Диагностика возраста человека по макро- и микрометрии проксимальной фаланги V пальца кисти

Возрастная морфология коротких трубчатых костей кисти взрослого человека изучена достаточно полно. Признаки инволюции начинают появляться около 18—20 лет, т. е. сразу после завершения их роста и формирования [1]. Раньше всего «стареют» дистальные фаланги. Наиболее подвержены инволюции элементы на четвертом и пятом лучах кис-ти [2, 3]. Рентгенологически это выражается в остеопорозе, усилении рельефа кости, сужении суставных щелей [4, 5].

Возрастные изменения макроморфологии кисти имеют выраженный половой диморфизм: у мужчин процесс более интенсивен в 25—35 лет, у женщин — после 50 лет [2, 6, 7].

Начальные признаки старения гистологически обнаруживают уже в возрасте 30—35 лет. Обычно наблюдается следующая динамика: 1) объем костномозговой полости коротких трубчатых костей возрастает; 2) толщина компактного вещества (компакты) уменьшается; 3) общие наружная и внутренняя пластинки постепенно исчезают, заменяясь остеонами; 4) плотность и диаметр остеонов увеличиваются за счет перестройки центральных отделов и образования материнско-дочерних комплексов; 5) размеры каналов остеонов (гаверсовы каналы) и их количество на единицу площади компакты увеличиваются; 6) кости становятся более тонкостенными и пористыми, что отрицательно сказывается на их прочности [8—11].

Методики судебно-медицинской диагностики возраста по костям кисти немногочислены и, как правило, основаны на рентгенографических данных. Возрастные маркеры фаланг кисти (апиостозы, экзостозы, остеофиты и др.) оценивают по их наличию (отсутствию) либо в баллах, реже метрически [5—7]. На их основе рассчитаны уравнения множественной линейной регрессии (МЛР) вначале для всего изучаемого интервала, например 19—58 лет [6] или 18—90 лет [12], затем по 10-летним или иным (30—45, 45—60,0 от 50 лет) интервалам [6, 11, 12].

Распространено ошибочное мнение, что подобным образом определяется лишь биологический возраст индивида. Мерой соответствия биологического и паспортного возраста в регрессионных моделях являются величина доверительного интервала (SD — 68%, 95% и т. д.) и индекс детерминации входящих переменных (R²≥0,64).

Цель работы — разработка методики судебно-медицинской диагностики возраста женщин по признакам макро- и микроструктуры проксимальной фаланги V пальца кисти с использованием множественного регрессионного анализа.

Материалы исследования: 1) база данных Л.П. Астанина [8] по макро- и микроскопическим признакам проксимальной фаланги V пальца левой кисти 40 русских женщин в возрасте 18—85 лет; 2) группа верификации, включающая 7 женщин в возрасте от 30 до 70 лет и трех мужчин старше 50 лет.

Вместо окрашенных гистологических поперечных срезов из середины диафиза [8] мы рекомендуем использовать простой ускоренный метод приготовления неокрашенных гистопрепаратов, апробированный в работах разных авторов [9, 10, 13]: из диафиза кости выпиливают шайбу толщиной 400—500 мкм; затем на водостойкой шлифовальной бумаге и матовом стекле (в кювете с водой) ручным путем стачивают до 100—120 мкм; полученный шлиф подвергают частичной декальцинации в кислотно-формалиносолевом растворе Виленсона под контролем микроскопа до четкого выявления микроскопических структур (типы костной ткани, общие и вставочные пластинки, спайные линии и сосудистые ходы).

Измерения линейных размеров и площадей (рис. 1)

Признаки и система их оценки полностью соответствуют методике, приведенной в работе Л.П. Астанина [8].

При изучении количества гаверсовых каналов на единицу площади поперечного сечения фаланги следует подсчитывать суммарно все гаверсовы каналы (без резорбции и с резорбцией, до 250 мкм и более) и фолькманновские (питательные) каналы. Величину каналов определяют путем измерения малого диаметра. Затем их общее количество делят на площадь компакты диафиза фаланги. Фолькманновские каналы в костях человека, как известно, отличаются от гаверсовых каналов отсутствием цилиндрических стенок. Они развиваются в небольшом количестве и, как правило, в общих пластинках. Диаметр их обычно 10—15 мкм [9].

