Composite material based on calcium phosphate and germanium (experimental study)

Full Text

Широкая распространённость дегенеративно-дистрофических заболеваний тазобедренного и коленного суставов (ДДЗТиКС), прогрессирующий характер течения и высокий процент инвалидиза-ции обусловливают необходимость хирургического лечения больных на поздних стадиях данной патологии [1]. В настоящее время динамично развивающимся методом лечения ДДЗТиКС является эндопротезирование (ЭП) [2]. Однако рост количества операций ЭП приводит к увеличению общего числа осложнений, среди которых наиболее грозным и мало изученным является асептическая нестабильность [3, 4]. Причина последней наряду с другими факторами состоит в недостаточной остеоинтеграции имплантата костной тканью реципиента. Одним из способов решения этой проблемы является не только совершенствование конструкции эндопротезов, но и материалов, из которых они производятся. Идеальным является создание эндопротеза, идентичного по всем свойствам костной ткани. Достаточной механической прочностью и сходным с костью модулем упругости обладают некоторые металлы (в частности титан) и их сплавы. Вместе с тем, они недостаточно биосовместимы [5]. По химическому и фазовому составу к костной ткани близка керамика на основе кальций-фосфатных (КФ) и гидроксиапа-титных (ГА) материалов [5, 6, 7]. Она биосовместима и биоактивна, но её недостатком является хрупкость, поэтому продолжаются исследования по улучшению свойств КФ и ГА материалов. Отмечено, что введение атомов фтора в состав ГА покрытия повышает его сопротивление биорезорбции (фторгидроксиапатит имеет более низкое значение растворимости в водно-солевых растворах, чем обычный 93 ГА). Введение карбонатных групп в состав ГА увеличивает его остеоиндуктивность. Исследователи рассматривают возможность снижения хрупкости ГА-матрицы армированием неорганическими волокнами кремнийуглерода. Доказано, что введение в состав ГА таких полимеров, как желатин, хитозан, коллаген увеличивают прочность ГА-покрытия и сопротивление его на сжатие [5, 6, 7]. Таким образом, перспективным является создание композиционного покрытия для эндопротезов на основе ГА. Логичным было бы использовать в качестве одного из компонентов композита вещество, обладающее широким спектром биологических эффектов. Таким набором свойств обладает германий и его органические соединения [8]. Отмечено их противомик-робное, противоопухолевое, гемопоэтиче-ское действие, способность стимулировать фибробластическую активность [8]. Мы провели экспериментальное исследование по изучению биомеханических свойств композитных КФ покрытий, имеющих в своём составе неорганический германий. Материалы и методы Использовали 4 группы имплантатов (штифты круглого сечения длиной 20 мм и диаметром 4 мм) [9]. Первая группа - 11 штифтов из медицинской стали. Вторая - 11 штифтов из титанового сплава ВТ6, на поверхности которых методом химикотермической обработки образован нанослой из карбоксинитрида титана с повышенной твёрдостью. На поверхность остальных имплантатов методом микроду-гового оксидирования был нанесён фосфат кальция. При этом в состав электролита добавляли неметаллический германий 1%-ной концентрации (3 группа - 10 штифтов). При изготовлении 4 группы (14 Российский медико-биологический вестник имени академика И.П. Павлова, № 2, 2016 г. штифтов) концентрацию германия доводили до 5%. В качестве лабораторных животных использовали 29 беспородных кошек мужского пола массой от 2500 до 3400 г в возрасте от 1,5 до 4 лет. Выбор вида животных обусловлен сложностями при изготовлении и установке имплантатов малого размера у лабораторных крыс, а также высокой летальностью других животных, в частности кроликов в случае проведения у них симультантных операций. Уход и содержание проводили в соответствии с требованиями «Европейской конвенции по защите позвоночных животных, используемых для экспериментальных и других научных целей», рекомендациями по кормлению и содержанию лабораторных животных, Приказа МЗ СССР от 12.08.1977 № 755и «Всемирной декларации прав животных» («Universal Declaration of Animal Rights», принятой Международной Лигой Прав Животных 23 сентября 1977 года в Лондоне и объявленной 15 октября 1978 года в штабе ЮНЕСКО в г. Париже) [10, 11]. Вмешательства выполняли в условиях операционной вивария РязГМУ. После премеди-кации (атропина сульфат в дозе 0,04 мг/кг подкожно и 0,2% раствор рометара в дозе 0,1 мл/100 г массы тела) под внутримышечным наркозом (золетил в дозе 15 мг/кг) выполняли