ORIGINAL ARTICLES
Evaluation of simplified DMFT indices in epidemiological surveys of dental caries
Silvia CyprianoI; Maria da Luz Rosário de SousaII; Ronaldo Seichi WadaII
IPrograma de Pós-Graduação em Odontologia. ピラシカバ歯科大学． Estadual de Campinas (UNICAMP)大学。 Piracicaba, SP, Brasil
IIDepartamento de Odontologia Social. ピラシカバ歯科大学。 UNICAMP。 Piracicaba, SP, Brasil
Correspondence
ABSTRACT
目的：”DMF in 6 Teeth” (DMF6T) と “DMF in two quadrants” (DMF2Q) という二つの簡易指標は齲蝕分布による口腔保健の疫学調査に適応できるか分析する。方法：サンプルは29自治体の疫学データから得られた． 12歳の小学生を対象に，合計2,378件の検診を行った． 各地域の平均 DMFT を用いて、3 つの DMFT 有病率グループ（低、中、高）を設定し、簡易指標を算出した。 統計解析は，クラス内相関，Wilcoxon検定，カイ二乗検定を用い，有意水準は5％とした。
結果：DMFT指数と簡易指数のクラス内相関は0.82～0.95（p<0.05）であった。 DMF6Tには差が見られたが，DMFT指数とDMF2Q指数の平均値には調査パラメータの有病率に有意差は見られなかった（p>0.05）． また、虫歯、欠損、充填歯の割合は、DMFTとDMF2Q指数の間で類似していた（p>0.05）
結論 簡便な DMF2Q 指数は，う蝕の有病率が低，中，高の地域における疫学調査において使用できる． しかし，DMF6T指数については，よりよい評価を行う必要がある。
Keywords 口腔衛生 う蝕，疫学． Dmf指数． 歯科保健調査．
INTRODUCTION
DMFT指数は口腔保健の疫学調査に広く利用されている。 世界保健機関（WHO）は、集団におけるう蝕の経験を測定し比較するために、この指標を推奨している。 22 う蝕には対称性と両側性という特徴があるため、いくつかの著者はう蝕の簡略化した指標を提案している4、14、18、20。
実際には，歯科医師からの報告や公共口腔保健サービスの記録によると，これらの指標は地域の疫学調査で活用されているが，これらの簡易測定の活用に関する研究の記述は文献上ほとんどない．
しかし、過去30年間、重要な研究は、先進国、11、13ラテンアメリカとカリブ海諸国、2、およびブラジルの様々な地域で、子供の虫歯の有病率と重症度が明らかに減少していることを示している3,10。
このような新しい疫学的現実を考慮すると、DMFT指数の代替指標として、あるいは齲蝕の詳細な分析が不要な場合に、簡易指標が齲蝕の分布調査に推奨され得るかどうかを評価する必要性がある。 また、検査する歯の数を減らすことで、う蝕の活動性を調査することができると考えられている。
疫学的測定は医療サービスの組織化および計画化に比類ない貢献と重要性を持つにもかかわらず、自治体が口腔衛生に関する疫学調査を定期的に実施することが困難であることが知られている。 また、この種の調査を実施するために、校正やデータ収集のための専門家を確保することも困難である。 このように、従来の測定方法では対応できない特殊な状況においては、口腔検査の時間を短縮する方法論が望まれ、それによって資源の合理化が可能となる。
そこで本研究では、現在のう蝕分布を考慮し、「6歯DMF」（DMF6T）および「2象限DMF」（DMF2Q）4という簡易指標が、う蝕の疫学調査に適応できるかどうか検証することを目的とした。
METHODS