Площадь компактного слоя (признак № 7) определяют путем вычитания из площади поперечного сечения диафиза (признак № 3) площади костномозговой полости (признак № 6).

Кроме линейных размеров и площадей (13 признаков), на поперечном срезе фаланги изучают их соотносительные характеристики (в процентах), т. е. индексы (5 признаков): толстотно-широтный диафиз (2:1), формы костномозговой полости (5:4), толщины компакты (7:3), толщины наружных общих пластинок (8:9); толщины внутренних общих пластинок (10:11)².

Например:

8. Площадь поперечного сечения диафиза

Индекс 7:3 показывает, сколько процентов занимает компакта от всей площади поперечного сечения диафиза. Другие индексы рассчитывают и оценивают аналогично.

Индивидуальные данные по серии [8] оформлены в виде компьютерной базы данных и проанализированы с помощью пакета программ Statistica 10.

Дескриптивные статистики общей выборки наблюдений представлены в табл. 1. Обращает на себя внимание чрезвычайная вариабельность всех признаков. По критерию Лиллиефорса выборка имеет нормальное распределение с приемлемыми значениями асимметрии и эксцесса.

По данным корреляционного анализа, общие размеры исследуемой фаланги, а также площадь ее сечения в середине, общее количество остеонов (гаверсовых каналов) и их число на 1 мм² компакты с возрастом изменяются незначительно.

Инволютивные сдвиги происходят за счет увеличения диаметра костномозговой полости (r=0,718—0,807) и уменьшения толщины компакты, которое является результатом истончения обеих общих пластинок (r=–0,609…—0,666). Значимо также возрастное расширение минимального диаметра сосудистых каналов (r=0,696).

Диагностика возраста, таким образом, возможна по признакам № 4—6, 8—10, 7:3 и 13 (r=0,637—0,807). Между тем их значительное большинство связано высокими взаимными корреляциями. Например, это касается большого и малого диаметров костномозговой полости (r=0,904), их связи с площадью костномозговой полости (r=0,934—0,963) и толщиной общих пластинок (r=–0,771…–0,783). В связи с этим при расчетах регрессионных диагностических моделей этот комплекс признаков неизбежно будет минимизирован.

Общее количество всех гаверсовых каналов на срезе, как отмечено, включает собственно гаверсовые каналы, фолькманновские каналы и резорбционные гаверсовы пространства. У молодых индивидов их число колеблется от 118 до 260, у старых от 153 до 411.

Количество гаверсовых каналов на 1 мм² площади компакты составляет у молодых от 5,9 до 11,5, у старых от 9,6—14,9.

Средняя величина гаверсовых каналов с возрастом значительно увеличивается. У молодых индивидов она редко превышает 40 мкм, у старых редко бывает меньше 50 мкм, достигая 78,0—87,5 мкм.

Для определения возраста рассчитаны следующие уравнения МЛР:

Y₁=87,225+0,808 х₁₃–1,043 х₇:₃±10,52 года (R=0,856, R²=0,719);

Y₂=–26,419+16,612 х₅+0,714 х₁₃±10,52 года (R=0,856, R²=0,719);

Y₃=19,134–1,123 х₇.₃+0,835 х₁₃+0,850 х₂:₁+0,072 х₁₂± 8,77 года (R=0,908, R²=0,804),

где Y — возраст (годы); R — коэффициент множественной корреляции; R² — стандартизованный индекс детерминации.

Точность диагностики паспортного возраста в диапазоне до ±1SD по уравнению МЛР1 наблюдается в 28 случаях, до ±2SD — в 8 случаях, свыше ±2SD — в 4 случаях. Аналогичные сведения по уравнениям МЛР2 и МЛР3 — 29, 10 и 1 случай.

Более надежно по скорректированному индексу детерминации (R²=0,804) уравнение МЛР3, но в некоторых случаях целесообразно совместное их использование.

