ДИСПЛАЗИЯ ТАЗОБЕДРЕННЫХ СУСТАВОВ У СОБАК: ЗНАЧЕНИЕ УГЛА НОРБЕРГА ДЛЯ РАЗВЕДЕНИЯ ЗДОРОВЫХ ЖИВОТНЫХ
ОРИГИНАЛЬНАЯ СТАТЬЯ
Дисплазия тазобедренных суставов у собак: значение угла Норберга для разведения здоровых животных
Цели:оценить воспроизводимость классификации Международной кинологической федерации (МКФ) в разные периоды и у разных экспертов, а также оценить преимущества компьютерного измерения угла Норберга и вычисления процентилей у собак конкретных пород в целях диагностики дисплазии тазобедренного сустава, а также подбора пар при разведении.
Методы: за период с 2006 по 2010 г. было оценено 5094 рентгеновских снимка по правилам МКФ, 4400 из них взяты для статистического анализа. Для измерения угла Норберга использовалась система компьютерного анализа изображений (Digimizer®, MedCalc Software Ltd, Мариакерк, Бельгия). Значение угла Норберга у отдельных собак выражали через процентиль для дан -ной породы.
Результаты: совпадение результатов у разных экспертов было значительным (Р < 0,001), однако отмечены значимые колебания соотношений классов А и В в разные периоды времени. Вычисление угла Норберга и процентиля позволяло точно дифференцировать собак с дисплазией тазобедренных суставов от собак со здоровыми суставами, с отношением правдоподобия положительного и отрицательного результата 6,31 и 0,21 соответственно для угла Норберга (критерий 102,20) и 4,21 и 0,18 для процентиля (критерий 25 процентиль).
Клиническая значимость: процентили угла Норберга могут оказаться ценным инструментом для селекционеров.
F.H. Comhaire and FA. Schoonjans*
Journal of Small Animal Practice (2011) 52, 536-542 DOI: 10.1111/j.1748-5827.2011.01105.x Принято: 27 июня 2011
Королевское кинологическое общество св. Губерта, Albert Giraudlaan, 98, B 1030 Брюссель, Бельгия * Университетская клиника Гента, отделение эндокринологии, De Pintelaan, 185, B 9000 Гент, Бельгия
ВВЕДЕНИЕ
Дисплазия тазобедренного сустава (ДТБС), приводящая к ранним дегенеративным изменениям сустава, является самым распространенным наследственным ортопедическим заболеванием у собак, однако
его распространенность сильно варьирует у разных пород [21]. При ДТБС снижается стабильность сустава, главным образом за счет слабости капсулы и связок и недостаточного соответствия поверхностей головки бедренной кости и краниальной и/или дорсальной части вертлужной впадины. Единственным доступным способом снижения распространенности ДТБС является исключение больных собак из разведения [27]. Количественные методы оценки фенотипа ДТБС базируются на описании рентгенологических особенностей [11], включая методы Организации ветеринарной ортопедии [21] и Международной кинологической федерации (МКФ) [5]. Британская ветеринарная ассоциация [14] и Fluckiger and Friedrich [12] оценивают определенные аспекты сустава в баллах. Прочие методы оценки слабости тазобедренного сустава включают растяжение бедра в целях смещения головки из вертлужной впадины. Два метода основаны на оценке растяжения в краниолатеральном направлении [10, 13], а в методе Pennhip® используется специальное устройство для растяжения в латеральном направлении [24].
Проблема метода МКФ, описательного по своей природе, заключается в умеренной воспроизводимости результатов разных наблюдателей [28]. В 1966 г Henricson and others [16] измерили угол между линией, соединяющей центры обеих головок бедренной кости, и линией, соединяющей центр головки бедренной кости с переднелатеральным краем вертлужной губы. Этот так называемый угол Норберга (УН) измеряется на традиционных рентгеновских снимках с вытянутыми задними конечностями и точно определяет положение головки бедренной кости по отношению к вертлужной впадине. Чем больше УН, тем глубже вертлужная впадина и тем лучше соответствие суставных поверхностей; и наоборот, малый угол отражает большую степень подвывиха. Показано, что традиционные методы измерения УН несколько неточны [7], а это ограничивает их применимость. К описательным критериям МКФ были добавлены приблизительные нормальные значения УН для снижения вариабельности данных у разных наблюдателей.
