POROVNÁNÍ A SPOLEHLIVOST VYŠETŘENÍ ZRAKOVÉ OSTROSTI NA OPTOTYPU LOGMAR ETDRS A SNELLEN CELOŘÁDKOVOU A INTERPOLAČNÍ METODOU

Masarykova univerzita v Brně Lékařská fakulta

POROVNÁNÍ A SPOLEHLIVOST VYŠETŘENÍ ZRAKOVÉ OSTROSTI NA OPTOTYPU LOGMAR ETDRS A SNELLEN CELOŘÁDKOVOU A INTERPOLAČNÍ METODOU

Disertační práce

Vypracoval: Mgr. Petr Veselý, DiS. Klinika nemocí očních a optometrie, FN u sv. Anny v Brně Katedra optometrie a ortoptiky, LF MU Brno Školitel: doc. MUDr. Svatopluk Synek, CSc.

Brno 2012

Bibliografická identifikace Jméno a příjmení autora: Mgr. Petr Veselý, DiS. Název disertační práce v originálním jazyce: Porovnání a spolehlivost vyšetření zrakové ostrosti na optotypu logMAR ETDRS a Snellen celořádkovou a interpolační metodou Název disertační práce anglicky: Comparison and reliability of visual acuity measurement on logMAR ETDRS and Snellen chart with whole-line and interpolation method Studijní program: LF D-BF4 Lékařská biofyzika 5103V021 Studijní obor: LF LBIF Lékařská biofyzika Školitel: doc. MUDr. Svatopluk Synek, CSc. Rok obhajoby: 2012 Klíčová slova: zraková ostrost optotypová tabule celořádková metodika interpolační metodika ETDRS interpersonální rozdíly Key words: visual acuity optotype chart whole-line method interpolation method ETDRS inter-observer differences

2

Prohlášení autora Prohlašuji, že tato práce je mým původním, samostatně vypracovaným autorským dílem. Všechny použité informační zdroje, prameny a literaturu, které jsem použil při zpracování a z kterých jsem čerpal, řádně v práci cituji s uvedením úplného odkazu na příslušný bibliografický zdroj.

V Brně dne 20. 8. 2012 Mgr. Petr Veselý, DiS.

3

Poděkování Rád bych touto cestou poděkoval svému školiteli doc. MUDr. Svatoplukovi Synkovi, CSc. za pomoc a rady během zpracování mé disertační práce i v průběhu celého doktorského studia. Dále děkuji panu RNDr. Jiří Poláchovi z PřF MU Brno za konzultaci při statistickém zpracování výzkumné čásit práce.

4

Abstrakt Úvod: Vyšetření zrakové ostrosti je v oftalmologii a optometrii frekventovaných a důležitým úkonem, od kterého se dále odvíjí terapie nebo výsledná hodnota korekce optického systému oka. Pro nás praktiky je tedy velice důležité získat hodnotu vízu přesně, spolehlivě a efektivně. Metody: V první studii byly zjišťovány rozdíly mezi interpolační metodou na opotypové tabuli ETDRS, celořádkovou metodou na optotypové tabuli ETDRS a celořádkovou metodou na optypové tabuli Snellen u 108 očí testovaných subjektů. Druhá studie byla zaměřená na testování spolehlivosti a opakovatelnosti metod interpolační na optotypové tabuli ETDRS, celořádkové a interpolační na optotypové tabuli Snellen. Měření byla prováděnai celkem na 154 očích testovaných subjektů. Třetí studie měla definovat rozdíly mezi interpersonálním a intrapersonálním testováním zrakové ostrosti u interpolační metody na optotypu ETDRS. Výsledky: V první studii byl prokázán statisticky významný rozdíl mezi metodou ETDRSint a SNcel (p < 0,01) a mezi ETDRScel a SNcel (p = 0,04). Naopak mezi metodami ETDRSint a ETDRScel nebyl statisticky významný rozdíl (p = 0,39). Ve druhé studii byla nejmenší test-retest variabilita (TRV) dle metody Blanda a Altmana stanovena u metody ETDRSint (CI = +/-0,08, resp. +/-0,05 logMAR) a největší u metody SNint (CI = +/-0,20, resp. +/-0,16 logMAR). Ve třetí studii nebyly rozdíly mezi interpersonálním a intrapersonálním testováním prokázány (T-test p = 1,0, Wilcoxonův test p = 0,77). Závěr: Výsledky práce prokázaly, že existuje rozdíl v hodnotě zrakové ostrosti při použití různých typů optotypových tabulí a metod. Největší spolehlivost a opakovatelnost má optotypová tabule ETDRS, pokud se používá s interpolační metodikou. Naopak nejhorší spolehlivost a opakovatelnost byla nalezena na nestandardizované optotypové tabuli Snellen, při použití interpolační metodiky. Dále bylo prokázáno, že na optotypové tabuli ETDRS při použití interpolační metodiky na statisticky významné hladině neexistují rozdíly mezi interpersonálním a intrapersonálním použitím testu. Klíčová slova: zraková ostrost optotypová tabule celořádková metodika interpolační metodika ETDRS interpersonální rozdíly

5

Abstract Purpose: Visual acuity examination is frequent and important examination in ophthalmology and optometry, which shows direction of eye’s therapy or optical system´s correction. For us, as practitioners, is very important to measure visual acuity exactly, reliably and effectively. Methods: In the first study were measured on 108 eyes of tested subjects differences between these methods: interpolation on ETDRS chart, whole-line on ETDRS chart and on Snellen chart. The second study was focused on testing of reliability and repeatability of interpolation method on ETDRS chart, whole-line and interpolation method on Snellen chart. In this study were measured 154 eyes of tested subjects. The third study should show differences between inter-observer and intra-observer testing on ETDRS chart with interpolation testing. Results: In the first study was proved statistical significant difference between methods ETDRSint versus SNcel (p < 0,01) and ETDRScel versus SNcel (p = 0,04). On the other side was not proved statistical significant differences between methods ETDRSint verus ETDRScel (p = 0,39). In the second study was set the best test-retest variability (TRV) according to Bland and Altman by method ETDRSint (CI = +/-0,08, resp. +/- 0,05 logMAR) the worst TRV by method SNint (CI = +/-0,20, resp. +/- 0,16 logMAR). In the third study were not found inter-observer and intra-observer differences using interpolation method on ETDRS chart (T-test, p = 1,0, Wilcoxonův test, p = 0,77). Conclusions: This work shows differences in visual acuity between various types of visual acuity charts and methods. Best reliability and repeatability has according our results ETDRS chart used with interpolation method. On the other side the worst results gives nonstandard Snellen chart used with interpolation method. It was also proved that ETDRS chart used with interpolation method generates no differences between inter-observer and intra-observer testing on statistical important level. Key words: visual acuity optotype chart whole-line method interpolation method ETDRS inter-observer differences

6

Obsah Úvod ..............................................................................................................................10 1.

Zraková ostrost ...................................................................................................11 1.1. Vznik zrakového vjemu .................................................................................. 11 1.1.1. Vazivová vrstva oka .................................................................................11 1.1.2. Cévnatá vrstva oka ...................................................................................12 1.1.3. Nervová vrstva oka...................................................................................12 1.1.4. Zraková dráha ...........................................................................................14 1.1.5. Zrakový kortex .........................................................................................15 1.2. Zraková ostrost a rozlišovací schopnost oka ................................................... 16 1.2.1. Rozlišení světla nebo barvy......................................................................16 1.2.2. Rozlišení předmětů v prostoru .................................................................17 1.2.3. Rozlišení temporálních předmětů a časově proměnných stimulů (temporal discrimination)..........................................................................................19 1.2.4. Difrakce oka .............................................................................................20 1.2.5. Hloubka ostrosti a hloubka pole ...............................................................20 1.3. Vývoj zrakové ostrosti .................................................................................... 20

2.

Vyšetřování zrakové ostrosti ..............................................................................23 2.1. Historický vývoj metod testování CZO .......................................................... 23 2.2. Objektivní metody testování CZO .................................................................. 26 2.2.1. Preferenční vidění (preferential looking – PL).........................................26 2.2.2. Testování optokinetického nystagmu (OKN)...........................................27 2.2.3. VEP a sVEP..............................................................................................29 2.3. Subjektivní metody testování CZO ................................................................. 30 2.3.1. Vysokokonstrastní testování CZO............................................................30 2.3.2. Nízkokontrastní testování CZO ................................................................31 2.3.3. Testování CZO počítačem ........................................................................32 2.3.4. Testování nízkých hodnot CZO ...............................................................32 2.3.5. Testování CZO na internetu .....................................................................33 2.3.6. Testování CZO do blízka .........................................................................33 2.3.7. Způsoby měření, zápisu a hodnocení centrální zrakové ostrosti (CZO) ..35 2.3.7.1. Celořádková metoda ..............................................................................35 2.3.7.2. Prahová metoda .....................................................................................35 2.3.7.3. Interpolační metoda ...............................................................................35 2.3.7.4. Konverzní vztah ZO a logMAR ............................................................36 2.3.7.5. Normalizovaný optotyp a jeho zobrazení (ČSN EN ISO 8596) ...........36

7

2.3.7.6. VAR (visual acuity rating) ....................................................................37 2.3.7.7. VE (Visual efficiency)...........................................................................37 3.

Cíle studie a hypotézy .........................................................................................38

4.

Soubor testovaných subjektů ..............................................................................38 4.1. Soubor 1 .......................................................................................................... 38 4.2. Soubor 2a ........................................................................................................ 38 4.3. Soubor 2b ........................................................................................................ 39 4.4. Soubor 3 .......................................................................................................... 39

5.

Metodika .............................................................................................................40 5.1. Studie 1............................................................................................................ 40 5.1.1. Projekční optotyp Zeiss SZP 350 .............................................................40 5.1.2. Optotypová tabule CSV-1000 Vector Vision ...........................................40 5.1.3. Průběh vyšetření .......................................................................................40 5.2. Studie 2a .......................................................................................................... 41 5.2.1. Optotypová tabule Smart chart LCD CP-400...........................................41 5.2.2. Průběh vyšetření .......................................................................................42 5.3. Studie 2b.......................................................................................................... 42 5.3.1. Optotypová tabule Vista Vision 19´´........................................................42 5.3.2. Průběh vyšetření .......................................................................................43 5.4. Studie 3............................................................................................................ 43 5.4.1. Optotypová tabule Smart chart CP-200....................................................43 5.4.2. Průběh vyšetření .......................................................................................43

6.

Výsledky .............................................................................................................45 6.1. Studie 1............................................................................................................ 45 6.2. Studie 2a .......................................................................................................... 50 6.2.1. Opakovatelnost a korelace pro metodu ETDRSint ..................................50 6.2.1. Opakovatelnost a korelace pro metodu SNcel .........................................53 6.2.2. Opakovatelnost a korelace pro metodu SNint ..........................................57 6.3. Studie 2b.......................................................................................................... 60 6.3.1. Opakovatelnost u korelace pro metodu ETDRSint ..................................60 6.3.1. Opakovatelnost a korelace pro metodu SNcel .........................................64 6.3.2. Opakovatelnost a korelace pro metodu SNint ..........................................68 6.4. Studie 3a .......................................................................................................... 71 6.5. Studie 3b.......................................................................................................... 76

7.

Diskuse................................................................................................................78 7.1. Studie 1............................................................................................................ 78 7.2. Studie 2............................................................................................................ 80

8

7.3. Studie 3............................................................................................................ 83 Závěr .............................................................................................................................86 Seznam použitých obrázků ...........................................................................................88 Seznam použitých tabulek ............................................................................................90 Seznam vzorců ..............................................................................................................92 Seznam použitých zkratek a jednotek ...........................................................................93 Literatura .......................................................................................................................95 Příloha 1 – Seznam publikací autora (dle IS MUNI) ..................................................100 Příloha 2 – Aktivní přednášky na veřejných odborných fórech (dle IS MUNI) .........102 Příloha 3 – Odborné stáže (dle IS MUNI) ..................................................................104

9

Úvod Vyšetření zrakové ostrosti je základním a jedním z nejdůležitějších úkonů, který je prováděn téměř při každém oftalmologickém nebo optometristickém vyšetření. Přináší nám velice důležité informace nejen o aktuálním stavu oka, ale i zrakové dráhy a korových zrakových center v mozkovém týlním laloku. Abychom získali aktuální, přesnou a spolehlivou hodnotu zrakové ostrosti, kterou je možné (pokud se sama nezmění například z patologických důvodů) kdykoliv a kdekoliv opakovaně změřit, musíme používat standardizovanou optotypovou tabuli a metodu vyšetřování. Od roku 1862, kdy Snellen poprvé použil optotypovou tabuli k testování zrakové ostrosti, se v klinické praxi objevují různé typy těchto testovacích prostředků. Za další významný mezník ve vývoji testování zrakové ostrosti můžeme pokládat rok 1976, kdy Bailey a Lovie vyvinuli nový koncept optototypové tabule s logaritmickou progresí. Tento princip se osvědčil Ferrisovi, který v roce 1982 tuto tabuli s logaritmickou progresí použil ve své studii pro testování úspěšnosti léčby diabetické retinopatie laserovou koagulací sítnice. Optotypová tabule nazvaná podle výše uvedené studie ETDRS (Early Treatment Diabetic Retinopathy Study) se v následujících letech rozšířila, a to zejména na poli vědy a klinického výzkumu. V porovnání se standardní metodikou podle Snellena má tabule ETDRS několik nesporných výhod, které jí umožňují generovat přesné a opakovatelné výsledky. Jedná se zejména o definovaný celkový počet optotypových znaků, které tak mohou získat konkrétní hodnotu zrakové ostrosti v jednotkách logMAR, dále stejný počet znaků na řádek, stejný počet řádků s odstupňování podle kvocientu 0,1 logMAR (tj. 1,2589 decimálně), stejná vyšetřovací vzdálenosti (4 m) a konstantní světelný jas tabule (automatické řízení). Malou nevýhodou tabule ETDRS je větší časová náročnost při testování v přímém porovnání s tabulí Snellen, která se nejčastěji používá v kombinaci s celořádkovou metodou. To je možná také jeden z důvodů proč i v současné době (v roce 2012) stále převládá použití klasické nebo modifikované tabule Snellen. Velice často ale v provedení se zobrazením pomocí projekčního optotypu nebo optotypu s LCD displejem. I v České Republice v současné době převažuje použití optotypové tabule vycházející z konceptu optotypové tabule dle Snellena z roku 1862, ačkoliv česká a evropská norma (ČSN EN ISO 8596) jasně definuje tzv. standardní optotyp. Ten by měl využívat tzv. Landoltových kruhů, logaritmické výstavby a může se zde uplatňovat tzv. celořádková metodika testování. Cílem této práce bylo poukázat na tuto nejednotnost v metodice testování zrakové ostrosti a přinést důkaz o tom, že celořádková metoda testování zrakové ostrosti na optotypu Snellen je méně přesná a má nižší spolehlivost (opakovatelnost) než metoda interpolační, která umožňuje přesné dopočítávání přečtených znaků v kombinaci s logaritmickou optotypovou tabulí ETDRS. V současné době se nalézáme v období, kdy se v klinické i odborné praxi oftalmologů a optometristů objevují oba způsoby testování a zápisu zrakové ostrosti. V některých případech tato ambivalence činí těmto praktikům nemalé potíže. Z několika odborných studií, které uvádím v diskuzi této práce je ale patrné, že použití optotypu ETDRS má rostoucí tendenci a do budoucnosti bude s největší pravděpodobností nahrazovat Snellenovu optotypovou tabuli. Ideálním řešením, jak se v současné vyhnout nedorozumění a nepřesnosti v testování zrakové ostrosti je provést testování zrakové ostrosti oběma způsoby a hlavně nepřevádět hodnoty naměřené na optotypové tabuli Snellen na logaritmický zápis.

10

1. Zraková ostrost 1.1.

Vznik zrakového vjemu

Zraková ostrost můžeme chápat jako veličinu, která se vytváří na podkladě určitých anatomicko-fyziologických vlastností oka. Pro tvorbu zrakového vjemu jsou důležité všechny části i obsah oční koule (Syka et al. 1981). Oko má podobu dutého váčku a je vyplněné polotekutou průhlednou substancí. Tvarem se blíží kouli. Celé oko váží asi 7,5 g a má objem zhruba 8,5 ml. Obal oka se skládá se ze tří hlavních vrstev: vazivové (tunice fibrosa), cévnaté (tunice vasculosa) a nervové (tunica nervosa).

