hazard ratios"). Abstraktit katsottiin läpi kahden kirjoittajan toimesta (IK ja AR) ja mikäli abstrak- ti sisälti termit ”cox” tai ”hazard”, koko abstrakti luettiin. Sisäänottokriteereinä oli: Tutkimus koskee polven tai lonkan tekonivelkirurgiaa, elinaika-ana- lyysiä käytettiin, ja raportoitiin. Artikkelit, jotka täyttivät edeltävät ehdot, luettiin kokonaan. Artik- keli hyväksyttiin katsaukseen mukaan, jos Coxin regressiomallia käytettiin analysoimaan tekonivelen selviytymistä.
Tutkimuksista kerättiin seuraavat tiedot: Tutki- muksen julkaisuvuosi, kirjoittajat, lehti, tutkimus- asetelma, tutkittujen nivelten tai potilaiden luku- määrä, päävastemuuttuja, KM mainittu metodeissa (kyllä tai ei), KM esitetty graafisesti, KM käyrät ris- teävät, käytettiinkö muuta elinaika-analyysin mene- telmää kuin KM. Päävastemuuttuja täytyi olla joko kuolema, revisio tai mikä tahansa postoperatiivinen komplikaatio, joka liittyy proteesiin. Kaikki graafi- sesti esitellyt KM käyrät sisällytettiin ja niiden risteä- minen arvioitiin binaarisesti (Kyllä tai ei).
Menetelmäkappale käytiin läpi ja arvioitiin, mainittiinko siinä Coxin regressiomallin liittyvä PH oletusten testaus. Jos oletuksesta ei löytynyt mai- nintaa, oletettiin että PH oletuksia ei testattu. Jos PH oletus mainittiin, tutkimuksesta kerättiin tieto menetelmästä, jolla oletusta testattiin. PH oletusten arviointiin käytetyt menetelmät luokiteltiin seuraa- vasti: Puuttuva tai ei raportoitu, visuaalinen arvio log-log kuvion perusteella, korrelaatio skaalattujen Schoenfeldin jäännöstermien ja ajan välillä, log-ai- ka-interaktion testaus (test for log time interaction), graafinen arvio perustuen KM käyriin tai Score process testi. Maininta PH oletusten rikkomisesta etsittiin koko tutkimusartikkelin sisältä. Mahdolli- set PH oletusten rikkeet arvioitiin myös KM käyris- tä kahden kirjoittajan toimesta (IK ja AR). PH ole- tusten rikkeen korjaamiseksi tarkoitetut menetelmät luokiteltiin seuraavasti: seuranta-ajan pilkkominen (eng. time-axis division), time-dependent coeffi-
94 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
cients, Schemperin painotettu regressio tai ositettu analyysi (stratified analysis).
Tulokset
Yhteensä 1154 tutkimusartikkelia identifioitiin al- kuperäisessä haussa. Abstraktien seulonnan jälkeen 345 kokotekstiversiota luettiin läpi. Kaikkiaan 27 artikkelia poissuljettiin muiden kuin Coxin mallin käyttämisen vuoksi. Lopulta 318 artikkelia sisälly- tettiin tutkimukseen ja analysoitiin.
Kaikkiaan 243 artikkelia arvioi implanttien tai poti- laan selviytymistodennäköisyyttä graafisesti. Näistä 110 (45%) käyrät ristesivät, tai eivät muutoin olleet yhdensuuntaiset. Artikkeleista 68 tutkimuksessa tutkijat eivät maininneet PH oletuksen rikkeestä ar- tikkelissaan.
PH oletusten testaamista ei mainittu ollenkaan 191 (79%) tutkimuksessa. Jos oletukset testattiin, yleisin menetelmä olivat log-log kuvio ja Schoen- feldin jäännöstermien testaus (Taulukko 1). Yleisin menetelmä PH oletusten huomioimiseksi oli seu- ranta-ajan pilkkominen (time-axis division). Kaikis-
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 95
Kuva 1A-F. Esimerkki Coxin malliin taustalla olevasta suhteellisten vaarojen oletuksesta. Vasemmalla Kaplan-Meier käyrät ja oikealla log-log kuvaaja, jossa otetaan ajan logaritmi sekä elinajan negatiivisen logaritmin logaritmi (log(-log)). Kuvat A ja B kuvastavat tilannetta, jossa uhka pysyy koko seuranta-ajan vakiona, ja KM käyrät (A) ovat yhtä kaukana toisiaan koko seurannan ajan. Tämä kuvattuna myös log-log kuvaajana (B), jossa myös käyrät ovat yhdensuuntaiset.
