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：〒252-0373 神奈川県相模原市北里 1-15-1 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, 1-15-1 Kitasato, Minami, Sagamihara, Kanagawa 252-0373, JAPAN, TEL：042-778-8464 E-mail：[email protected]
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：OSI）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，OSI 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＝5.917，p＜0.0001）および log（s）（B＝0.911，p＝0.0006）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 R2＝0.333）．白内障手術により OSI は有意に低下した（p＜0.001）．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 objec tive 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（OSI）, log（s）, and ocular higher-order aberrations（HOAs）. We found explanatory variables relevant to OSI to be, logMAR CDVA（p＜0.0001, par tial regression coefficient B＝5.917）and log（s）（p＝0.0006, B＝0.911）（adjusted R2＝0.333）. No significant associa
tion was observed with other factors including ocular HOAs. Eyes with worse CDVA and higher log（s）are more predisposed to show higher OSI. Cataract surgery induced a significant decrease in OSI（p＜0.001）. 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 32：11〜15, 2020〕 Key words：前方散乱，OSI，OQAS，log（s），白内障．forward scattering, OSI, OQAS, log（s）, cataract.
り，PSF の周辺部（12〜20 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． OSI 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 OSI 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 OSI 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＜0.05 とした． II 結 果 術前患者背景因子を表 1 に示す．平均 OSI は 5.11±3.19 （0.90〜20.90）であった．主病型分類（皮質性，核性，後囊 下白内障）の OSI は，それぞれ 4.62±2.37（1.3〜11.2），5.17 ±3.19（0.9〜16.8），5.37±3.73（1.1〜20.9）で あ り（図 1）， 3 群間に有意差を認めなかった（分散分析，p＝0.551）．多変 量解析の結果を表 2 に示す．OSI と有意な相関を認めた因子 は，矯正視力（logMAR）（偏回帰係数 B＝5.917，p＜0.0001） および log（s）（B＝0.991，p＝0.0006）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 R2＝0.333）．OSI と矯正 視力，OSI と log（s）の相関をそれぞれ図 2 と図 3 に示すが， 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5）．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 （OSI），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-9000, 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 mod ulation transfer function（MTF）を測定可能である．とくに OSI 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） 0.68±0.48（−0.08〜2） 矯正視力（logMAR） 0.17±0.21（−0.08〜1.30） 自覚屈折度数（D） −1.77±3.90 D（−19.00〜3.00 D） 核硬化度数 2.0±0.5 D（1〜4） OSI 5.11±3.19（0.90〜20.90） log（s） 1.87±1.01（0.70〜6.00） 眼球高次収差（µm, 4 mm） 0.33±0.29（0.11〜2.08） 眼球高次収差（µm, 6 mm） 1.07±1.12（0.38〜7.08）
D＝diopter，logMAR＝logarithm of the minimal angle of reso lution（矯正視力），log（s）＝log（straylight）（自覚前方散乱）， OSI＝objective scattering index（他覚前方散乱）．
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 OSI と定義して最初に導入した2）．Vilaseca らは， OSI 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，OSI 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，OSI が 3.0 以上 を白内障手術の適応としている9）．Galliot らや Cochener ら 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＝0.328，p＜0.001，r＝0.309，p＜0.001）． 白内障術前後における検討では，平均 OSI は術前 4.87± 3.00（1.1〜12.6）から術後 1.66±0.66（0.6〜3.6）へと有意に 減少した（対応のある t 検定，p＜0.001）（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 表 2 多変量解析による OSI 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） 0.036 0.094 0.223 性別（男性＝0，女性＝1） 0.713 0.113 0.110 裸眼視力（logMAR） −0.046 −0.007 0.954 矯正視力（logMAR） 5.917 0.356 ＜0.001 自覚屈折度数 0.072 0.084 0.470 核硬化度数 0.463 0.059 0.400 log（s） 0.911 0.260 ＜0.001 眼球高次収差（µm，4 mm） 0.541 0.050 0.752 眼球高次収差（µm，6 mm） 0.277 0.099 0.532 定数 −1.659 決定係数 R2＝0.333
logMAR＝logarithm of the minimal angle of resolution（矯正 視力），log（s）＝log（straylight）（自覚前方散乱）． 4.62 5.17 5.37 0 2 4 6 8 10 NUC COR PSC OSI 白内障病型 図 1 主病型別（皮質性，核性，後囊下白内障）の他覚前方散乱 （OSI） 3 群間の OSI に有意差を認めなかった（分散分析，p＝0.551）． 0 5 10 15 20 －0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 OSI 25 矯正視力（logMAR） 図 2 他覚前方散乱（OSI）と矯正視力（logMAR）の相関 OSI 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＝0.328，p＜0.001）． 0 5 10 15 20 25 0 1 2 3 4 5 6 OSI Log（s） 図 3 他覚前方散乱（OSI）と自覚前方散乱（log（s））の相関 OSI 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＝0.309，p＜0.001）．
報告されている．また，自験例による検討では，OSI 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 OSI 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 OSI 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 OSI 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 OSI に着目して，その関連因子と白内障手術前後における変 も，OSI は矯正視力と有意な相関を認めると言及してい
る10,11）．Paz Filgueira らは，早期白内障眼において OSI 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 OSI，log（s）と相関するが， OSI 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，OSI は矯正視力と関連しやすいことが 表 3 白内障眼における OSI と視力との関連に関する既報 著者 年 眼数 年齢（歳） OSI 視力との関連 p 値 Artal et al.2） 2011 53 73±5 1≦OSI＜3（Early），3≦OSI＜7（Mature）， 7≦OSI（Severe） 3.0±1.0（NO2），6.0±2.0（NO3）， 9.0±3.0（NO4） ─ ─ Vilaseca et al.7） 2012 188 61.7±10.5 2.24±1.34（NO1），3.82±1.85（NO2）， 5.74±2.45（NO3） 2.08±1.02（C1），3.64±1.43（C2）， 6.94±0.46（C3） 1.91±1.10（P1），2.96±1.21（P2）， 5.62±1.53（P3） r＝0.878（NO） r＝0.843（C） r＝0.844（P） ─ Cabot et al.8） 2013 253 68.1±11.1 4.1±3.5 r＝0.4（≧20/32） r＝0.5（＜20/40） 0.001 Pan et al.9） 2015 60 65.8±7.8 1.77±0.69（＜3.0） 6.30±2.51（≧3.0） r＝0.779 ＜0.001 Galliot et al.10） Cochener et al.11） 2016 1,768 72.5±18.2 4.97±3.13 r＝−0.47 ＜0.001
Paz Filgueira et al.12） 2016 34
70.0±2.3（NO1） 68.3±4.7（NO2） 56.7±5.5（P1） 55.3±4.6（P2） 1.49±0.51（NO1） 2.82±1.21（NO2） 0.89±0.60（P1） 1.09±0.83（P2） r＝0.629 ＜0.001
Martínez-Roda et al.13） 2016 78 47〜86 4.19±3.12（NO） 4.28±2.12（C）
5.20±3.99（P）
r＝−0.404（NO） r＝−0.375（C） r＝−0.477（P） ─ 本報告6） 2019 192 71.3±9.2 5.11±3.19 r＝0.333 ＜0.001
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． 4.87 1.66 0 1 2 3 4 5 6 7 8 術前 術後 OSI ＊＊＊ 図 4 白内障術前後における他覚前方散乱（OSI）の変化 白内障手術によって OSI が有意に減少した（対応のある t 検定， p＜0.001）．
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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 献
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