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Sexueller Dimorphismus basierend auf der Brustbein Knochen Morphometrie bei menschlichen Föten: eine Pilotstudie

RC: 143129
92
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DOI: 10.32749/nucleodoconhecimento.com.br/gesundheit/sexueller-dimorphismus

CONTEÚDO

ORIGINALER ARTIKEL

ARAGÃO, José Aderval [1], MATOS, Ícaro Quintela [2], CARVALHO, Higor Dantas Gonçalves [3], ARAGÃO, Iapunira Catarina Sant’Anna [4], ARAGÃO, Felipe Matheus Sant’Anna [5], LOURENÇO, Bárbara Costa [6], FEITOSA, Vera Lúcia Correa [7], REIS, Francisco Prado [8]

ARAGÃO, José Aderval, et al. Sexueller Dimorphismus basierend auf der Brustbein Knochen Morphometrie bei menschlichen Föten: eine Pilotstudie. Revista Científica Multidisciplinar Núcleo do Conhecimento. Jahr. 08, Hrsg. 04, Bd. 01, S. 115-128. April 2023. ISSN: 2448-0959, Zugangslink: https://www.nucleodoconhecimento.com.br/gesundheit/sexueller-dimorphismus, DOI: 10.32749/nucleodoconhecimento.com.br/gesundheit/sexueller-dimorphismus

ZUSAMMENFASSUNG

Das Erkennen und Bestimmen des Geschlechts aus Fragmenten und Überresten menschlicher Skelette war bisher eine komplexe Aufgabe für Forensiker und Anthropologen. Für erstere wird es bei Massenkatastrophen, Katastrophen wie Terroranschlägen und Kriegen von entscheidender Bedeutung. Die Studie mit Knochen des Beckens, des Schädels, des Oberschenkelknochens und anderer langer Knochen hat wesentlich dazu beigetragen, die Bestimmung des Geschlechts in diesen Situationen zu analysieren. Das Studium des Brustbeindimorphismus kann ein weiteres Element sein, das mit dieser Art von Wissen zusammenarbeiten kann. Ziel der vorliegenden Studie war es, bei menschlichen Föten den Geschlechtsdimorphismus des Brustbeins auf der Grundlage seiner Umfangsmessungen zu untersuchen, die mit statistischen Methoden behandelt wurden. Zu diesem Zweck verwendeten drei verschiedene Beobachter ein digitales Pachymeter mit einer Genauigkeit von 0,01 mm und berechneten den Durchschnitt der erhaltenen Messungen. Unterschiede im Durchschnitt wurden mit dem t-Test und dem Mann-Whitney-Test sowie der Diskriminanzanalyse bewertet. Befunde aus Messungen des Brustbeins bei menschlichen Föten schienen uns kein verlässlicher Indikator für die Geschlechtsbestimmung zu sein. Wir hoffen, dass weitere Studien mit einer größeren Anzahl von Proben und der Verwendung anderer möglicher Techniken ebenfalls mit dem Thema zusammenarbeiten werden.

Schlüsselwörter: Geschlechtsbestimmung des Skeletts, Brustbein, Anthropometrie, Biometrische Identifikation, Diskriminanzanalyse, Gerichtsmedizin.

