Einleitung
Einleitung
Lungenmechanische Messgrößen werden wesentlich vom Geschlecht und von anthropometrischen
Größen wie der Körperlänge bestimmt. Um die sich ergebenden Relationen praktisch nutzbar
zu machen, wurden Referenzgleichungen erstellt [1]
[2]
[3].
In den letzten Jahrzehnten wurden Quer- und Längsschnittstudien zur Lungenfunktionsentwicklung
im Kindes- und Jugendalter durchgeführt [1]
[2]
[3]
[4]
[5]
[6]
[7]. Dabei wurde deutlich, dass lungenmechanische Messgrößen in Abhängigkeit von Ethnik,
Lebensraum und Lebensumständen variieren [9]. Daneben haben neuere Untersuchungen gezeigt, dass die Lungenentwicklung auch vom
Pubertätseintritt abhängt [4]
[5]
[6].
In der vorliegenden Arbeit werden die in einem großen Kollektiv von Schulkindern erhaltenen
Messwerte für forcierte Vitalkapazität (FVC) und 1-Sekunden-Volumen (FEV1) auf ihre Abweichung gegenüber RW aus der Literatur untersucht.
Material und Methoden
Material und Methoden
Studiendesign
Von 1994 bis 1999 wurden in zwei Gebieten Deutschlands (Baden-Württemberg [BW] und
Südhessen [SH]) und in einem Gebiet Österreichs (Nieder-Österreich [NÖ]) in Form einer
Längsschnittstudie ein- bis zweimal jährlich spirometrisch und mit einheitlichen Standards
Lungenfunktionsuntersuchungen an Schulkindern durchgeführt. Die Messungen liefen über
44 Monate (1996 - 1999, zweimal jährlich) in BW, über 42 Monate (1994 - 1997, zweimal
jährlich) in NÖ und über 31 Monate (1994 - 1997, einmal jährlich) in SH. Untersuchungsorte
waren Ortschaften in ländlichen Gegenden. Alle Messungen fußten auf einem standardisierten
Protokoll [8] und erfolgten im Einverständnis mit den lokalen Ethikkommissionen und nach schriftlicher
Einwilligung der Eltern.
Population
Die Studienteilnehmer besuchten zu Beginn der Messungen die erste oder zweite Grundschulklasse
und waren bei Studienende, zum Zeitpunkt der letzten Spirometrie, 11,2 Jahre (Median
11,2 Jahre, 5 - 95 %-Wert 10,1 - 12,3 Jahre) alt. Die Teilnahmeproportion betrug in
BW 88 %, in NÖ 94 % und in SH 62 %. In die statistische Auswertung gingen nur solche
Kinder ein, deren Lungenfunktionsdaten auf technisch korrekten Messmanövern beruhten.
Bei der Wahl weiterer Ausschlusskriterien für die Bestimmung von RW richteten wir
uns nach den üblichen Empfehlungen aus der Literatur [1]
[4]
[6]
[9]. Ausgeschlossen wurden Kinder, die zwei oder mehr Zigaretten wöchentlich rauchten
(Aktivraucher), Kinder, bei denen im Laufe ihres Lebens jemals Asthma bronchiale diagnostiziert
worden war (nach eigener oder elterlicher Angabe) und an akuten Atemwegsinfektionen
erkrankte Kinder. Die Anzahl der Kinder mit nicht-kaukasischer Ethnik war so gering,
dass diese Kinder in der analysierten Population verbleiben konnten.
Lungenfunktionsuntersuchungen
Die Lungenfunktionsmessungen fanden vormittags statt. Ablauf und Ausrüstung waren
an allen Untersuchungsorten gleich, und das Messpersonal war auf gleiche Weise geschult
worden. Die Spirometrie wurde mit Hilfe eines MasterScopes (Software Release 4.0,
der Firma Jaeger, Würzburg) gemäß ATS Richtlinien [10] (technische Ausstattung, Validierung und Qualitätskontrolle sowie Durchführung:
am stehenden, mit einer Nasenklemme versehenen Kind). Jedes Kind führte maximal drei
Versuche mit jeweils mindestens zwei forcierten Atemmanövern durch, wobei mindestens
zwei reproduzierbare Fluss-Volumen-Kurven (Differenz der FVC-Werte höchstens 5 %)
erforderlich waren. Die jeweils höchsten erreichten FVC und FEV1-Werte gingen in die statistische Analyse ein. Die Instrumente wurden täglich kalibriert.
Für jeden Probanden wurde vor jedem Test Körperlänge und Gewicht mittels täglich neu
geeichter Geräte (Personen-Messgerät, KaWe und Personenwaage Seca Optima 760, Hamburg)
bestimmt.
