MI Paste Plus:n ja Remin Pron teho ortodontiikan jälkeisten valkopilkkuvaurioiden remineralisaatiossa

Tämä satunnaistettu kontrolloitu tutkimus oli rinnakkaishaara 1-1. Tutkimus suoritettiin Turkin Izmir Katip Celebin yliopiston oikomishoidossa. Kokeilun protokollan hyväksyi Izmir Katip Celebin yliopiston tutkimuseettinen komitea. Tehoanalyysi suoritettiin sen varmistamiseksi, että tutkimushypoteesin tilastollisen testin soveltamiseen oli tarpeeksi voimaa vertailla Remin Pron kariesregressiota MI Paste Plus:aan verrattuna kontrolliryhmään postortodontisten WSL:ien remineralisaatiossa. Potilaille, jotka lopettivat kiinteän laitteen hoitonsa Izmir Katip Celebi -yliopiston hammaslääketieteellisen tiedekunnan oikomishoidon klinikalla, joiden todettiin täyttävän tutkimuskriteerit, ilmoitettiin. Potilaat ja vanhemmat, jotka suostuivat osallistumaan tutkimukseen, allekirjoittivat tietoisen suostumuksen. Tutkimukseen osallistui yhteensä 39 henkilöä, 22 naista ja 17 miestä, iältään 14–23 vuotta, ja kussakin ryhmässä 13 henkilöä. Ryhmien sukupuolijakauma ja keski-ikä ovat samanlaiset. Potilailla, jotka ovat 12–25-vuotiaita, vähintään 12 kuukauden oikomishoitoa oikomishoidoilla, oli vähintään yksi ylempi anteriorinen WSL-hammas mukana tutkimuksessa. Potilas, joka tupakoi, jolla on kiilteen hypoplasia tai fluoroosi, aktiivinen parodontaalisairaus, dentiinikaries, kaseiiniallergia, aiempi valkaisu poissuljettu. Yksinkertainen satunnaistaminen suoritettiin tutkimuksen alussa käyttäen satunnaislukutaulukkoa, joka oli valmistettu käyttäen SPSS-ohjelmistoa (versio 26.0; New York, USA) niiden potilaiden jakamiseksi, jotka täyttivät kaikki kriteerit ja olivat halukkaita osallistumaan tähän tutkimukseen. Ryhmä I: Potilaita neuvottiin käyttämään MI Paste Plus -valmistetta (GC Europe, Leuven, Belgia) valmistajan ohjeiden mukaisesti. Ryhmä II: Potilaita neuvottiin käyttämään (Remin Pro, VOCO, Cuxhaven, Saksa) herneen kokoinen määrä voidetta. Ryhmä III. Potilaat (verrokkiryhmä) käyttivät 1450 ppm fluorattua hammastahnaa (Colgate Sensitive Pro-Relief, Colgate-Palmolive, Swidnica, Puola) tavanomaiseen hampaiden harjaukseen ja heitä kehotettiin noudattamaan rutiininomaista kotihoitoa. Potilaat arvioitiin lähtötilanteessa (T0) ja 30 päivän välein 3 kuukauden ajan. Ensisijainen tulosmitta oli mineraalihäviön arviointi fluoresenssihäviömittausten perusteella käyttämällä QLF:ää. Tutkimukseen sisällytettiin vauriot, jotka saivat ICDAS II:n mukaan pisteet 1 ja 2 sidosten purkamisen yhteydessä. Hampaiden bukkaaliset pinnat tutkittiin ja arvioitiin valon indusoimalla fluoresoivalla intraoraalisella kameralla QLF-D Biluminator™ (Inspektor-Pro, Amsterdam, Hollanti) fluoresoivien valokuvien ottamiseksi valmistajan ohjeiden mukaisesti. Potilaan fluoresoivat kuvat arvioitiin analyysiohjelman 'White Spot Lesion' -vaihtoehdossa (QA2.v.1.27). Sen jälkeen suoritettiin viisi QLF-mittausta;

1. Leesion syvyys (∆F, %) osoittaa fluoresenssin häviämisen prosenttiosuuden.
2. Leesioalue (LA, mm2) tarkoittaa aluetta, jonka hampaan demineralisoitu alue peittää.
3. Leesion tilavuus (∆Q, % × mm2) on johdettu leesion alueen ja leesion syvyyden yhdistelmästä ja edustaa vaurioituneen emalin tilavuutta.
4. Suurin fluoresenssihäviö (∆Fmax) liittyy vaurion syvyyteen ja mineraalihäviöön. Tilastollinen analyysi suoritettiin IBM® SPSS®:llä (versio 26. SPSS Inc., IBM Corporation, NewYork, USA). Kuvaavat tilastot ilmaistaan ​​yksiköiden lukumääränä (n), prosentteina (%), keskiarvona ± keskihajonna (x ̅±ss), mediaani (M), minimi (min), maksimi (max) ja kvartiilialueen (IQR) arvoina. . Aineiston normaalijakauma arvioitiin Shapiro Wilk -normaalisuustestillä. Varianssien homogeenisuus arvioitiin Levene-testillä. Ensimmäisen ja toisen mittauksen yhteensopivuus ja erot arvioitiin luokan sisäisellä korrelaatiokertoimella ja parinäytteiden t-testillä. Ryhmien ikää verrattiin yksisuuntaisella varianssianalyysillä. T0-, T1-, T2- ja T3-ryhmien ΔF-, leesioalue- ja ΔFmax-arvoja verrattiin kaksisuuntaiseen varianssianalyysiin toistetuissa mittauksissa. Bonferroni-korjausta käytettiin useissa vertailuissa. ΔQ, ICDAS II -pisteet ja eroarvot lähtötasosta verrattiin ryhmien välillä Kruskal-Wallis-analyysillä. Ero Kruskal-Wallis-analyysiin verrattuna käytettiin Dunn-Bonferroni-testiä useisiin vertailuihin. ΔQ:n ICDAS II -pistemäärän osalta Friedman-analyysi suoritettiin ryhmän sisäisiä aikapisteiden vertailuja varten. Bonferroni-korjausta käytettiin useissa vertailuissa Friedman-analyysiä varten. Fisher Exact -testiä käytettiin vertaamaan ryhmiä kategorisilla muuttujilla. Jos khin neliötestin tulos todettiin merkitseväksi, tehtiin alaryhmäanalyysit Bonferroni-korjatulla kahden suhteen z-testillä. Tilastollinen merkitsevyystaso asetettiin arvoon p < 0,05.