EINLEITUNG

Variationen in der Brustbeingröße sind bei Individuen üblich (GOODMAN et al., 1983). Morphometrische Daten des Brustbeins sind in der Rechtsmedizin wichtig geworden, insbesondere um das Geschlecht von Menschen zu identifizieren, die Opfer von Massenkatastrophen wurden und bei denen die Spuren menschlicher Skelette prekär sind (SINGH et al., 2012; SINGH und PATHAK, 2013). Der Vergleich zwischen den Geschlechtern der Beziehung zwischen der Länge des Brustbeins und dem Manubrium wurde von Wenzel (1788) in der forensischen Radiologie entwickelt, gefolgt von Ashley (1956). Dwight (1881) und Hyrtl (1893) erkannten und berichteten ein Verhältnis von 1:2 bei Frauen und 2:1 bei Männern. Dies führte zur Schaffung des Hyrtlschen Gesetzes, das besagt, dass: Die Länge des weiblichen Manubriums übersteigt die Hälfte der Länge des Mesosternums und die Körperlänge des männlichen Brustbeins ist mindestens doppelt so lang wie das Manubrium (DWIGHT, 1890). Hunnargi et al. (2009), in dem 115 Brustbein der Maharashtrian-Bevölkerung Indiens gemessen wurden, testete die Lebensfähigkeit des Hyrtlschen Gesetzes und berichtete, dass nur 18,7% der Stichprobe dem durch dieses Gesetz festgelegten Gesetz entsprachen. Ramadan et al. (2010) fanden unter Verwendung der Computertomographie des Thorax und verglichen ihre Ergebnisse mit den durch das Hyrtlsche Gesetz beschriebenen Ergebnissen eine Genauigkeit von 86% für Frauen und 34% für Männer.

Studien mit dem Ziel, das Geschlecht von Individuen anhand der Länge und Breite des Brustbeins zu identifizieren, wurden von Autoren wie Gautam et al. (2003), Atal et al. (2009), Osunwoke et al. (2010), Sing et al. (2012); Pathak und Singh (2012); Kaneriya et al. (2013); Singh und Pathak (2013) und Changani et al. (2014). Diese Autoren räumten ein, dass es unmöglich sei, einen Wert zu bestimmen, der die Geschlechter unterscheide, und betrachteten ihre Ergebnisse als unbefriedigend und von geringer Wirksamkeit. In jüngster Zeit wurden ausgefeiltere mathematische Methoden wie logistische Regressionen und Diskriminanzanalysen verwendet (MACALUSO et al., 2010; PUTTABANTHI et al., 2012). Darwish et al. (2017) untersuchten 60 CT-Scans der Brust erwachsener Ägypter und führten eine multiple Regressionsanalyse mit der Länge des Manubriums und des Brustbeinkörpers durch. Breite des Manubriums, dritte und vierte Sternebrae und erhielt eine Genauigkeit von 96,67%.

Mukhopadhyay (2010) führte eine Diskriminanzanalyse der Messungen der Breite der Halskerbe vom Brustbein bis zur Höhe der 4. Rippe und der Länge der hinteren Krümmung durch, der Autor hob die 100% ige Genauigkeit bei der Diagnose des Geschlechts hervor. Mehrere Studien, die unterschiedliche mathematische Behandlungen verwenden, haben einen sexuellen Dimorphismus des Brustbeins in verschiedenen Regionen gefunden, wie zum Beispiel: Südindien (CHANDRAKANTH; KANCHAN; KRISHAN, 2014), Südafrika (MACALUSO et al., 2010), Bengalen (MUKHOPADHYAY, 2010), Nordwestbulgarien (TONEVA; NIKOLOVA, 2014).

Ähnliche Studien waren in der brasilianischen Bevölkerung nicht üblich (REBELO et al., 2014; SILVA et al., 2021). Daher besteht ein zeitnaher Bedarf an Studien zum Geschlechtsdimorphismus des Brustbeins in der brasilianischen Bevölkerung, wenn man den Wert der Messungen des Brustbeins berücksichtigt, die in den unterschiedlichsten Populationen nachgewiesen wurden (ROSS; UBELAKER; KIMMERLE, 2011). Die wiederkehrende Verwendung von Literatur über Erwachsene ist darauf zurückzuführen, dass Studien zu diesem Thema bei Föten selten sind. Aragão et al. (2021) führte eine Studie zum Sternumindex bei menschlichen Föten als Indikator für sexuellen Dimorphismus durch.

MATERIAL UND METHODE

Dreißig Brustbein, 15 von männlichen und 15 weiblichen menschlichen Föten, wurden seziert, entfernt, gereinigt und die costosternalen Gelenke konserviert. Die Föten waren 20,9 bis 36,8 Wochen alt, ein Durchschnittsalter von 27,63±4,5 und ein Median von 27,1 Wochen. Die dreißig Föten in der Studie standen im Anatomielabor zur Verfügung und wurden nach dem Zufallsprinzip ausgewählt. Diese Föten wurden in Übereinstimmung mit dem Gesetz Nr. 8501 vom 30. November 1992 erhalten, das sich mit der Verwendung von nicht beanspruchten Leichen zur Verwendung in Forschungsstudien befasst. Die Forschungsethikkommission der Universidade Federal de Sergipe, Gutachten Nr. 1.462.381, genehmigte diese Studien.