1998年から2001年にかけて、サンパウロ州カンピーナス地域の30自治体で口腔保健の疫学調査を実施した。 この調査では、さまざまな年齢層の住民を対象とし、さまざまな歯科的問題を評価した。 歯の状態を診断するために，WHO22が提案した方法を利用した． この方法では、検者間の一致率が校正プロセスで測定され（結果は85％以上）、検者内の一致率はデータ収集段階でサンプルの約10％で測定されました（最終的な達成値は89％以上でした）。 本研究は、カンピナス大学ピラシカバ歯学部の研究倫理委員会（No.089/2002）から承認された。 その後、2002年3月までの自治体からの情報をもとに、コンピュータによるデータベースが作成された。 データ不備や無効なフィールドのある診察記録は除外された。 最終的には、2,378人の12歳学童の疫学データを選択した。
次に、12歳児のDMFT指数が異なる集団間の健康状態の指標として利用できることを示唆する重症度スケール9に従って、自治体を分割した。 この尺度は、DMFTが0から1.1までの場合は非常に低い有病率、1.2から2.6までの場合は低い有病率、2.7から4.4までの場合は中程度、4.5から6.5までの場合は高い有病率、6.6以上となった場合は非常に高い有病率であることを示しています。
有病率グループの構成は、齲蝕の非常に低い有病率とされる1自治体（125人の口腔検査）、低い有病率13自治体（n=1,141）、中程度の有病率14自治体（n=1,018）、高い有病率2自治体（n=188）であった。 DMFT>6.6 の自治体はなく、非常に高い有病率カテゴリーではサンプルが得られなかった。
誤差を5%、信頼区間を95%として、DMFT 指数の平均値の変動（標準偏差）を算出し、これにより各有病率グループのサンプル数が分析に十分かどうか検証を行った。 その結果、本研究で採用した基準では、分析に必要なサンプル数が不十分であるため、有病率が非常に低い自治体の学校は除外された。 このようにして、最終的に3つの有病率グループ（低、中、高）が得られ、これらは29の自治体で確認された。
選択した簡易指標はGuinarãesが提案したもので、これらは「6歯のDMF」（DMF6T）および「2象限のDMF」（DMF2Q）として知られている4。 DMF6T指数は、選択された6歯（16、11、24、37、32、45）において、う蝕に侵された永久歯の平均本数に相当するものである。 12歳の回帰係数を0.27とし、有意水準5％として、以下の式により、単回帰で算出される：*
X = Y/B
ここで：
X = 推定DMF指数
Y = 6歯のDMF
B = 年齢による回帰係数、値は0．12歳では27であった
DMF2Q指数は、左上と右下の象限でう蝕に侵された永久歯の平均本数に対応するものである。 このようにして、DMFT、DMF6T、DMF2Q指数が、サンプル中の各個人、各有病率グループ、各市町村について計算された。 計算にはEpi Info version 5.01を、データの処理と分析にはEPIBUCOを使用した（Narvai & Castellanos, 1999）**簡易な指数の計算のために特別な適応を開発した
統計分析には5%の有意水準を採用した。 クラス内相関係数と統計的有意性は、感度および特異性の測定とともに、各う蝕有病者群について算出された。 DMFT指標と簡易指標の平均値の間に差があるかどうかを確認するために，Wilcoxontestを適用した． ノンパラメトリック検定の使用は、DMFT指数が調査したどの状況においても正規分布を示さなかったため、正当化された（p<0.0001）
データの分散を検証するために、分散図が使用された。 また、DMFT指標によって得られたむし歯、欠損、充填歯の割合が、簡易指標によって得られた割合と類似しているかどうかを検証する目的で、カイ二乗検定を利用した。 3つのう蝕群で非常に類似したパターンが見られ、DMFT指数とDMF2Q指数の結果はより近接していた。 中等度う蝕の有病率に対するクラス内相関係数は、DMFT指標とDMF6T簡易指標を比較すると0.87、DMF2Q指標との関係では0.95となった（図）