Усредненное значение возраста индивида Ӯ лучше определять по формуле:

Разница между паспортным возрастом и предсказанным биологическим возрастом человека (остатки) в долях стандартного отклонения диагностической модели МЛР3 (SD=8,770 года) представлена на рис. 3. На графике видно, что связь межу предсказанным (биологическим) и действительным (паспортным) возрастами линейна, поскольку значения их остатков (точки на графике) подчиняются закону нормального распределения. Следовательно, уравнение МЛР3 адекватно отражает исходные данные.

Пример диагностики возраста женщины порезультатам исследования проксимальной фаланги V пальца: 1. Толщина — 9,86 мм; 2. Ширина — 6,91 мм; 3. Площадь поперечного сечения — 48 мм²; 5. Наименьший диаметр костномозговой полости — 2,82 мм; 6. Площадь костномозговой полости — 11,9 мм²; 7. Площадь компакты 48 — 11,9=36,10 мм²; 12. Общее количество гаверсовых каналов — 277; 13. Средний размер гаверсовых каналов — 61,1 мкм; 2:1. Индекс толщина/ширина — 70,08%; 7:3. Индекс толщины компакты — 75,20%.

Дальнейшие расчеты проводят с помощью уравнений МЛР со значениями переменных: х₅ — 2,82 мм; х₁₂ — 277; х₁₃ — 61,1 мкм; х₂:₁ — 70,08%; х₇:₃ — 75,20%.

Результаты измерений подставляют в уравнения:

Y₁=87,255+0,808 (61,1)—1,043 (75,20)=58,16±10,52 года.

Y₂=–26,419+16,612 (2,82)+0,714 (61,1)=64,06±10,52 года.

Y₃=19,134–1,23 (75,20)+0,83599 (61,1)+0,850 (70,08)+0,072 (277)=57,24±8,73 года.

Затем усредняют полученные результаты:

Если в комплексе используется уравнение МЛР3, целесообразно указывать доверительный интервал ±8,73.

Таким образом, возраст женщины составляет 59,77±8,73 года. Действительный, т. е. паспортный, возраст был 52 года.

Лучшее приближение к паспортному возрасту дает МЛР3.

Результаты верификации методики представлены в табл. 2.

Как видно, в большинстве случаев паспортный возраст находится в диапазоне ±1SD от биологического возраста, определенного по отдельно взятым уравнениям МЛР. При совместном их использовании точность диагностики нередко возрастает.

Далее приводим краткие сведения по судебно-медицинским методикам диагностики возраста человека по макро- и микроскопическим особенностям некоторых костей. Все эти методики, основанные на уравнениях МЛР, предназначены для возрастного диапазона 18—90 лет. Методики не совпадают по объектам и признакам исследования, но допускают сравнение по величине стандартного отклонения (±SD годы) и коэффициентов множественной корреляции (R>0,8). R² показывает, какая доля вариации прогнозируемого возраста учитывается набором независимых переменных. Например, при R²=0,804 мера связи 80,4%. К сожалению, величины R² в диагностических моделях отсутствуют либо не скорректированы.

Методика Ю.И. Пиголкина и соавт. [6, 14]. Материал и объекты исследования: рентгенограммы левой кисти: муж. — 261, жен. — 333; возраст 18—90 лет. Авторы исследовали анатомо-морфологические маркеры старения дистальных, средних и проксимальных фаланг, включая остеофиты, остеопороз, остеосклероз, суставные деформации (баллы, мм, наличие/отсутствие). В уравнениях МЛР учитывались перечисленные признаки и их проявление на отдельных пальцах; сумма признаков по «слоям» фаланги; суммарный балл суставных деформаций, склеротических, остеопорозных изменений и интегральное их значение. Уравнения МЛР: Age 1 (муж.), SD=±7,21 года, R=0,875, R²=0,765; Age 2 (жен.), SD=±6,85 года, R=0,912, R²=0,831 (не стандартизован и завышен).