Применимость метода МКФ подвергалась сомнению [25], однако более новые данные свидетельствуют о его пригодности для прогнозирования риска дегенеративных изменений сустава [1, 19]. Настоящее исследование было проведено в следующих целях:
1) ценить надежность и воспроизводимость классификации МКФ со временем, а также у разных экспертов;
2) оценить возможное преимущество компьютерного измерения УН и вычисления его процентилей по породам для диагностики ДТБС;
3) изучить значение процентилей УН у разных пород для селекции при разведении.
МАТЕРИАЛЫ И МЕТОДЫ
В период между июлем 2006 г. и июлем 2010 г официальной Национальной комиссии по аномалиям скелета Бельгии (NCSA) было направлено 5094 рентгеновских снимка, 4400 из которых были пригодны для статистического анализа. Туда же включили 74 снимка немецких овчарок с ветеринарного факультета Университета Гиссена. Кроме того, имеются данные классификации тазобедренных суставов двумя предыдущими комиссиями, действовавшими в период с 1995-го по 2001-й и с 2002-го по июнь 2006 г. Средний (± СО) возраст бельгийских собак на момент рентгенографии был 23,8 ± 10,9 мес (среднее - 21,0 мес, медиана - 21 мес, диапазон -13-55 мес). Все снимки делались под достаточной се-дацией при полностью расслабленных мышцах; укладка животных соответствовала опубликованным правилам МКФ.
Методика
Рентгеновские снимки отправляли почтой, на пленке или в цифровом виде, группе по ДТБС Королевского Кинологического общества св. Губерта, где их сканировали и кодировали, чтобы сделать анонимными. Сканированные изображения отправляли членам NCSA, состоявшей из четырех ветеринарных врачей, имеющих сертификат рентгенолога, с информацией о дате рождения, поле и породе каждой собаки. Члены комиссии, которым был неизвестен УН, оценивали снимки по отдельности и независимо в своих кабинетах. Первый автор выполнил независимый анализ рентгеновских снимков с помощью Digimizer® system (MedCalc Software Ltd) для измерения УН. УН левого и правого суставов вводили в статистическую программу MedCalc® (Med-Calc Software Ltd) [23], которая вычисляла меньший (т. е. худший) из двух УН у каждой собаки, и процентиль данного угла для этой породы. Раз в месяц члены комиссии и первый автор встречались и рассматривали проекции рентгеновских снимков на экране, обсуждали свои личные примечания и классифицировали снимки каждой собаки согласованно. Классификация была основана на описательных критериях МКФ, однако применялась также дополнительная классификация на классы А1 и А2, В1 и В2 и С1 и С2. Сустав относили к классу А1 при превосходной конгруэнтности головки бедренной кости и краниодорсальной части вертлужной впадины, а к классу А2 - при неполной конгруэнтности краниолатерального края вертлужной губы. Класс В1 присваивался при худшей конгруэнтности, но при достаточном охвате головки бед-
ренной кости, а класс В2 - при неполной конгруэнтности латерального края вертлужной губы. В суставах, относящихся к классу С1, охват головки бедренной кости недостаточный, но подвывих отсутствует, и нет признаков артроза. При очевидных признаках артроза сустав относили к классу С2. К классу D относили суставы с подвывихом или очевидными признаками дегенеративных изменений. При деформации головки бедренной кости в результате артроза сустав относили к классу Е.
Измерение УН
Для измерения нескольких параметров тазобедренных суставов использовали компьютерную программу для анализа изображений (Digimizer®, MedCalc Software Ltd). Программа имеет функцию рисования окружности, тесно соответствующей контурам головки бедренной кости [6]. Для этого необходимо поставить курсор на краниальную границу головки бедренной кости и щелкнуть мышью, чтобы задать точку окружности. Затем курсор перемещается к центру головки бедренной кости, при этом на мониторе отображается подвижная окружность, границы которой определяются первой точкой и текущим положением курсора. Окружность необходимо растянуть так, чтобы она соответствовала контуру головки бедренной кости, и снова щелкнуть мышью. Окружность фиксируется, однако при необходимости в нее можно внести поправки путем перемещения центральной точки или изменения контура.