Kuvissa C ja D on kuvattu tilanne, jossa uhka muuttuu seuranta-ajan aikana päinvastaiseksi ja KM käyrät risteävät (C). Sama tilanne kuvattuna log-log kuvaajalla (D), jossa viivat eivät ole yhdensuuntaiset vaan ne risteävät keskel- lä. Kuvissa E ja F on puolestaan kuvattu tilanne, jossa uhka pysyy alkuun vakiona, mutta sitten uhka muuttuu yhtä suureksi. Tilanne kuvattuna KM käyrillä (E) jossa käyrät ovat aluksi yhdensuuntaiset, mutta lopuksi risteävät. Sama tilanne kuvattuna log-log kuvaajalla (F).
ta arvioiduista tutkimuksista ainoastaan 63 (20%) täytti seuraavat ehdot: PH oletus mainittiin, se ar- vioitiin ja testaukseen käytetty menetelmä ilmoitet- tiin, testin tulos ilmoitettiin ja Coxin malli korjat- tiin jos rike tapahtui.
Pohdinta
Tämän katsauksen tulokset osoittivat, että Coxin re- gressiomallin taustaoletusten ymmärrys ja arviointi on osattu huonosti tekonivelkirurgian tutkimukses- sa. Lähes 80% tutkimuksista raportoivat PH ole- tuksen arvioinnin ja tuloksen epäadekvaatisti. Jopa viidenneksessä tutkimuksista oli todennäköinen PH oletusten rike ilman että artikkelin kirjoittajan mai- nitsivat tai huomioivat sitä.
Ongelmat liittyen tilastollisten mallien vääri- nymmärrykseen ja väärinkäyttöön on hyvin paljon käsitelty aihe lääketieteen tutkimuksessa (14-16). Tämän katsauksen perusteella vaikuttaa, ettei te- koniveltutkimuksessa käytetty elinaika-analyysi ole poikkeus. Ensimmäisen kerran heikkolaatuinen
menetelmien raportointi huomattiin jo vuonna 1993, jolloin tehdyssä katsauksessa todettiin, että tekonivelkirurgian tutkimuksissa käytetyistä elin- aika-analyyseistä kolmanneksessa ei ollut raportoi- tu riskissä olevaa populaatiota tai selviytymiskäyriä ollenkaan (3). Katsauksemme perusteella vaikuttaa, että ongelma heikkolaatuisten analyysien suhteen jatkuu edelleen.
Kaikista yleisimmät menetelmät PH oletusten testaamiseen oli log-log kuvio, sekä Schoenfeldin jäännöstermien testausta. Silti suurimmassa osassa tutkimuksia oletuksia ei testattu tai raportoitu ol- lenkaan, joka altistaa virheellisille vaarasuhteille ja sitä kautta virheellisiin tutkimustuloksiin. Seuran- ta-ajan pilkkominen oli yleisin menetelmä PH ole- tusten huomioimiseksi, joka on karkein ja helpoin tapa. Yllättävästi Schemperin painotettua mallia ei käytetty yhdessäkään tutkimuksessa.
Suosituksia asianmukaisen raportoinnin tueksi on kehitetty, ja on osoitettu, että nämä ovat pa- rantaneet tilastollisten menetelmien ja sitä kautta tutkimustulosten laatua (20, 21). Tekonivelkirur- giassa käytettyjen menetelmien raportointiin on
96 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Taulukko 1. Tutkimuksissa raportoitu PH oletusten arviointiin ja huomioimiseen käytetyt menetelmät.
luotu omat suositukset jo vuonna 2011 (4, 22). Lisäksi Strengthening the Reporting of Observa- tional Studies in Epidemiology (STROBE) -suosi- tus on luotu tukemaan havainnointitutkimuksia ja kohorttitutkimuksille on kehitetty tästä oma versio (23).
Oikein tehdyt tilastoanalyysit ovat toistettavan ja laadukkaan tieteen kulmakivi. Virheellisesti tai väärin käytetyt menetelmät johtavat tuloksiin, joita ei pystytä toistamaan, ja pahimmillaan tulokset vai- kuttavat heikentävästi potilaiden hoitoon. Ongel- man ratkaisemiseksi olisi suositeltavaa, että lehdissä hyödynnettäisiin tilastotietelijöitä, jotka toimisivat vertaisarvioijana lehteen lähetettyjen artikkeleiden menetelmien osalta. Tämä ei ole vielä normaali- käytäntö edes arvostetuimmissa lääketieteen lehdis- sä (24). Vaikuttaisi, että ortopedian lehdet voisivat hyötyä tällaisten metodologiaan tai tilastotieteeseen perehtyneiden arvioijien vertaisarviosta (25-27).