Statistische Methoden
Zur Beschreibung des Zusammenhanges zwischen FVC, FEV1 und den anthropometrischen Messungen wurden entsprechend empfohlener Verfahren [1]
[11]
[12] lineare Regressionsmodelle für die Logarithmen der Körperlänge, des Alters und des
Gewichtes als Einflussfaktoren für die Logarithmen von FVC und FEV1 aufgestellt. Wie bereits in der Literatur begründet [1], erhält man auf diese Weise auch bei Mehrfachmessungen erwartungstreue Schätzungen
der Regressionskoeffizienten. Ein etwaiger Vorteil durch Verwendung der Generalized
Estimation Equation (GEE)-Methode [13] zur Berücksichtigung der Autokorrelation wurde dennoch untersucht. Ferner wurden
getrennt nach Geschlecht für jeden Probanden RW nach Literaturangaben [1]
[2]
[3] berechnet. Um eine bessere Vergleichbarkeit zu gewährleisten, wurden die Abweichungen
zwischen Referenz- und Ist-Wert als SD-Score (SDS) ausgedrückt: SDS = (Ist-Referenz)/SD(Ist).
Die Normierung auf Werte mit einer Varianz von 1 erlaubt eine bessere Einschätzung
der Abweichung. Die SD(Ist) ist dabei abhängig von der Körperlänge. Bei der Modellierung
dieses Zusammenhanges folgten wir der Methode von Rosenthal [4]: bei der Einteilung der Daten in 5 cm-Körperlängenklassen wurde der Variationskoeffizient
(VC) des jeweiligen Lungenfunktionsparameters pro Klasse bestimmt. Für den Bereich,
in dem der Variationskoeffizient als konstant angesehen werden kann, wird SD(Ist)
approximiert durch VC · RW. Für den Bereich, in dem dies nicht der Fall ist, wurde
eine lineare Beziehung aufgestellt: VC = a + b · Körperlänge, so dass SD(Ist) approximiert
werden kann durch (a + b · Körperlänge) · RW. Zur Darstellung der Ergebnisse wurden
die Probanden nach Geschlecht getrennt in elf Körperlängenklassen eingeteilt. In den
einzelnen Längenklassen wurden die Mittelwerte von Körperlänge, Alter und Gewicht
sowie Median, Mittelwert und Standard-Deviation (SD) des FVC und der FEV1 bestimmt. Alle statistischen Analysen wurden mit Hilfe des Statistical Analysis System
(SAS) [14] durchgeführt.
Ergebnisse
Ergebnisse
Von insgesamt 2925 Kindern der ursprünglichen Population (Gesamtpopulation) gingen
2615 (89,4 %) in die statistische Analyse ein (Tab. [1]). Diese analysierte Population setzte sich zusammen aus 998 Kindern aus BW, 611
Kindern aus SH und 1006 Kindern aus NÖ. Der Anteil weiblicher Probanden betrug 49,9
%.
Von der Analyse ausgeschlossen wurden 310 Probanden. Darunter waren 277 Kinder mit
der Diagnose Asthma bronchiale (NÖ 11,2 %, SH 8,9 % und BW 8,0 %), 15 Kinder als Aktivraucher
(NÖ 0,4 %, BW 1 %), ein Proband mit Mukoviszidose und 17 Kinder mit nicht verwertbaren
Lungenfunktionsmanövern.
In Tab. [2] sind die stetigen Merkmale der Population zu Studienbeginn aufgeführt. Auffällig
war in der Population aus NÖ im Vergleich zu den anderen beiden Gebieten ein geringfügig
höherer Bodymass-Index (BMI), sowie in der Population aus SH im Vergleich zu den anderen
beiden Gebieten ein im Median um sechs Monate höheres Alter. Ansonsten zeigten alle
relevanten Merkmale der analysierten Population, wie in Tab. [2] ersichtlich, im Vergleich zur Gesamtpopulation und im Vergleich der drei Teilpopulationen
untereinander ähnliche Verteilungen.
Bei Anwendung von zwei Referenzgleichungen aus der Literatur (Tab. [3]) zeigen sich im hier untersuchten Kollektiv für den Logarithmus der Körperlänge
höhere Regressionskoeffizienten als bei Luttmann et al. [1] (z. B. ln FVC für Mädchen b = 1.9684 vs. 1.7225) und niedrigere Regressionskoeffizienten
als bei Zapletal et al. [2] (z. B. ln FVC für Mädchen b = 2.5504 vs. 2.8181).
Um die Auswirkungen der Unterschiede zwischen den Referenzgleichungen zu veranschaulichen,
wurden diese auf die vorliegenden Messdaten angewendet (Tab. [4] und [5]). Median, Mittelwert und SD der beiden Lungenfunktionsparameter FVC (Tab. [4]) und FEV1 (Tab. [5]) wurden jeweils für elf Körperlängenklassen getrennt nach Geschlecht berechnet.
Alle Mehrfachmessungen an den einzelnen Probanden gingen in die Analyse ein.
Die individuelle Reproduzierbarkeit der Lungenfunktionsparameter anhand des Intra-Class-Koeffizienten
beträgt 0,75 (FVC) und 0,67 (FEV1) (berechnet nach GEE; maximaler Wert 1,0).