表1に、う蝕有病群によるDMFT指標の平均を見ることができる。 このことから、分析した有病率に応じて、簡易指標とDMFT指標の数値の差は非常に小さいことがわかる。 また、DMFT指標と簡易指標の間のクラス内相関係数は、分析したすべての状況において0.82以上であり、有意であった。 感度および特異度テストの値も示している。 簡便な指標は，う蝕患者の検出に対して高い感度を示すことがわかった． しかし、特異度は 0.37～0.80 であり、う蝕のない人を正しく識別できなかった。
また、う蝕の程度の差に関連した簡便な方法を検証する目的で、データを市町村別に層別した（表 2）。 DMFT指数は正規分布を示さなかった（p<0.0001）。 有病率の低い市町村では1.76から2.64、中程度の有病率の市町村では2.71から4.00、高い有病率の2市町村では5.20から6.20の範囲であった。 低有病率群では，DMFT と DMF6T 指標を比較したところ，4 市町村で統計的に有意な差が認められた． 中等度の有病率群では、DMFT と DMF6T 指数の比較では 3 自治体、DMFT と DMF2Q 指数の平均値の比較では 1 自治体のみで、統計的に有意な差異が認められた。 高有病率群では、1自治体でDMFTとDMF6T指数に差が見られた。
低、中、高う蝕有病率群では、Wilcoxon検定によりDMF2Q簡易指数の平均値はDMFT指数の平均値と同様（p>0.05）であることが証明された。 しかし、DMF6T簡易指標とDMFT指標の間には、表2に示すように、逆に統計的に有意な差（p<0.05）が認められた。
簡易指標がサービス計画のために推奨できるかどうかを検証する目的で、低・中・高う蝕予勢群におけるDMFT指標および簡易指標の構成比率を検証した（表3）。 そこで、DMFT指数とDMF6T指数によって推定される割合との差を、低有病者群では欠損歯の割合、高有病者群では充填歯の割合として示した。 DMFT指標とDMF2Q簡易指標との間には、虫歯、欠損、充填歯の割合に有意な差は認められなかった
DISCUSSION 簡易指標は、線形回帰を適用して開発した。 サンプルデータは正規分布ではないが、簡易指標の使用可能性を検証する目的で、同じ式を適用した。 これらの方法の開発を支えたもう一つの前提は、う蝕の両側性理論であり、これはその後、7歳から15歳の児童・青年を対象に行われた研究によって確認された1,4,17-19 しかし、この理論はWoodによって否定されている21。 12歳児の齲蝕分布の研究では、上顎第一大臼歯の44%、下顎第一大臼歯の32%が、それぞれ片方の歯にのみ咬合齲蝕を呈していた。 その結果、ほとんどの人の齲蝕は非対称であるが、その非対称性の程度は、歯の特定の部位（咬合面、内側面、遠位面）を考慮すると、20-30歳以降も事実上一定であることが観察された。 Hujoelら6も、う蝕の分布は非ランダムであり、口の片側に集中していると述べている。
本研究で得られた結果と科学文献に見られる乖離を考慮し、相同歯のペア間のう蝕分布に類似性があるかどうかを検証することが重要であると考えられた（結果は示さず）。 上顎弓と下顎弓の両方において、いくつかのう蝕を有する歯の割合は非常に類似していた。 また、p値は0.1542（カイ二乗検定）より大きく、統計的に有意な差は認められなかった。
このように、年齢と有病率に関する本研究の結果から、う蝕は同系列の歯に同様に影響を与えるように分布していることが示された。 また，DMF2Qsimplified指数やDMFT指数を適用した場合，平均値の間に差は認められなかった． このことは、DMF2Qが上下1象限の検査に基づいていることを考慮すると、12歳におけるう蝕の両側性説を裏付けるものである。 しかしながら、我々のデータでは、歯の特定部位に関するう蝕の対称性についての調査は行われていない。
DMFT指標と簡易指標の平均値にはわずかな数値差が認められたが（表1、2）、DMF2Q指標の方が良い結果であった。 したがって，簡易指標は，平均値に関しても，値が非常に高く有意であった相関を考慮しても，許容できるレベルの再現性を有していた。