Для измерения УН необходимо последовательно поставить курсор на следующие анатомические ориентиры и щелкнуть мышью: краниолатеральный край вертлужной губы, центр головки бедренной кости на этой же стороне и центр головки бедренной кости на противоположной стороне.
Статистический анализ
Статистические вычисления соответствия результатов пар экспертов и корреляцию с УН проводили по 100 рентгеновским снимкам, выбранным произвольно из 4400 снимков из Бельгии, и 74 снимкам из Германии. Классы МКФ переводили в числовые оценки (по [3], с изм.) следующим образом: 1 балл соответствует классу МКФ А1, 1,5 балла - классу А2, 2 балла - В1, 2,5 балла - В2, 3 балла - С1, 3,5 балла - С2, 4 балла - D и 5 баллов - классу Е.
Статистические параметры (MedCalc®, MedCalc Software Ltd) включали среднее, медиану, 5 и 95 % ДИ и процентили. Вычислялись референсные интервалы УН по подклассам МКФ [17]. Для сравнения результатов, полученных с разными породами, использовали t-критерий Стьюдента. Строили стандартные характеристические кривые соотношений правильного и ложного сигналов [22] для оценки точности и значений критериев меньшего УН из двух тазобедренных суставов, чтобы дифференцировать собак с суставами разных подклассов. С помощью такой кривой
тцэ г-~ со о> о *-СЧ СО 4J- (О f~- со о> о
010101010)00000 О О О О г-
0> 05 О О» № О О О О О О О О О О
т-т—т—T-T-C\I(NCNCMCN CM Cvl СМ СМ СМ
можно показать способность конкретного диагностического метода (например, измерения УН для классификации тазобедренных суставов) к дифференциации двух групп (например, тазобедренные суставы без дисплазии классов А + В и суставы с дисплазией классов С, D и Е). Также вычислялась площадь под кривой. Чем больше площадь под кривой, тем выше способность метода к выявлению различий между двумя группами. Если метод не позволяет различить две группы, кривая будет иметь вид диагональной линии и площадь под кривой будет равна 0,5. Метод, позволяющий точно дифференцировать группы, имеет площадь под кривой 1,0.
Во время построения характеристических кривых генерировалось значение критерия, представляющее собой результат измерения, при котором дифференциация двух групп будет наилучшей. Если УН конкретного тазобедренного сустава превышает значение критерия, вероятно, что сустав принадлежит к определенной категории (например, без ДТБС), а при УН ниже значения критерия сустав с высокой вероятностью принадлежит к другой категории (например, ДТБС+). Чувствительность и специфичность вычислялись как частота истинно положительных и отрицательных результатов соответственно. Отношение правдоподобия положительного результата вычисляли путем деления частоты истинно положительных результатов на частоту ложноположительных результатов, а отрицательного результата - путем деления частоты ложноотрицательных результатов на частоту истинно отрицательных результатов. Отношения правдоподобия положительного и отрицательного не зависят от распространенности болезни [29].
Для оценки воспроизводимости измерений нескольких тазобедренных суставов в двух повторностях и сравнения оценок, данных разными экспертами, строили графики Бланда-Альтмана [4]. При этом методе по оси у откладывается различие между повторными измерениями, а по оси х - среднее от двух измерений. Для сравнения результатов разных экспертов вычисляли коэффициенты корреляции Спир-мана.
РЕЗУЛЬТАТЫ
Воспроизводимость измерения УН
Coopman and others [7] обнаружили, что СО различия между двумя результатами измерения составляет 4 % при измерении УН в двух повторностях традиционным ручным штангенциркулем. При использовании программы Digimizer® СО повторных измерений 70 тазобедренных суставов составило 1,7 %, что значительно точнее (Р < 0,0001), чем при измерении штангенциркулем [6].
Эволюция классов МКФ со временем
На рисунке 1 показана эволюция классов МКФ за период между 1995-м и 2010 г. Стрелка показывает
Рис. 1. Эволюция классов МКФ за период с 1995 по 2010 г.