Obr. 1: Vrstvy oční koule

1.1.1. Vazivová vrstva oka Zevní vazivová vrstva se skládá z rohovky (cornea) a bělimy (skléra). Rohovka je specializovaná průhledná a zcela bezcévná tkáň. Skládá se z velmi pravidelně uspořádaných, rovnoběžných vazivových lamel, mezi nimiž leží ploché vazivové buňky zvané keratocyty. Přední plocha rohovky je téměř polokulovitá. Pokryta je slzným filmem, který má významný vliv na tvorbu správného obrazu předmětů. Rohovka má celkem 5 vrstev. Vpředu se nachází epitel, který je složený z pěti řad buněk. Pod epitelem se nachází tzv. Bowmanova membrána, což je jemná vazivová vrstvička neobsahující buňky. Další vrstvou je stroma rohovky, složené z pravidelně uspořádaných vazivových lamel. Jejich jemná kolagenní vlákna jsou uložena v mukoproteinovém obalu. Při poruše vodní rovnováhy rohovky se díky této stavbě ve stromatu rohovky ukládá voda. Tento jev vede ke ztrátě průhlednosti rohovky. Pod stromatem rohovky se nachází tzv. Descemetova membrána, která je produktem nejvnitřnější vrstvy rohovky – endotelu. Endotel tvoří hranici mezi rohovkou a přední komorou. Ovlivňuje příjem metabolitů, vody a iontů z komorové vody. Rohovka je celkově velmi hustě inervována, a proto je její povrch velice citlivý. Nervy přicházející z bělimy ztrácejí svou myelinovou pochvu, aby nenarušily transparenci rohovky (Syka et al. 1981).

11

Obr. 2: Vrstvy rohovky (Ep – epitel, BM – Bowmanova membrána, SP – stroma, DM – Descemetnova membrána, En – endotel) Bělima se skládá z hrubších a nepravidelně provázaných vazivových lamel. Přes bělimu do oka pronikají četné cévy a nervy. Český název je odvozen od její bělavé barvy. Na jejím povrchu se nachází episkléra. Ke spojení obou struktur vazivové vrstvy dochází v tzv. limbu (limbus corneae). Na zadní straně skléry je v bulbu malý kanálek, jímž prostupují axony gangliových buněk, které tvoří zrakový nerv. Otvor ve skléře je vyplněn tzv. lamina cribrosa sclerae. Skléra nemá svůj vlastní epitel. Na přední straně je skléra kryta jemnou blankou – spojivkou (Syka et al. 1981).

1.1.2. Cévnatá vrstva oka Střední vrstva oka se také nazývá živnatka (uvea). Je velmi jemná a v různých částech se liší svou stavbou. V optické části sítnice je to jemná blanka složená z množství cév, proto nese název cévnatka (chorioidea). V této vrstvě probíhají četná nervová vlákna a nachází se zde pigmentové buňky (chromatofory). Nejvnitřnější vrstva cévnatky, která je v kontaktu s pigmentovou vrstvou sítnice a leží na Bruchově basální membráně, se nazývá lamina choriocapillaris. Jejím úkolem je vyživovat zevní části sítnice. Druhou vrstvou cévnatky je lamina vasculosa a nejzevnější vrstvou cévnatky je vrstva suprachorioidea (Syka et al. 1981). Před ekvátorem končí cévnatka u linie, která se nazývá ora serrata. Dále směrem dopředu následuje tzv. řasnaté tělísko (corpus ciliare). Řasnaté tělísko obsahuje ciliární sval, který slouží především k akomodaci. Dále řasnaté tělísko obsahuje ciliární výběžky (pars plicata). Hlavním úkolem ciliárních výběžků je produkce nitrooční tekutiny a výživa vnitřních částí oka (Syka et al. 1981). Těsně za okrajem rohovky se uvea vzdaluje od zevní stěny a přepažuje prostor za rohovkou. Vytváří tzv. duhovku (iris). Duhovka je složena z cév, nervů, řídkého vaziva a pigmentových buněk. V centru duhovky se nachází kruhový otvor, který nazýváme zornice (pupila). Hlavním úkolem zornice je regulace množství světla přicházejícího do oka (Syka et al. 1981).

1.1.3. Nervová vrstva oka Obrazy předmětů ze zevního světa vznikají na sítnici, která se v jistém smyslu podobá citlivé vrstvě fotografickému aparátu. V porovnání s fotoaparátem má oko některé výhody. Malá ohnisková vzdálenost zajišťuje poměrně velkou hloubku ostrosti. Kulové zakřivení

12

sítnice minimalizuje okrajové zkreslení obrazu a díky existenci dvou očí u jednoho jedince máme k dispozici prostorový obraz. Sítnice se skládá z optické části (pars optica retinae) a slepé části (pars coeca retinae). Slepá část sítnice je složená z dvouvrstevného epitelu. Na optické části sítnice se popisuje 10-14 vrstev. Kuchynka (2007) uvádí 9 vrstev stínice. Nejčastěji se uvádí 10 vrstev (Syka et al. 1981): 1. pigmentový epitel 2. vrstva tyčinek a čípků 3. membrána limitans externa 4. zevní jádrová vrstva 5. zevní plexiformní vrstva 6. vnitřní jádrová vrstva 7. vnitřní plexiformní vrstva 8. vrstva gangliových buněk 9. vrstva nervových vláken 10. membrána limitans interna Sítnice obsahuje 3 vertikální neurony. První vertikální neuron je tzv. receptor. Slouží k přijímání světleného paprsku a převodu tohoto impulsu na elektrický signál. Na lidské sítnici existují dva druhy receptorů, které můžeme dělit např. podle Müllera na tyčinky a čípky, nebo dle Wallse na fotopické a skotopické receptory. Čípky se nacházejí v centru sítnice zvaném fovea a tyčinky jsou distribuovány v periferii sítnice. Tyčinky jsou specializované pro vnímání světelných rozdílů při nízkých hladinách osvětlení. Na tyčince rozlišujeme zevní a vnitřní část. Zevní část se dále rozděluje na zevní segment s obsahem tzv. sakulů. Vnitřní segment je se zevním segmentem spojen tzv. spojovacím oddílem a obsahuje mitochodrie v tzv. elipsoidu. Další část vnitřního segmentu tyčinky obsahuje tzv. myoid, který obsahuje glykogen a ribozomy, je kontraktilní a podle osvětlení mění celkovou délku receptoru. Čípek má podobné složení jako tyčinka. Na první neuron sítnice navazují bipolární buňky jako druhý vertikální neuron. Zároveň zde také sousedí s prvním horizontálním neuronem sítnice tzv. horizontálními buňkami. Každý výběžek receptoru je propojen s bipolárními a horizontálními buňkami. V této souvislosti se hovoří o tzv. trias. Missotten ukázal, že uvnitř jednoho zakončení čípků v lidské sítnici je až 25 invaginovaných triád. Pro zrakovou ostrost jsou důležité tzv. monosynpatické bipolární buňky (Polyakovy „midget bipolars“), které slouží k přímému přenosu signálu z jednoho čípku na jednu gangliovou buňku. Tyto buňky se nachází spíše v centru sítnice. Čím více se nacházíme v periferii sítnice, tím více se zde kumulují polysynaptické bipolární buňky, které mohou obsáhnout velké množství receptorů. Receptorové potenciály, které vznikají na velkém množství receptorů, se tak mohou sumovat na jedné bipolární buňce. Tzv. difúzní bipolární buňky převádějí signál na gangliové buňky s rozsáhlým dendritickým větvením. Na rozhraní mezi 2. a 3. vertikálním neuronem tak může docházet k další sumaci. Celkově sumace odpovídá přibližně celkovému počtu tyčinek (150 mil.) a celkovému počtu axonů gangliových buněk (1 mil.). Sumace umožňuje zvýšení citlivosti sítnice za nízkých hladin osvětlení. Na druhé straně a díky sumaci dochází ke snížení zrakové ostrosti.

13

Obr. 3: Individuální spojení bipolární buňky a čípku Ve vnitřní jádrové vrstvě se nacházejí jádra buněk bipolárních, horizontálních a dalšího horizontálního neuronu, buněk amakrinních, poprvé posaných S. R. Cajalem. Funkce amakrinních buněk není ještě zcela známá, pravděpodobně mají inhibiční vliv. Gangliové buňky tvoří třetí vertikální neuron sítnice. Axony těchto buněk se sbíhají k papile zrakového nervu. Nesou informaci k mozku. Morfologicky rozlišujeme difúzní gangliové buňky a monosynaptické gangliové buňky. Opět nejvíce monosynaptických gangliových buněk je okolo fovey (Syka et al. 1981).

1.1.4. Zraková dráha Zraková dráha začíná zrakovým nervem. Zrakový nerv je tvořen axony gangliových buněk. Axony gangliových buněk vedou informaci z buněk sítnice do mozku. Vlákna papilomakulárního svazku vnikají do optického nervu v temporálním kvadrantu papily a teprve dále za okem zaujmou ve zrakovém nervu (nervus opticus) centrální polohou. V těchto místech jsou tato vlákna obklopena vlákny z paramakulární oblasti sítnice a ta zase vlákny z periférie sítnice. Jednotlivé svazky nervových vláken jsou od sebe odděleny gliemi a vazivovými septy. Na povrchu se nachází pia mater, arachnoidea a dura mater. Všechny tři obaly jsou pokračováním mozkových plen. Po esovitém průběhu v očnici se optický nerv dostává do kanálku zrakového nervu (canalis nervi optici). Po dosažení lební dutiny se vlákna obou zrakových nervů sblíží ve střední čáře. Vlákna ze zevních polovin zorného pole obou očí pokračují bez křížení k mozku a vlákna vnitřních polovin zorných polí se kříží a přechází na druhou stranu. Za chiasmatem následuje část zrakové dráhy nazvaná optický trakt (tractus opticus). Ten prochází kolem pedunkulu až do corpus geniculatum laterale, které je součást tzv. talamu, oddílu diencefala. V corpus geniculatum laterale končí velká většina vláken. Pouze malá část vláken se corpus geniculatum laterale vyhne a končí v tzv. pretektální krajině na hranici mezi diencefalem a mesencefalem. Corpus geniculatum laterale se skládá ze šesti lamel šedé hmoty, které jsou vzájemně odděleny pruhy bílé hmoty (nervová vlákna). Vlákna ze stejnostranné části sítnice (temporální) téže strany končí u buněk 2., 3. a 5. vrstvy, zkřížená vlákna pak u 1., 4. a 6. vrstvy. Počet všech buněk v corpus geniculatum laterale odpovídá

14

zhruba počtu vláken ve zrakovém traktu. Největší okrsek v corpus geniculatum laterale zabírají makulární vlákna. Z buněk v corpus geniculatum laterale pokračují axony do tzv. radiatio optica a dále do příslušné oblasti zrakové mozkové kůry. Tato sekundární dráha se vějířovitě rozšiřuje a její dolní část smyčkovitě obíhá postranní mozkovou komoru až do temporální krajiny. Jedná se o tzv. Mayerovu smyčku (Syka et al. 1981).

Obr. 4: Zraková dráha

1.1.5. Zrakový kortex V kůře mozkové končí axony v tzv. area striata (17. okrsek). Makulární se promítají dozadu na zadní konec fissura calcarina. Fissura calcarina je jednou z hlavních rýh mozkové kůry. Před touto oblastí se zakončují paramakulární vlákna a nejvíce vpředu vlákna z periferie sítnice. Fissura calcarina má horizontální průběh, takže vlákna z horní poloviny sítnice se upínají do jejího horního rtu a vlákna z dolní poloviny sítnice do dolního rtu. Udává se, že povrch zrakové kůry zaujímá 3,2% celého povrchu mozkové hemisféry. Anatomicky má area striata celkem 6 vrstev odlišných buněk. Je velice tenká (1,5 – 2 mm) a přechod mezi area striata a area parastriata můžeme poznat podle rozdílné stavby buněk, ale také podle absence tzv. Genariho proužku, který představuje nahromadění bílé hmoty myelinizovaných vláken. Vlákna z area striata pokračují do area parastriata (18. okrsek). Tento okrsek obklopuje v týlním laloku 17. okrsek. Už neobsahuje Genariho proužek, ale podobně jako okrsek 18 se skládá z šesti vrstev. Vpředu pak okrsek 18 přechází do okrsku 19. Area striata je spojena s area parastriata kratšími vlákny a delšími tzv. komisurálními vlákny s druhostrannou kůrou stejných okrsků. Dále se spojuje ještě s jinými okrsky, například okrsky v čelním laloku, kde se nachází oblast pro volní oční pohyby. Osmnáctý okrsek má mimo jiné také asociační funkce, tzn., že pokud je poškozen, ale je-li zachován okrsek 17, mluvíme o tzv. zrakové agnózii. Dále má tento okrsek vliv na vnímání jasu, barvy, pohybů a také na tzv. optokinetický nystagmus. Devatenáctý okrsek se nachází v zadní části temenního a spánkového laloku. Pomocí asociačních drah je spojen s různými centry mozkové kůry a také s mesencefalickými centry a jádrem VI. hlavového nervu. Má tedy význam pro oční pohyby a

15

jeho podráždění může vyvolat nystagmus. Při projekci sítnice do zrakové kůry je podle Syky et al. (1981) zachováno rozlišení, které vzniklo na sítnici (tzv. korové zvětšení).

Obr. 5: Zrakový kortex (area 17, 18, 19 dle Brodmanna)

1.2.

Zraková ostrost a rozlišovací schopnost oka

Zraková ostrost normálního oka je limitována optickým systémem oka a jeho anatomicko-fyziologickými vlastnostmi (Moes 1970). Rozlišovací schopnost oka můžeme rozdělit do tří hlavních skupin: 1. rozlišení světla nebo barvy (light discrimination) 2. rozlišení předmětů v prostoru (spatial discrimination) 3. rozlišení temporálních předmětů a časově proměnných stimulů (temporal discrimination)

1.2.1. Rozlišení světla nebo barvy Citlivost na světlo (brightness sensitivity) je schopnost oka rozpoznat na tmavém pozadí velice malý/slabý světelný bod. Hecht, Schlaer a Piernne (Pierne 1949) prováděli pokusy, kdy osvětlovali na tmu adaptovanou sítnici světlem o vlnové délce 510 nm zdrojem o velikosti 10 úhlových minut umístněným cca 20° mimo osu vidění do oblasti největší citlivosti tyčinek. Zjistili, že ke vzniku zrakového vjemu stačí pouze 5 až 15 fotonů, které podráždí oblast o velikosti 10 úhlových minut na sítnici (cca 500 čípků). Světelný rozdílový práh (luminance difference threshold – LDT - ∆L) určuje schopnost oka rozlišit objekty s rozdílným světelným jasem. Weber formuloval obecný vztah, který aplikoval na rozlišení světelného jasu předmětu. Tvrdí, že pokud má být světelný rozdílový práh detekovatelný okem, musí být poměr mezi rozdílovým prahem ∆L a světelným jasem pozadí konstantní L (Duane 1981).
 

= konst.

(1)

V roce 1760 Bouguer objevil, že poměr světelných jasů (světelný jas pozadí Lp, světelný jas objektu, resp. písmen Lo) pro jejich rozlišení vzhledem k jejich pozadí (tzv. světelný kontrast nebo práh – brightness contrast) musí být 1%.

16

 

 0,01  1%

(2)

Pokud světelný kontrast/práh (C) násobíme 100, dostaneme jeho vyjádření v procentech. Světelný kontrast závisí na velikosti objektu, světelného jasu pozadí, vlnové délce světla, oblasti dráždění sítnice a tvaru předmětu. Pro rozlišení světelného jasu větších objektů stačí nižší světelný kontrast. Dále platí, že reciproká hodnota světelného kontrastu/prahu (C) se nazývá kontrastní citlivost – CS (Moes 1970).  

(3)



Rozlišení předmětu také závisí na jeho barvě. Barva je definována barevným tónem, sytostí a jasem. Wulfeck (1959) zjistil, že malý detekovatelný rozdíl v barevném tónu je funkcí vlnové délky použitého světla.