有効性測定に関しては、簡易指標はう蝕の発生を正しく検出するために非常に感度が高いことが示された（表1）。 しかし、特異性は不十分であり、DMF6T簡易指標では、高う蝕有病者群に対して悪い結果が示された。 このため、これらの指標の適用には限界がある。 すなわち、簡易指標は、疾患を検出する感度を有するが、う蝕の発生がない個人を正しく識別できないことが示された。 1631>
DMF2Q簡易指標は，DMFT指標の成分割合と類似していた． それは、う蝕の有病率に関係なく、むし歯、欠損、充填歯の割合が同じであることを示した。 このことから，DMF2Q指標は，口腔保健プログラムの計画・評価にも活用できることがわかった． この結果は、18歳から25歳の若年層でこの類似性を観察したGuimarães & ギマランイス5 の知見を裏付けるものである。 しかし、DMF6T簡易指数はこの類似性を示さなかった。齲蝕有病率が低い群と中程度の群における欠損歯の割合、および齲蝕有病率が低い、中程度、高い群における充填歯の割合に関して有意差が認められた（表3）
DMF6T簡易指数の成分に関して認められた違いは、臼歯における齲蝕発生の重要性と関係していると非常に考えられる。 DMF2Qはこのような状況を考慮しているが、DMF6Tはそのような状況を考慮していない。 本研究の結果は、臼歯部におけるう蝕の発生をより重視するように、あるいは、う蝕攻撃の階層性をよりよく表現する他の歯を選択するように、式に調整を加える必要があることを示唆している
現在のう蝕分布に関連した別の説明がある可能性がある。 これらの簡易指標が開発された当時、う蝕はほとんどの地方で正規分布のパターンをとっていた可能性がある。 また、Guimarães4とRodriguesら14は、簡便な指標を利用することは、口腔衛生プログラムの計画や評価において利点があるとコメントしている。 また，Guimarães4やRodriguesら14は，簡便な指標を用いることで，口腔保健プログラムの計画や評価に有利であると述べている。 ただし、疫学調査の実施に必要な時間や資源、例えば、検査記録カードの作成、認可、広報、抽選、参加者の募集などの段階は、代替策を講じることによって変更することはできないことを考慮しなければならない。
本研究で得られた知見に基づく今後の研究の展望として、DMFT指標を簡略化することにより、前歯部病変、歯垢、歯肉炎の有無など、う蝕活動性の調査が容易になることが挙げられる。
したがって、本研究の結果は、う蝕の有病率が高い、中程度、低い状況において、「2象限におけるDMF」指標の利用を推奨するものであった。 特に，う蝕の状況を迅速に診断したい場合，その診断が研究の目的に合致している場合に活用できる． 口腔保健の疫学的調査にも適用できる信頼性の高い代替法である。 しかし、「6 歯の DMF」簡易指標は、調査した有病率において再現性が低いことが確認されたため、さらなる研究が必要である。 最後に、今後の研究では、う蝕の有病率が非常に高い集団や非常に低い集団の分析が必要であり、他の年齢層への簡易指標の適用を可能にする必要があることを強調する
ACKNOWLEDGEMENTS
これらの検査を許可したすべての人々、この調査の達成に向けて貢献した自治体の口腔保健コーディネーター、歯科医師、歯科助手に感謝する
1. Berman DS, Slack GL. 英国の学童におけるう蝕：縦断的研究。
2. Bönecker M, Cleaton-Jones P. Trends in dental caries in Latin American and Caribbean 5-6 and 11-13-year-old children: a systematic review. コミュニティ歯科口腔疫学2003;31:152-7。
3. Dini EL, Foschini ALR, Brandão IMG, Silva SRC. ブラジル、サンパウロ、アララクアラの7-12歳児における齲蝕有病率の変化：1989-1995年。 カドSaúde Pública 1999;15:617-21。
4.ギマランイスLOC. 永久歯の両側性歯頸部研究への貢献。 Rev Fac Odontol São Paulo 1971;9:311-8.