Die SDS (Tab. [4] und [5]) geben für jede Längenklasse an, um wieviel SD die jeweiligen Ist-Werte der hier
untersuchten Population von den berechneten RW aus der Literatur abweichen. Im Vergleich
zu Luttmann et al. [1] (unterhalb 124 cm Körperlänge), Zapletal et al. [2] (unterhalb 144 cm) und Dockery et al. [3] (generell) haben wir durchschnittlich höhere Lungenfunktionswerte erhoben.
Die stärksten Abweichungen zeigen Kinder mit einer Körperlänge unter 120 cm. So liegt
der SDS der FVC in der Längenklasse unter 120 cm für Mädchen im Vergleich zu den nach
Luttmann et al. [1] berechneten RW bei 0,55 (Median) und im Vergleich zu den nach Zapletal et al. [2] berechneten RW bei 1,11 (Median). Allerdings ergibt sich mit größerer Körperlänge
zunehmend eine Reduktion der Abweichungen gegenüber Luttmann et al. [1] und Zapletal et al. [2]. Dieser Verlauf wurde grafisch anhand von Ist-RW-Differenzen dargestellt (Abb. [1] und [2]). Die Ist-Werte zeigen unterhalb einer Körperlänge von 130 cm die größten Abweichungen
und zwar in den positiven Bereich. Sie nähern sich jedoch stetig mit zunehmender Körperlänge
den RW nach Luttmann et al. [1] und Zapletal et al. [2] an. Für Knaben setzt sich der letztgenannte Verlauf in den negativen Bereich fort.
Im Gegensatz dazu ist die Differenz zwischen den Ist-Werten und den RW nach Dockery
et al. [3] bis zu einer Körperlänge von 150 cm etwa konstant (ca. + 150 ml).
Beim Vergleich zwischen den in der vorliegenden Arbeit empirisch erhobenen und den
auf derselben Datenbasis durch lineare Regression errechneten „internen RW” (Abb.
[3]) zeigt sich eine gute Anpassung bis zu einer Körperlänge von 155 cm. Anschließend
ergibt sich auch hier eine zunehmende Abweichung. Die Anpassungsgüte (R2) der Ist-Werte an die internen RW über den gesamten Körperlängenbereich beträgt für
die FVC bei Mädchen 75 % und bei Knaben 71 %. Für die FEV1 beträgt sie bei Mädchen 68 % und bei Knaben 64 %.
Tab. 1Dichotome Merkmale der Studienpopulation
| Variablen |
|
Gesamtpopulation |
analysierte Population |
analysierte Population in den Teilgebieten |
|
|
n = 2925 (%) |
n = 2615 (%) |
BW n = 998 (%) |
SH n = 611 (%) |
NÖ n = 1006 (%) |
| Geschlecht |
M |
1 509 (51,6) |
1 309 (50,1) |
492 (49,3) |
313 (51,2) |
504 (50,1) |
|
F |
1 416 (48,4) |
1 306 (49,9) |
506 (50,7) |
298 (48,8) |
502 (49,9) |
| Asthma |
|
277 (9,5) |
0 |
0 |
0 |
0 |
| Aktivraucher |
|
15 (0,7) |
0/* |
0 |
* |
0 |
| BW = Baden-Württemberg; SH = Südhessen; NÖ = Nieder-Österreich; M = männlich; W =
weiblich; * wegen niedrigen Alters keine Aktivrauchanamnese erhoben |
Tab. 2Stetige Merkmale anhand Median und 5 - 95 % Wert* jeweils zu Studienbeginn
| Variablen beiStudienbeginn |
Gesamtpopulation |
analysierte Population |
analysierte Population in den Teilgebieten |
|
n = 2 925
Median
(5 - 95 % Wert) |
n = 2 615
Median
(5 - 95 % Wert) |
BW n = 998
Median
(5 - 95 % Wert) |
SH n = 611
Median
(5 - 95 % Wert) |
NÖ n = 1 006
Median
(5 - 95 % Wert) |
| Alter (Jahre) |
8,0 |
8,0 |
7,9 |
8,2 |
7,8 |
|