Bei der Auswahl wurden nur Föten mit vollständigen Brustkörben berücksichtigt, während diejenigen ausgeschlossen wurden, die irgendeine Art von Veränderung ihrer Wirbelsäule zeigten, einschließlich Kyphose, Lordose, Skoliose oder einer sichtbaren Fehlbildung des vorderen Brustbereichs.

Drei unabhängige Beobachter führten die Messungen mit Hilfe eines digitalen Messschiebers mit einer Genauigkeit von 0,01 mm durch und die Messungen zwischen ihnen wurden gemittelt. Es gab keine beschreibbare Diskrepanz. Sternale Knochenlänge (SBL)[9] (Abstand zwischen der Jugularkerbe am Manubrium des Brustbeins und der Spitze des knorpeligen Xiphoidfortsatzes). Die Sternumbreiten wurden von der Kerbe der Costosternalgelenke gemessen: 1 (W1) (Abstand zwischen den Rippenkerben der ersten Rippen); Breite 2 (W2) (Abstand zwischen den Rippenkerben der zweiten Rippen); und 3 (W3) (Abstand zwischen den Rippenkerben der dritten Rippen) (Abbildung 1).

Abbildung 1. Morphometrische Messungen des Brustbeins

SBL – Sternale Knochenlänge. W1 – Brustbeinbreite 1. W2 – Brustbeinbreite 2. W3 – Brustbeinbreite 3. Quelle: Autoren.

Die Datenanalysen wurden nach Mittelwert, Standardabweichung, Minimum und Maximum beschrieben. Die mittleren Unterschiede wurden mit dem ungepaarten Welch-t-Test und dem Mann-Whitney-Test bewertet. Welchs ungepaarter t-Test wurde verwendet, weil seine Annahmen der Normalität (Shapiro-Wilks-Test) und der Gleichheit der Varianzen (Levene-Test) erfüllt waren. Unter diesen Bedingungen ist der Welch-T-Test leistungsfähiger als der Mann-Whitney-Test (GERKE und RANDLES, 2010). Um die Diskriminanzfunktion zu beurteilen, wurden alle Modelle einschließlich Brustbeinlänge, Breite 1, Breite 2 und Breite 3 getestet, wie z. B. Einzelmodelle, paarweise Modelle, Drei-Wege-Modelle und umfassende Modelle. Für jedes Modell haben wir nicht standardisierte Koeffizienten, standardisierte Koeffizienten und Schwerpunkte basierend auf dem Geschlecht berechnet. Die Diskriminanzanalyse hat univariate und multivariate Normalverteilung, Varianzgleichheit und eine nicht-singuläre Streumatrix als Annahmen, die in allen Modellen erfüllt wurden (SHARMA und PALIWAL, 2013). Bei der verwendeten Software handelte es sich um das R Core Team 2018 und das angenommene Signifikanzniveau lag bei 5%.

BEFUND

Die deskriptive Statistik der vier Variablen (Brustbeinlänge, Breite 1, Breite 2 und Breite 3) ist in Tabelle 1 dargestellt. Die Ergebnisse zeigten, dass alle männlichen Variablen etwas höhere Mittelwerte aufwiesen als weibliche, jedoch ohne statistisch signifikanten Unterschied zwischen den Geschlechtern für eine der Variablen, gemäß dem t-Test oder dem Mann-Whitney-Test (p>0,05). Bei der Analyse der standardisierten Koeffizienten können wir aus dem Modell mit allen Variablen schließen, dass die Parameter, die die sexuelle Differenzierung am meisten beeinflussten, die Brustbeinbreite 3 (1,847), die Brustbeinbreite 2 (-0,905), die Brustbeinbreite 1 (-0,657) und die Länge des Brustbeins (0,024) waren.