5. Guimarães LOC、Guimarães AMR。 18歳から25歳のCPO指標の簡略化。 Rev Saúde Pública 1990;24:407-11。
6. Hujoel PP, Lamont RJ, DeRouen TA, Davis S, Leroux BG. 被験者内の冠状齲蝕分布パターン：正中線に対するランダムの評価。 J Dent Res 1994;73:1575-80.
7. Jackson D, Burch PRJ, Fairpo CG. 永久歯の中・遠心面におけるう蝕の左右非対称性。 Br Dent J 1979;147:237-40.
8. McDonald SP, Sheiham A. The distribution of caries on different tooth surfaces at varying levels of caries: a compilation of data from 18 previous studies.「異なる歯面におけるう蝕の分布：18の先行研究からのデータのまとめ」. Community Dent Oral Epidemiol 1992;9:39-48。
9. Murray JJ. 公衆衛生におけるフルオレートの正しい使用。 サンパウロ：Editora Santos; 1992。
10. Narvai PC, Castellanos RA, Frazão P. Prevalência de cárie em permanentes de escolares no município de São Paulo, SP, 1970-1996. Rev Saúde Pública 2000;34:196-200.
11. Petersson HG, Bratthall D. The caries decline: a review of reviews. Eur J Oral Sci 1996;104:436-43。
12. ピントVG. 問題の特定。 で。 共同体内部疾患。 サンパウロ：サントス編集部;2000年p. 139から222。
13. ピッツNB、エバンスDJ、ニュージェントZJ、パインCM。 イングランドとウェールズにおける12歳児の齲蝕経験． 2000/2001年に英国地域歯科研究協会によって調整された調査。 Community Dent Health 2002;19:46-53.
14. Rodrigues CRMD, Ando T, Guimarães LOC. 4～6歳および7～10歳におけるカリエス指数の簡略化（乳歯列および混合歯列）。 Rev Fac Odontol São Paulo 1989;3:454-9.
15. Silva BB, Maltz M. Porto Alegre, RS, Brazilの12歳の学童における齲蝕、歯肉炎およびフッ素症の有病率、1998/1999年。 Pesq Odontol Bras 2001;15:208-14.
16. シルバNN. 確率的サンプリング：入門コース。 サンパウロ：EDUSP; 2001. p. 128.
17. Vasconcelos MCC, Silva SRC. SP州Araraquara市の学童の永久歯列におけるう蝕の分布。 Rev Fac Odontol São Paulo 1992;6:61-5.
18. Vasconcelos MCC, Jesus BJ, Nogueira JRB, Lui Filho O. 学童の永久歯列におけるう蝕の分布：歯ごとの経験値。 Rev Fac Odontol São Paulo 1994;8:125-30.
19. Vehkalahti M, Helminen S, Rytömaa I. ヘルシンキの15歳児における1976年から1986年までの齲蝕の減少。 Caries Res 1990;24:179-285。
20. Viegas AR. 7歳から12歳の小児における齲蝕経験有病率を推定するための簡便な指標。 J Public Health Dent 1969;29:76-91.
21. ウッドPF. 第一永久歯臼歯の咬合面におけるカリエス・アタックの非対称性． Aust Dent J 1985;30:123-7.
22. 世界保健機関． 口腔衛生調査：基本的な方法． 第4版． ジュネーブ; 1997.
Correspondence to
Maria da Luz Rosário de Sousa
Av. Limeira, 901
13414-900 Piracicaba, SP, Brasil
E-mail: [email protected]
2003/11/17に受理されました。 2004年1月7日に査読。 2004年9月13日承認。
* Guimarães5 (1971)
** Narvai PC, Castellanos RA.より引用。 サンパウロ州における水域の気象条件，1998年． サンパウロ：Núcleo de Estudos e Pesquisas de Sistemas de Saúde, Faculdade de Saúde Pública da USP; 1999. . <http://www.saude.sp.gov.br/html/fr_sbucal.htm>
より入手可能。