(6,9 - 9,0) |
(6,9 - 9,0) |
(6,9 - 9,0) |
(7,7 - 9,0) |
(6,8 - 8,9) |
| Körperlänge (cm) |
129,1 |
129,0 |
128,2 |
132,0 |
128,0 |
|
(119 - 140) |
(119 - 140) |
(118,0 - 139,7) |
(122,0 - 141,0) |
(118,0 - 138,0) |
| Gewicht (kg) |
27 |
27 |
27 |
28,5 |
27 |
|
(21 - 40) |
(21 - 40) |
(21 - 39) |
(22 - 41) |
(21 - 40) |
| BMI |
16,39 |
16,39 |
16,34 |
16,36 |
16,48 |
|
(14,08 - 21,89) |
(14,08 - 21,89) |
(13,97 - 21,60) |
(13,92 - 21,94) |
(14,31 - 22,49) |
| FVC (I) |
1,91 |
1,91 |
1,92 |
1,98 |
1,82 |
|
(1,43 - 2,47) |
(1,43 - 2,47) |
(1,42 - 2,48) |
(1,56 - 2,57) |
(1,40 - 2,38) |
| FEV1 (I) |
1,67 |
1,68 |
1,67 |
1,75 |
1,62 |
|
(1,27 - 2,15) |
(1,27 - 2,16) |
(1,25 - 2,14) |
(1,40 - 2,23) |
(1,26 - 2,12) |
| BW = Baden-Württemberg; SH = Südhessen; NÖ = Nieder-Österreich; FVC = Forcierte Vitalkapazität;
FEV1 = 1-Sekunden-Kapazität; BMI = Bodymass-Index; *Jeder Proband ging nur einmal in diese
Tabelle ein. Durchschnittliche Beobachtungsdauer: 32 Monate (von erster bis letzter
Spirometrie). Durchschnittliche Anzahl Spirometrien: pro Proband 5 Spirometrien |
Tab. 3Regressionskoeffizienten zur Ermittlung spirometrischer Referenzwerte (FVC und FEV1 in ml) aus Körperlänge (cm), Alter (J), Gewicht (kg) nach eigenen Berechnungen verglichen
mit früher veröffentlichten Angaben
| Parameter und Population |
|
Luttmann et al.[1]
|
Zapletal et al.[2]
|
Dockery et al.[3]
|
|
Ge-schlecht |
a (Intercept) |
b (Koeff. v. ln Länge) |
c (Koeff. v. ln Gewicht) |
d (Koeff. v. ln Alter) |
a* (Intercept) |
b (Koeff. v. ln Länge) |
a** (Intercept) |
b (Koeff. v. ln Länge) |
| FVC |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| Literaturangabe |
F |
-2.1232 |
1.7225 |
0.2465 |
0.2017 |
-6.2262 |
2.8181 |
-4.9493 |
2.5507 |
|
M |
-2.1417 |
1.6927 |
0.2875 |
0.2484 |
-6.7319 |
2.9360 |
-5.0223 |
2.5805 |
analysierte Population
F n = 7 717
M n = 7 687 |
F |
-2.7475 |
1.9684 |
0.1690 |
0.0626 |
-4.8789 |
2.5504 |
-4.8789 |
2.5504 |
|
M |
-1.8428 |
1.7647 |
0.1743 |
0.1278 |
-4.5241 |
2.4917 |
-4.5241 |
2.4917 |
| FEV1
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| Literaturangabe |
F |
-2.1595 |
1.7269 |
0.1974 |
0.2406 |
-5.9996 |
2.7413 |
-4.5698 |
2.4476 |
|
M |
-2.1156 |
1.6906 |
0.2227 |
0.2891 |
-6.5974 |
2.8729 |
-4.3531 |
2.4130 |
analysierte Population
F n = 7 615
M n = 7 553 |
F |
-2.8269 |
2.0013 |
0.1120 |
0.0549 |
-4.3078 |
2.4070 |
-4.3078 |
2.4070 |
|
M |
-1.4776 |
1.6847 |
0.1396 |
0.1229 |
-3.7338 |
2.2985 |
-3.7338 |
2.2985 |
ln = natürlicher Logarithmus; F = weiblich; M = männlich; *um einen Vergleich mit
Dockery und eigenen Berechnungen zu ermöglichen, wurde von log10 nach ln umgerechnet. ** um einen Vergleich mit Zapletal und eigenen Berechnungen
zu ermöglichen, wurden die Körperlängen von m in cm und FVC sowie FEV1 von l in ml umgerechnet.
In den Referenzwertgleichungen nach Zapletal et al.[2] und Dockery et al.[3] wurde ausschließlich die Körperlänge als individueller Parameter benutzt (ln RW =