Tähän katsaukseen liittyy muutamia heikkouk- sia. Katsaukseen mukaan otetut artikkelit käsitte- levät tekonivelkirurgiaa, joka on vain osa koko or- topedian tutkimuskenttää, eikä tuloksemme kata kattavasti koko ortopedian alaa. Lisäksi keskityimme vain lonkan ja polven tekoniveliin, joita määrällises- ti tutkitaan eniten. Tämä voi aiheuttaa vinoumaa, koska pienet nivelet (olkapää, kyynärpää, nilkka)
ovat harvinaisempi tutkimusalue, ja on mahdollis- ta, että koska niistä tehdään vähemmän tutkimus- ta, ja tutkimuksissa aineiston koko on pienempi, ne voivat olla metodologisesti heikkolaatuisempia. Toi- saalta tutkimuksemme sisälsi monia eri tutkimuk- sia samoilta tutkimusryhmiltä, joka voi vaikuttaa tilastoanalyyseihin liittyvien virheiden yli- tai aliar- viointia. Viimeisimpänä, tässä artikkelissa esitellyt havainnot perustuvat vain tutkijoiden raportoimiin tietoihin, ja mikäli tutkijat testasivat PH oletukset, mutta eivät maininneet siitä, voitiin tällainen tut- kimus tulkata virheellisesti tehdyksi, vaikka se olisi vain virheellisesti raportoitu.
Yhteenvetona voidaan todeta että, elinaika-ana- lyysi, sekä siihen liittyvän PH oletuksen testaami- nen sekä huomioiminen on harvinaista tekonivelki- rurgian tutkimuksessa. Tekonivelkirurgiassa eniten käytetyn tilastollisen menetelmän käyttö on epä- luotettavaa ja epätoistettavaa. Tekonivelkirurgiassa käytettyjen proteesien valinta perustuu näihin tutki- muksiin, joten pahimmillaan tästä seuraa haittaa po- tilaalle, jolla virheellisesti tehtyjen analyysien poh- jalta voidaan valita epäoptimaalinen proteesi. Olisi tärkeää lisätä tutkijoiden, vertaisarvioijien ja päätoi- mittajien tietoisuutta näiden haasteiden välttämi- seksi jatkossa. Tämä voitaisiin saavuttaa aiheeseen luotujen suositusten tarkalla käytöllä ja niiden vaa-
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 97
timisella julkaisuprosessin aikana. Tilastotieteilijän käyttö tutkimusten suunnittelussa ja tilastoanalyy- sien suorittamisessa, samoin kuin lehdessä vertaisar- vioijana voisi vähentää näiden haasteiden yleisyyttä.
Viitteet
1. Porter ME. What is value in health care? N Engl J Med. 2010 Dec 23,;363(26):2477-81.
2. Lübbeke A. Research methodology for orthopaedic surgeons, with a focus on outcome. EFORT Open Rev. 2018 -5-21;3(5):160-7.
3. Murray DW, Carr AJ, Bulstrode C. Survival analysis of joint replacements. J Bone Joint Surg Br. 1993 Sep;75(5):697-704.
4. Ranstam J, Robertsson O. Statistical analysis of arthroplas- ty register data. Acta Orthop. 2010 -2;81(1):10-4.
5. Cox DR. Regression Models and Life-Tables. Journal of the Royal Statistical Society. Series B (Methodological). 1972;34(2):187-220.
6. Kleinbaum D, Klein M. Survival Analysis: A Self-Learning Text. 1st ed. Springer; 1996.
7. Zhang Z, Reinikainen J, Adeleke KA, Pieterse ME, Groothuis-Oudshoorn CGM. Time-varying covariates and coefficients in Cox regression models. Ann Transl Med. 2018 Apr;6(7):121.
8. Schemper M, Wakounig S, Heinze G. The estimation of average hazard ratios by weighted Cox regression. Stat Med. 2009 Aug 30,;28(19):2473-89.
9. Royston P, Parmar MKB. Restricted mean survival time: an alternative to the hazard ratio for the design and analysis of randomized trials with a time-to-event outcome. BMC Med Res Methodol. 2013 Dec 07,;13:152.