Tabelle 1. Deskriptive Statistik der Brustbeinmessungen

Weiblich (n=15) Männlich (n=15)
Mittelwert (SD) Med [Min-Max] Mittelwert (SD) Med [Min-Max] T (p-Wert) p-Wert*
Brustbeinlänge 52.28 (7.98) 52.66 [37.31-63.02] 53.23 (12.81) 54.58 [35.27-76.61] 0.24 (0.809) 0.885
Brustbeinbreite 1 13.36 (3.09) 12 [10.34-19.13] 13.48 (2.48) 13.28 [9.98-18.18] 0.12 (0.907) 0.917
Brustbeinbreite 2 11.84 (2.91) 11.47 [8.15-16.76] 11.96 (2.35) 11.93 [7.39-15.48] 0.12 (0.902) 0.756
Brustbeinbreite 3 10.16 (2.19) 9.70 [6.83-13.58] 10.55 (1.85) 10.68 [7.32-13.85] 0.53 (0.599) 0.520

Prüfung t; * Mann-Whitney-Test; SD – Standardabweichung; Med – Median. Quelle: Autoren.

Die Schwerpunkte jedes Geschlechts zeigten in den Modellen mit den Breiten 1, 2 und 3 vom Brustbein und im Modell mit allen Variablen einen größeren Abstand (0,146). Folglich wurden die standardisierten und nicht standardisierten Koeffizienten für jede Variable sowie die Konstanten für alle möglichen Funktionen, die durch die Kombination der vier Variablen erzeugt wurden, mit einem auf 0 gesetzten Segmentpunkt berechnet. Wenn das Ergebnis der Diskriminanz-Score-Funktion höher als 0 war, war es männlich, während ein Wert unter 0 als weiblich angesehen wurde (Tabelle 2).

Tabelle 2. Koeffizienten der Diskriminanzfunktionsanalyse mit den Grenzwerten

Koeffizient (nicht standardisiert) Koeffizient (standardisiert) Schwerpunkt
F M
Variable
Brustbeinlänge 0.094 1.000 -0.045 0.045
Konstante -4.942
Brustbeinbreite 1 0.357 1.000 -0.021 0.021
Konstante -4.791
Brustbeinbreite 2 0.379 1.000 -0.023 0.023
Konstante -4.507
Brustbeinbreite 3 0.494 1.000 -0.097 0.097
Konstante -5.120
Brustbeinlänge 0.118 1.258 -0.047 0.047
Brustbeinbreite 1 -0.154 -0.431
Konstante -4.149
Brustbeinlänge 0.117 1.247 -0.046 0.046
Brustbeinbreite 2 -0.153 -0.403
Konstante -4.348
Brustbeinlänge -0.058 -0.624 -0.107 0.107
Brustbeinbreite 3 0.683 1.382
Konstante -3.993
Brustbeinbreite 1 0.173 0.484 -0.024 0.024
Brustbeinbreite 2 0.235 0.620
Konstante -5.112
Brustbeinbreite 1 -0.321 -0.899 -0.122 0.122
Brustbeinbreite 3 0.720 1.457
Konstante -3.153
Brustbeinbreite 2 -0.416 -1.100 -0.131 0.131
Brustbeinbreite 3 0.795 1.609
Konstante -3.280
Brustbeinlänge 0.130 1.390 -0.048 0.048
Brustbeinbreite 1 -0.123 -0.344
Brustbeinbreite 2 -0.114 -0.300
Konstante -3.871
Brustbeinlänge -0.024 -0.254 -0.124 0.124
Brustbeinbreite 1 -0.287 -0.803
Brustbeinbreite 3 0.775 1.568
Konstante -2.924
Brustbeinlänge -0.021 -0.222 -0.133 0.133
Brustbeinbreite 2 -0.386 -1.019
Brustbeinbreite 3 0.843 1.705
Konstante -3.040
Brustbeinbreite 1 -0.232 -0.649 -0.146 0.146
Brustbeinbreite 2 -0.340 -0.899
Brustbeinbreite 3 0.917 1.855
Konstante -2.335
Brustbeinlänge 0.002 0.024 -0.146 0.146
Brustbeinbreite 1 -0.234 -0.657
Brustbeinbreite 2 -0.343 -0.905
Brustbeinbreite 3 0.913 1.847
Konstante -2.350

Quelle: Autoren.