a + b* ln Länge [in cm]) und in der Gleichung nach Luttmann et al.[1] wurden zusätzlich auch Gewicht und Alter des Kindes berücksichtigt (ln RW = a + b*
ln Länge [in cm] + c* ln Gewicht [in kg] + d* ln Alter [in Jahren]). |
Tab. 4FVC Istwerte und deren Abweichung von den nach Luttmann et al. [1], Zapletal et al. [2] und Dockery et al. [3] berechneten Referenzwerten als SDS
| Längen-klasse (cm) |
Ge-schlecht |
Anzahl n |
Median FVC (l) |
Mittel FVC (l) |
SD (l) |
Abw. vom Luttmann et al.-RW* |
Abw. vom Zapletal et al.-RW* |
Abw. vom Dockery et al.-RW* |
|
|
|
|
|
|
Median |
5 - 95 %Wert |
Median |
5 - 95 %Wert |
Median |
5 - 95 %Wert |
| < 120 |
M |
94 |
1,60 |
1,59 |
0,18 |
0,65 |
-1,17 - 2,36 |
1,04 |
-0,71 - 3,19 |
0,91 |
-0,79 - 2,86 |
|
F |
196 |
1,50 |
1,49 |
0,16 |
0,55 |
-1,08 - 2,24 |
1,11 |
-0,73 - 2,72 |
1,05 |
-0,77 - 2,67 |
| 120 - 124 |
M |
422 |
1,75 |
1,74 |
0,18 |
0,33 |
-1,13 - 1,81 |
0,72 |
-0,89 - 2,27 |
0,71 |
-0,88 - 2,26 |
|
F |
531 |
1,64 |
1,64 |
0,18 |
0,36 |
-1,27 - 1,92 |
0,70 |
-1,08 - 2,41 |
0,81 |
-0,98 - 2,53 |
| 125 - 129 |
M |
974 |
1,92 |
1,93 |
0,19 |
0,23 |
-1,27 - 1,80 |
0,56 |
-0,99 - 2,25 |
0,71 |
-0,87 - 2,40 |
|
F |
1 100 |
1,80 |
1,80 |
0,18 |
0,27 |
-1,29 - 1,82 |
0,57 |
-1,01 - 2,19 |
0,76 |
-0,83 - 2,43 |
| 130 - 134 |
M |
1 469 |
2,11 |
2,12 |
0,22 |
0,11 |
-1,39 - 1,67 |
0,40 |
-1,10 - 2,05 |
0,67 |
-0,88 - 2,37 |
|
F |
1 497 |
1,97 |
1,97 |
0,20 |
0,11 |
-1,41 - 1,73 |
0,40 |
-1,21 - 2,03 |
0,70 |
-0,97 - 2,37 |
| 135 - 139 |
M |
1 713 |
2,31 |
2,31 |
0,24 |
-0,09 |
-1,56 - 1,43 |
0,22 |
-1,34 - 1,90 |
0,64 |
-1,02 - 2,36 |
|
F |
1 598 |
2,14 |
2,15 |
0,22 |
-0,02 |
-1,49 - 1,56 |
0,22 |
-1,33 - 1,89 |
0,61 |
-1,00 - 2,33 |
| 140 - 144 |
M |
1 390 |
2,53 |
2,53 |
0,27 |
-0,22 |
-1,83 - 1,28 |
0,13 |
-1,56 - 1,70 |
0,67 |
-1,12 - 2,32 |
|
F |
1 241 |
2,35 |
2,36 |
0,25 |
-0,05 |
-1,54 - 1,50 |
0,18 |
-1,38 - 1,79 |
0,67 |
-0,96 - 2,38 |
| 145 - 149 |
M |
926 |
2,75 |
2,76 |
0,30 |
-0,36 |
-1,97 - 1,24 |
-0,03 |
-1,70 - 1,64 |
0,61 |
-1,16 - 2,37 |
|
F |
791 |
2,55 |
2,57 |
0,27 |
-0,18 |
-1,54 - 1,36 |
0,03 |
-1,46 - 1,71 |
0,58 |
-0,98 - 2,37 |
| 150 - 154 |
M |
437 |
2,96 |
2,97 |
0,33 |
-0,58 |
-2,15 - 1,02 |
-0,25 |
-1,89 - 1,48 |
0,50 |
-1,28 - 2,36 |
|
F |
483 |
2,81 |
2,83 |
0,31 |
-0,16 |
-1,48 - 1,45 |
0,09 |
-1,40 - 1,85 |
0,75 |
-0,84 - 2,66 |
| 155 - 159 |
M |
188 |
3,20 |
3,22 |
0,34 |
-0,64 |
-2,20 - 0,83 |
-0,34 |
-1,85 - 1,19 |
0,52 |
-1,13 - 2,19 |
|
F |
212 |
3,11 |
3,15 |
0,36 |
0,06 |
-1,19 - 1,80 |
0,14 |
-1,26 - 2,02 |
0,85 |
-0,64 - 2,87 |
| 160 - 164 |
M |
66 |
3,49 |
3,51 |
0,44 |
-0,61 |
-2,17 - 0,75 |
-0,33 |
-1,93 - 1,21 |
0,50 |
-1,26 - 2,19 |
|
F |
72 |
3,42 |
3,42 |
0,48 |
0,14 |
-1,70 - 2,06 |
0,27 |
-1,53 - 1,99 |
0,92 |
-1,01 - 2,97 |
| 165 - 175 |
M |
27 |
3,93 |
3,93 |
0,55 |
-0,54 |
-1,56 - 1,35 |
-0,32 |
-1,65 - 1,32 |
0,59 |
-1,01 - 2,31 |
|
F |
11 |
3,78 |
3,87 |
0,64 |
0,15 |
-0,68 - 2,83 |
0,19 |
-0,91 - 2,50 |
0,79 |
-0,42 - 3,30 |
| FVC = Forcierte Vitalkapazität; SD = Standardabweichung; SDS = Standard Deviation