момент времени, когда исходная группа экспертов (1995-2001) была заменена другой группой [8]. На панели с белым фоном представлены результаты за последние четыре года (временные интервалы - шесть месяцев). Пропорция собак, классифицированных как ДТБС+, значительно не изменилась со временем, однако имеются некоторые вариации в пропорции собак, отнесенных к классам С или D. Соотношение тазобедренных суставов, отнесенных к классу А, и суставов, отнесенных к классу В, стало обратным за период с 2002-го по 2005 г., однако за последние четыре года это соотношение сходно с полученным за период с 1995-го по 2001 г.
Отмечено значимое повышение (г = 0,52; Р = 0,0017) пропорции тазобедренных суставов класса А с 2006-го по 2008 г., которая стабилизировалась на более высоком уровне за 2009-2010 гг. Параллельно отмечена значимая положительная корреляция (Р = 0,029) между УН и номером файла, указывающая, что средний УН возрастает со временем (по мере предоставления снимков).
Воспроизводимость классификации МКФ у разных экспертов
Все корреляции между данными отдельных экспертов и их общей оценкой, а также между парами экспертов были значимыми (Р < 0,001), значения г варьировали от 0,78 до 0,86. Среднее различие данных отдельных экспертов и согласованной оценки варьировало от 0,08 до -0,05 балла, а среднее различие данных между парами экспертов варьировало от 0,08 до -0,11 балла. СО различия данных отдельных экспертов и согласованной оценки варьировало от 0,40 до 0,48 балла, а СО различия данных отдельных экспертов варьировало от 0,49 до 0,58 балла.
Корреляция между оценкой МКФ и УН
В когорте, включавшей 100 собак из Бельгии и 74 собаки из Германии, корреляция между оценкой по правилам МКФ, данной разными экспертами, и УН
Таблица. Число и пропорция (%) классов МКФ среди всех исследованных собак за период с июля 2006 г. по июль 2010 г.
Класс Число % Средний УН СО Реф. интервал Средний процентиль СО
A1 864 19,76 107,33 3,52 104,4-114,2 66,36 23,84
A2 1368 31,29 106,09 3,40 99,4-112,7 60,82 24,63
B1 901 20,61 103,70 3,54 96,7-110,0 45,91 25,41
B2 580 13,27 103,26 3,55 96,2-110,2 43,13 25,83
C1 348 7,96 98,54 4,25 90,2-107,0 19,82 18,33
C2 90 2,06 100,14 4,98 90,1-110,0 28,52 25,00
D 181 4,14 94,54 6,48 81,6-107,4 14,21 18,66
E 40 0,91 89,14 6,39 75,7-102,1 7,17 10,12
All A 2232 51,05 106,57 3,49 99,6-113,4 62,95 24,45
All B 1481 33,88 103,49 3,55 96,47-110,4 44,63 25,53
All C 438 10,02 98,87 4,44 90,13-107,6 21,62 20,11
МКФ - Международная кинологическая федерация, УН - угол Норберга.
Среднее, СО и референсный интервал («устойчивый метод» [17]) значений УН (в градусах) приведены по классам МКФ. Также перечислены средние и СО соответствующих процентилей.
(меньшим из двух) одной собаки варьировала от г = -0,51 до г = -0,83 (больший УН соответствовал лучшему классу МКФ), значимость во всех случаях была высокой, Р < 0,0001.
Классы МКФ и УН в целом по популяции собак
В таблице показано распределение (в процентах) классов МКФ во всей популяции всех собак, включенных в это исследование, а также средние, СО, ре-ференсные значения УН и процентили для каждого класса. В целом, 85 % собак были классифицированы как не имеющие ДТБС.
Среди 4400 собак распределение УН вычисляли по отношению к классу МКФ. На рисунке 2 показаны средние значения (± 95% ДИ медианы). Различие между УН в классах МКФ имеет высокую статистическую значимость (Р < 0,0001). На рисунке 3 показано распределение значений УН по классам МКФ.