разрез кожи длиной до 1 ,5 см в верхней трети тазовой конечности [12, 13]. Преимущественно тупым способом обнажали вертлужную ямку. Отсюда сверлом диаметром 4 мм формировали канал в дистальном направлении кости и при помощи импактора устанавливали штифт [13]. Аналогичное вмешательство выполняли с противоположной стороны. Раны послойно ушивали викрилом № 3, обрабатывали швы чеми-спреем. В раннем послеоперационном периоде проводили антибактериальную терапию. Осложнений не наблюдали. Животных выводили из опыта через 3 месяца (средние сроки срастания переломов бедренных костей у кошек) [13] с соблюдением пра вил биомедицинской и ветеринарной этики. Под в/м наркозом (золетил в дозе 15 мг/кг) в нижнюю полую вену вводили 20 мл 10% раствора магнезии. После прекращения жизнедеятельности изымали кости и готовили макропрепараты (всего 46), которые фиксировали в 10% растворе формалина. Проводили рентгенографию последних для уточнения местоположения штифтов. Биомеханические исследования по определению силы сцепления имплантата с костной тканью проводили в испытательной лаборатории ФБГУ ЦИТО им. Н.Н. Приорова на универсальном стенде Walter + Bay AG LFV 10-50T (д.т.н., проф. Гаврюшенко Н.С.) [14]. Испытали 45 макропрепаратов (в одном случае испытание не состоялось по техническим причинам). Полученный числовой массив (табл. 1) обрабатывали статистически в несколько этапов при помощи программного обеспечения IBM SPSS Statistics. Результаты и их обсуждение Выбор адекватного метода статистического анализа потребовал установления соответствия полученного числового массива данных (табл. 1) закону нормального распределения. Эта процедура проводилась в два этапа. Сначала использовался метод, основанный на вычислении отношений \АМтл и Iе!/'"'=■ абсолютных величин показателей асимметрии и эксцесса к их ошибке репрезентативности соответственно (метод Н.А. Плохинского) [15, 16]. Если эти отношения не менее трёх, то принимается гипотеза о статистически значимом отличии выборочного распределения от нормального закона распределения. Если же и л|/я,к < S, то можно приближенно считать, что данные выборки распределены нормально. Однако, строго математически, выполнение условий И недостаточно для того, чтобы принять гипотезу о неразличимости эмпирического и нормального законов распределения. Поэтому на втором этапе проверки нормальности использовался критерий Колмогорова-Смирнова. Он позволяет оценить ве 94 Российский медико-биологический вестник имени академика И.П. Павлова, № 2, 2016 г. роятность Р того, что данные выборки принадлежат генеральной совокупности с нормально распределённым значением признака. Если ^ 0.05^ то данное эмпирическое распределение статистически значимо отличается от нормального закона распределения; если /*>0.05, то считается, что эмпирическое распределение статистически значимо не отличается от нормального закона. Результаты расчёта 4/*^ и р (Р вычислялась в про грамме IBM SPSS Statistics) приведены в таблице 2. Из таблицы 2 видно, что эмпирические распределения статистически значимо не отличаются от нормального закона распределения. Этот факт обосновывает правомерность использования формата представления данных выборочного распределения в виде JW ± а , где М -среднее арифметическое значение нагрузки, а s - её выборочное стандартное отклонение в ньютонах. Описательная статистика по группам в данном формате приведена в таблице 3. Таблица 1 Абсолютные величины сил сцепления имплантатов с костной тканью в ньютонах Группы имплантатов Без покрытия Карбоксинитрид КФ + Ge 1% КФ + Ge 5% животное нагрузка, H животное нагрузка, H животное нагрузка, H животное нагрузка, H IIIA 14 IIIC 300 IA 438 IIA 322 IIIA 35 IIIC 10 IA 225 IIA 272 IIIB 150 IIID 148 IB 210 IIB 55 IIIB 42 IIID 470 IB 320 IIB 160 Э 370 IIIE 18 IC 158 IIC* _* Ю 17 IIIE 18 IC 300 IIC 192 А 80 Е 53 ID 238 IID 325 Б 2 Ж 79 ID 290 IID 267 В 8 З 170 IE 144 IIE 210 Г 112 И 82 IE 167 IIE 204 Д 70 К 62 IIF 294 IIF 305 IIG 530 IIG 585 * испытание макропрепарата не выполнено по техническим причинам Таблица 2 Результаты расчёта отношений абсолютных величин показателей асимметрии \А\ и эксцесса IЕ\ к их ошибке репрезентативности и соответственно и двусторонний уровень значимости Колмогорова-Смирнова Р для исследуемых групп Группа штифтов \А/тЛ Ejmh Р Без покрытия 0.873 0.657 0.87 КФ + германий 1% 0.839 0.429 0.98 КФ + германий 5% 0.982 0.173 0.448 Карбоксинитрид 1.377 0.0003 0.544 95 Российский медико-биологический вестник имени академика И.