第 58 回日本白内障学会学術賞受賞記念論文臨床日本白内障学会誌 32:11 15,2020 白内障眼における他覚前方散乱の関連因子と手術前後における変化神谷和孝北里大学大学院医療研究科視覚情報科学医療衛生学部視覚療法学専攻視覚生理学 Relevant Factors of Objecti

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ありあこやぎ
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1 第 8 回日本白内障学会学術賞受賞記念論文臨床日本白内障学会誌 32:11 1,22 白内障眼における他覚前方散乱の関連因子と手術前後における変化神谷和孝北里大学大学院医療研究科視覚情報科学医療衛生学部視覚療法学専攻視覚生理学 Relevant Factors of Objective Forward Scattering in Eyes with Cataract and Its Change after Cataract Surgery Kazutaka Kamiya Visual Physiology, School of Allied Health Sciences, Kitasato University 白内障眼による視機能を正確に把握するうえで, 前方散乱の計測は重要である. とくに他覚的計測は再現性に優れるが, 多数例における詳細な検討は少ない. 今回, 白内障眼の前方散乱の関連因子と白内障手術前後における変化を明らかにすべく, 白内障手術前患者 192 例 192 眼 ( 年齢 71.3±9.2 歳 ) を対象とし, 他覚前方散乱 (objective scattering index:) と年齢, 性別, 裸眼矯正視力, 自覚屈折度数, 核硬化度, 自覚前方散乱 (log(s)), 眼球高次収差との相関および術前後の変化を検討した. その結果, と有意な相関を認めた因子は, 矯正視力 (logmar)( 標準偏回帰係数 B=.917,p<.1) および log(s)(b=.911,p=.6) であり, 眼球収差を含むほかの因子とは有意な相関を認めなかった ( 決定係数 R 2 =.333). 白内障手術によりは有意に低下した (p<.1). 白内障眼における他覚前方散乱は, 矯正視力および自覚的前方散乱と有意に相関し, 高次収差との関連は低く, 白内障手術により有意に改善しうることが示唆された. It is essential to measure forward scattering in order to accurately grasp visual function in eyes with cataract. Although objective measurements of forward scattering are reproducible, there have been a few detailed studies on objective forward scattering in a large cohort of cataract patients. We aimed to clarify relevant factors of objective forward scattering and its change after cataract surgery. We enrolled 192 cataractous eyes of 192 patients (age, 71.3±9.2 years). We determined age, gender, uncorrected and corrected distance visual acuities(udva, CDVA), manifest refraction, grade of nuclear sclerosis, objective scattering index(), log(s), and ocular higherorder aberrations(hoas). We found explanatory variables relevant to to be, logmar CDVA(p<.1, partial regression coefficient B=.917)and log(s)(p=.6, B=.911)(adjusted R 2 =.333). No significant association was observed with other factors including ocular HOAs. Eyes with worse CDVA and higher log(s)are more predisposed to show higher. Cataract surgery induced a significant decrease in (p<.1). It is suggested that objective forward scattering is significantly associated with CDVA and subjective forward scattering, but is not highly associated with ocular HOAs, and that cataract surgery induced a significant improvement in objective forward scattering. The Journal of the Japanese Society for Cataract Research 32:11 1, 22 Key words: 前方散乱,,OQAS,log(s), 白内障.forward scattering,, OQAS, log(s), cataract. はじめに白内障は, 眼科の日常診療のなかでもっとも遭遇しやすい疾患の一つであり, 加齢とともに徐々に視機能が低下していく. 