1.2.2. Rozlišení předmětů v prostoru Minimální viditelná ostrost (minimum visible acuity) je schopnost detekovat malou oblast/předmět v prostoru bez schopnosti určit její/jeho tvar. Minimální viditelná ostrost není definována velikostí předmětu, protože bodový zdroj světla se na sítnici díky aberacím nezobrazí jako jeden bod, ale jako rozptylový kroužek (Moes 1970). Minimální ostrost vjemu (minimum perceptible acuity) je schopnost oka rozlišit objekty jako jsou tečky, čárky oproti plochému pozadí. Objekty mohou být světlé na tmavém pozadí nebo naopak, nebo mohou mít nízký světelný kontrast. Tento typ zrakové ostrosti závisí na citlivosti na světlo a na rozlišovací schopnosti oka. Je možné například, aby oko rozlišilo čáru, která na sítnici dopadá pod úhlem 0,5 úhlových vteřin, protože rozdíl mezi jasem pozadí a čáry bude 1% (viz kapitola 1.2.1.). Minimální rozlišovací schopnost (minimum separable acuity) je ovlivňována velikostí pupily (viz kapitola 1.2.4). Abychom od sebe odlišily dva předměty, musí světelné maximum prvního předmětu dopadnout do minima druhého předmětu. Úhel mezi předměty můžeme vypočítat pro 3mm zornici dle Rayleighova minima dle vzorce 7. Úhel bude roven 0,000225 radiánu, tedy 0,78 úhlovým minutám, tj. 47 úhlových vteřin. Zároveň musí platit, že světelná maxima musí ležet na dvou nejbližších nesousedních čípcích. Bylo zjištěno, že velikost čípků v makule je přibližně 1,5 mikrometru. Pokud tedy počítáme s nesousedními čípky, počítáme s hodnotou 3 mikrometry a do vzorce dále dosazujeme ohniskovou vzdálenost oka (17,2 mm), (Moes 1970). 

,

,

 0,000174   36 ú !ý# !$ěř'(

(4)

Tato hodnota odpovídá nejlepší prakticky dosažené zrakové ostrosti, která je dána velkostí čípků ve žluté skvrně (Moes 1970). Z praktických důvodů se ale za průměrnou angulární zrakovou ostrost lidského oka považuje jedna úhlová minuta, tj. 60 úhlových vteřin. Minimální rozlišovací schopnost oka je také závislá na vzdálenosti od fovey. Podle toho, do jakého místa na sítnici oka paprsek z vnějšího prostředí dopadne, můžeme hovořit o tzv. centrálním a periferním vidění. Protože distribuce světločivných elementů je největší v centru sítnice, v místě označovaném jako žlutá skvrna (macula lutea), je zde největší zraková ostrost. Dle Rutrleho (1993) směrem do periferie zraková ostrost klesá (viz obr. 6).

17

Obr. 6: Centrální a periferní zraková ostrost

Koincidenční neboli Vernierova zraková ostrost je schopnost oka detekovat stranové posunutí dvou rovnoběžných rovnoběžných přímek, jejichž obraz dopadá na sousední čípky. Oko je schopno zaznamenat posunutí na úrovni 3 až 5 úhlových vteřin. Anderson a Weymouth (1923) tento jev vysvětlují rozdílným kontrastem a prostorovým rozložením obou konců přímek. Dle Adlera (1965) je rozdíl také vnímán díky tomu, že čípky nad předělem generují o trochu větší signál než čípky pod předělem.

Obr. 7: Angulární a koincidenční zraková ostrost

18

Díky difrakci dochází při zobrazování předmětů na oku k tomu, že jejich světelný jas ovlivňuje jejich rozlišení. Vysoký světelný jas jednoho předmětu/pruhu může tedy negativně ovlivnit rozlišení předmětu/pruhu sousedního. Dle Michelsona můžeme kontrastní práh obou předmětů vypočítat dle tohoto vzorce (Duane 1981). 

)*+,)*-.

(5)

)*+,/)*-.

V této souvislosti hovoříme o modulaci zrakového vjemu (modulation transfer function). Kontrast sítnicového obrazu se bude zhoršovat, pokud se předměty s rozdílným světelným jasem přiblíží k sobě – zvýší se jejich prostorová frekvence (Moes 1970). Pokud budeme považovat maximálně tmavý pruh a minimálně světlý pruh, oba o velikosti 1 úhlové minuty, za jeden cyklus, pak průměrné rozlišovací schopnosti oka odpovídá třicet takových cyklů na jeden prostorový stupeň. K testování zrakové ostrosti lidského oka se obvykle používá tzv. optotyp, neboli optotypový znak. První optotyp se objevil roku 1962 (viz kapitola 2.1.). Jedná se o černá písmena na bílém pozadí. Subjekt má za úkol rozeznat písmena, která mají velikost 5 úhlových minut s kritickým detailem, který odpovídá rozlišovací schopnosti oka (1 úhlová minuta). Tento test tedy netestuje přímo rozlišovací schopnost oka, ale spíše minimální ostrost oka při čtení (minimum legible acuity). Další rozlišovací schopností očí je rozlišení vzdálenosti předmětů (distance discrimination) a hloubky prostorového vjemu. Existují tzv. monokulární signály (monocular cues), které vypovídají o vzájemné poloze předmětů v prostoru. Jedná se např. o perspektivu, souhru světla a stínů, překrývání předmětů, vzdušnou perspektivu a pohybovou paralaxu. Daleko přesněji vzájemné prostorové vztahy předmětů však můžeme rozlišovat díky spolupráci obou očí. Jejich vzdálenost (průměrně 64 mm) určuje velikost tzv. stereoskopické paralaxy. Stereoskopická paralaxa je nejmenší prostorový úhel, který nám ještě umožní rozlišit prostorový vztah dvou předmětů. U některých jedinců byla tato hodnota zjištěna až na úrovni 2 úhlových vteřin (Duane 1981). Zraková ostrost klesá, pokud narůstá rychlost pohybu předmětu. Malé oční pohyby mohou ještě nastat, když se předmět pohybuje rychlostí 40 úhlových stupňů za sekundu. Když oční pohyby jsou synchronní s pohybem předmětu, zůstává zraková ostrost stejná. Pokud se rychlost předmětu zvýší, pak oko ztrácí fixaci a zraková ostrost klesá (Moes 1970).

1.2.3. Rozlišení temporálních předmětů a časově proměnných stimulů (temporal discrimination) V periferii sítnice dochází z anatomických důvodů (tzv. sumace viz kapitola 1.1.3.) k redukci zrakové informace. Podle tzv. Riccova zákona zraková informace vznikne, pokud světelný jas (L) dopadající na určitou oblast sítnice (A) dosáhne určité konstantní hodnoty (k). 0 . 2.  3

(6)

Pokud je tedy světelný jas poloviční, musí být osvětlena dvojnásobně veliká oblast sítnice, aby vznikla zraková informace. Pokud je sumace kompletní, n se rovná 1; pokud k sumaci nedochází, n je nula (Kalloniatis a Luu 2012). Hodnota kritické oblasti sítnice se mění s excentrickým umístěním stimulu. V parafoveolání oblasti (do 4 až 7 úhlových stupňů)

19

je hodnota kritické oblasti asi 30 úhlových minut a v periferii (35 úhlových stupňů) je tato velikost až 2 úhlové stupně (Davson 1990). Oko je schopno zaznamenat měnící se/blikající podnět jen do určité frekvence blikání. V této souvislosti hovoříme o kritické frekvenci blikání (critical fusion frequency - CFF). Důvodem je fakt, že pro zachycení dvou zrakových vjemů je nutné, aby po odeznění prvního vjemu nastala určitá krátká pauza, než začne být zpracováván druhý vjem. Na základě práce Ferryho a Portera víme, že CFF roste s rostoucím jasem stimulu. Autoři zjistili, že běžně je sítnice schopna detekovat okolo 10 bliknutí za sekundu. Tato hodnota ovšem závisí na vlnové délce použitého světla. V oblasti skotopického vidění byla při použití krátkovlnného světla naměřena větší CFF než při použití dlouhovlnného světla. Dále bylo zjištěno, že hodnota CFF také závisí na místně dopadu obrazu na sítnici. Při periferním podráždění CFF klesá. CFF také závisí na osvětlení pozadí, na které promítáme stimuly a adaptaci sítnice (Moes 1970).

1.2.4. Difrakce oka Zraková ostrost oka je mimo jiné ovlivňována jevem, který nazýváme ohyb světla (difrakce). V oku je difrakce generována kruhovou clonou – zornicí. Výsledkem tohoto jevu jsou soustředné světlé a tmavé kružnice ve středu s tzv. Airyho diskem (George Airy, 18011892, britský astronom). Airyho disk obsahuje přibližně 84% světelné energie celého difrakčního obrazce. Airy zjistil, že úhlová velikost difrakčního obrazce (45 závisí na vlnové délce použitého světla (6) a na šířce clony/zornice (d), (Duane 1981). 4

,7 .8

(7)

9

Z výše uvedeného vzorce vyplývá, že delší/kratší vlnová délka použitého světla anebo menší/větší průměr zornice zvětšují/zmenšují průměr difrakčního kroužku na sítnici oka. Pokud k výpočtu použijeme vlnovou délku světla 555 nm a šířku zornice budeme mít 3 mm, bude velikost difrakčního obrazce (45 rovna 0,000225 radiánu, tj. cca 0,78 úhlových minut nebo 47 úhlových vteřin (pokud se 1úhlová minuta rovná přibližně 0,00029 radiánu), (Duane 1981).

1.2.5. Hloubka ostrosti a hloubka pole Rozsah osové pozice obrazu, který koresponduje s hloubkou pole, se nazývá hloubka ostrosti. Když je oko zaostřeno na bod M, pak předmět posunutý do bodu P (mezi bod M a oko) se bude zdát rozmazaný podobně jako předmět posunutý do bodu R, který se nachází za bodem M. Vzdálenost mezi body P a R se nazývá hloubka zorného pole. Na sítnici obrazové body P´ a R´ vytváří rozptylový kroužek, který vymezuje hloubku ostrosti. Hloubka ostrosti i hloubka zorného pole závisí na průměru zornice. Větší/menší průměr zornice snižuje/zvyšuje hloubku zorného pole oka. Pro zornici o velikosti 3-4 mm se uvádí hodnota hloubky ostrosti +/-0,25 D. Pokud je tedy oko zaostřeno na 4 m (-0,25D), pak je hloubka zorného pole od nekonečna do 2 m (Duane 1981).

1.3.

Vývoj zrakové ostrosti

Zraková ostrost lidského oka se vyvíjí asi do 10 let. Několik hodin po narození novorozenec vnímá světlo. Svědčí o tom tzv. fotomotorický reflex. Sítnice a makulární krajina jsou po narození vyvinuté, ale čípky ještě nejsou zcela diferencovány a uspořádány. Některé z nich dokonce vykazují buněčné dělení. Novorozenec pro tuto nezralost vnímá více

20

periferií sítnice. Vnímá světlo, tmu, jednoduché tvary a kontrastní pruhy. Nadřazenost periferie sítnice nad centrem netrvá více jak dva týdny (Divišová 1979). Brzy po narození se čípky začínají diferencovat a seřadí se blízko vedle sebe v makulární krajině, především ve foveole. V prvních dvou měsících života dozraje centrální oblast sítnice natolik, že oko již může centrálně fixovat. Ve 4. měsíci již definitivně převládne centrální část sítnice nad periferií. Vývoj centrální části sítnice je zhruba dokončen v 6. měsíci života. Za definitivně dokončený vývoj světločivných elementů můžeme považovat 11. měsíc života (Curten de a Garey 1983). Zároveň po narození dochází k dokončení myelinizace nervových vláken v oblasti area striata. Propojení mezi primárním zrakovým centrem a korovou zrakovou oblastí je dokončeno mezi 2. a 3. měsícem. Nejpozději dozrávají asociační dráhy mezi jednotlivými korovými oblastmi (Sachsenweger 1966). Pomocí objektivní metody průkazu optokinetického nystagmu u dětí od 1 do 5 dnů po narození byla prokázána zraková ostrost 20/670, tj. cca 0,029 decimálně. Při dalším vývoji dítěte dochází k růstu zrakové ostrosti až na hodnotu 20/50 (0,4 decimálně) ve 3 letech (Moes 1970). Metodou zrakové preference (preferential looking) autoři Gwiazda et al. (1981) prokázali zrakovou ostrost kojenců ve 3. měsíci 0,1 a koncem 1. roku 0,4. Touto metodou také bylo zjištěno, že stereopse se vyvíjí rychleji než zraková ostrost. Stejné úrovně jako má dospělý člověk dosahuje stereopse dítěte již v 6. měsíci, kdežto zraková ostrost až ve 4 letech.

Obr. 8: Vývoj zrakové ostrosti dítěte Lewis a Maurer (2005) ve své studii prokázali, že děti ve věku mezi 4 až 6 lety dosahují průměrné zrakové ostrosti zdravého dospělého jedince. Daw (1997) zjistil, že hranici rozlišení 30 cyklů na prostorový stupeň dosahují již děti ve věku kolem 3 let a klinicky se na zrakovou ostrost 6/6 dostávají děti ve věku kolem 5 let. Od věku asi 45 let dochází postupně vlivem mnoha změn, především degenerativním změnám v oblasti fovey a rozptylu světla na postupně houstnoucí hmotě nitrooční čočky, k poklesu zrakové ostrosti (Moes 1970).

21

Obr. 9: Vývoj zrakové ostrosti v dospělosti

22

2. Vyšetřování zrakové ostrosti Zrakovou ostrost vyšetřujeme zejména centrálně, tj. v místě nejostřejšího vidění. Zde stanovujeme u každého subjektu tzv. úhel minimálního rozlišení oka. Zrakovou ostrost, respektive citlivost sítnice můžeme testovat i v periferii. Přístroje pro zjišťování citlivosti sítnice v její periferii se nazývají perimetry. Tyto přístroje však primárně slouží k vymezení funkčního rozsahu sítnice oka neboli zorného pole. V další části práce se zaměřím na popis testování centrální zrakové ostrosti (CZO).

2.1.

Historický vývoj metod testování CZO

V antické době se k měření rozlišovací schopnosti oka používalo rozlišení dvojhvězd. V roce 1623 popsal Daca de Valdes metodu, při které se k definování zrakové ostrosti používala zrníčka hořčice. Rapidní vývoj poznatků o zraku a vidění byl odstartován v 19. století. V roce 1843 německý oftalmolog z Darmstadtu Keuchler vyvinul tři optotypové tabule k testování zrakové ostrosti, které se nedaly snadno zapamatovat. Kolem roku 1850 Franciscus Conerlius Donders (1818-1889) působící v Utrechtu v Nizozemí při psaní své knihy Refrakce a akomodace potřeboval ověřit definici zrakové ostrosti, a tak požádal svého spolupracovníka Hermana Snellena, aby vyvinul metodu, kterou půjde zraková ostrost měřit. V roce 1862 publikoval Snellen svůj model optotypové tabule. Tabule vycházela z Dondersovy definice tzv. standardního oka, které by mělo z dané vzdálenosti rozlišit písmeno vysoké 5 úhlových minut. Při měření bylo tedy třeba porovnat rozlišovací schopnost subjektu s tzv. standardním okem. Pokud bylo třeba například z dané vyšetřovací vzdálenosti (např. 6 metrů) předmět 2krát zvětšit, bylo jasné, že zraková ostrost subjektu bude 2krát menší než zraková ostrost standardního oka (Colenbrander 2001). :; 

<  .<

  0,5 

(8)

Snellen byl na rozdíl od Donderse lepší praktik a výborný chirurg. Při vývoji svého optotypu nejprve experimentoval s různými abstraktními tvary optotypových znaků, a nakonec použil písmena, protože se mu zdála praktičtější (viz obr. 10).