110 |
А В С О Е
классификация МКФ
Рис. 2. Медиана ± 95% ДИ для медианы углов Норберга (в градусах) по классам МКФ
РАСПРЕДЕЛЕНИЕ УН У РАЗНЫХ ПОРОД, ВЫЧИСЛЕНИЕ ПРОЦЕНТИЛЯ
Были построены кривые общего распределения значений УН среди собак отдельных пород. Видно, что конкретное значение УН (например, 105°) может соответствовать здоровому (крепкому) тазобедренному суставу у одной породы, но менее здоровому (более слабому) суставу у другой породы (рис. 4). Поэтому рекомендуется выражать УН тазобедренного сустава конкретной породы через процентили для сравнения с УН других собак этой же породы. Медианы процентилей по классам МКФ показаны на рис. 5. Различие между собаками, не имеющими ДТБС, и собаками с ДТБС при этом более очевидно, чем при оценке по УН (рис. 2).
Правильность метода измерения УН и его процентилей для разных пород в целях дифференциации животных, имеющих и не имеющих ДТБС
Для вычисления способности метода, основанного на измерении УН (меньшего из двух), к дифференциации суставов без ДТБС (классы А и В МКФ) и суставов с ДТБС (классы С, D и Е МКФ) строили характеристические кривые. Отношение правдоподобия положительного результата выражает вероятность положительного результата (УН больше значения критерия) среди собак, не имеющих ДТБС, деленную на вероятность такого же положительного результата среди собак, имеющих ДТБС. Более высокое отношение правдоподобия положительного результата указывает на большую точность метода. Отношение правдоподобия отрицательного результата представляет собой пропорцию ложноотрицательных результатов (УН ниже значения критерия у собак, не имеющих ДТБС), деленное на истинно отрицательные
меньший УН1
Рис. 3. Кривые распределения значений угла Норберга (по меньшему из двух суставов, в градусах) в классах МКФ
меньший УН
Рис. 4. Кривые общего распределения значений угла Норберга (УН) у двух пород. Собаки с УН 105° (меньшее из двух значений), стандартное значение для класса А, предложенное МКФ; такое значение наблюдается среди лучших представителей породы бордер-колли (примерно 80-й процентиль), но среди худших представителей породы доберман (20-й процентиль)
результаты (УН ниже значения критерия у собак с ДТБС). Меньшее отношение правдоподобия отрицательного результата указывает на большую точность метода в дифференциации между группами. На рисунке 6 показаны характеристические кривые УН у собак, не имеющих и имеющих ДТБС.
Площадь под кривой равна 0,92, что указывает на высокую правильность метода, с критерием 102,20, с чувствительностью 81,2 %, специфичностью 97,0 %, отношением правдоподобия положительного результата 6,31 и отрицательного результата 0,21.
Правильность метода, основанного на вычислении процентилей, сходна с правильностью метода измерения УН; площадь под кривой равна 0,90, критерий - 25-й процентиль, чувствительность 85,5 %, специфичность 79,7 %, отношение правдоподобия
положительного результата 4,21 и отрицательного результата 0,18.
ОБСУЖДЕНИЕ
Ограничением настоящего анализа является то, что все вычисления и заключения основаны на рентгеновских снимках, представленных Комиссии по аномалиям скелета, таким образом, результаты могут оказаться непредставительными для фактической ситуации с собаками в Бельгии [8].
Поскольку при этом могла возникнуть систематическая ошибка, нежелательно делать заключения о популяции собак в целом, поскольку они могут оказаться ошибочными.
Методология классификации МКФ представляется в целом воспроизводимой у разных экспертов, входящих в Комиссию, поскольку между данными пар экспертов, отдельных экспертов и всех экспертов сообща не обнаружено значимых различий как в общей тенденции классификации, так и в классификации отдельных снимков. СО классов, присвоенных разными экспертами, не превышало одной подгруппы, например А1 и А2, А2 и В1, В1 и В2 и т. п. Данный результат подтверждает, что опытные эксперты могут достичь высокого уровня соответствия классификации МКФ [28].