本疾患の視力低下の原因としては, 収差と散乱が重要な役割を果たしており, 良好な視覚の質を維持するうえで欠かせない要素とされる. 散乱には, 光の進行方向に発生する前別刷請求先神谷和孝 : 神奈川県相模原市北里北里大学大学院医療研究科視覚情報科学医療衛生学部視覚療法学専攻視覚生理学 Reprint requests:kazutaka Kamiya, M.D., Ph.D., Visual Physiology, School of Allied Health Sciences, Kitasato University, Kitasato, Minami, Sagamihara, Kanagawa , JAPAN, TEL: kamiyak-tky@umin.ac.jp 日本白内障学会誌 Vol. 32,22 11

2 方散乱と, 逆方向に発生する後方散乱が存在する. これまでに散乱の定量法として, デンシトメトリーによる後方散乱の評価が主体であったが, 視機能との関連性は高くない. したがって, 白内障眼における視機能評価という観点からも, 後方散乱より前方散乱の計測が重要と考えられる. 現状における前方散乱の測定には, ダブルパス法を用いた眼球光学特性解析装置である Optical Quality Analysis System II(OQAS) (Visiometrics 社 ) 1,2) および補正比較法を用いた自覚的迷光解析装置である C-Quant(Oculus 社 ) 3,4) が, 臨床の現場で使用されている. 筆者らは, 以前 OQAS を用いた他覚前方散乱計測は C-Quant を用いた自覚的前方散乱に比較して, 再現性が良好であることを報告している ). これまで白内障眼において他覚前方散乱に影響を与える関連因子は不明な点が多く, 本疾患における高次収差との関連も不明である. 以上の学問的背景を鑑みて, 筆者らは白内障眼の他覚前方散乱を多数例で定量的に計測し, その関連因子について報告した 6). 本稿では, さらに白内障術前後における他覚前方散乱の変化を検討し, 一連の研究で得られた知見とその意義について概説する. I 対象および方法本研究は, 後ろ向き症例観察研究として, 北里大学病院において水晶体再建術を計画した術前症例のうち, 詳細な光学特性解析が可能であった 192 例 192 眼 ( 年齢 71.3±9.2 歳 ) を対象とした. 白内障以外に重症ドライアイ, 角膜疾患, ぶどう膜炎, 緑内障, 硝子体混濁, 黄斑疾患を有する症例や外傷および眼科手術の既往例は解析から除外した. 両眼手術症例では,1 例につき 1 眼を無作為に選択した. 本研究の遂行にあたっては, 北里大学倫理委員会の承認を得たうえで, ヘルシンキ宣言を遵守している. 白内障術前の時点において視力, 屈折検査以外に, 核硬化度数 (Emery-Little 分類 ), 主病型分類, 他覚的前方散乱, 自覚的前方散乱, 眼球高次収差 ( 瞳孔径 4,6 mm) をそれぞれ評価した. 主病型分類は,Lens Opacities Classification System III(LOCS III) 分類を基に, 散瞳下における細隙灯顕微鏡所見を用いて皮質性, 核性, 後囊下白内障にそれぞれ分類した. 本研究では, 混合型混濁についてはほかの病型の有無にかかわらず, もっとも主要となる病型を採用した. 他覚的前方散乱は OQAS による objective scattering index (), 自覚的前方散乱は C-quant による log(s), 高次収差は波面センサー (KR-9, Topcon 社 ) により瞳孔径 4, 6 mm において評価した. OQAS は, ダブルパス法の原理によって眼球光学特性を解析する装置であり,point spread function(psf) や modulation transfer function(mtf) を測定可能である. とくには, 眼内の散乱光を定量的に評価するパラメータであ表 1 本研究対象の背景因子患者背景因子眼数 192 年齢 ( 歳 ) 71.3±9.2(26~89) 性別男性 : 女性 =94:98 裸眼視力 (logmar).68±.48(.8~2) 矯正視力 (logmar).17±.21(.8~1.3) 自覚屈折度数 (D) 1.77±3.9 D( 19.~3. D) 核硬化度数 2.±. D(1~4).11±3.19(.9~2.9) log(s) 1.87±1.1(.7~6.) 