10. Stensrud MJ, Hernán MA. Why Test for Proportional Hazards? JAMA. 2020 /04/14;323(14):1401-2.
11. Royston P, Parmar MKB. The use of restricted mean survival time to estimate the treatment effect in randomized clinical trials when the proportional hazards assumption is in doubt. Stat Med. 2011 Aug 30,;30(19):2409- 21.
12. Batson S, Greenall G, Hudson P. Review of the Reporting of Survival Analyses within Randomised Controlled Trials and the Implications for Meta-Analysis. PLoS One. 2016 -5-5;11(5).
13. Chai-Adisaksopha C, Iorio A, Hillis C, Lim W, Crowther M. A systematic review of using and reporting survival analyses in acute lymphoblastic leukemia literature. BMC Hematol. 2016;16:17.
14. Ranstam J. Why the P-value culture is bad and confidence intervals a better alternative. Osteoarthr Cartil. 2012 Aug;20(8):805-8.
15. Greenland S, Senn SJ, Rothman KJ, Carlin JB, Poole C, Goodman SN, et al. Statistical tests, P values, confidence intervals, and power: a guide to misinterpretations. Eur J Epidemiol. 2016 04;31(4):337-50.
16. Turkiewicz A, Luta G, Hughes HV, Ranstam J. Statistical mistakes and how to avoid them - lessons learned from the reproducibility crisis. Osteoarthr Cartil. 2018 11;26(11):1409- 11.
17. Kaplan EL, Meier P. Nonparametric Estimation from Incomplete Observations. Journal of the American Statistical Association. 1958 June 1,;53(282):457-81.
18. Mantel N, Haenszel W. Statistical aspects of the analysis of data from retrospective studies of disease. J Natl Cancer Inst. 1959 Apr;22(4):719-48.
19. Biau DJ, Latouche A, Porcher R. Competing events influence estimated survival probability: when is Kaplan-Meier analysis appropriate? Clin Orthop Relat Res. 2007 Sep;462:229-33.
20. Plint AC, Moher D, Morrison A, Schulz K, Altman DG, Hill C, et al. Does the CONSORT checklist improve the quality of reports of randomised controlled trials? A systematic review. Med J Aust. 2006 Sep 04,;185(5):263-7.
21. Vandenbroucke JP. STREGA, STROBE, STARD, SQUIRE, MOOSE, PRISMA, GNOSIS, TREND, ORION, COREQ, QUOROM, REMARK... and CONSORT: for whom does the guideline toll? J Clin Epidemiol. 2009 Jun;62(6):594-6.
22. Ranstam J, Kärrholm J, Pulkkinen P, Mäkelä K, Espehaug B, Pedersen AB, et al. Statistical analysis of arthroplasty data. Acta Orthop. 2011 -6;82(3):253-7.
23. von Elm E, Altman DG, Egger M, Pocock SJ, Götzsche PC, Vandenbrucke JP, et al. The Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE) statement: guidelines for reporting observational studies. Lancet. 2007 Oct 20,;370(9596):1453-7.
24. Hardwicke TE, Goodman SN. How often do leading biomedical journals use statistical experts to evaluate statistical methods? The results of a survey. . 2020 -02-21T19:57:25.392Z.