Die Genauigkeit der Diskriminanzfunktionen (DF)[10] wurde mit den erhaltenen Funktionen getestet (Tabelle 3). Die höchste Genauigkeit für Frauen wurde in mehreren Modellen beobachtet (Genauigkeit = 60%), es gab jedoch keine großen Unterschiede, da die anderen Modelle eine Genauigkeit von 53% erreichten. Für das weibliche Geschlecht konnte auf eine leichte prädiktive Homogenität geschlossen werden. Die besten Ergebnisse (60%) wurden bei den Breiten 1 und 3 der untersuchten Brustbein beobachtet.

Tabelle 3. Genauigkeit der Diskriminanzfunktionen für die Geschlechtsbestimmung

F M Gesamt
SBL 53.3% 53.3% 53.3%
W1 60.0% 40.0% 50.0%
W2 53.3% 53.3% 53.3%
W3 60.0% 60.0% 60.0%
SBL, W1 53.3% 46.7% 50.0%
SBL, W2 60.0% 53.3% 56.7%
SBL, W3 60.0% 60.0% 60.0%
W1, W2 53.3% 53.3% 53.3%
W1, W3 60.0% 53.3% 56.7%
W2, W3 60.0% 73.3% 66.7%
SBL, W1, W2 53.3% 46.7% 50.0%
SBL, W1, W3 60.0% 53.3% 56.7%
SBL, W2, W3 60.0% 73.3% 66.7%
W1, W2, W3 60.0% 66.7% 63.3%
SBL,W1, W2,W3 60.0% 66.7% 63.3%

Quelle: Autoren.

Die Ergebnisse für Männer waren mit einer Genauigkeit von 40% bis 73,3% stärker gestreut als für Frauen. Zu den genauesten Modellen gehörten die Brustbeinbreiten 1 und 2 sowie die Brustbeinlänge und die Sternumbreiten 2 und 3, die eine Genauigkeit von 73,3 % erreichten. Bei einzelnen Modellen hatte die Sternumbreite 3 die höchste Genauigkeit (60%). Die höchste Gesamtgenauigkeit wurde mit den Variablen W2, W3 oder SBL, W2 und W3 erzielt, beide Funktionen erhielten 66,7% der korrekten Geschlechtsdiagnose. Bei der Erstellung einer Funktion mit nur einer Variablen erreichte W3 mit einer Genauigkeit von 60 % die höchste Genauigkeit. Die isolierte Variable mit der niedrigsten Genauigkeit war W1 mit nur 50 % Genauigkeit. Gemäß der Diskriminanzfunktion, die durch die Gleichungen bestimmt wurde, war DF = – 0,021 * SBL – 0,386 * L2 + 0,843 * L3 – 3,040 und DF = – 0,416 * W2 + 0,795 * W3 – 3,280 eine geringe Genauigkeit, um das Geschlecht von Föten durch Messungen des Brustbeins zu bestimmen.

DISKUSSION

In der vorliegenden Studie wurden vier Messungen des Brustbeins bei Föten ausgewertet, mit dem Ziel, einen Zusammenhang zwischen Knochenmorphometrie und Geschlecht herzustellen. Unsere Ergebnisse zeigten, dass es nicht möglich war, eine effektive Geschlechtsbestimmung auf der Grundlage der Brustbeinmorphometrie menschlicher Föten zu entwickeln.

In Bezug auf den Mann-Whitney-Test hatte er in der vorliegenden Studie andere Ergebnisse als ähnliche Studien (CHANDRAKANTH; KANCHAN; KRISHAN, 2014; TONEVA; NIKOLOVA, 2014; DARWISH et al., 2017). Diese Autoren fanden einen statistisch signifikanten Unterschied zwischen den Geschlechtern. Es ist möglich, dass dies darauf zurückzuführen ist, dass die Föten einen geringen Geschlechtsdimorphismus in ihren Maßen aufweisen, was es schwierig machen kann, das Geschlecht nur mit den Brustbeinmaßen genau zu bestimmen.