Obr. 10: Modifikace původní Snellenovy tabule z roku 1862 Snellen nakonec použil znaky o velkosti 5´ s kritickým detailem, který odpovídal rozlišovací schopnosti oka. Snellen zhotovil i sadu čtecích testů pro zjišťování zrakové ostrosti do blízka. Rozdíl mezi čtecími testy dle Snellena a Jaegera, který svou tabulku poprvé

23

uvedl již v roce 1854 ve Vídni, byl v tom, že Jaegrova tabulka neužívala žádnou měřící jednotku. Jednalo se pouze o seznam odstavců s různým textem očíslovaných od 1 do 14. Roku 1867 Angličan John Green (1835 – 1913) poprvé na optotypové tabuli použil geometrickou progresi, proporcionální zmenšování a v neposlední řadě písmo bez patek, jenž je pro subjekty čitelnější než patkové, které původně použil na svém optotypu Snellen. Třináct let po uvedení prvního svého opotypou (roku 1875) změnil Snellen původní vyjádření vzdálenosti u svého optotypu z pařížských stop na metry. Ve stejném roce Felix Monoyer z Lyonu poprvé vyjádřil Snellenův zlomkový zápis decimálně. V současné době se optotypová vzdálenost měří v USA ve stopách, v Anglii a Evropě v metrech (Colenbrander 2001). V roce 1888 Edmunt Landolt, pozdější profesor oftalmologie v Paříži, ve spolupráci se Snellenem vyvinul speciální optotypové znaky, později pojmenované jako Landoltovy kruhy. Důvodem byl fakt, že na rozdíl od dříve použitých písmen byly subjekty stejně rozpoznatelné. Roku 1909 se na oftalmologickém koncilu objevila snaha standardizovat metodu vyšetření zrakové ostrosti. Nakonec se ale ke standardizaci nepřistoupilo, neboť se většina klinických oftalmologů se domnívala, že testování zrakové ostrosti podle tzv. Snellenova standardu je dostatečné a nepotřebuje další specifikaci. Luis Sloan z Wilmer Institute v Baltimoru roku 1959 navrhl nový soubor optotypových písmen bez patek. Sloan také zavedl nový zápis původního Snellenova vzorce definováním tzv. M-jednotek. Zraková ostrost se podle tohoto vzorce vypočítá jako podíl vyšetřovací vzdálenosti (m) v metrech a velikosti optotypového písmene v M-jednotkách. V roce 1976 Ian Bailey a Jan Lovie v Melbourne představili svůj nový koncept optotypu s geometrickým proporcionálním rozmístěním znaků a pět znaky na řádek. National Eye Institute v roce 1982 oficiálně uznal optotypovou tabuli Bailey-Lovie se Sloanovými znaky, požitou ve studii Ricka Ferrise s názvem Early Treatment of Diabetic Retinopathy Study (Colenbrander 2001).

Obr. 11: ETDRS optotypová tabule V roce 1984 International Council of Ophthalmology (ICO) stanovil nové standardy testování zrakové ostrosti. Dokument vydaný ICO rozšiřuje závěry kongresu ICO z Koyota (1978) a kongresu WHO z Ženevy z roku 1980. Referenčním optotypovým znakem byl zvolen Landoltův kruh a doporučena byla geometrická progrese optotypových znaků. Mjednotky, poprvé použité Sloanem, byly doporučeny používat k vyjádření relativní velikosti optotypových znaků. Průměr 1M Landoltova znaku odpovídá velikosti 5 úhlových minut ve vzdálenosti 1 metru a přerušení ve znaku odpovídá jedné úhlové minutě z této vzdálenosti.

24

Počet optotypových znaků na řádek by měl být 5 a více a vyšetřovací vzdálenost minimálně 4 metry, resp. 1 m u slabozrakých jedinců. Dále zde byl definován zápis zrakové ostrosti ve zlomkové, decimální a logaritmické podobě (viz tab. 1), (Colenbrander 2001). Tab. 1: Konverzní tabulka zrakové ostrosti 6m 6/3 6/3,8 6/4,8 6/6 6/7,5 6/9,5 6/12 6/15 6/19 6/24 6/30 6/38 6/48 6/60 6/75 6/95 6/120

5m 5/2,5 5/3,2 5/4 5/5 5/6,3 5/8 5/10 5/12,5 5/16 5/20 5/25 5/32 5/40 5/50 5/63 5/80 5/100

Snellen 4m 4/2 4/2,5 4/3,2 4/4 4/5 4/6,3 4/8 4/10 4/12,5 4/16 4/20 4/25 4/32 4/40 4/50 4/63 4/80

1m 1/0,5 1/0,63 1/0,8 1/1 1/1,25 1/1,6 1/2 1/2,5 1/3,2 1/4 1/5 1/6,3 1/8 1/10 1/12,5 1/16 1/20

20 stop 20/10 20/12,5 20/16 20/20 20/25 20/32 20/40 20/50 20/63 20/80 20/100 20/125 20/160 20/200 20/250 20/320 20/400

Decimální zápis Úhel minimálního rozlišení LogMAR 2,00 1,60 1,25 1,00 0,80 0,63 0,50 0,40 0,32 0,25 0,20 0,16 0,125 0,10 0,08 0,06 0,05

0,5 0,63 0,8 1 1,25 1,6 2 2,5 3,2 4 5 6,3 8 10 12,5 16 20

-0,3 -0,2 -0,1 0 +0,1 +0,2 +0,3 +0,4 +0,5 +0,6 +0,7 +0,8 +0,9 +1,0 +1,1 +1,2 +1,3

Dále je důležité, aby subjekt byl před vyšetřením zrakové ostrosti adaptován na správné světelné podmínky. Světelný jas černých optotypů by neměl překročit 15% světelného jasu bílého pozadí. Standardní světelný jas optotypové tabule používané pro klinické vyšetření by neměl být nižší než 80 cd/m2. Při vyšetřování zrakové ostrosti do blízka se doporučuje používat stejné podmínky a stejný design jako u vyšetření zrakové ostrosti do dálky (Colenbrander 2001).

25

2.2.

Objektivní metody testování CZO

2.2.1. Preferenční vidění (preferential looking – PL) Tato behaviorální metoda se nejvíce využívá k objektivnímu měření zrakové ostrosti u dětí nebo mentálně retardovaných osob. Jedinci jsou předloženy dvě stejně veliké plochy. Jedna obsahuje kontrastní pruhy s definovanou prostorovou frekvencí a maximálním kontrastem a druhá pouze šedou plochu. Šedá barva odpovídá průměrné hodnotě tmavého a světlého proužku z první plochy. Mezi nejobjektivnější modifikace PL patří metoda, která nutí subjekt v určitém časovém úseku vybrat správnou (pruhovanou) testovací plochu (termed forced-choice looking (FPL). Metodu zavedl v roce 1979 Teller (1979). Při této metodě vyšetřující pozoruje pohyby očí a hlavy vyšetřovaného jedince, a předem neví, zda plocha s proužky se vyskytne na levé nebo pravé straně testu. Podle toho, na kterou stranu zaměřuje testovaný jedinec pohled, vyšetřující usuzuje, zda je subjekt schopen rozlišit proužky s danou frekvencí (Teller 2012).

Obr. 12: Metoda FPL Pomocí metody PL je možné u dětí a dospělých určit objektivně nejen zrakovou ostrost, ale také např. steropsi nebo barvené vidění (Dobson 1995, Atkinson 1983, Teller 1984). Metoda má samozřejmě svá omezení. Zařízení, které měření zajišťuje je většinou rozměrné, drahé a vyžaduje pravidelnou kalibraci. Dále se prokázalo, že procento úspěšně vyšetřených dětí ve věku 1až 2 roky je velice malé. Další nevýhodou metody PL je fakt, že ke změření zrakové ostrosti na významné statistické hladině je nutné provést 60 až 100 prezentací obrázků s pruhy, což vyšetření samozřejmě znatelně časově protahuje. Z těchto důvodů byly vyvinuty tzv. Tellerovy zrakové karty (Teller acuity cards), které obsahují vysokokontrastní pruhy. Standardní metoda je založená pouze na hlášení pozorovatele, zda subjekt fixuje více pravou, či levou stranu karty.

26

Obr. 13: Tellerovy zrakové katry Rozšířená verze metody dle Tellera je doplněna ještě hodnocením pozorovatele, který zapisovateli sděluje, s jak velkou rychlostí a jistotou došlo k fixaci dané velikosti testových pruhů. Validační studie testující tuto modifikaci probíhají již od roku 1984 a ukázaly, že výsledek je možné získat již po 3 až 5 minutách testování. Úspěšnost testu je 90% a dále test má i příhodnou test-retest variabilitu, takže je velice spolehlivý. Výsledky jsou srovnatelné s klasickou FPL metodou (Dobson 1990, Hertz a Rosenberg 1992, Harvey et al. 1999).

2.2.2. Testování optokinetického nystagmu (OKN) Optokinetický nystagmus je reflex, který se objevuje u dětí již od 6. měsíce života. Jedná se o kombinaci dvou velkých očních pohybů – pomalého sledovacího (smooth pursuit) a rychlé sakády. OKN je oční odpovědí jedince na sledování pohybujícího/rotujícího předmětu. OKN umožňuje očím sledovat pohybující se předmět, i když hlava je ve stacionární poloze. OKN se typicky objevuje při sledování ubíhajících předmětů, např. z okénka automobilu nebo vlaku. Přítomnost OKN indikuje funkčnost zrakové dráhy. Existují různé metody vyvolání OKN, které se používají k testování funkčnosti zrakového systému hlavně u preverbálních dětí a u osob např. s mentální retardací (Atkinson 1983, Wikipedia 2012a). OKN je možné vyvolat u subjektu, který sedí na rotující židli v místnosti, jejíž stěny obsahují pruhy s různou hustotou. Dále je možné použít rotující promítací zařízení, které dané pruhy promítá na stěny kruhové místnosti. Klinicky nejpoužívanějším nástrojem pro vyvolání OKN je rotující buben s pruhy (Timothy 2012).

Obr. 14: Rotující OKN buben

27

Modifikací klasické metody metody vyvolání OKN je metoda OKAN (optokinetic (optokinetic afternystagmus). Metoda OKAN obvykle následuje po klasické metodě, kdy dojde ke zhasnutí světla a osvětlen je částečně jen rotující rotující buben. Pomocí metody OKAN můžeme odhalit např. poruchu vestibulárního ústrojí (Hain et al. 1994). 1994) Jedním ze zařízení vyvinutým pro vyšetření OKN v Moorsfields Eye Hospital v Londýně je svisle umístěný otočný válec, který který obsahuje šest řad různě velikých velikých bodů. Velikost těchto bodů je 0,5 až 7,5 mm a jsou tedy z vyšetřovací vzdálenosti 1m pozorovány pod prostorovým úhlem 1,7 až 25,8 úhlové minuty. Umožňují tak určit zrakovou ostrost od hodnoty 6/5 až a po hodnoty menší než 6/60. Tento válec se otáčí kol kolem em své svislé osy 16 otáček za minutu, což je empiricky empiricky zjištěná hodnota, jež stačila k vyvolání OKN (Lewkonia 1969) 1969).

Obr. 15: Zařízení pro vyvolání OKN

Před rotujícím bubnem se nachází clona s horizontálními pruhy, které je možné zakrývat a odkrývat. odkrývat. Před vlastním vyšetřením subjekt obdrží korekční brýle s plus 1 D sférické korekce pro eliminaci akomodace. Následuje monokulární vyšetření. Subjekt nejprve vidí horní řadu s největšími body, které by měly vyvolat OKN u všech zdravých jedinců, pak následuje druhá řada s nejmenšími body a v dalších řadách velikost bodů progresivně narůstá. následuje Tímto způsobem je možné objektivně určit zrakovou ostrost subjektu subjektu.. Pokud má subjekt zrakovou ostrost menší než 6/60 je možné vyšetření realizovat zmenšením vyšetřovací vzdálenosti (Lewkonia 1969).

28

2.2.3. VEP a sVEP Zrakové evokované potenciály potenciály (visual ( isual evoked potentials) potentials) je metoda snímaní elektrických potenciálů z nervového systému. systému. V roce 1961 Hirsch et al. zaregistrovali elektrické potenciály na temenním laloku mozku a objevili objevili amplitudy zaznamenané z oblasti kolem fissura fissura calcarina. Holladay et al. v roce 1972 poprvé vytvořili kompletní klinický klinick popis po VEP při vyšetřování subjektu s retrobulbární neuritidou. Jako stimul pro záznam VEP se používá zábleskové světlo, šachovnicová šachovnicová figura nebo pruhy, kde se střídá černá a bílá barva. Stimul se v současné době většinou promítá s pomocí klasického CRT nebo LCD monitoru. Elektrody u VEP se umísťují na čelo (referenční elektroda Fz), Fz) na temeno (aktivní elektroda Oz) a na vrchol hlavy (zemnící elektroda Cz). Obecný záznam VEP vyšetření obsahuje obvykle dva vrcholy amplitud (P – pozitivní a N – negativní). P50 znamená, že se jedná o pozitivní vrchol amplitudy, která se objevila 50 milisekund po inicializaci signálu. Průměrná výška amplitudy amplitudy se pohybuje od 5 do 10 mikrovoltů (Wikipedia 2012b 2012b, Odom 2004). 2004) Pro měření zrakové ostrosti byla vyvinuta speciální sVEP metoda (sweep VEP), která umožňuje vyhodnotit zrakovou ostrost a kontrastní citlivost v kratším čase než metoda klasická (Almoqbel (Almoqbel et al. 2008). 2008). Nejprve byla tato metoda použita k měření objektivní hodnoty refrakce (Regan 1973), 1973) a teprve v roce 1979 k měření zrakové ostrosti a kontrastní citlivosti (Tyller 1979). 1979) V současné době lze metodou sVEP měřit jak rozlišovací zrakovou ostrost oka, oka tak i tzv. Vernierovu zrakovou ostrost (viz kapitola 1.2.2.). Při změně prostorové frekvence pruhů se při metodě sVEP hledá největší možná frekvence, kdy vyhasne odpověď zrakového signálu. Tyler (1979) uvádí, že hodnota takto naměřené objektivní zrakové ostrosti zrakového je porovnatelná s klasickou subjektivní (psychofyzikální) metodou. Při měření kontrastní citlivosti se místo velikosti pruhů/kostiček mění jejich kontrast a opět se čeká na na vyhasnutí odpovědi zrakového systému.

Obr. 16: Příklad měření zrakové ostrosti pomocí metody sVEP

29

Na obrázku 16 můžeme vidět, že signál vyhasnul, když se frekvence pruhů dostala nad hodnotu 27,57 cyklů na úhlový stupeň. Podle Bacha et al. (2008) je možné vypočítat přibližnou subjektivní zrakovou ostrost (decimálně) podle hodnoty prostorové frekvence (sF0 [c/st.]), kdy vyhasl signál zrakového systému (viz vzorec 9). :;>?@A. 

BC

(9)

,<

Výsledek měření může negativně ovlivnit např. rozdílná hladina světelného jasu. Ve většině studií se používal světelný jas od 40 do 220 cd/m2. Allen et al. (1989) zjistili, že zraková ostrost dětí a dospělých měřená metodou sVEP roste, pokud se používá světelný jas od 0,01 do 1,0 cd/m2, a mezi hodnotami 1,0 až 100 cd/m2 dosahuje asymptotické hodnoty. Dále měření může být narušeno nesprávným připojenim elektrod. Umístnění elektrod při metodě sVEP není definováno ISCEV, tak jak je definována poloha elektrod u klasické metody VEP. Přesto se preferuje u metody sVEP stejné rozmístění elektrod jako u metody VEP. Allen et al. (1986) ve své studii nezaznamenali rozdíl, když umístili aktivní elektrodu 3 cm nad výstupek kosti týlní a posléze 3 cm laterálně.

2.3.

Subjektivní metody testování CZO

V současné době se pro subjektivní testování CZO používají různé typy tzv. optotypů. Optotyp je test, který obsahuje různé druhy a množství optotypových znaků. Optotypové tabule a znaky prošly dlouhým vývojem od tištěných papírových optotypů s klasickým patkovým písmem dle Snellena, přes světelné optotypy až po současně používané projekční optotypy se Sloanovými znaky nebo digitální optotypy s LCD displejem, případně počítačový software, který obsahuje různé sady optotypových znaků. Moderní přístroje tak umožňují, pokud to vyšetřující požaduje, měnit jak způsob testování, tak i různý typ optotypových znaků s cílem dosáhnout co nejsnadněji a nejrychleji přesné hodnoty CZO.

2.3.1. Vysokokonstrastní testování CZO Vysokokontrastní testování CZO je nejčastěji používanou metodou testování zrakové ostrosti. Používají se při ní optotypové tabule s kontrastem větším než 90%. Standardizace této metody začala v roce 1909 na kongresu očního lékařství v Neapoli. Na tomto kongresu byl za standardní optotypový znak vyhlášen Landoltův kruh. Další zpřesnění použití této techniky testování CZO provedla komise americké akademie věd pro vidění National Academy of Science – National Research Council Committee on Vision (NAS-NRC) v roce 1980, dále Mezinárodní organizace pro standardizaci (ISO/DIS 8596, 1986 a ISO/DIS 8597, 1987) a také Evropská státní norma pro testování zrakové ostrosti EN ISO 8596 (CEN 1996), (Rozsíval et al. 2006). Podmínky pro testování CZO uvádí Peregrin et al. (1987) takto: • Základním optotypem je Landoltův kruh. • Optotypová tabule musí mít v každém řádku stejný počet optotypů, nejlépe 8 nebo 10. • Změna velikosti optotypových znaků v sousedních řádcích je dána kvocientem 1,2589, tj. 0,1 logMAR. • Základní vyšetřovací vzdálenost je 4 metry. Tabule by měla obsahovat řádky od visu 0,1 do visu 2 decimálně. Podle logMAR se jedná celkově o 14 řádků v krocích po 0,1 od +1 až po -0,3. • Vízus pak odpovídá tomu řádku, kde subjekt určí správně 70% optotypových znaků (podle NAS-NRC), nebo 62,5% po korekci na správná určení (Rassow et al. 1990).