Половина рентгеновских снимков тазобедренных суставов была отнесена к классу А, треть - к классу В, т. е. ДТБС была исключена у 85 % собак. Это соответствует данным предыдущих комиссий, однако соотношение классов А и В было противоположным в период с 2002-й по 2006 г., когда комиссия состояла из других экспертов. Вариабельность классификации как А или В вызывает беспокойство.
В период между 2006-м и 2009 г. отмечена тенденция к повышению числа случаев, отнесенных к классу А, с одновременным увеличением среднего УН, что может свидетельствовать о более тщательном предварительном отборе рентгеновских снимков перед их предоставлением для оценки. Действительно, маловероятно, чтобы за такой короткий период произошли генетические изменения.
Что касается второй цели исследования, можно заключить, что УН следует измерять с помощью компьютерной программы для анализа изображений, чтобы добиться большей воспроизводимости и точности. Обнаружена корреляция УН с классом МКФ, с учетом среднего значения по классу МКФ и среди отдельных собак. Так как распределение классов МКФ и УН различно у разных пород, представляется необходимым вносить поправку на межпородные различия путем вычисления процентилей, отражающих пределы значений у собак данной породы.
Вычисление УН и процентилей позволяло очень точно дифференцировать суставы с ДТБС от здоровых суставов, с высоким отношением правдоподобия положительных результатов и низким - отрицатель-
классификация МКФ Рис. 5. Медиана ± 95 % ДИ медианы среднего процентиля по классам МКФ
ных, что подчеркивает информативность точного измерения УН.
Конечной целью исследования была оценка значения измерения УН для селекции. Генетические особенности ДТБС у большинства пород все еще неизвестны, однако у немецких овчарок они были изучены Marschall and Distl [20]. С помощью 17 маркеров однонуклеотидного полиморфизма авторы вычислили «генетическую племенную ценность» (genomis-cher Zuchtwert), при этом меньшие значения указывают на меньшую наследственную предрасположенность и лучшее состояние тазобедренных суставов. Более высокие значения указывают на больший риск наследственного заболевания и наблюдаются у собак с ДТБС, отнесенной к классам С, D или Е (рис. 7). Поскольку числовые значения племенной ценности, исследовавшиеся Distl [9], были недоступны, кривые распределения частот этих значений по классам МКФ сравнивали с кривыми распределения УН в этих классах. Меньшее значение, указывающее на меньшую наследственную предрасположенность, должно соответствовать большему УН, т. е. лучшему качеству тазобедренного сустава. Distl исключил из своего исследования случаи, относящиеся к «переходному» классу В.
Отмечено очевидное соответствие между кривыми распределения значений «генетической племенной ценности» для немецких овчарок [9] и УН у собак из Бельгии всех пород в настоящем материале. Соответствие двух кривых может указывать на то, что УН является фенотипическим выражением наследственной предрасположенности.
Наследуемость УН при точном измерении составляет h2 = 0,74 [2], при этом имеется значимая корреляция между УН и показателем растяжимости [25], наследуемость которого лежит в пределах от h2 = 0,64 [26] и 0,83 [15]. Наследуемость значения «генетической племенной ценности» (h2 = 0,64) [9] выше, чем класса МКФ: h2 = 0,35-0,40
угол Норберга
100-специфичность
Рис. 6. Характеристическая кривая для угла Норберга (меньшего из двух) у собак без ДТБС (классы МКФ А + В) и собак с ДТБС (классы МКФ С, D и Е)
-0 5 -0.4 -03 -0.2 -01 00 01 02 03 04 0 5
Рис. 7. На верхней панели показаны кривые распределения значений угла Норберга по классам МКФ А, С, D и Е, с большими углами (в нисходящем порядке) в левой части оси х. На нижней панели показано распределение значений «племенной ценности», вычисленных Distl [9] в тех же классах МКФ у немецких овчарок
[18], что, вероятно, связано со сводной оценкой последнего. Для оценки возможной пользы определения процентилей УН для селекционной работы необходимы дальнейшие исследования животных разных поколений.
Можно заключить, что точное измерение УН с помощью программы для анализа цифровых изображений и вычисление процентилей по породам может помочь оценке рентгеновских снимков на наличие ДТБС, а также снижению распространенности этого заболевания у породистых собак.
