Реакция нижней челюсти после ортопедического расширения верхней челюсти у растущих субъектов класса II

Аномалии прикуса II класса обычно наблюдаются у ортодонтических пациентов. При планировании лечения среди нескольких комбинаций денто-скелетных паттернов аномалий прикуса класса II важно учитывать поперечный дефицит верхней челюсти, который часто упускается из виду.

было показано лежащее в основе поперечное расхождение задних межзубных промежутков от 3 до 5 мм у субъектов в раннем смешанном прикусе с аномалиями прикуса II класса без задних перекрестных прикусов при центральной окклюзии. Когда этих пациентов класса II просят расположить нижнюю челюсть вперед в соотношении моляров класса I, это поперечное несоответствие (т. е. сужение верхней челюсти) можно наблюдать клинически. Было высказано предположение, что у этих субъектов нижняя челюсть находится в дистальном положении по отношению к центральному соотношению, потому что суженная верхняя челюсть сдерживает ее. Наличие примитивного поперечного расхождения между зубными дугами индуцирует заднее положение нижней челюсти, так как окклюзионной целью является получение наибольшего количества функциональных контактов.

Как сообщают несколько авторов, расширение верхней челюсти при быстром расширении верхней челюсти часто приводит к спонтанному выдвижению нижней челюсти вперед во время ретенционного периода. Ортопедическое расширение устраняет окклюзионные помехи, позволяя нижней челюсти смещаться вперед, тем самым улучшая сагиттальные соотношения. Нижнечелюстная дуга действует как «нога», которая движется вперед после расширения «туфельки».

Тем не менее, эффективность RME в отношении сагиттальных стоматологических или скелетных параметров все еще остается спорной, потому что очень мало было написано о поведении передне-задних изменений нижней челюсти у растущих субъектов класса II, которые подверглись RME в качестве лечебного вмешательства фазы 1. Сообщаемое значительное улучшение прикуса может быть связано с другими причинами, такими как рост скелета или использование дополнительных приспособлений при переходе от смешанного прикуса к постоянному. Более того, большинство исследований имеют некоторые ограничения: они не рандомизированы, они не проспективны, у них нет контрольной группы, или они используют пациентов из исследований роста в качестве источника для контрольной группы.

Учитывая, что из предыдущих исследований невозможно было оценить стандартное отклонение, которое будет использоваться для расчета размера выборки основного исследования с особым учетом типа вмешательства и интервалов наблюдения, основной целью настоящего исследования было проведение пилотного рандомизированного контролируемого исследования. исследование (РКИ), оценивающее изменения переднезаднего положения нижней челюсти, вызванные связанными или связанными RME, по сравнению с необработанной контрольной группой класса II.

Оценить сагиттальный нижнечелюстной ответ, вызванный RME-терапией, у пациентов со смешанными прикусами с аномалиями прикуса класса II, сравнив эффекты фиксированного RME и полосового RME с соответствующей контрольной группой II класса без лечения.

Это одноцентровое проспективное рандомизированное клиническое исследование с тремя параллельными группами и соотношением распределения 1:1:1. Планируется 30 (тридцать) тем. Каждому субъекту в группах лечения будет назначен быстрый расширитель верхней челюсти (RME), связанный или связанный соответственно. Субъекты будут распределяться по группам в случайном порядке. Оценки будут проводиться на исходном уровне и в конце периода хранения/последующего наблюдения (в общей сложности 12 месяцев). Субъекты, соответствующие всем критериям включения и ни одному из критериев исключения, не будут включены в исследование.

Распределение пациентов на три группы в соотношении 1:1:1 определялось с помощью компьютерного списка рандомизации с использованием программного обеспечения Rv.0.1 и размером блока 4. Затем информация о распределении (результаты рандомизации) скрывалась статистиком в непрозрачных и запечатанных конвертах.

Исследование было слепым в отношении статистического анализа. Данные были записаны и ослеплены для статистики: ослепление было получено путем исключения из файла уточнения всех ссылок на принадлежность к группе пациентов.

Для определения надежности метода 15 случайно выбранных рентгенограмм были отслежены и оцифрованы одним и тем же исследователем в 2 отдельных случаях с интервалом не менее одного месяца. Для сравнения двух измерений (систематическая ошибка) использовали парный t-критерий. Величина случайной ошибки была рассчитана с использованием метода оценки момента (MME). Исследовательская статистика показала, что не все цефалометрические переменные были нормально распределены (критерий Колмогорова-Смирнова) с равенством дисперсий (критерий Левена). Для сравнения изменений T2-T1 в трех группы. Все изменения считались значимыми при P<0,05. Все статистические расчеты были выполнены с помощью программного обеспечения Statistical Package for the Social Sciences (версия 12, Чикаго, Иллинойс).

10 рандомизированных пациентов будут включены в группу 1, получающую лечение, 10 пациентов, отобранных случайным образом, будут включены в группу 2, подвергнутую лечению, и 10 пациентов, отобранных случайным образом, будут использованы в качестве контрольной группы, не подвергавшейся лечению.

Исходный возраст составил 8,1 ± 0,6 года (диапазон 6,6–9,1 года).

Размер выборки для этого экспериментального исследования был рассчитан в соответствии с методом, предложенным Whitehead et al. Для стандартизированного размера эффекта 1 (клинически значимое изменение 2,0 мм с комбинированным стандартным отклонением 2,0 мм, полученным из Guest et al.) для 8 первичных исходных переменных Pogonion to Nasion перпендикулярно размер выборки 10 субъектов в группе был требуется для частоты ошибок типа I 5% и мощности 80%.