眼球高次収差 (µm, 4 mm).33±.29(.11~2.8) 眼球高次収差 (µm, 6 mm) 1.7±1.12(.38~7.8) D=diopter,logMAR=logarithm of the minimal angle of resolution( 矯正視力 ),log(s)=log(straylight)( 自覚前方散乱 ), =objective scattering index( 他覚前方散乱 ). り,PSF の周辺部 (12~2 arc) と中央部 (1 arc) の光強度の比として表される. この値が大きくなるほど, 眼内の散乱の影響が大きいことを意味する.C-Quant は, 眼球内の光の散乱によって生じる網膜への迷光 (straylight) の総量を定量的に測定する散乱光計測装置であり, 補正比較法によって自覚的主観的な散乱光を計測する装置である. を従属変数とし, 年齢, 性別, 裸眼視力, 矯正視力, 自覚屈折度数, 核硬化度数,log(s), 眼球高次収差を独立変数として, ステップワイズ多変量解析を用いての関連因子を検討した. 正規分布を確認のうえ,Pearson 相関係数を用いて単変量解析による検討も行った. サブグループ解析として, 標準的な超音波水晶体乳化吸引および眼内レンズ挿入術を施行した全症例のうち, 術前および術後 1 週の時点において, 光学特性解析が可能であった 74 例 74 眼に対して, 正規分布を確認のうえ, 対応のある t 検定を用いての変化を検討した. いずれの検討においても, 統計学的有意水準は p<. とした. II 結術前患者背景因子を表 1 に示す. 平均は.11±3.19 (.9~2.9) であった. 主病型分類 ( 皮質性, 核性, 後囊下白内障 ) のは, それぞれ 4.62±2.37(1.3~11.2),.17 ±3.19(.9~16.8),.37±3.73(1.1~2.9) であり ( 図 1), 3 群間に有意差を認めなかった ( 分散分析,p=.1). 多変量解析の結果を表 2 に示す. と有意な相関を認めた因子は, 矯正視力 (logmar)( 偏回帰係数 B=.917,p<.1) および log(s)(b=.991,p=.6) であり, 年齢, 性別, 裸眼視力, 自覚屈折度数, 核硬化度数, 眼球高次収差とは有意な相関を認めなかった ( 決定係数 R 2 =.333). と矯正視力, と log(s) の相関をそれぞれ図 2 と図 3 に示すが, 果 12 日本白内障学会誌 Vol. 32,22

3 NUC COR PSC 白内障病型.37 図 1 主病型別 ( 皮質性, 核性, 後囊下白内障 ) の他覚前方散乱 () 3 群間のに有意差を認めなかった ( 分散分析,p=.1). 表 2 多変量解析によるの関連因子変数偏回帰経緯数標準偏回帰係数 p 値年齢 ( 歳 ) 性別 ( 男性 =, 女性 =1) 裸眼視力 (logmar) 矯正視力 (logmar) <.1 自覚屈折度数核硬化度数 log(s) <.1 眼球高次収差 (µm,4 mm) 眼球高次収差 (µm,6 mm) 定数 1.69 決定係数 R 2 =.333 logmar=logarithm of the minimal angle of resolution( 矯正視力 ),log(s)=log(straylight)( 自覚前方散乱 ) 矯正視力 (logmar) Log(s) 図 2 他覚前方散乱 () と矯正視力 (logmar) の相関と矯正視力 (logmar) には有意な正の相関を認めた (Pearson 相関係数 r=.328,p<.1). 図 3 他覚前方散乱 () と自覚前方散乱 (log(s)) の相関と自覚前方散乱 (log(s)) には有意な正の相関を認めた (Pearson 相関係数 r=.39,p<.1). 単変量解析においても同様の結果が得られた (Pearson 相関係数 r=.328,p<.1,r=.39,p<.1). 白内障術前後における検討では, 平均は術前 4.87± 3.(1.1~12.6) から術後 1.66±.66(.6~3.6) へと有意に減少した ( 対応のある t 検定,p<.1)( 図 4). III 考按自験例による検討から白内障眼において, 矯正視力が不良なほど, 自覚前方散乱が大きいほど, 他覚前方散乱が大きくなることが明らかとなった. 筆者らの知るかぎり, 本研究多数例における他覚前方散乱に関与する因子について, 多変量解析により検討にした最初の報告である 6). しかしながら, 本回帰式の決定係数は高くないことから, 今回検討していないほかの関連因子の存在も示唆される. これまでの白内障眼における他覚前方散乱と矯正視力との関連について表 3 に示す. Artal らは, ダブルパス法による網膜像の中央部と周辺部の比率をと定義して最初に導入した 2).Vilaseca らは, と矯正視力に有意な相関を示すが, 変動性が高いと報告している 7).Cabot らも, と矯正視力に有意な相関を報告している 8).Pan らも同様の相関を示し, が 3. 以上を白内障手術の適応としている 9).Galliot らや Cochener ら日本白内障学会誌 Vol. 32,22 13