25. Bacchetti P. Peer review of statistics in medical research: the other problem. BMJ. 2002 -5-25;324(7348):1271-3.
26. Bloom FE. The importance of reviewers. Science. 1999 Feb 05,;283(5403):789.
27. Altman DG. Statistical reviewing for medical journals. Stat Med. 1998 Dec 15,;17(23):2661-74.
98 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
Metalli-ionien toistomittaukset ja kliiniset tulokset Durom/ MMC lonkan kokotekonivelpotilailla
Sakari Pietiläinen 1,2, Erno Smedberg 2, Inari Laaksonen 1,2, Mikko S Venäläinen 3,4, Petteri Lankinen 1,2,5, Keijo T Mäkelä 1,2
1 Turku University Hospital, Department of Orthopaedics and Traumatology
2 University of Turku
3 University of Turku and Åbo Akademi University, Turku Bioscience Centre
4 Division of Medical Imaging, Department of Medical Physics, Turku University Hospital 5 Department of Administration, Satakunta Central Hospital
Durom/MMC metal-on-metal total hip arthroplasty (MoM THA) (Zimmer, Warsaw, IN) was commonly used in Finland from 2005 to 2011. We analyzed the long-term metal ion changes and the clinical outcome using this device in a single district. Durom and MMC acetabular components were used in 272 MoM THAs from 2005 to 2011 at our hospital district. Median follow-up time was 12 years for Durom THA and nine years for MMC THA. The change in individual metal ion levels was assessed using a random coefficient model. Kaplan-Meier estimator was used to analyze implant survival with any reason for revision, and for metal-related adverse event (pseudotumor, metal ions above the safe upper limit (SUL), or revision due to metallosis) as the endpoints with 95% confidence intervals (CI). Geometric means of Cr and Co levels of Durom THA decreased from 2.2ppb to 1.5ppb (P<0.001) and from 5.1ppb to 4.4ppb (P=0.67) respec- tively. In the MMC THA group, Cr and Co levels decreased from 1.8ppb to 1.1ppb (P<0.001) and from 2.2ppb to 2.1ppb (P=0.29) respectively. Measurement interval for both subgroups was 3.0 years. The 14-year survival for Durom THA was 18%, while the 10-year survival of MMC THA was 58% for any metal-related adverse event.
Conclusion: Metal ion levels decreased in the long-term follow-up. Based on our findings, we suggest a timespan of five years for repeated metal ion meas- urements in patiens with a well-functioning Durom/MMC THA. The number of metal-related adverse events was high, but most of them did not need revision.
Johdanto
Suurinuppista metalli-metalliliukuparista Durom Metasul (Zimmer, Warsaw, IN) kuppia alettiin käyttää lonkan kokotekonivelleikkauksissa maail- manlaajuisesti vuoden 2003 jälkeen. Durom teko- nivelissä havaittiin kuitenkin enemmän kuin hy- väksyttävä määrä kupin irtoamisia, ja valmistaja veti
sen pois markkinoilta vuonna 2008 (1,2). Ongel- mien ajateltiin johtuvan huonosta osseointregraa- tiosta ja kupin reunalla olevasta ”kehästä” jonka vuoksi kuppi ei mennyt implantointivaiheessa aina pohjaan asti. MMC (Zimmer, Warsaw, IN) kuppi tuli markkinoille vuonna 2009, jolla pyrittiin rat- kaisemaan Duromin kiinnittymisongelmat (3). Durom ja MMC kupit on valmistettu kromi-ko-
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
1 • 2021 SOT 99
boltti-molybdeeni metalliseoksesta. Käytimme sai- raanhoitopiirissämme tavallisesti CLS ja M/L Taper varsia näiden kuppien kanssa. Kun rekisteridatasta useammasta eri lähteestä huomattiin, että kaikkiin isonuppisiin metalli-metalliliukuparisiin lonkan ko- kotekoniveliin liittyy kohonnut uusintaleikkausris- ki, niiden käyttö lopetettiin vuonna 2012 (4–7). Pseudotuumorit kuuluvat metallihierrereaktioi- hin (ARMD, adverse reaction to metal debris). Ne ovat kiinteitä, nestemäisiä tai sekamuotoisia peri- proteettisia massoja, jotka johtuvat kehon reagoi- misesta lonkan vierasmateriaaliin. Osa pseudotuu- moreista on oireettomia, joten potilaiden seurantaa ei voi toteuttaa pelkkien oireiden tai oirepisteiden perusteella (8). Magneettitutkimus metalliartefak- ta-reduktiosekvenssein (MARS-MRI) on hyödyl- linen pehmytkudoksen kuvantamistyökalu, jolla pseudotuumorit voidaan luotettavasti todentaa (9). Sen käyttöä seulonnassa rajoittaa kuitenkin hinta, saatavuus, ja potilaskohtaiset tekijät (10). Kokove- ren kromi- ja koboltti-ionimittaukset ovat tärkeä osa näiden potilaiden seurantaa, ja koholla ollessaan ne viittaavat proteesin liialliseen kulumaan. Toisaalta normaalit metalli-ionitasot eivät poissulje metalli- hierrereaktioita (11–13). Hyväksyttävän metalli-io- nitason ylärajaksi on ehdotettu useita eri raja-arvoja, ja viimeisimmät näistä ovat olleet implanttikohtai- sia (14–18). Tavoitteenamme oli selvittää kuinka Durom ja MMC tekonivelpotilaiden metalli-ionita- sot muuttuvat seurannan aikana. Lisäksi raportoim- me näiden potilaiden kliinisradiologiset tulokset ja uusintaleikkaukselle altistavat tekijät.