Die in der aktuellen Studie unter Verwendung von SBL, W2 und W3 oder W2 und W3 ermittelten Werte für die Diskriminanzfunktionen hatten eine Genauigkeit von 73,3 % für Männer und 60 % für Frauen. Diese Werte sind niedrig im Vergleich zu dem von Singh et al. (2012), die eine Genauigkeit von 84% erhielten, die 343 Brustbein von Leichen aus Nordindien untersuchten. Macaluso; Lucena (2014) in Spanien entwickelte in einer Stichprobe von 116 Brustbein eine Diskriminanzfunktion mit einer Genauigkeit von 89,7%. Wir geben zu, dass Unterschiede in der Genauigkeit möglicherweise mit der Verwendung von Föten zusammenhängen können.

Trotzdem waren die Genauigkeitswerte der vorliegenden Studie denen mit einfacheren mathematischen Methoden, wie z.B. der Abgrenzung von Grenzwerten, vergleichsweise überlegen. Changani et al. (2014) verwendete die Abgrenzung von Grenzpunkten für die Länge des Brustbeins und erzielte eine Genauigkeit von 43,86%, wobei die meisten Probenwerte in der Überlappungszone lagen. Ramadan et al. (2010) konnten anhand der Länge des Manubriums 69% bzw. 60% des weiblichen bzw. männlichen Brustbeins korrekt bestimmen. Die geringe Effizienz dieser Studien könnte darauf zurückzuführen sein, dass sich der größte Teil der Bevölkerung in einer Überlappungszone befand, was die Abgrenzung von Grenzpunkten erschwert haben könnte, wie Atal gezeigt hat. Murari; Naik (2009).

ABSCHLUSS

In dieser Studie wurde eine Genauigkeit von 73,3% für Männer und 60% für Frauen unter Verwendung der Variablen W2, W3 oder SBL, W2, W3 erzielt. Daraus können wir schließen, dass die Messungen des Brustbeins von Föten uns keine endgültigen Werte für das Geschlecht des Individuums lieferten. Wir hoffen, dass weitere Studien mit einer größeren Anzahl von Proben und die Verwendung anderer möglicher Techniken ebenfalls zu diesem Thema beitragen werden.

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ANHANG – FUßNOTE

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[1] Berater, Titularprofessor für Klinische Anatomie. ORCID: 0000-0002-2300-3330. CURRÍCULO LATTES: http://lattes.cnpq.br/6911783083973582.

[2] Arzt. ORCID: 0000-0001-7285-728X. CURRÍCULO LATTES: LEBENSLAUF: http://lattes.cnpq.br/8918908573196464.

[3] Doktor. ORCID: 0000-0003-1383-201X. CURRÍCULO LATTES: http://lattes.cnpq.br/9700480045251166.

[4] Assistenzarzt der medizinischen Klinik. ORCID: 0000-0002-5298-537X. CURRÍCULO LATTES: http://lattes.cnpq.br/6291628187714859.

[5] Assistenzarzt der medizinischen Klinik. ORCID: 0000-0001-9211-7000. CURRÍCULO LATTES: http://lattes.cnpq.br/4619345212343744.

[6] Medizinstudent. ORCID: 0000-0001-5924-8658. CURRÍCULO LATTES: http://lattes.cnpq.br/1862815448788019.

[7] Titularprofessor für Molekularbiologie. ORCID: 0000-0001-5705-6433. CURRÍCULO LATTES: http://lattes.cnpq.br/3337321488338686.

[8] Titularprofessor der Medizinischen Fakultät. ORCID: 0000-0002-7776-1831. CURRÍCULO LATTES: http://lattes.cnpq.br/6858508576490184.

Gesendet: 13. Februar 2023.

Genehmigt: 14. März 2023.

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José Aderval Aragão

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