Методика Ю.А. Неклюдова [12, 15]. Материал и объекты исследования: кости кисти, длинные трубчатые кости (ДТК) руки: муж. — 144, жен. — 135, возраст 18—86 лет. Анатомо-морфологическими методами исследованы высота гребневидных экзостозов на проксимальных и средних фалангах, индекс бугристости дистальных фаланг, плотность костей кисти, плотность стандартных образцов ДТК, индекс площади компакты ДТК и индекс светового контура дистальных фаланг. Уравнения МЛР: Age 1 (муж.), SD=±9 лет, R=0,876; Age 2 (жен.), SD=±7,2 года, R=0,911; Age 3 (муж.), SD=±9,9 года, R=0,857; Age 4 (жен.), SD=±8,5 года.

Методика Ю.В. Зазулина [10, 16]. Материал и объекты исследования: плюсневые кости (I—V): муж. — 123, жен. — 77, возраст 1—90 лет. На шлифах исследованы типы костной ткани, толщина компакты, наружных и внутренних общих пластинок, протяженность остеонного слоя, типы остеонов и их конструкции по Гладышеву (мм, мкм); всего 40 признаков. Уравнения МЛР: Age 1, SD=±6,5 года, R=0,963; Age 2, SD=±7,53 года, R=0,949; Age 3, SD=±8,99 года, R=0,925. Половой диморфизм отсутствует.

Методика М.В. Федуловой [11]. Материал и объекты исследования: III левое ребро, нижняя треть левой большой берцовой кости: муж. — 232, жен. — 84 (18—90 лет), детей — 45 (1—17 лет). На гистопрепаратах исследованы 36 измерительных, 12 соотносительных и 29 результирующих признаков, толщина кортекса (коры), площадь трабекул, диаметр остеонов и гаверсовых каналов, плотность остеоцитов и остеонов, плотность остеонов с перестройкой центральных отделов и др. Уравнения МЛР рассчитаны для возраста старше 30 лет: Age 1 (муж.), SD=±11,6 года, R=0,837, R²= 0,701; Age 2 (жен.), SD=±6,25 года, R=0,920. Половой диморфизм отсутствует.

Методика Г.В. Золотенковой [17]. Материал и объекты исследования: фрагмент нижней трети левой большеберцовой кости: муж. — 141, возраст от 10 до 90 лет. Гистоморфологическое исследование включало показатели (в баллах): качественные — 9, количественные — 15 (мкм, мкм²) и относительные характеристики — 12 (число в поле зрения, число на единицу площади и др.). Уравнения МЛР рассчитаны для взрослых мужчин: Age 1, SD=±9,57 года, R=0,916; Age 2, SD=±6,80 года, R=0,918.

Все уравнения МЛР, входящие в различные методики [6, 14; 10, 16; 13, 17] в интервале от 18 до 90 лет, отличаются высокой надежностью и допускают определение паспортного возраста человека в 68% случаев с точностью ±6,25—11,60 года при R=0,837—0,963.

Уравнения МЛР, рассчитанные для проксимальной фаланги V пальца левой кисти женщин, по диагностической значимости (SD=±8,77—10,52 года, R=0,856—0,908) сопоставимы с приведенными ранее данными и частично по объекту исследования [4, 15].

При экспертизе возраста по уравнениям МЛР возможны расхождения расчетного и паспортного возраста за пределы ±1SD, однако с резко уменьшающейся вероятностью. Использование нескольких уравнений различных методик снижает риск ошибок.

1. С использованием метода линейного регрессионного анализа в пошаговом варианте рассчитаны три уравнения МЛР для определения возраста женщин по макро- и микроструктуре проксимальной фаланги V пальца кисти в интервале от 18 до 86 лет.

2. По величине стандартного отклонения (SD=±8,73—10,52 года) и индексу детерминации (R²=0,719—0,804) рассчитанные диагностические модели близки к таковым в опубликованных методиках, основанных на макро- и микроскопическом исследовании кисти и других костей скелета.

3. По результатам верификации рекомендуемые диагностические модели можно использовать в судебно-медицинской практике при наличии в лаборатории соответствующего высокотехнологического оборудования.

Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.

The authors declare no conflicts of interest.