Score; Abw. = Abweichung; M = männlich; F = weiblich; RW = Referenzwert; * Abweichung
als Standard-Deviation-Score (SDS) ausgedrückt ([Ist-Referenz]/SD[Ist]). |
Tab. 5FEV1 Istwerte und deren Abweichung von den nach Luttmann et al. [1], Zapletal et al. [2] und Dockery et al. [3] berechneten Referenzwerten als SDS
| Längen-klasse (cm) |
Geschlecht |
Anzahl n |
Median FEV1 (l) |
MittelFEV1 (l) |
SD (l) |
Abw. vom Luttmann et al.-RW* |
Abw. vom Zapletal et al.-RW* |
Abw. vom Dockery et al.-RW* |
|
|
|
|
|
|
Median |
5 - 95 %Wert |
Median |
5 - 95 %Wert |
Median |
5 - 95 %Wert |
| < 120 |
M |
92 |
1,40 |
1,41 |
0,15 |
0,31 |
-1,00 - 1,95 |
1,53 |
-0,18 - 3,41 |
0,99 |
-0,73 - 2,87 |
|
F |
192 |
1,34 |
1,34 |
0,14 |
0,38 |
-1,15 - 2,14 |
1,34 |
-0,43 - 2,98 |
1,05 |
-0,68 - 2,60 |
| 120 - 124 |
M |
408 |
1,53 |
1,52 |
0,17 |
0,10 |
-1,65 - 1,53 |
1,02 |
-0,94 - 2,77 |
0,72 |
-1,17 - 2,32 |
|
F |
512 |
1,47 |
1,47 |
0,17 |
0,16 |
-1,39 - 1,78 |
1,03 |
-0,76 - 2,63 |
0,86 |
-0,92 - 2,44 |
| 125 - 129 |
M |
952 |
1,67 |
1,67 |
0,19 |
-0,06 |
-1,69 - 1,53 |
0,84 |
-1,06 - 2,60 |
0,70 |
-1,16 - 2,44 |
|
F |
1 079 |
1,59 |
1,59 |
0,18 |
-0,04 |
-1,71 - 1,59 |
0,74 |
-1,05 - 2,41 |
0,66 |
-1,11 - 2,35 |
| 130 - 134 |
M |
1 435 |
1,82 |
1,81 |
0,20 |
-0,26 |
-1,88 - 1,31 |
0,59 |
-1,19 - 2,36 |
0,63 |
-1,17 - 2,39 |
|
F |
1 478 |
1,73 |
1,73 |
0,20 |
-0,19 |
-1,76 - 1,40 |
0,57 |
-1,11 - 2,26 |
0,62 |
-1,08 - 2,29 |
| 135 - 139 |
M |
1 683 |
1,97 |
1,97 |
0,22 |
-0,46 |
-2,01 - 1,09 |
0,35 |
-1,42 - 2,08 |
0,54 |
-1,23 - 2,30 |
|
F |
1 579 |
1,88 |
1,87 |
0,21 |
-0,33 |
-1,87 - 1,23 |
0,38 |
-1,27 - 2,01 |
0,53 |
-1,16 - 2,20 |
| 140 - 144 |
M |
1 373 |
2,14 |
2,14 |
0,23 |
-0,60 |
-2,04 - 0,82 |
0,22 |
-1,41 - 1,87 |
0,56 |
-1,11 - 2,26 |
|
F |
1 229 |
2,05 |
2,06 |
0,23 |
-0,32 |
-1,88 - 1,11 |
0,34 |
-1,23 - 1,99 |
0,59 |
-1,03 - 2,27 |
| 145 - 149 |
M |
916 |
2,31 |
2,32 |
0,25 |
-0,73 |
-2,21 - 0,74 |
-0,00 |
-1,55 - 1,71 |
0,50 |
-1,15 - 2,29 |
|
F |
792 |
2,22 |
2,23 |
0,25 |
-0,43 |
-1,90 - 1,08 |
0,20 |
-1,33 - 1,90 |
0,55 |
-1,04 - 2,32 |
| 150 - 154 |
M |
432 |
2,51 |
2,48 |
0,29 |
-0,87 |
-2,30 - 0,64 |
-0,10 |
-1,77 - 1,55 |
0,50 |
-1,29 - 2,29 |
|
F |
481 |
2,44 |
2,45 |
0,30 |
-0,38 |
-1,86 - 1,16 |
0,26 |
-1,52 - 2,08 |
0,66 |
-1,14 - 2,61 |
| 155 - 159 |
M |
187 |
2,67 |
2,67 |
0,32 |
-0,96 |
-2,60 - 0,50 |
-0,33 |
-1,99 - 1,18 |
0,43 |
-1,43 - 2,02 |
|
F |
211 |
2,71 |
2,70 |
0,32 |
-0,15 |
-1,61 - 1,37 |
0,30 |
-1,35 - 1,99 |
0,82 |
-0,90 - 2,62 |
| 160 - 164 |
M |
66 |
2,89 |
2,90 |
0,36 |
-0,86 |
-2,38 - 0,27 |
-0,28 |
-1,93 - 1,01 |
0,47 |
-1,35 - 1,88 |
|
F |
71 |
2,97 |
2,94 |
0,48 |
-0,05 |
-1,50 - 1,38 |
0,40 |
-1,36 - 2,00 |
0,84 |
-1,03 - 2,56 |
| 165 - 175 |
M |
27 |
3,08 |
3,25 |
0,52 |
-0,73 |
-2,14 - 0,91 |
-0,28 |
-1,85 - 1,34 |
0,49 |
-1,27 - 2,32 |
|
F |
11 |
3,19 |
3,17 |
0,63 |
0,02 |
-1,43 - 1,92 |
0,17 |
-1,12 - 2,05 |
0,54 |
-0,81 - 2,58 |
| FEV1 = Einsekunden-Volumen; SD = Standardabweichung; SDS = Standard Deviation Score; Abw.