4 も, は矯正視力と有意な相関を認めると言及している,11).Paz Filgueira らは, 早期白内障眼においては矯正視力や log(s) と相関すると報告している 12).Martínez- Roda らは,LOCS III 分類と,log(s) と相関するが, との関連性が高いとしている 13). いずれも対象や相関の程度に差異はあるが, は矯正視力と関連しやすいことが術前 4.87 術後 *** 1.66 図 4 白内障術前後における他覚前方散乱 () の変化白内障手術によってが有意に減少した ( 対応のある t 検定, p<.1). 報告されている. また, 自験例による検討では, は眼球高次収差との有意な相関を認めなかった. したがって, 白内障眼においてもは高次収差の影響を受けにくいことが示唆された. サブグループ解析による検討では, 標準的白内障手術によってが有意に減少することが明らかとなった. 筆者らは, 加齢とともにが有意に増加していることを報告しているが 14), 白内障に起因する散乱は標準的手術加療によって大幅に減少し, 同年代の正常眼と同じ程度にまで改善しうることが示唆された. 本研究の限界としては, まず後ろ向きの症例蓄積研究であり, 術前すべての光学的計測が可能であった症例のみを対象としている. したがって, 通常の白内障手術と比較して軽度の症例が多く含まれている. 次に, 白内障主病型のみの評価であり, 副病型や程度別の評価は検討されていない. さらに, 散乱計測においてトライアルレンズを使用しており, レンズの反射が測定に影響を及ぼしている可能性が否定できない. 今後, さらなる検討が必要であろう. おわりに今回は白内障眼の視機能評価として, 他覚前方散乱を表すに着目して, その関連因子と白内障手術前後における変表 3 白内障眼におけると視力との関連に関する既報著者年眼数年齢 ( 歳 ) 視力との関連 p 値 Artal et al. 2) ± 1 <3(Early),3 <7(Mature), 7 (Severe) 3.±1.(NO2),6.±2.(NO3), 9.±3.(NO4) Vilaseca et al. 7) ±. 2.24±1.34(NO1),3.82±1.8(NO2),.74±2.4(NO3) 2.8±1.2(C1),3.64±1.43(C2), 6.94±.46(C3) 1.91±1.(P1),2.96±1.21(P2),.62±1.3(P3) r=.878(no) r=.843(c) r=.844(p) Cabot et al. 8) ± ±3. Pan et al. 9) ± ±.69(<3.) 6.3±2.1( 3.) r=.4( 2/32) r=.(<2/4).1 r=.779 <.1 Galliot et al. ) Cochener et al. 11) 216 1, ± ±3.13 r=.47 <.1 Paz Filgueira et al. 12) ±2.3(NO1) 68.3±4.7(NO2) 6.7±.(P1).3±4.6(P2) Martínez-Roda et al. 13) ~86 6) 本報告 1.49±.1(NO1) 2.82±1.21(NO2).89±.6(P1) 1.9±.83(P2) 4.19±3.12(NO) 4.28±2.12(C).2±3.99(P) r=.629 <.1 r=.44(no) r=.37(c) r=.477(p) ±9.2.11±3.19 r=.333 <.1 LOCS III 分類 : 核性 (NO);NO1, NO2, NO3, NO4, 皮質性 (C);C1, C2, C3, 後囊下白内障 (P);P1, P2, P3, P4. 14 日本白内障学会誌 Vol. 32,22

5 化を検討した. 本検討により, 白内障眼における他覚前方散乱は, 矯正視力が不良なほど, 自覚前方散乱が大きいほど, 大きくなることが明らかになった. その一方, 白内障眼における他覚前方散乱は高次収差との相関は低く, 両者の関連性は弱いことが示唆された. また, 白内障手術によって他覚前方散乱は大幅に減少し, 同年代の正常眼にほぼ近い程度にまで改善しうると考えられた. 散乱計測は, これまでデンシトメトリーによる後方散乱計測が主体であったが, 視機能との関連をみる視点から, 今後前方散乱の計測がより重要となるであろう. さらに, 多数例による症例において, 副病型分類を含めた程度別の視機能評価を行い, 病型別の収差や散乱の関与を検討したいと考えている. 謝辞 : 本研究の遂行にあたり, さまざまなご協力をいただきました高橋正英先生, 飯島敬先生, 飯田嘉彦先生, 藤村芙佐子先生, 矢ノ目京平先生, 安藤和歌子先生, 庄司信行教授 ( 北里大学 ) に深謝申し上げます. 文 1)Güell JL, Pujol J, Arjona M et al:optical quality analysis system;instrument for objective clinical evaluation of ocular optical quality. J Cataract Refract Surg 3: , 24 2)Artal P, Benito A, Pérez GM et al:an objective scatter index based on double-pass retinal images of a point source to classify cataracts. PLoS One 6:e16823, 211 3)Franssen L, Coppens JE, van den Berg TJ:Compensation