30

•

Při potížích se správným určením mezery u Landoltova kruhu je možné tyto znaky nahradit podle NAS-NRC optotypy C, D, H, K, O, N, R, S, V a Z a podle Rassowa et al. (1990) C, D, E, F, K, N, P, U, V, Z, anebo podle Britského institutu pro standardizaci (British Standards Institution 1968) optotypy D, E, F, H, N, P, R, U, V, Z.

V současné době se používají referenční optotypové tabule s Landoltovými kruhy nebo tabule ETDRS (Early Treatment Diabetic Retinopathy Study). Poprvé byla tato tabule použita v roce 1982 (Ferris et al. 1982), (viz kapitola 1.2.). Základní verze optotypové tabule se nazývá CSV-1000ETDRS. Jedná se o optotypovou tabuli, která je tvořená prosvětlenou skříní zajišťující standardizované osvětlení o hodnotě 85 cd/m2 (Veselý 2008). Další modifikace této tabule existují ve verzi s Landoltovými kruhy (CSV-1000LanC), se symboly (CSV-1000LH Symbol), s Pflügerovými háky (CSV-1000TumE) a s písmeny H, O, T, V (CSV-1000HOTV), která se považují za standardní pro testování předškolních dětí v USA (Rozsíval et al. 2006, Vector Vision 2012). Pro detekci amblyopie se používá tzv. Glasgowská tabule. Obsahuje šest písmen (X, V, H, O, U, Y) v každé řadě, která jsou ohraničena liniemi pro zvýšení detekce amblyopie (McGraw et al. 2000). Pro efektivní vyšetření amblyopů a jejich následnou léčbu je dle Simonse (2005) nutné zajistit lineární progresi optotpypových znaků, ohraničení optotypů liniemi a snižení procenta falešně negativních a falesně pozitivních odpovědí díky stenopeickému vyšetření (William et al. 2002). Dále se také stále používají optotypové tabule dle Snellena. Tyto tabule se mohou vyskytovat také v mnoha modifikacích, např. s Landoltovými kruhy, Pflügerovými háky či dětskými obrázky. Hlavní nedostatky těchto tabulí jsou především nestejná čitelnost jednotlivých optotypových znaků, variabilní vzdálenost mezi řádky a jednotlivými optototypovými znaky (Veselý 2008).

2.3.2. Nízkokontrastní testování CZO Testování zrakové ostrosti při nízkých kontrastech umožňuje kvantifikovat malé změny zrakového vnímání. Existují různé optotypové tabule s variabilními kontrastními hladinami (např. CSV-1000ETDRS10%, CSV-1000CVA). Při nízkokontrastním testování CZO také záleží na hladině osvětlení optotypové tabule. Zrakovou ostrost můžeme testovat za tzv. mesopických podmínek (světelný jas < 10 cd/m2). Toto testování lépe odpovídá podmínkám běžného života. Vývoj nízkokontrastních tabulí byl zahájen v roce 1944 (Luckiesh 1944). V současné době jsou dostupné tzv. SKILL tabule (The Smith-Kettlewell Institute Low Luminance), které se skládají ze dvou tabulí s optotypovými znaky umístěných na opačných stranách osvětlené skříně (HaegerstromPortnoy et al. 1997). Na jedné straně jsou černé optotypy na šedém pozadí, jejichž kontrast odpovídá zhruba 10% a na druhé straně jsou optotypy s kontrastem větším než 90% (Rozsíval 2006). Existuje ale i zmenšená varianta tzv. SKILL karet, kdy testování probíhá za doporučeného světelného jasu 120 cd/m2 ze vzdálenosti 40 cm. SKILL skóre se vypočítává jako rozdíl ve správně přečteném počtu písmen na světlé a tmavé straně optotypové tabule. Haegerstrom-Portnoy et al. (1997) zjistili, že SKILL skóre s věkem narůstá (viz obr. 17). Dále bylo zjištěno, že SKILL skóre narůstá při onemocnění sítnice nebo zrakového nervu a klesá u subjektů s amblyopií. To potvrzuje známý klinický fakt, že zraková ostrost subjektů s amblyopií roste, pokud redukujeme (např. filtrem) světelný jas optotypu.

31

Obr. 17: SKILL skóre u nízkokontrastního optotypu

2.3.3. Testování CZO počítačem V současnosti se také můžeme setkat s testem zrakové ostrosti realizovaným na počítači za pomoci speciálního softwaru. Jedná se např. o tzv. Freiburský systém (Bach 1996). Software generuje Landoltovy prstence s mezerou v jednom z osmi základních směrů. Podle velikosti monitoru a kvality jeho rozlišení můžeme testovat zrakovou ostrost např. ze vzdálenosti od 0,06 do 3,6 decimálně (Rozsíval et al. 2006). Existují i další počítačové metody testování CZO: ProVideo (Innova systém, inc.), Acuity Pro (VisionScience Software), Lombart CVSi21 (Lombart Instrument Co), Smart System II PC (M&S Technologies), Electronic Visual Acuity (EVA, Haag-Streit) atd. (Zaharova 2011, Raumviboonsuk et al. 2003, Wong and Plumb 1986). Výhodou počítačového testování zrakové ostrosti je především to, že je možné standardizovat světelný jas monitoru, kontrastu písmene, je možné optotypové znaky prezentovat samostatně a náhodně. V České republice byla vyvinuta metoda počítačového testování prof. Peregrinem (Peregrin et al. 1991), která vykazuje velmi podobné výsledky jako referenční Landoltova tabule (Langrová et al. 1996).

2.3.4. Testování nízkých hodnot CZO S postupným prodlužováním lidského života a s rozvojem nových léčebných metod (např. u subjektů s VPMD, DR) roste i požadavek na adekvátní testování nízkých hodnot CZO. V klinické praxi se nejčastěji používá optotypová tabule založená na logaritmickém principu progrese (1 řádek se rovná 0,1 logMAR) ze standardní vzdálenosti 4 m. V této souvislosti můžem pominout fakt, že oko na tuto vzdálenost akomoduje přibližně 0,25 D. Problém může nastat, pokud je zraková ostrost subjektu vyjádřená logaritmicky větší než 1 (tj. méně než 0,1 decimálně). Pak je nutné snížit vyšetřovací vzdálenost s případným vyřazením akomodace za pomoci adekvátní korekce (Rozsíval et al. 2006). Např. u ETDRS tabule můžeme ze vzdálenosti 0,5 m testovat CZO v rozmezí od +1,9 do +0,6 logMAR. Dle Schulteho-Bonsela et al. (2006) lze tímto způsobem opakovaně určit vízus u počítání prstů. Decimální hodnota je 0,014. Grover et al. (1999) určil ve své studii decimální hodnotu vízu 32

pro počítání prstů (0,0025), pro pohyb ruky (0,002), pro správnou světelnou projekci (0,0016) a pro stav bez správné světelné projekce (0,0013). Freiburský systém testování CZO ZO (Bach 1996) se speciálním monitorem umožňuje testovat CZO ZO ze vzdálenosti 0,5 m od hodnot 0,0025 do 0,4.

2.3.5. Testování CZO na internetu Výhodou testování CZO na internetu je, že k testu není třeba žádné speciální sofistikované zařízení. Software je možné jednoduše jednoduše a rychle přizpůsobit hardwarovému vybavení uživatele. Další výhodou tohoto testování je, že je přístupná široké veřejnosti na internetu. Cílem internetové prezentace testů CZO ZO je zejména jejich následný prodej. prode Nevýhodou jsou nestandardní podmínky při vyšetřování (rozlišení displeje monitoru, okolní osvětlení atd.). Pokud bychom chtěli dosahovat stejných výsledků u tohoto typu testování, museli bychom toto vyšetření standardizovat (Kuchenbecker a Lindner 2004). Na internetu je dostupná i verze Freiburského Freiburského testu (Freiburg Visual Acuity and Contrast Test), Test), kterou si uživatel může stáhnout, nainstalovat do svého počítače a posléze otestovat svou zrakovou ostrost.

Obr. 18: Internetová verze Freiburského testu Níže uvádím seznam několika internetových internetových adres, kde jsou zdarma k dispozici jednoduché verze testu CZO: • http://www.finestglasses.com/TryOn/VisionTest.aspx • http://www.zeiss.com/C1256FBA003362DA/ContainerTitel/EyesightTest/$File/ey etest_en_US.html • http://www.findl.at/m_content.php?menue=9&id=43 • https://secure.rmv.state.ma.us/PolicyBrowserPublic/PB/WordDocuments/Process %20Areas/selfestimatingvisualacuity.htm

2.3.6. Testování CZO do blízka V dnešní době existuje velké množství optotypů do blízka, které slouží pro testování zrakové ostrosti z různé vzdálenosti (obvykle max. do 0,5 m). Na rozdíl od optotypů do dálky jsou na nich většinou umístěny celé texty, které jsou řazeny od nej nejmenších menších dole po největší nahoře. Existují optotypy optotypy tištěné a světelné. Moderní přístroje využívají technologie LCD. Použité typy písmen a jejich odstupňování se liší dle autorů (Rutrle 2000). Niedenovy tabulky se používají ze vzdálenosti 30 cm. Nejlepší zzraková raková ostrost do blízka se označuje jako Nieden 1, tj. zhruba 0,75 decimálně. Nieden 5 odpovídá zhruba

33

velikosti textu v novinách a Nieden 13 odpovídá zrakové ostrosti do blízka 0,05. Bierhäuserovy tabulky se používají také na 30 cm a mají decimální odstupňování CZO od hodnoty 1,0 do 0,3. Podobně byly koncipovány Snellenovy čtecí tabulky, které začínají číslem 1 a končí číslem 15, což odpovídá CZO 0,06. Jaegerovy tabulky jsou vystavěny na podobném principu. Sachsenweger zavedl měřící systém, který využíval topografického měřícího systému u knihtisku, kde jeden samostatný bod p představuje vzdálenost 0,3759 mm. Výška písma je pak v Sachsenwegerově tabulce odstupňovaná od hodnoty 3 p až po 60 p; tabulky jsou určeny pro vyšetřovací vzdálenost 40 cm (Rutrle 2000). Schoberovy testy do blízka odpovídají hodnotám vízu měřených pomocí Landoltových kruhů ze vzdálenosti 30 cm. Jaegerovy tabulky se od svého prvního uvedení v roce 1856 velice rozšířily a staly se velmi používanými. Bohužel bylo zjištěno, že mezi jednotlivými Jaegerovými tabulkami jsou velké rozdíly. Tyto rozdíly můžeme identifikovat v tabulce 3, kde lze vidět odlišnosti mezi asi 20 v současnosti používanými Jaegerovými tabulkami. Měřítkem pro zjištění těchto rozdílů je standard M-jednotky, zavedený Snellenem. 1 M-jednotka je definována jako velikost optotypového znaku, který je vidět pod úhlem 5 úhlových minut ze vzdálenosti 1 m (Precisionvision 2012). Tab. 2: Velikost písmen na různých typech Jaegerových tabulek Aktuální velikost 4M 3,2 M 2,5 M 2M 1,6 M 1,25 M 1M 0,8 M 0,63 M 0,5 M 0,4 M Rozsah Počet řádků

J1

J2

J3

J4

J5

J6

J7

J8

J9

J10 J11 J12 J13 J14 J15 J16 1 1 2 1 2 5 2 2 1 4 1 1 7 1 3 1 4

J9

J10 J11 J12 J13 J14 J15 J16 2 4 2 4 2 3 2 2

1 1 1

4 4 2 9

3 5 5 4 J1

J2 4

2 5 4 8 2 J3

4

3 3 7 2

J4 5

1 2 4 1 4 1

J5 6

4 1 7 3

J6 6

2 2 2 6

J7 6

1 1 4 4

J8 6

4

V šedivých polích můžeme vidět, kolik Jaegerových tabulek ukazovalo rozdílnou hodnotu M pod označením řádku Jx. Např. tři optotypové tabulky pod označením J1 měly optotypový znak ve velikosti 0,8 M, pět ve velikosti 0,63 M atd. Rozptyl zrakové ostrosti je tak u řádků označených J1 od 0,8 M až 0,4 M (tj. čtyři řádky). Jinými slovy můžeme říci, že písmo o velikosti 1 M bylo nalezeno na různých Jaegerových tabulích pod označením J2 až J8. Při testování zrakové ostrosti do blízka bychom více než na měření prahové funkce zraku měli brát ohled na zajištění pohodlné práce nebo čtení na adekvátní vzdálenost. Proto můžeme v některých případech za standardní zrakovou ostrost (umožňuje číst běžné tiskoviny) považovat hodnotu 1 M ze vzdálenosti 40 cm. Jedná se tedy o decimální zrakovou ostrost 40/100, tj. 0,4. Pokud si uvědomíme, že hodnotu 1 M můžeme zapsat také jako 5, resp. 1 úhlových minut ze vzdálenosti 1 m, bude tato hodnota ze 40 cm rovna 2,5 násobku, tj. 12,5, resp. 2,5 úhlových minut. Pro člověka s normální zrakovou ostrostí (MAR = 1 úhlová minuta)

34

to tedy znamená 2,5 násobnou rezervu při čtení běžných tiskovin (Precisionvision 2012). Tato rezerva společně s rezervou akomodační (1/3 – 1/2) zajišťuje pohodlně čtení, resp. práci do blízka.

2.3.7. Způsoby měření, zápisu a hodnocení centrální zrakové ostrosti (CZO) V průběhu vývoje testování CZO bylo vyvinuto několik metod určení subjektivní zrakové ostrosti. Obvykle vyšetření zrakové ostrosti probíhá monokulárně, a to naturálně, s vlastní korekcí a s nejlepší subjektivní aktuální korekcí. Vyšetřovací vzdálenost by měla být v případě vyšetření CZO do dálky větší než 4 m a v případě vyšetření do blízka (na čtení nebo práci do blízka) od 20 do 50 cm, kde záleží na subjektivních požadavcích subjektu. CZO lze také testovat binokulárně.

2.3.7.1. Celořádková metoda Celořádková metoda testování zrakové ostrosti znamená, že za přečtený se považuje řádek s nejmenšími optotypovými znaky, které subjekt ještě bezpečně identifikoval/přečetl (Setnička 1974). Tento způsob testování je nejrychlejší a v klinické praxi nejčastěji používaný. Hodnotu ZO pak můžeme vyjádřit buď klasicky zlomkem dle Snellena (viz kapitola 2.1.), podílem čísel ve zlomku (decimálně) nebo přepočtem na logMAR (viz kapitola 2.3.6.3.).

2.3.7.2. Prahová metoda ZO můžeme podle Peregrina (1987) určit rovněž podle velikosti kritického detailu optotypového znaku nebo řádku, který subjekt ještě vidí, protože jde o prahovou funkci. Pokud subjekt určí 50% optotypových znaků na řádku správně a 50% špatně, získáváme prahovou veličinu podnětu. Tento poměr však musíme korigovat s ohledem na náhodná správná určení (uhodnutí). Pokud má Landoltův kruh čtyři možné polohy, je pravděpodobnost náhodného určení 25%. Podle vzorce (10) pak můžeme určit správnou hodnotu prahového podnětu (PP). PP = 25% -

%7% 

= 62,5%

(10)

Komise NAS-NRC doporučuje tuto hodnotu zaokrouhlovat na 70%. Samozřejmě pokud budeme používat optotypovou tabuli s větším počtem kombinací Landoltova kruhu nebo s jinými optotypy, musíme PP přepočítat.