Aineisto ja menetelmät
Tutkimuksemme oli retrospektiivinen kohorttitutki- mus. Tutkimukseen otettiin mukaan kaikki Varsinais- suomen sairaanhoitopiirin alueella leikatut Durom ja MMC kokotekonivelpotilaat. Toimenpiteet tehtiin vuosien 2005 ja 2011 välissä. Seurantaa jatkettiin mahdolliseen uusintaleikkaukseen, kuolemaan tai vuoden 2019 loppuun asti.
Metalli-metalli-liukuparisten lonkkien seuranta- ohjelmamme noudattelee kansallista SAPLY:n suo- situsta (14). Kaikki potilaat, joilla on metalli-me- talli-liukuparinen tekonivel käyvät säännöllisesti seurantakontrolleissa. Oireettomiltakin potilailta kat- sotaan veren metalli-ionit 2 vuoden välein ja tavalli-
nen lonkan natiivikuva 4 vuoden välein. Oirepiste- kyselyt ovat myös tärkeä osa seurantaa. Jos potilailla oli oireita, tai metalli-ionit olivat yli viitealueen heille ohjelmoitiin lonkan MARS-MRI.
Magneettitutkimus saatettiin toistaa kliinisen tilanteen mukaan. Data kerättiin sähköisestä sai- raskertomuksesta ja sairaanhoitopiirin rekisteristä (AuriaTietopalvelu).Hyväksyttävänarvonylärajana metalli-ioneille käytettiin 4.6ppb arvoa kromille ja 4.0ppb arvoa koboltille aikaisempaan tutkimukseen perustuen (15). Kuppien asennot mitattiin manuaa- lisesti natiivikuvista ja muskuloskeletaaliradiologi arvioi MRI-kuvat sekä luokitteli mahdolliset pseudo- tumoorit Hart-pseudotuumoriluokituksen mukaises- ti (19). Uusintaleikkaukset ja uusintaleikkausten syyt tarkistettiin manuaalisesti sairaskertomuksesta.
Identifioimme 250 potilasta (22 bilateraalia, 272 lonkkaa) joilla oli Durom- tai MMC-totaaliproteesi. Näistä 143 oli Durom-CLS, 76 Durom – M/L Taper ja 53 MMC – M/L Taper kombinaatioita.
Lonkka ja potilaskohtaiset tiedot on esitetty tau- lukossa 1. Yhteensä 131 potilaalla oli 2 tai enemmän metalli-ionimittausta (99 Durom- ja 32 MMC-teko- nivelpotilasta). Mediaaniaika ensimmäisen ja viimei- sen mittauksen aikaväli oli 3.0 vuotta (vaihteluväli 0.6-6) molemmilla tekonivelillä. Lisäksi käytössäm- me oli 125 potilaan MARS-MRI kuvat ja leikkauk- senjälkeiset OHS-oirepistekyselytulokset 199 poti- laalta.
Yksittäisen potilaan metalli-ionitasojen muutos laskettiin satunnaiskertoimien mallilla (random coef- fcient model). Vinon jakauman vuoksi keskiarvoa ku- vattiin geometrisella keskiarvolla ja ehdollisissa mal- leissa käytettiin logaritmisia arvoja. Kaplan-Meier -estimaattia käytettiin proteesien kokonaispysyvyy- den analysoimiseksi (revisio mistä tahansa syystä). Toisessa Kaplan-Meier -analyysissä arvioitiin protee- sien pysyvyyttä metalliperäisten haitta-tapahtumien suhteen (pseudotuumori MRI:ssä, metalli-ionit yli viite-alueen, tai metallihierrereaktiosta johtuva uusin- taleikkaus). Wilcoxonin testiä käytettiin verrattaessa MRI:llä kuvattujen potilaiden OHS-pisteitä (pseu- dotuumori vs. normaali). Mahdollisille metallihait- tatapahtumille altistaville riskitekijiöille (ikä, suku- puoli, bilateraalisuus, kupin anteversio ja inklinaatio) laskettiin hasardisuhteet Coxin yksimuuttuja-analyy- sin avulla. Suhteellisten riskitiheyksien oletus testat- tiin käyttämällä Schoenfeldin residuaaleja. Alle 0.05 p-arvoa pidettiin tilastollisesti merkitsevänä.
100 SOT 1 • 2021
Suomen Ortopedia ja Traumatologia Vol. 44
The words you are searching are inside this book. To get more targeted content, please make full-text search by clicking here.
Discover the best professional documents and content resources in AnyFlip Document Base.
Search