= Abweichung; M = männlich; F = weiblich; RW = Referenzwert; * Abweichung als Standard-Deviation-Score
(SDS) ausgedrückt ([Ist-Referenz]/SD[Ist]). |
Diskussion
Diskussion
Die vorliegende Arbeit basiert auf 15 404 Lungenfunktionsuntersuchungen an gesunden
Kindern im Alter zwischen 6 und 12 Jahren. Hierbei erwies sich, wie zu erwarten [1]
[2]
[3]
[15], die Körperlänge als wichtigster Prädiktor für die Lungenvolumina FVC- und FEV1. Allerdings ergeben sich von den nach Luttmann et al. [1] und Zapletal et al. [2] angegebenen RW Abweichungen, die im präadoleszenten Wachstumsbereich eine systematische
Veränderung aufweisen und klinisch wie epidemiologisch relevante Auswirkungen haben
können.
Die zugrunde liegenden Lungenfunktionsuntersuchungen wurden nach den üblichen Richtlinien
[10] durchgeführt. Durch einheitliche Standards aller Messungen konnten messtechnische
Störfaktoren weitgehend ausgeschlossen werden. Bei der Auswahl der analysierten Population
achteten wir auf gleichartige Ethnik, Altersstruktur und Umgebungsbedingungen. Störungen
bezüglich der respiratorischen Situation der Probanden wurden durch Anwendung der
in der Literatur empfohlenen Ausschlusskriterien [1]
[4]
[6]
[9] vermieden. Allerdings sahen wir das Ausschlusskriterium BMI über 22 [1] nicht als relevant an. Bei der vorliegenden Untersuchung wiesen anfänglich 5 % und
schließlich 10 % aller Probanden einen BMI zwischen 22 und 24 auf. Um eine Einbuße
an Repräsentativität zu vermeiden, schlossen wir diese Kinder nicht aus der Analyse
aus. Insofern schließen wir uns der Argumentation an, dass eine übertriebene Populationsselektion
bei der Erstellung von RW vermieden werden sollte [5]
[16]. Entsprechend aktueller Empfehlungen, wurde die Beziehung zwischen Lungenvolumina
und Körperlänge nach doppelt logarithmischer Transformation mittels linearer Regression
analysiert [11]
[12].
Die GEE-Methode ergab für den Prädiktor Körperlänge systematisch geringere Intercepts
und höhere Koeffizienten als die konventionellen linearen Regression, was jedoch im
Körperlängenbereich unterhalb 155 cm auf die berechneten RW keine wesentlichen Auswirkungen
hatte (Daten nicht gezeigt). Daher präsentieren wir hier zwecks besserer Vergleichbarkeit
mit der Literatur [1]
[3] Ergebnisse konventioneller Regressionsmodelle.
Da Koeffizienten aus Referenzgleichungen, die drei verschiedene Prädiktoren enthalten
(Luttmann et al. [1]), nicht mit solchen aus Gleichungen mit nur einem einzigen Prädiktor (zum Beispiel
nach Zapletal et al. [2]) verglichen werden können, haben wir in der vorliegenden Arbeit von entsprechenden
Interpretationen abgesehen.
Die Regressionskoeffizienten im aktuellen Kollektiv entsprechen am ehesten denen Dockerys
et al. [3] (z. B. ln FVC für Mädchen b = 2.5507 vs. 2.5504). Gegenüber den Referenzgleichungen
nach Luttmann et al. [1] (Tab. [3]) ergibt sich in unserem Kollektiv sowohl für Gewicht als auch für Alter aufgrund
niedrigerer Koeffizienten eine geringere Bedeutung. Dieses Resultat ändert sich auch
nicht durch eine BMI-Begrenzung auf Probanden mit Werten unter 22, wie von Luttmann
et al. [1] vorgenommen. Zwar gewinnen allerdings in der Adoleszenz Gewicht und Alter an Bedeutung
[4]
[17]. Jedoch erscheint für ein Kollektiv im weitgehend präpubertären Wachstumsbereich
eine Referenzgleichung im Sinne von Dockery et al. [3] mit der Körperlänge als alleinigem Prädiktor gerechtfertigt. So genügt auch im hier
untersuchten Altersbereich der Prädiktor Körperlänge (FVC 71 - 75 %, FEV1 64 - 68 %), um eine annähernd gleiche Anpassungsgüte zu erreichen wie mit Hilfe zusätzlicher
Prädiktoren für Alter und Gewicht (FVC 71 - 73 %, FEV1 66 - 69 %).