Благодарности
Авторы выражают благодарность ветеринарному врачу Бернду Телгельму (факультет ветеринарной медицины, университет Гиссена, Германия) за помощь в сборе данных.
Конфликт интересов
Ни один из авторов данной статьи не состоит в финансовых или личных взаимоотношениях с другими лицами или организациями, способными повлиять на точность информации и содержание работы.
Литература
1. Banfield C.M., Bartels J.E., Hudson J.A., Wright J.C., Hathcock J.T. & Montgomery R.D. A retrospective study of canine hip dysplasia in 116 military working dogs: Part I: angle measurements and Orthopedic Foundation for Animals (OFA) grading // Journal American Animal Hospital Association, 1996, 32, 413-422.
2. Beuing R. Untersuchungen zur Validierung von Detailinformationen der ver-schiedenen HD-Auswertungsmethoden als Zuchtungsinformation fur Zuchtwertschatzung zur Bekampfung der Huftgelenksdysplasie (HD)Gesellschaft zur Forderung Kynologischer Forschung e.V. (GKF). http://www.gkf-bonn.de/down-load/ab_beuing12.pdf. Accessed August 16, 2010.
3. Beuing R. & Erhardt G. (2010) Konsequente Anwendung von Zuchtprogram-men zur Reduktion tierschutzrelevanter Krankheitsdispositionen in der Hun-dezucht. http://www.tg-tierzucht.de/hzucht/publikation/dvg.pdf. Accessed May 3, 2011.
4. Bland J.M. & Altman D.G. Statistical methods for assessing agreement between two methods of clinical measurement // Lancet, 1986, 1, 307-310.
5. Brass W. Huftgelenkdysplasie und Ellbogenkrankkung im Visier der Federation Cynologique Internationale // Kleintierpraxis, 1993, 38, 191-266.
6. Comhaire F.H., Criel A.C., Dassy C.A., Guevar P.J. & Snaps F.R. Precision, reproducibility, and clinical usefulness of measuring the Norberg angle by means of computerized image analysis // American Journal of Veterinary Research, 2009, 70, 228-235.
7. Coopman F., Comhaire F., Schoonjans F. & De Brabander K. Hip dysplasia research at Ghent University; towards a new approach to assess hip quality? (poster presentation). 9th Annual Canine Medicine Symposium, Davis, CA, May 2006.
8. Coopman F., Verhoeven G., Saunders J., Duchateau L. & Van Bree H. Prevalence of hip dysplasia, elbow dysplasia and humeral head osteochondritis in dog breeds in Belgium // Veterinary Record, 2008, 163, 654-658.
9. Distl O. Genomische Selektion in der Hundezucht am Beispiel der Huftgelenkdysplasie. Syllabus of the 23. Tagung der Zuchtverantwortlichen der Mit-gliedsvereine des Verbandes fur das Deutsche Hundewesen (VDH) e.V., Dortmund, Germany, November 2, 2008. pp 1-11.
10. Farese J.P., Todhunter R.J., Lust G., Williams A.J. & Dykes N.L. Dorsolateral subluxation of hip joints in dogs measured in a weight-bearing position with radiographic and computed tomography // Veterinary Surgery, 1998, 27, 393-405.
11. Fluckiger M. Scoring radiographs for canine Hip Dysplasia - the big three organisations in the World // European Journal of Companion Animal Practice, 2007, 17, 135-140.
12. Fluckiger M.A. & Friedrich G.A. Hip dysplasia in dogs—a new radiological technique for the recognition of loose hip joints // Schweizer Archiv fur Tierheilkunde, 1997, 139, 183-185.
13. Fluckiger M.A., Friedrich G.A. & Binder H. () Correlation between hip joint laxity and subsequent coxarthrosis in dogs. Zentrablat fur Veterinarmedizin A, 1998, 45, 199-207.
14. Gibbs C. The BVA/KC scoring scheme for control of hip dysplasia: interpretation of criteria // The Veterinary Record, 1997, 13, 683-693.