2.3.7.3. Interpolační metoda Interpolační metodika vychází ze studie autorů Bailey a Lovie (1976) a Ferris et al. (1982). Postup vychází z předpokladu, že úhlová velikost optotypových znaků se mění na řádku vždy o hodnotu 0,1 logMAR. Nachází-li se na řádku deset optotypových znaků, každý znak má hodnotu 0,01 logMAR. Správně určené optotypové znaky je tak možné od posledního přečteného řádku přičítat, resp. odečítat. Pokud tedy subjekt určí správně všechny optotypové znaky na řádku označeném 0,2 logMAR a ještě přidá tři optotypy z následujího řádku 0,1 logMAR, je vízus určen vzorcem 11. DíF?> G:;5  0,2  IJ2K L 3 . 0,01  IJ2K  0,17  IJ2K

35

(11)

2.3.7.4. Konverzní vztah ZO a logMAR Zrakovou ostrost změříme a vypočítáme ze zlomku, kde se v čitateli nachází vyšetřovací vzdálenost (4, 5, 6 m na dálku, nebo 20 až 50 cm na blízko) a ve jmenovateli číslo řádku, který byl pro subjekt ještě čitelný (případně po interpolaci). Číslo ve jmenovateli také určuje, z jaké vzdálenosti tento řádek je schopno přečíst tzv. standardní oko dle Donderse (Colenbrander 2001). Získáváme tak decimální hodnotu ZO, kterou můžeme dle níže uvedených vzorců (12a, 12b) převést na hodnotu logMAR (Precisionvision 2012). J2K 

(12a)

MN

 IJ2K   I10GJ2K5

(12b)

Jeliže máme k dispozici hodnotu logMAR a chceme získat hodnotu ZO v decimální hodnotě, musíme pro výpočet analogicky použít vzorec 13a, 13b. J2K  10OPQRS :; 

QRS

(13a)

(13b)

2.3.7.5. Normalizovaný optotyp a jeho zobrazení (ČSN EN ISO 8596) Podle ČSN EN ISO 8596 se za standardní optotyp považuje Landoltův kruh, který má velikost 5 úhlových minut s kritickým detailem 1 úhlové minuty z dané vyšetřovací vzdálenosti. Landoltův kruh může být prezentován v osmi různých směrech. Pravděpodobnost, že subjekt polohu mezery tohoto znaku uhodne, se rovná 1/8, tj. 12,5%. UV Jednotlivé úrovně ZO (řádky) je možné vyjádřit logaritmickou diferencí ( √10= 1,2589). Následující řádek je tedy menší o výše uvedený kvocient. Dále je také definováno, v jaké vzdálenosti od sebe se mají na jednotlivých řádcích nacházet optotypové znaky (viz tabulka 3). Tab. 3: Mezery mezi standardními optotypovými znaky Stupně ZO (řádky) méně než 0,06 0,06 až 0,125 0,16 až 0,32 0,4 až 1,0 více než 1,0

Minimum mezi standardními optotypy 2krát šířka mezery u Landoltova kruhu průměr Landoltova kruhu 1,5krát průměr Landoltova kruhu 2krát průměr Landoltova kruhu 3krát průměr Landoltova kruhu

Kvalita prezentovaných optotypových znaků má být minimálně na takové úrovni, aby subjekt se zrakovou ostrostí 1,0 viděl ostře znak, který odpovídá této zrakové ostrosti i ze vzdálenosti, jež odpovídá 1/3 standardní vyšetřovací vzdálenosti. Za standardní vyšetřovací vzdálenosti se podle této normy považuje vzdálenost 4 m. Za přečtený se považuje řádek, na kterém vyšetřovaný přečte alespoň 3 znaky z 5, 4 znaky ze 6 nebo 7, 5 znaků z 8 nebo 9 a 6 znaků z 10. Preferenci mají řádky s 5, 8 nebo 10 znaky, kdy za úspěšně přečtený můžeme považovat ten řádek, kde subjekt přečetl 60% znaků. Testování má podle této normy být ukončeno tehdy, když subjekt nesplnil tuto podmínku. 36

Důležitá je také normalizace osvětlení. Celkový světelný jas optotypové tabule by měl být mezi 80 a 320 cd/m2. Světelný jas optotypového znaku by dle normy ČSN EN ISO 8596 neměl být větší než 15% světelného jasu prostoru kolem tohoto znaku (bílá plocha). Okolní prostor (mimo optotyp) by měl být tmavší než je testovací plocha. Prostor do 10 úhlových stupňů kolem optotypové tabule by měl mít světelný jas roven od 10% až do 25% světelného jasu testové plochy. Prostor kolem optotypu větší než 10 úhlových stupňů může mít světelný jas roven 1% světelného jasu testové plochy. V zorném prostoru by se měl nacházet zdroj difúzního světla s teplotou chromatičnosti od 2500 do 7000 K (UNMZ 1997).

2.3.7.6. VAR (visual acuity rating) Zraková ostrost se může vyjádřit i pomocí speciální bodové škály (Bailey 1988). VAR můžeme přeložit jako škála zrakové ostrosti. Přepočet mezi MAR a VAR ukazuje níže uvedený vzorce 14. D2K  100 L 58  IJ2K

(14)

Jesliže použijeme klasický zápis zrakové ostrosti dle Snellena, VAR 100 je roven hodnotě 6/6, VAR 50 hodnotě 6/60 a VAR 0 hodnotě 6/600.

2.3.7.7. VE (Visual efficiency) Další systém vyjádření zrakové ostrosti byl uveden Snellenem a Sterlingem v roce 1926 za účelem kvantitativního vyjádření ztráty zrakové ostrosti (Snell a Sterling 1926). Výpočet zrakové „účinnosti“ je možné vypočítat dle vzorce 15. DX  3 QRS Y%Z

3  0,83625

(15)

Snell a Sterling (1926) zjistili, že VE pro hodnotu zrakové ostrosti 6/6 (20/20) je 100%. Člověk s nejlépe korigovanou zrakovou ostrostí 6/60 (20/200) má VE rovnu 20%. Tato metoda byla aktualizována Hofstterem (Hofstetter 1950) a přijata Americkou zdravotnickou asociací (American Medical Association) v roce 1955 (Spaeth et al. 1955).

37

3. Cíle studie a hypotézy Jedná se o multicentrickou (celkem čtyři různá oddělení dvou pracovišť: Klinika nemocí očních - KNOO a optometrie a Katedra optometrie a ortoptiky - KOO), průřezovou (crosssectional), randomizovanou studii, ve které byly stanoveny tři níže uvedené cíle a hypotézy: 1. Porovnat výsledky měření centrální zrakové ostrosti na různých optotypových tabulích s cílem najít mezi nimi rozdíly. o Hypotéza 1: Budou nalezeny rozdíly mezi různými optotypovými tabulemi a testovacími metodami. 2. Stanovit a ověřit hodnoty intervalu spolehlivosti při opakovaném testování zrakové ostrosti různými metodami. o Hypotéza 2: Nejmenší interval spolehlivosti (CI) bude mít optotypová tabule logMAR ETDRS při použití interpolační metodiky testování. 3. Porovnat rozdíly mezi intrapersonálním a interpersonálním testováním centrální zrakové ostrosti. o Hypotéza 3: Existují statisticky významné rozdíly při interpersonálním testování ZO (tj. když testování provádí jiný vyšetřující).

4. Soubor testovaných subjektů Celkový počet náhodně vybraných subjektů bez významné oční patologie testovaných na pracovišti KOO LF MU Brno a KNOO FNUSA Brno v letech 2009 až 2012 je 105. Z tohoto počtu je 71 žen s průměrným věkem 27 let (medián 25 let, minimum 20 let, maximum 59 let) a 34 mužů s průměrným věkem 31 let (medián 28 let, minimum 25 let, maximu 49 let). Zraková ostrost byla měrena u každého subjektu vždy u obou očí a v některých případech i opakovaně (např. při kontrolním vyšetření), proto je celkový počet statisticky využitelných proměnných n = 270.

4.1.

Soubor 1

Do souboru bylo náhodně vybráno a zařazeno celkem 35 subjektů Refrakčního centra Kliniky nemocí očních a optometrie (KNOO) Fakultní nemocnice u svaté Anny (FNUSA) bez významné oční patologie, kteří na pracoviště většinou přišli za účelem vyřešení refrakční vady v období 2009-2010. Jedná se o 23 mužů s průměrným věkem 33 let (medián 32 let, minimum 25, maximum 49 let). Ženy byly zastoupeny 12 subjekty s průměrným věkem 38 let (medián 36 let, minimum 26 let, maximum 59 let). Zraková ostrost byla měřena u každého subjektu vždy u obou očí a v některých případech i opakovaně (při kontrolní návštěvě), proto je celkový počet statisticky využitelných proměnných n = 108.

4.2.

Soubor 2a

Do souboru bylo náhodně zařazeno celkem 28 studentů Lékařské fakulty (LF) Masarykovy univerzity (MU) Brno bez významné oční patologie, kteří podstoupili měření zrakové ostrosti v roce 2011 na KNOO FNUSA. Soubor obsahuje celkem 19 žen s průměrným věkem 26 let (medián 25, minimum 24 let, maximum 29 let) a 9 mužů s průměrným věkem 26 let (medián 26 let, minimum 25 let, maximum 28 let). Zraková ostrost byla měřena u každého subjektu vždy u obou očí a v některých případech i opakovaně, proto je celkový počet statisticky využitelných proměnných n = 78.

38

4.3.

Soubor 2b

Do souboru bylo náhodně zařazeno celkem 38 studentů Lékařské fakulty (LF) Masarykovy univerzity (MU) Brno bez významné oční patologie, kteří podstoupili měření zrakové ostrosti v roce 2011 na KNOO FNUSA. Soubor obsahuje celkem 37 žen s průměrným věkem 25 let (medián 24 let, minimum 21 let, maximum 38 let) a 1 muže ve věku 27 let. Zraková ostrost byla měřena u každého subjektu vždy u obou očí a v některých případech i opakovaně, proto je celkový počet statisticky využitelných proměnných n = 76.

4.4.

Soubor 3

Do souboru byli náhodně zařazeni 4 studenti Lékařské fakulty (LF) Masarykovy univerzity (MU) Brno bez významné oční patologie, kteří podstoupili měření zrakové ostrosti v roce 2012 na Katedře optometrie a ortoptiky (KOO). Soubor obsahuje celkem 3 ženy s průměrným věkem 21 let (medián 21 let, minimum 20 let, maximum 21 let) a 1 muže ve věku 33 let. Zraková ostrost byla měřena u každého subjektu vždy u obou očí, proto je celkový počet statisticky využitelných proměnných n = 8.

39

5. Metodika 5.1.

Studie 1

5.1.1. Projekční optotyp Zeiss SZP 350 Projekční optotyp SZP 350 je vyráběný a distribuovaný firmou Zeiss. Přístroj se skládá z projektoru, okénka detektoru infračerveného světla, objektivu projektoru a základny. Dále k přístroji patří dálkový infračervený ovladač a speciální tabule pro projekci optotypových testů. Optotypové znaky jsou pomocí halogenové žárovky a optické soustavy projektoru promítány na projekční plochu/tabuli umístěnou ve vzdálenosti 2,5 až 6,5 metru. V případě první studie byla projekční plocha umístěna ve vzdálenosti 5 m a průměrný světelný jas byl 83 cd/m2. V tabulce 4 jsou uvedena další technická data použitého přístroje. Tab. 4: Technická data projekčního optotypu Zeiss SZP 350 Typ Rozměry Váha Projekční vzdálenost Projekční lampa Napájení Příkon Přípustná teplota okolí

SZP 350 340 x 205 x 210 mm (délka, šířka, výška) 5,5 kg 2,5 až 6,5 m 12V 30W halogenová lampa 110/220V, 50/60 Hz 40 W 10 až 35°C

5.1.2. Optotypová tabule CSV-1000 Vector Vision Optotypová tabule CSV-1000 dodávaná firmou Vector Vision je standardizovaný nástroj pro testování nejen zrakové ostrosti, ale i kontrastní citlivosti. Tabule obsahuje originální osvětlovací zařízení, které (podle US patentu) reguluje odražené světlo od testového pole tabule na hladinu světelného jasu 85 cd/m2. Tento režim zajišťuje snímací fotodioda, jež reguluje podsvícení optotypové tabule, které zajišťují LED diody (Vector Vision 2012, Veselý 2008). Optotypová tabule může být instalována na speciálním stojanu, položena na stole nebo zavěšena na stěně. Ve studii byla používana posledně jmenovaná varianta testu. Optotypová tabule umožňuje měřit zrakovou ostrost ze čtyř metrů v rozsahu od +1,0 do -0,3 logMAR dle standardní metody (Ferris et al. 1982). Tzn., že v každém řádku je stejný počet optotypových znaků (Sloanova modifikace), které jsou od sebe vzdáleny vždy o stejný ekvivalent (0,1 logMAR).

5.1.3. Průběh vyšetření U všech subjektů byl vyšetřen buď naturální vízus (UCVA) nebo vízus s nejlepší korekcí (BCVA) vždy 3 metodami a zároveň 2 přístroji (SZP-350 a CSV-1000) za podmínek standardního osvětlení (dle normy ČSN EN ISO 8596). Na optotypu SZP-350 byl použit Snellenův test v provedení s bezpatkovými optotypovými znaky a vyšetření probíhalo z 5 metrové vzdálenosti. Byla použita celořádková metodika (dle normy ČSN EN ISO 8596, SNcel), kde za přečtený byl považován řádek, na kterém subjekt identifikoval 60% a více optotypových znaků (např. 3 z 5). Řádek zapsaný decimálně byl následně pomocí konverzního vztahu (viz kapitola 2.3.7.4.) převeden na hodnotu logMAR. Na optotypu CSV-

40

1000 byla použita celořádková metoda (ETDRScel) a interpolační metoda skórování (ETDRSint). Obě v provedení se Sloanovými optotyopými znaky. Subjekt měl za úkol číst ze vzdálenosti 4 m všechny optotypové znaky až k řádku, který byl subjektem přečtený méně než z 60%. Zapsáním předchozího řádku (správně přečtených více než 60% znaků) byla získána hodnota ETDRScel (jednotky logMAR). Následně byly dopočítány přečtené znaky ze stejného nebo následujícího řádku, a tak byla získána výsledná hodnota zrakové ostrosti v jednotkách logMAR (1 znak = 0,02 logMAR).

5.2.

Studie 2a

5.2.1. Optotypová tabule Smart chart LCD CP-400 V této studii byla použita optotypová tabule od výrobce FREY Spólka Jawna na český trh dodávaná firmou SPIRIT MEDICAL Brno. Optotypová tabule nese označení Smart chart LCD CP-400. Tabule obsahovala verzi softwaru 2.0.3. rev. 00 EN. Světelný jas tabule je 200 cd/m2 (Spirit Medical 2012). Další vlastnosti optotypové tabule jsou uvedeny v tabulce 5. Tab. 5: Základní specifikace optotypové tabule CP-400 Typ LCD optotypu Elektrické napájení Elektrický příkon Klasifikační třída Rozsah provozních teplot Rozsah teplot pro uskladnění Atmosférický tlak Relativní vlhkost Rozměry Hmotnost Typ baterií pro dálkový ovladač

CP-400 115-230V +/-10%, 50/60 Hz 65 W I od +5 až do +40°C od 0 až do 40°C 860 až 1060 kPa max. 90%, bez kondenzace (provoz i uskladnění) 443 x 368 x 122 mm (délka, výška, hloubka) 6 kg 2 x AA LR6

Optotypová tabule obsahuje mnoho testů. Mimo jiné to jsou obrázkové optotypy, Sloanovy optotypy, Snellenovy optotypy, Landoltovy kruhy, červeno-zelené testy, test na astigmatismus, fixační bod, Ishiharovy pseudoisochromatické tabulky, animace, 100 Hue test, ETDRS optotypy a stereogramy. Pro účely studie byly použity Snellenovy optotypové znaky v bezpatkové úpravě v klasickém aritmetickém a logaritmickém provedení (logMAR ETDRS). Tabulka 6 ukazuje jednotlivé úrovně měřitelné zrakové ostrosti podle Evropského standardu.