П. Павлова, № 2, 2016 г. Таблица 3 Средние арифметические сил сцепления имплантатов с костной тканью в исследуемых группах и их выборочные стандартные отклонения в ньютонах (Н) Группа Л/iS, н Без покрытия 53 ± 49 КФ + германий 1% 249 ± 90 КФ + германий 5% 286 ± 142 Карбоксинитрид 94 ± 90 Установление факта статистически значимого различия между средними значениями генеральных совокупностей, из которых извлечены независимые выборки (группы) проводилось на основе t-критерия Стьюдента для независимых выборок. Математически корректное применение этого критерия требует не только, чтобы законы обоих выборочных распределений были близки к нормальному закону распределения (доказательство этого было проведено на первой стадии статистического анализа), но и, чтобы дисперсии обеих выборок статистически значимо не отличались друг от друга. Проверка гипотезы о равенстве дисперсий (гомогенности или однородности) выборок на заданном уровне значимости 0.05 проводилась на основе критерия Левена (Leve^'sTest) с помощью программы IBM SPSS Statistics. При этом вычислялось двустороннее значение критерия Р1. Если Рі < 0.05, то гипотеза о равенстве дисперсий отвергается, и выборки считаются неоднородными; если Р1 > 0.05, то гипотеза о равенстве дисперсий принимается, и выборки считаются гомогенными. Результаты расчёта Рі для различных пар независимых выборок представлены в таблице 4. Таблица 4 Двусторонний уровень значимости критерия Левена для исследуемых пар независимых выборок Пара независимых выборок Рі Без покрытия - КФ + германий 1% 0.111 Без покрытия - КФ +германий 5% 0.079 Без покрытия - Карбоксинитрид 0.175 КФ + германий 1% - КФ + германий 5% 0.413 КФ + германий 1% - Карбоксинитрид 0.895 КФ + германий 5% - Карбоксинитрид 0.371 Из таблице 4 видно, что все рассматриваемые пары независимых выборок являются гомогенными. Таким образом, выполнены все условия, необходимые для корректного применения t-критерий Стьюдента для независимых выборок. В таблице 5 приведены для различных пар независимых выборок результаты расчёта (с помощью программы IBM SPSS Statistics) числа степеней свободы df, эмпирического значения критерия Стьюдента и минимального уровня значимости Р2, при котором можно отвергнуть нулевую гипотезу о равенстве средних двух генеральных совокупностей, из которых извлечены независимые выборки. Если Р2 < 0.05, то гипотеза о равенстве средних отвергается (достоверное различие средних); если Р2 > 0.05, то гипотеза о равенстве средних принимается (статистически значимое различие отсутствует). Как видно из таблице 5, статистически значимо 96 Российский медико-биологический вестник имени академика И.П. Павлова, № 2, 2016 г. (достоверно) средние различаются только в следующих парах независимых выборок: 1) Без покрытия - КФ + германий 1%; 2) Без покрытия - КФ + германий 5%; 3) КФ + германий 1% - Карбоксинитрид; 4) КФ + германий 5% - Карбоксинитрид. В парах «КФ + германий 1% - КФ + германий 5%» и «Без покрытия - Карбоксинит-рид» статистически значимого различия средних не выявлено. В работе [17] было показано, что отсутствие учёта погрешности измерений данных, подвергаемых впоследствии ста тистическому анализу, может приводить к ошибочной интерпретации результата проверки статистической гипотезы. Относительная погрешность измерения нагрузки в наших экспериментах не превышала 0.4%. Расчёты показывают, что варьирование исходных данных по каждой из групп в пределах погрешности измерений не влияет на полученные выводы о нормальности распределения каждой из независимых выборок (групп), их гомогенности и статистической значимости различия средних в сравниваемых парах групп. Таблица 5 Результаты расчёта степеней свободы df, эмпирического значения критерия Стьюдента и минимального значения уровня значимости Р2 для исследуемых пар независимых выборок Пара независимых выборок df Р2 Без покрытия - КФ + германий 1% 18 6.03 0.001 Без покрытия - КФ + германий 5% 21 4.935 0.001 Без покрытия - Карбоксинитрид 18 1.265 0.222 КФ + германий 1% - КФ + германий 5% 21 0.721 0.479 КФ + германий 1% - Карбоксинитрид 18 3.847 0.001 КФ + германий 5% - Карбоксинитрид 21 3.725 0.001 Заключение Таким образом, проведённое исследование показало статистически значимое увеличение сил сцепления имплантатов с композиционным кальций-фосфатно-германиевым покрытием и костной ткани в сравнении с остальными группами. При этом увеличение содержания германия в покрытии не влияет на силы сцепления. Следует ожидать аналогичного результата и в клинической практике.

References

Supplementary files