Der Vergleich der Ist-Werte mit RW nach Dockery et al. [3] zeigt, dass die Lungenfunktionswerte der hier untersuchten Population über den gesamten
Körperlängenabschnitt gleichmäßig höher liegen. Diese Beobachtung kann weder durch
ethnische noch durch statistisch-methodische Faktoren erklärt werden. Allerdings führten
Dockery et al. [3] bei sonst uns ähnlicher Methodik die Lungenfunktionsuntersuchungen am sitzenden
Probanden und ohne Nasenklemme durch. In Anlehnung an eine Studie an Erwachsenen von
Townsend [18], die durch forcierte Atemmanöver im Stehen signifikant höhere Lungenfunktionswerte
als im Sitzen nachweisen konnte, ist am ehesten die sitzende Körperhaltung für die
generell niedrigeren Werte für FVC und FEV1 verantwortlich. Zudem enthielt das von Dockery et al. [3] rekrutierte Kollektiv möglicherweise einen gewissen Anteil an Asthmatikern, da dieses
Ausschlusskriterium dort nicht gesondert berücksichtigt wurde.
Die Differenzen zwischen den Ist-Werten und sowohl den nach Luttmann et al. [1] als auch den nach Zapletal et al. [2] berechneten RW nehmen bis zu einer Körperlänge von 150 cm stetig ab (Abb. [1] u. [2]). Dies dürfte im Wesentlichen daher rühren, dass beide zitierten Arbeiten versuchen,
eine große Alters- und Körperlängenspanne, unter Einschluss der Pubertät, durch ein
und dieselbe Formel zu beschreiben, wobei die eingegangenen Körperlängen-Lungenvolumen-Relationen
im pubertären und postpubertären Altersbereich eine systematisch beeinträchtigte Anpassung
im präpubertären Bereich zur Folge haben. Luttmann et al. [1] räumten bereits ein, dass eine relativ große Altersspanne von 6 bis 18 Jahren die
statistische Anpassung erschwert [1]. Ferner zeigt sich für beide Referenzgleichungen ein uniformer Abfall der Ist/Soll-Relation
im Längenbereich bis 150 cm. Schließlich wird unsere Annahme auch durch die Beobachtung
gestützt, dass die Abweichungen zu den RW nach Dockery et al. [3], der ein Kollektiv im selben Altersbereich wie die hier untersuchte Population studierte,
bis zur Körperlänge von 150 cm quasi konstant bleiben.
Die im Längenbereich von 120 bis 150 cm systematisch variierende Anpassung der Referenzgleichungen
von Luttmann et al. [1] und Zapletal et al. [2] an die Ist-Werte hat prinzipiell in zwei Situationen praktische Bedeutung: erstens,
im Falle eines Patienten dessen FVC mit einer Länge von 115 cm (entsprechend Alter
sechs Jahre, Gewicht 20 kg) nach unserer Regressionsgleichung 1,48 l betrüge, würde
nach der Literatur (Zapletal et al. [2], Luttmann et al. [1]) 1,34 l bzw. 1,33 l erwartet. Derselbe Patient hätte mit einer Länge von 150 cm
(entsprechend elf Jahren und 37,5 kg) nach unserer Regressionsgleichung eine FVC von
2,87 l und nach der Literatur eine FVC von 2,92 l bzw. 2,99 l (Zapletal et al. [2], Luttmann et al. [1]). D. h., dass dieser Patient im Alter von sechs Jahren seinen RW um 10,5 % bzw.
10,8 % überschreiten und im Alter von zwölf Jahren um 2 % bzw. 4 % unterschreiten
würde. Dies könnte im Individualfall zu Fehlinterpretationen bez. des Krankheitsverlaufes
führen. Zweitens, analog zu a) könnte im Falle von Längsschnittstudien das Problem
auftreten, dass bei einer Beobachtung einer Studienpopulation über das Grundschulalter
hin die Verwendung der Referenzformeln aus der Literatur (Luttmann et al. [1], Zapletal et al. [2]) zu einer erheblichen systematischen Verschiebung des Verhältnisses des Ist-Wertes
zum RW führen würde. Da die hier dargestellten Abweichungen der RW aus der Literatur
(Luttmann et al. [1], Zapletal et al. [2]) von den Ist-Werten zu klinisch und epidemiologisch bedeutsamen Effekten führen
können, empfehlen wir die Anwendung von getrennten Referenzgleichungen für präpubertären
und postpubertären Altersbereich, zumindest für die FVC und die FEV1.
Die in der vorliegenden Arbeit beschriebene körperlängenabhängige, systematische Verzerrung
der Ist-RW-Relation im präadoleszenten Altersbereich resultiert wahrscheinlich aus
einer statistischen Anpassung über eine große, die Adoleszenz einschließende Altersspanne.
Um Fehleinschätzungen zu vermeiden, empfiehlt es sich, zumindest für die FVC und FEV1, Kollektive mit geringem Altersunterschied zu vergleichen und bei Kollektiven mit
großem Altersunterschied dem präpubertären Bereich gesonderte RW zugrunde zu legen.
Abb. 1FVC(l): Median der individuellen Abweichung vom Referenzwert nach Luttmann, Zapletal,
Dockery.
Abb. 2FEV1(l): Median der individuellen Abweichung vom Referenzwert nach Luttmann, Zapletal,
Dockery.
Abb. 3FVC(l): Median der individuellen Abweichungen vom ‚internen’ Referenzwert.