41

Tab. 6: Úrovně měřitelné zrakové ostrosti na optotypu CP-400 DECIMAL LOGMAR 0,006 2,2 0,008 2,1 0,01 2 0,013 1,9 0,016 1,8 0,02 1,7 0,025 1,6 0,032 1,5 0,04 1,4 0,05 1,3 0,063 1,2 0,08 1,1 0,1 1 0,125 0,9 0,16 0,8

4/m DECIMAL LOGMAR 630 0,2 0,70 500 0,25 0,60 400 0,32 0,50 320 0,4 0,40 250 0,5 0,30 200 0,63 0,20 160 0,7 0,15 125 0,8 0,10 100 0,9 0,05 80 1 0,00 63 1,1 -0,05 50 1,25 -0,10 40 1,6 -0,20 32 2 -0,30 25

4/m 20 16 12,5 10 8 6,3 6 5 4,5 4 3,5 3,2 2,5 2

5.2.2. Průběh vyšetření Vyšetření probíhalo za podmínek standardního osvětlení (dle normy ČSN EN ISO 8596) ze vzdálenosti 4 m. Naturální nebo nejlépe korigovaná zraková ostrost obou očí probandů byla opakovaně (vždy dvakrát u každé metody) testována na optotypu logMAR ETDRS interpolační metodikou (ETDRSint), na Snellenově optotypu celořádkovou metodikou (SNcel) a interpolační metodikou (SNint). Zraková ostrost byla zapisována v jednotkách logMAR, případně přepočítána (konverzní vztah viz kapitola 2.3.7.4.) z decimálního zápisu (SNcel), respektive přepočítána a dopočítána u metodiky SNint. Subjekt četl na optotypu logMAR ETDRS (metoda ETDRSint) ze vzdálenosti 4 m všechny optotypové znaky až k řádku, který byl subjektem přečtený méně než z 60%. Zapsáním předchozího řádku (správně přečtených více než 60% znaků) byla získána hodnota ZO v jednotkách logMAR a následně dopočítána o další přečtené znaky ze stejného řádku nebo řádků následujících. Tímto způsobem byla získána výsledná hodnota zrakové ostrosti (ETDRSint). U metodiky SNcel byl za přečtený považován řádek, který dotyčný proband přečetl z 60% (dle normy ČSN EN ISO 8596). U metodiky SNint byla hodnota ZO dopočítána stejným způsobem jako u metodiky ETDRSint (1 znak = 0,02 logMAR).

5.3.

Studie 2b

5.3.1. Optotypová tabule Vista Vision 19´´ Optotypovou tabuli Vista Vision 19´´ dodává na trh firma DMD MED TECH v České republice zastoupena firmou OFTIS-OPTA s.r.o. Jedná se o LCD panel s úhlopříčkou 19 palců. Monitor má rozlišení 1280x1024 a je dodáván firmou NEC. Monitor je kalibrován tak, aby u něj byl zajištěn standardní světlený jas i v dlouhodobém horizontu. Softwarová výbava je variabilní a lze ji velice snadno aktualizovat. Tabule může obsahovat např. tyto testy: Snellenův optotyp, Sloanovy znaky, Landoltovy kruhy, čísla, HOTV, dětské symboly, ETDRS tabule, test na kontrastní sensitivitu, červeno-zelené a polarizační testy pro detekci a měření heteroforie, astigmatický test a Amslerovu mřížku. V případě studie 2b byla z výše 42

uvedených testů použita ETDRS a Snellenova tabuli, obě v provedení s bezpatkovým písmem. Tab. 7: Technická specifikace optotypové tabule Vista Vision 19´´ Typ Polarizace Pracovní vzdálenost Rozměry (šířka x výška x hloubka) Připojení Klasifikace

LCD 19´´ 45°, 135° do 8 m 41 x 34 x 6 cm 110-220 VAC, 50-60 Hz Lékařské přístroje, skupina I

5.3.2. Průběh vyšetření Vyšetřována byla naturální/nekorigovaná zraková ostrost nebo zraková ostrost s nejlepší korekcí za podmínek standardního osvětlení (dle normy ČSN EN ISO 8596) ze vzdálenosti 4 m. Naturální nebo nejlépe korigovaná zraková ostrost obou očí probandů byla testována opakovaně (vždy dvakrát u každé metody) na optotypu logMAR ETDRS interpolační metodikou (ETDRSint), na Snellenově optotypu celořádkovou metodikou (SNcel) a interpolační metodikou (SNint). Zraková ostrost byla zapisována v jednotkách logMAR, případně přepočítána (konverzní vztah viz kapitola 2.3.7.4.) z decimálního zápisu (SNcel), respektive přepočítána a dopočítána u metodiky SNint. Při použití optotypové tabule logMAR ETDRS (metoda ETDRSint) byly počítány všechny správně přečtené optotypové znaky až k řádku, který byl subjektem přečtený méně než z 60%. Zapsáním předchozího řádku (správně přečtených více než 60% znaků) byla získána hodnota ZO v jednotkách logMAR a následně dopočítána o další přečtené znaky ze stejného nebo řádků následujících. Výsledkem byla hodnota zrakové ostrosti (ETDRSint). U metodiky SNcel byl za přečtený řádek považován ten, který dotyčný proband přečetl z 60% (dle normy ČSN EN ISO 8596). U metodiky SNint byla hodnota ZO dopočítána stejným způsobem jako u metodiky ETDRSint (1 znak = 0,02 logMAR).

5.4.

Studie 3

5.4.1. Optotypová tabule Smart chart CP-200 Optotypová tabule CP-200 je tvořena 15 palcovým LCD TFT displejem s 18 bity. Světelný jas pozadí je 200 cd/m2. Vyšetřovací vzdálenost může být nastavena od 2 do 7 metrů. Tabule obsahuje standardně tyto testy: logMAR ETDRS, Snellen. Dále tabule obsahuje písmena, číslice, Pflügerovy háky, Landoltovy kruhy, obrázkové optotypy, optotypy HOTV a separované optotypy pro vyšetření amblyopie (Spirit Medical 2012).

5.4.2. Průběh vyšetření Vyšetřována byla naturální (UCVA) zraková ostrost nebo zraková ostrost s nejlepší korekcí (BCVA) za podmínek standardního osvětlení (dle normy ČSN EN ISO 8596) ze vzdálenosti 5 metrů. Naturální nebo nejlépe korigovaná zraková ostrost obou očí subjektů byla testována opakovaně na optotypu logMAR ETDRS interpolační metodikou s písmennými optotypovými znaky. V první části (6 opakovaných měření) prováděl měření

43

vždy jeden a ten samý vyšetřující. V druhé části provedl vyšetřující A první tři měření a vyšetřující B zbylá tři měření. Při vyšetření byly počítány všechny správně přečtené optotypové znaky až k řádku, který byl subjektem přečtený méně než z 60%. Zapsáním předchozího řádku (správně přečtených více než 60% znaků) byla získána hodnota ZO v jednotkách logMAR a následně dopočítána o další přečtené znaky ze stejného nebo řádků následujícíc. Výsledkem byla další hodnota zrakové ostrosti.

44

6. Výsledky 6.1.

Studie 1

Základní statistické charakteristiky všech 3 výběrových souborů jsou uvedeny v tabulce 8. Tab. 8: Základní statistické charakteristiky pro jednotlivé metody měření ostrosti zraku Popisné statistiky (Data) N Průměr Int. spolehl. Int. spolehl. Proměnná -95% +95% ETDRSint 108 -0,047 -0,062 -0,031 108 -0,046 -0,063 -0,030 ETDRScel SNcel 108 -0,066 -0,082 -0,051

Medián

Minimum Maximum Sm. odch.

-0,060 -0,100 -0,097

-0,20 -0,20 -0,20

0,18 0,20 0,20

0,081 0,088 0,080

Rozdělení četnosti hodnot měření pro jednotlivé metody měření zrakové ostrosti (ETDRSint, ETDRScel a SNcel) ukazují následující obrázky 19, 20 a 21. Histogram: ETDRSint Shapiro-WilksW=,94975, p<,00046 Očekávané normální 60

50

Počet pozor.

40

30

20

10

0 -0,3

-0,2

-0,1

0,0

0,1

0,2

x <= hranice kategorie[logMÚR]

Obr. 19: Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint

45

Histogram: ETDRScel Shapiro-WilksW=,85130, p<,00000 Očekávané normální 55 50 45

Počet pozor.

40 35 30 25 20 15 10 5 0 -0,3

-0,2

-0,1

0,0

0,1

0,2

x <= hranice kategorie[logMÚR]

Obr. 20: Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRScel

Histogram: SNcel Shapiro-WilksW=,78873, p<,00000 Očekávané normální 100 90 80

Počet pozor.

70 60 50 40 30 20 10 0 -0,3

-0,2

-0,1

0,0

0,1

0,2

0,3

x <= hranice kategorie[logMÚR]

Obr. 21: Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel

U všech 3 metod bylo provedeno hodnocení normality měření Shapiro-Wilkovým testem, který u všech metod zamítl předpoklad normality na hladině významnosti 0,05. Z toho důvodu byl pro testování rozdílů mezi metodami použit neparametrický Wilcoxonův test pro párové hodnoty. Za hladinu významnosti testu byla opět zvolena hodnota 0,05. Z tabulek 9, 10 a 11 je patrné, že statisticky významné rozdíly jsou mezi ETDRSint a SNcel a ETDRScel a SNcel. V tabulkách N označuje počet testovaných očí, T a Z jsou hodnoty testového kriteria, Úroveň p označuje hladinu významnosti testu.

46

Tab. 9: Výsledky Wilcoxonova testu pro hodnocení rozdílu mezi metodami ETDRSint a ETDRScel Wilcoxonův párový test

Dvojice proměnných ETDRSint & ETDRScel

N

T

Z

Úroveň p

108

2417,0

0,859

0,391

Tab. 10: Výsledky Wilcoxonova testu pro hodnocení rozdílu mezi metodami ETDRSint a SNcel Wilcoxonův párový test

Dvojice proměnných ETDRSint & SNcel

N

T

Z

Úroveň p

108

1509,5

4,288

0,000

Tab. 11: Výsledky Wilcoxonova testu pro hodnocení rozdílu mezi metodami ETDRScel a SNcel Wilcoxonův párový test

Dvojice proměnných ETDRScel & SNcel

N

T

Z

Úroveň p

108

1542,5

2,032

0,042

Pro ověření korelace mezi jednotlivými metodami byl použit neparametrický Spearmanův test. Spearmanovy koeficienty korelace obsahuje tab. 12. Z tabulky 12 je vidět, že nejtěsnější vazbu měření vykazují metody ETDRSint a ETDRScel (0,930). Všechny koeficienty jsou statisticky významné. Tab. 12: Spearmanovy koeficienty korelace mezi použitými metodami měření Spearmanovy korelace

Proměnná ETDRSint ETDRScel SNcel

ETDRSint 1,000 0,930 0,801

ETDRScel 0,930 1,000 0,760

SNcel 0,801 0,760 1,000

47

Bodové diagramy mezi dvojicemi metod měření jsou zobrazeny v obrázcích 22, 23 a 24. V grafech jsou uvedeny také regresní přímky s 95% intervalem spolehlivosti. Bodový graf ETDRScel = 0,0008+1,0051*x; 0,95 Int.spol. 0,25 0,20 0,15

ETDRScel [logMÚR]

0,10 0,05 0,00 -0,05 -0,10 -0,15 -0,20 -0,25 -0,25

-0,20

-0,15

-0,10

-0,05

0,00

0,05

0,10

0,15

ETDRSint [logMÚR]

Obr. 22: Regresní přímka u metody ETDRSint a ETDRScel 44

48

0,20

Bodový graf SNcel = -0,027+0,8376*x; 0,95 Int.spol. 0,25 0,20 0,15

SNcel [logMÚR]

0,10 0,05 0,00 -0,05 -0,10 -0,15 -0,20 -0,25 -0,25

-0,20

-0,15

-0,10

-0,05

0,00

0,05

0,10

0,15

0,20

ETDRSint [logMÚR]

Obr. 23: Regresní přímka u metody ETDRSint a SNcel Bodový graf SNcel = -0,0323+0,7334*x; 0,95 Int.spol. 0,25 0,20 0,15

SNcel [logMÚR]

0,10 0,05 0,00 -0,05 -0,10 -0,15 -0,20 -0,25 -0,25

-0,20

-0,15

-0,10

-0,05

0,00

0,05

0,10

0,15

ETDRScel [logMÚR]

Obr. 24: Regresní přímka u metody ETDRScel a SNcel

49

0,20

0,25

6.2.

Studie 2a

6.2.1. Opakovatelnost a korelace pro metodu ETDRSint Základní statistické charakteristiky souborů ETDRSint1 a ETDRSint2 ukazuje tabulka 13. Tab. 13: Základní charakteristiky pro ETDRSint1 a ETDRSint2 Popisné statistiky (Data) N Průměr Proměnná ETDRS1int ETDRS2int DifETDRSint MeanETDRSint

78 78 78 78

-0,0612 -0,0610 0,0001 -0,0304

Int. spolehl. -95% -0,1099 -0,1097 -0,0099 -0,0557

Int. spolehl. +95% -0,0124 -0,0124 0,0102 -0,0052

Minimum

Maximum

Sm. odch.

-0,3000 -0,2800 -0,1200 -0,1800

0,7200 0,8000 0,1200 0,4600

0,2162 0,2157 0,0446 0,1121

Směrod. chyba 0,0245 0,0244 0,0050 0,0127

Histogramy četností u souborů ETDRSint1 a ETDRSint2 (obr. 25 a 26) ukazují na neparametrické rozložení dat. To také potvrzuje test Shapiro-Wilk, který hypotézu o normalitě dat zamítá na statisticky významné hladině pravděpodobnosti 0,05.

Histogram: ETDRSint1 Shapiro-WilksW=,71064, p<,00000 Očekávané normální 45 40 35

Počet pozor.

30 25 20 15 10 5 0 -0,6

-0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 25: Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint1

50

0,8

Histogram: ETDRSint2 Shapiro-WilksW=,70105, p<,00000 Očekávané normální 50 45 40

Počet pozor.

35 30 25 20 15 10 5 0 -0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 26: Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint2 K testu rozdílu mezi veličinami byl proto použit neparametrický Wilcoxonův test pro párové hodnoty. Ten nezamítl předpoklad shody veličin na hladině významnosti 0,05 (viz tabulka 14). Tedy měření 1 a 2 veličiny ETDRS se statisticky významně (na hl. významnosti 0,05) neliší. Tab. 14: Výsledky neparametrického testu pro párová měření ETDRSint1 a ETDRSint2 Wilcoxonův párový test (Data2a) Označené testy jsou významné na hladině p <,05000 N T Z Úroveň p Dvojice proměnných ETDRSint1 & ETDRSint2

78

734,00

0,0732

0,9417

Parametrický test, který není v tomto případě oprávněný, poskytl stejný výsledek (viz Tab. 15). Parametrický test byl použit proto, aby byly získány určité hodnoty (standardní chybu rozdílu a směrodatnou odchylku rozdílu) pro výpočet intervalů spolehlivosti u tzv. testretest testu.

51

Tab. 15: Výsledky parametrického testu pro párová měření ETDRSint1 a ETDRSint2

Proměnná ETDRSint1 ETDRSint2

t-test pro závislé vzorky (Data) Označ. rozdíly jsou významné na hlad. p < ,05000 Průměr Sm.odch. N Rozdíl Sm.odch. rozdílu -0,0612 0,2162 -0,0610 0,2157 78 0,0001 0,0446

t

sv

p

-0,0254

77

0,9798

Následující obrázek 27 ukazuje průměrný rozdíl v měření ETDRSint1 a ETDRSint2 (DifETDRSint = 0,000), interval spolehlivosti (95%) DifETDRSint (-0,010; 0,010) a interval spolehlivosti (95%) měření (-0,087;0,087). Graf rozdílů ETDRSint (Bland &Altman) 0,14 0,12 0,10 0,08

DifETD [logMAR ]

0,06 0,04 0,02 0,00 -0,02 -0,04 -0,06 -0,08 -0,10 -0,12 -0,14 -0,3

-0,2

-0,1

0,0

0,1

0,2

0,3

0,4

0,5

MeanETD [logMAR]

Obr. 27: Graf rozdílů u opakovaného měření metodou ETDRSint (Bland&Atlman) Z obrázku 27 je patrné, že interval spolehlivosti pro párová měření je +/-0,08 logMAR, tj. přibližně 4 optotypové znaky. Jako poslední byla data ze souboru EDTRSint1 a ETDRSint2 otestována pomocí Spearmanova korelačního testu, aby byla zjištěna těsnost korelace obou hodnota (viz tabulka 16).

52

Tab. 16: Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory EDTRSint1 a ETDRSint2 Spearmanovy korelace (Data2B)

Proměnná ETDRS1 ETDRS2 DifETD MeanETD

Označ. korelace jsou významné na hl. p <,05000 ETDRS1 ETDRS2 DifETD MeanETD 1,000 0,895 -0,287 0,689 1,000 0,062 0,919 0,895 -0,287 0,062 1,000 0,368 1,000 0,689 0,919 0,368

Z tabulky 16 je patrná vysoká (r = 0,89) pozitivní korelace mezi soubory ETDRSint1 a ETDRSint2 významná na statistické hladině 0,05.