15. Ginja M.M., Silvestre A.M., Ferreira A.J., Gonzalo-Orden J.M., Orden M.A., Melo-Pinto P., Llorens-Pena M.P. & Colaco J. Passive hip laxity in Estrele Mountain Dog - distraction index, heritability and breeding value // Acta Veterinaria Hun-garica, 2008, 56, 303-312.
16. Henricson B., Norberg I. & Olsson S.E. On the etiology and pathogenesis of hip dysplasia: a comparative review // Journal of Small Animal Practice 1966,
7, 673-688.
17. Horowitz, G.L., Altaie S., Boyd J.C., Ceriotti F., Garg U., Horn P., Pesce A., Sine H.E. & Zakowski J. (2008) Defining, Establishing, and Verifying Intervals in the Clinical Laboratory; Approved Guideline. 3rd edn. C28A3E. Available at: www.clsi.org/source/orders/free/c28-a3.pdf. Accessed September 14, 2011.
18. Lewis T.W., Blott S.C. & Woolliams J.A. Genetic evaluation of hip score in UK Labrador Retrievers, 2010, PloS One 5, e12797.
19. Malm S., Fikse F., Egenvall A., Bonnett B.N., Gunnarsson L., Hedhammar A. & Strandberg E. Association between radiographic assessment of hip status and subsequent incidence of veterinary care and mortality related to hip dysplasia in insured Swedish dogs // Preventive Veterinary Medicine, 2010, 93, 222-232.
20. Marschall Y. & Distl O. Current developments in canine genetics // Berliner und Munchener tierarztliche Wochenschrift, 2010, 123, 325-338.
21. Orthopedic Foundation for Animals (OFA). (2010) http://www.offa.org/hd_grades.html. Accessed May 3, 2011.
22. Schoonjans F., Depuydt C.E. & Comhaire F.H. Presentation of receiver-operating characteristic (ROC) plots // Clinical Chemistry, 1996, 42, 986-987.
23. Schoonjans F., Zalata A., Depuydt C.E. & Comhaire F.H. MedCalc: a new computer program for medical statistics // Computer Methods and Programs in Biomedicine, 1995, 48, 257-262.
24. Smith G.K., Biery D.N. & Gregor T.P. () New concepts of coxofemoral joint stability and the development of a clinical stress-radiographic method for quantitating hip joint laxity in the dog // Journal of the American Veterinary Association, 1990, 196, 59-70.
25. Smith G.K., Gregor T.P., Harker Rhodes W. & Biery D.N. Coxofemoral joint laxity from distraction radiography and its contemporaneous and prospective correlation with laxity, subjective score, and evidence of degenerative joint disease from conventional hip-extended radiography in dogs // American Journal of Veterinary Research, 1993, 54, 1021-1042.
26. Smith G., Lafond E.A., Gschwend J., Fordyce H., Biery D.N., Leighton E.A. & Gregor T.P. Heritability estimates of hip scores in Golden Retriever breed. Proceedings of the 27th Annual Conference of the Veterinary Orthopedic Society, Val D’Isere, France, 2000.
27. Stock K.F. & Distl O. Simulation study on the effects of excluding offspring information for genetic evaluation versus using genomic markers for selection in dog breeding // Journal of Animal Breeding and Genetics, 2010, 127, 42-45.
28. Verhoeven G.E., Coopman F., Duchateau L., Bosmans T., Van Ryssen B. & Van Bree H. Interobserver agreement on the assessability of standard ventrodorsal hip-extended radiographs and its effect on agreement in the diagnosis of canine hip dysplasia and on routine FCI scoring // Veterinary Radiology & Ultrasound, 2009, 50, 259-263.
29. Zweig M.H. & Campbell G. Receiver-operating characteristic (ROC) plots: a fundamental evaluation tool in clinical medicine // Clinical Chemistry, 1993, 39, 561-577.
Похожие по теме статьи
·
СТАТИЧЕСКОЕ И ДИНАМИЧЕСКОЕ УЗИ КАК МЕТОД РАННЕЙ ДИАГНОСТИКИ ДИСПЛАЗИИ ТАЗОБЕДРЕННОГО СУСТАВА У СОБАКA. Fischer, A. Flöck, B. Tellhelm, K. Failing, M. Kramer, C. Thiel