comparison method for assessment of retinal straylight. Invest Ophthalmol Vis Sci 47: , 26 4)Coppens JE, Franssen L, van den Berg TJ:Reliability of the compensation comparison method for measuring retinal stray light studied using Monte-Carlo simulations. J Biomed Opt 11:4, 26 献 )Iijima A, Shimizu K, Kobashi H et al:repeatability, reproducibility, and comparability of subjective and objective measurements of intraocular forward scattering in healthy subjects. Biomed Res Int 21:92217, 21 6)Kamiya K, Fusako F, Takushi K et al:quantitative analysis of objective forward scattering and its relevant factors in eyes with cataract. Sci Rep 9:3167, 219 7)Vilaseca M, Romero MJ, Arjona M et al:grading nuclear, cortical and posterior subcapsular cataracts using an objective scatter index measured with a double-pass system. Br J Ophthalmol 96:124-12, 212 8)Cabot F, Saad A, McAlinden C et al:objective assessment of crystalline lens opacity level by measuring ocular light scattering with a double-pass system. Am J Ophthalmol 1:629-63, 63. e1-2, 213 9)Pan AP, Wang QM, Huang F et al:correlation among lens opacities classification system III grading, visual function index-14, Pentacam nucleus staging, and objective scatter index for cataract assessment. Am J Ophthalmol 19: , e2, 21 )Galliot F, Patel SR, Cochener B:Objective scatter index: Working toward a new quantification of cataract? J Refract Surg 32:96-2, )Cochener B, Patel SR, Galliot F:Correlational analysis of objective and subjective measures of cataract quantification. J Refract Surg 32:4-9, )Paz Filgueira C, Sánchez RF, Issolio LA et al:straylight and visual quality on early nuclear and posterior subcapsular cataracts. Curr Eye Res 41: , )Martínez-Roda JA, Vilaseca M, Ondategui JC et al:double-pass technique and compensation-comparison method in eyes with cataract. J Cataract Refract Surg 42: , )Kamiya K, Umeda K, Kobashi H et al:effect of aging on optical quality and intraocular scattering using the double-pass instrument. Curr Eye Res 37: , 212 * * * 日本白内障学会誌 Vol. 32,22 1

Japanese Orthoptic Journal 45: , 2016.

Japanese Orthoptic Journal 45: , 2016. 第 56 回日本視能矯正学会一般講演眼軸長によるトーリック眼内レンズの軸ずれの違い村上嵩樹蕪龍大竹下哲二上天草市立上天草総合病院 Difference of Axial Gap of Toric Intraocular Lens by the Axial Length. Takashige Murakami, Ryota Kabura, Tetsuji Takeshita Department