6.2.1. Opakovatelnost a korelace pro metodu SNcel Základní statistické charakteristiky soborů SNcel1 a SNcel2 ukazuje tabulka 17. Tab. 17: Základní charakteristiky pro SNcel1 a SNcel2 Popisné statistiky (Data) N Průměr Int. spolehl. Int. spolehl. Minimum Maximum Sm. odch. Směrod. Proměnná -95% +95% chyba SNcel1 78 -0,0438 -0,1002 0,0125 -0,30 1,00 0,2501 0,0283 SNcel2 78 -0,0458 -0,0987 0,0072 -0,30 1,00 0,2348 0,0266 78 -0,0019 -0,0150 0,0112 -0,21 0,11 0,0581 0,0066 DifSNC MeanSNC 78 -0,0448 -0,0991 0,0095 -0,30 0,95 0,2408 0,0273

Histogramy četností u souborů SNcel1 a SNcel2 (obr. 28 a 29) ukazují na neparametrické rozložení dat. To také potvrzuje test Shapiro-Wilk, který hypotézu o normalitě dat zamítá na statisticky významné hladině pravděpodobnosti 0,05.

53

Histogram: SNcel1 Shapiro-WilksW=,71775, p<,00000 Očekávané normální 40 35

Počet pozor.

30 25 20 15 10 5 0 -0,6

-0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

0,8

1,0

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 28: Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel1 Histogram: SNcel2 Shapiro-WilksW=,71768, p<,00000 Očekávané normální 40 35

Počet pozor.

30 25 20 15 10 5 0 -0,6

-0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 29: Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel2 54

K testu rozdílu mezi veličinami byl proto použit neparametrický Wilcoxonův test pro párové hodnoty. Ten nezamítl předpoklad shody veličin na hladině významnosti 0,05 (viz tabulka 18). Tedy měření 1 a 2 veličiny SNcel se statisticky významně (na hl. významnosti 0,05) neliší. T Tab. 18: Výsledky neparametrického testu pro párová měření SNcel1 a SNcel2 Wilcoxonův párový test (Data) Označené testy jsou významné na hladině p <,05000 N T Z Úroveň p Dvojice proměnných platných SNcel1 & SNcel2 78 139,00 0,6323 0,5272

Parametrický test, který není v tomto případě oprávněný, poskytl stejný výsledek (viz Tab. 19). Parametrický test byl použit proto, aby byly získány určité hodnoty (standardní chybu rozdílu a směrodatnou odchylku rozdílu) pro výpočet intervalů spolehlivosti u tzv. testretest testu (Bland a Altman 1986). . Tab. 19: Výsledky parametrického testu pro párová měření SNcel1 a SNcel2 t-test pro závislé vzorky (Data) Označ. rozdíly jsou významné na hlad. p < ,05000 Průměr Sm.odch. N Rozdíl Sm.odch. t Proměnná rozdílu SNcel1 -0,0438 0,2501 SNcel2 -0,0458 0,2348 78 0,0019 0,0581 0,2923

sv

p

77 0,7709

Následující obrázek 30 ukazuje průměrný rozdíl v měření SNcel1 a SNcel2 (DifSNcel = 0,001), interval spolehlivosti (95%) DifSNcel (-0,013; 0,011) a interval spolehlivosti (95%) měření (-0,116;0,112).

55

Graf rozdílů SNcel (Bland &Altman) 0,15

Rozdíl (SNcel2-SNcel2) [logMAR ]

0,10

0,05

0,00

-0,05

-0,10

-0,15

-0,20

-0,25 -0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

MeanSNC [logMAR]

Obr. 30: Graf rozdílů u opakovaného měření metodou SNcel (Bland&Atlman) Z obrázku 30 je patrné, že interval spolehlivosti pro párová měření je +/-0,11 logMAR, tj. přibližně 5,5 optotypového znaku. Jako poslední byla data ze souboru SNcel1 a SNcel2 otestována pomocí Spearmanova korelačního testu. Důvodem byla snaha zjistit, jak těsně spolu tyto dvě hodnoty korelují (viz tabulka 20). Tab. 20: Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory SNcel1 a SNcel2 Spearmanovy korelace (Data2B)

Proměnná SNcel1 SNcel2 DifSNC MeanSNC

Označ. korelace jsou významné na hl. p <,05000 SNcel1 SNcel2 DifSNC MeanSNC 1,000 0,905 -0,294 0,976 0,905 1,000 0,074 0,971 0,074 1,000 -0,125 -0,294 0,976 0,971 -0,125 1,000

Z tabulky 20 je patrná vysoká (r = 0,90) pozitivní korelace mezi soubory SNcel1 a SNcel2 významná na statistické hladině 0,05.

56

6.2.2. Opakovatelnost a korelace pro metodu SNint Základní statistické charakteristiky soborů SNcel1 a SNcel2 ukazuje tabulka 21. Tab. 21: Základní charakteristiky pro SNint1 a SNint2 Popisné statistiky (Data) N Průměr Proměnná SNint1 SNint2 DifSNI MeanSNI

Int. spolehl. -95%

Int. spolehl. +95%

Minimu m

Maximu m

Sm. odch.

Směrod. chyba

78

-0,0188

-0,0843

0,0466

-0,30

0,98

0,2905

0,0329

78

-0,0041

-0,0698

0,0616

-0,26

1,00

0,2915

0,0330

78

0,0147

-0,0084

0,0379

-0,19

0,78

0,1026

0,0116

78

0,0053

-0,0315

0,0421

-0,15

0,79

0,1633

0,0185

Histogramy četností u souborů SNint1 a SNint2 (obr. 30 a 31) ukazují na neparametrické rozložení dat. To také potvrzuje test Shapiro-Wilk, který hypotézu o normalitě dat zamítá na statisticky významné hladině pravděpodobnosti 0,05.

Histogram: SNint1 Shapiro-WilksW=,71884, p<,00000 Očekávané normální 50 45 40

Počet pozor.

35 30 25 20 15 10 5 0 -0,6

-0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 31: Rozdělení četností hodnot pro metodu SNint1

57

0,8

1,0

Histogram: SNint2 Shapiro-WilksW=,70634, p<,00000 Očekávané normální 45 40 35

Počet pozor.

30 25 20 15 10 5 0 -0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 32: Rozdělení četností hodnot pro metodu SNint2 K testu rozdílu mezi veličinami byl proto použit neparametrický Wilcoxonův test pro párové hodnoty. Ten nezamítl předpoklad shody veličin na hladině významnosti 0,05 (viz tabulka 17). Tedy měření 1 a 2 veličiny SNint se statisticky významně (na hl. významnosti 0,05) neliší. Tab. 22: Výsledky neparametrického testu pro párová měření SNint1 a SNint2 Wilcoxonův párový test (Data) Označené testy jsou významné na hladině p <,05000 Počet T Z Úroveň p Dvojice proměnných platných SNint1 & SNint2 78 683,00 1,3356 0,1817

Parametrický test, který není v tomto případě oprávněný, poskytl stejný výsledek (viz Tab. 23). Parametrický test byl použit proto, aby byly získány určité hodnoty (standardní chybu rozdílu a směrodatnou odchylku rozdílu) pro výpočet intervalů spolehlivosti u tzv. testretest testu (Bland a Altman 1986)

58

Tab. 23: Výsledky parametrického testu pro párová měření SNint1 a SNint2 t-test pro závislé vzorky (Data) Označ. rozdíly jsou významné na hlad. p < ,05000 Průměr Sm.odch. N Rozdíl Sm.odch. t Proměnná rozdílu SNint1 -0,0188 0,2905 SNint2 -0,0041 0,2915 78 0,0147 0,1026 -1,269

sv

p

77 0,2084

Následující obrázek 33 ukazuje průměrný rozdíl v měření SNint1 a SNint2 (DifSNint = 0,014), interval spolehlivosti (95%) DifSNint (-0,008; 0,037) a interval spolehlivosti (95%) měření (-0,189;0,217). Graf rozdílů SNint (Bland&Altm an) 1,0

0,8

0,6

DifSNI

0,4

0,2

0,0

-0,2

-0,4 -0,2

0,0

0,2

0 ,4

0,6

0,8

1,0

MeanSNI

Obr. 33: Graf rozdílů u opakovaného měření metodou SNint (Bland&Atlman) Z obrázku 33 je patrné, že interval spolehlivosti pro párová měření je +/-0,20 logMAR, tj. přibližně 10 optypových znaků (2 řádky). Jako poslední byla data ze souboru SNint1 a SNint2 otestována pomocí Spearmanova korelačního testu. Důvodem byla snaha zjistit, jak těsně spolu tyto dvě hodnoty korelují (viz tabulka 24).

59

Tab. 24: Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory SNint1 a SNint2 Spearmanovy korelace (Data2B)

Proměnná SNint1 SNint2 DifSNI MeanSNI

Označ. korelace jsou významné na hl. p <,05000 SNint1 SNint2 DifSNI MeanSNI 1,000 0,935 -0,290 0,766 0,935 1,000 0,005 0,928 -0,290 0,005 1,000 0,296 0,766 0,928 0,296 1,000

Z tabulky 24 je patrná vysoká (r = 0,93) pozitivní korelace mezi soubory SNcel1 a SNcel2 významná na statistické hladině 0,05.

6.3.

Studie 2b

6.3.1. Opakovatelnost u korelace pro metodu ETDRSint Základní statistické charakteristiky souborů ETDRSint1 a ETDRSint2 ukazuje tabulka 25. Tab. 25: Základní charakteristiky pro ETDRSint1 a ETDRSint2 Popisné statistiky (Data) N Průměr Int. spolehl. Int. spolehl. Proměnná -95% +95% ETDRS1int 76 -0,0445 -0,0639 -0,0250 ETDRS2int 76 -0,0345 -0,0559 -0,0130 DifETDRSint 76 0,0100 0,0033 0,0167 MeanETDRSint 76 -0,0395 -0,0597 -0,0193

Minimum Maximum Sm. odch. Směrod. chyba -0,1000 0,4600 0,0851 0,0098 -0,1000 0,4600 0,0938 0,0108 -0,0400 0,1200 0,0291 0,0033 -0,1000 0,4600 0,0884 0,0101

Histogramy četností u souborů ETDRSint1 a ETDRSint2 (obr. 34 a 35) ukazují na neparametrické rozložení dat. To také potvrzuje test Shapiro-Wilk, který hypotézu o normalitě dat zamítá na statisticky významné hladině pravděpodobnosti 0,05.

60

Histogram: ETDRSint1 Shapiro-WilksW=,65275, p<,00000 Očekávané normální 45 40 35

Počet pozor.

30 25 20 15 10 5 0 -0,2

-0,1

0,0

0,1

0,2

0,3

0,4

0,5

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 34: Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint1 Histogram: ETDRSint2 Shapiro-WilksW=,70902, p<,00000 Očekávané normální 40 35

Počet pozor.

30 25 20 15 10 5 0 -0,2

-0,1

0,0

0,1

0,2

0,3

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 35: Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint2 61

0,4

0,5

K testu rozdílu mezi veličinami byl proto použit neparametrický Wilcoxonův test pro párové hodnoty. Ten zamítl předpoklad shody veličin na hladině významnosti 0,05 (viz tabulka 26). Tedy měření 1 a 2 veličiny ETDRS se statisticky významně (na hl. významnosti 0,05) liší. Tab. 26: Výsledky neparametrického testu pro párová měření ETDRSint1 a ETDRSint2 Wilcoxonův párový test (Data) Označené testy jsou významné na hladině p <,05000 N T Z Úroveň p Dvojice proměnných ETDRSint1 & ETDRSint2

76

243,00

2,4297

0,0151

Parametrický test, který není v tomto případě oprávněný, poskytl stejný výsledek (viz Tab. 27). Parametrický test byl použit proto, aby byly získány určité hodnoty (standardní chybu rozdílu a směrodatnou odchylku rozdílu) pro výpočet intervalů spolehlivosti u tzv. testretest testu (Bland a Altman 1986) Tab. 27: Výsledky parametrického testu pro párová měření ETDRSint1 a ETDRSint2 t-test pro závislé vzorky (Data) Označ. rozdíly jsou významné na hlad. p < ,05000 Průměr Sm.odch. N Rozdíl Sm.odch. t Proměnná rozdílu ETDRSint1 -0,0445 0,0851 ETDRSint2 -0,0345 0,0938 76 0,0100 0,0291 -2,994

sv

p

75

0,0037

Následující obrázek 36 ukazuje průměrný rozdíl v měření ETDRSint1 a ETDRSint2 (DifETDRSint = 0,010), interval spolehlivosti (95%) DifETDRSint (0,003;0,017) a interval spolehlivosti (95%) měření (-0,047; 0,067).

62

Graf rozdílů ETDRSint (Bland &Altman ) 0,14

Rozdíl (ETDRSint2-ETDRSint1) [logMAR]

0,12 0,10 0,08 0,06 0,04 0,02 0,00 -0,02 -0,04 -0,06 -0,2

-0,1

0,0

0,1

0,2

0,3

0,4

0,5

Průměr (ETDRS int1+ETDRSint2)/2 [logMAR]

Obr. 36: Graf rozdílů u opakovaného měření metodou ETDRSint (Bland&Atlman) Z obrázku 36 je patrné, že interval spolehlivosti pro párová měření je +/-0,05 logMAR, tj. přibližně 2,5 optotypového znaku. Jako poslední byla data ze souboru EDTRSint1 a ETDRSint2 otestována pomocí Spearmanova korelačního testu. Důvodem byla snaha zjistit, jak těsně spolu tyto dvě hodnoty korelují (viz tabulka 28).

Tab. 28: Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory EDTRSint1 a ETDRSint2 Spearmanovy korelace (Data2A) Označ. korelace jsou významné na hl. p <,05000 Proměnná ETDRS1 ETDRS2 DifETDRS MeanETDRS ETDRS1 1,000 0,825 0,019 0,933 ETDRS2 0,825 1,000 0,509 0,961 DifETDRS 0,019 0,509 1,000 0,309 MeanETDRS 0,933 0,961 0,309 1,000

63

Z tabulky 28 je patrná vysoká (r = 0,82) pozitivní korelace mezi soubory ETDRSint1 a ETDRSint2 významná na statistické hladině 0,05.

6.3.1. Opakovatelnost a korelace pro metodu SNcel Základní statistické charakteristiky soborů SNcel1 a SNcel2 ukazuje tabulka 29. Tab. 29: Základní charakteristiky pro SNcel1 a SNcel2 Popisné statistiky (Data) N Průměr Int. spolehl. Proměnná -95% SNcel1 76 -0,0169 -0,0449 SNcel2 76 -0,0458 -0,0713 DifSNC 76 -0,0288 -0,0462 MeanSNC 76 -0,0373 -0,0541

Int. spolehl. +95% 0,0110 -0,0202 -0,0115 -0,0205

Minimum -0,2041 -0,2041 -0,3010 -0,2526

Maximum Sm. odch. 0,6021 0,4949 0,1072 0,1938

0,1222 0,1118 0,0760 0,0735

Směrod. chyba 0,0140 0,0128 0,0087 0,0084

Histogramy četností u souborů SNcel1 a SNcel2 (obr. 37 a 38) ukazují na neparametrické rozložení dat. To také potvrzuje test Shapiro-Wilk, který hypotézu o normalitě dat zamítá na statisticky významné hladině pravděpodobnosti 0,05.

Histogram: SNcel1 Shapiro-WilksW=,71775, p<,00000 Očekávané normální 40 35

Počet pozor.

30 25 20 15 10 5 0 -0,6

-0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 37: Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel1

64

0,8

1,0

Histogram: SNcel2 Shapiro-WilksW=,71768, p<,00000 Očekávané normální 40 35

Počet pozor.

30 25 20 15 10 5 0 -0,6

-0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 38: Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel2 K testu rozdílu mezi veličinami byl proto použit neparametrický Wilcoxonův test pro párové hodnoty. Ten zamítl předpoklad shody veličin na hladině významnosti 0,05 (viz tabulka 18). Tedy měření 1 a 2 veličiny SNcel se statisticky významně (na hl. významnosti 0,05) liší. Tab. 30: Výsledky neparametrického testu pro párová měření SNcel1 a SNcel2 Wilcoxonův párový test (Data) Označené testy jsou významné na hladině p <,05000 Počet T Z Úroveň p Dvojice proměnných platných SNcel1 & SNcel2 76 142,00 2,6585 0,0078

Parametrický test, který není v tomto případě oprávněný, poskytl stejný výsledek (viz Tab. 31). Parametrický test byl použit proto, aby byly získány určité hodnoty (standardní chybu rozdílu a směrodatnou odchylku rozdílu) pro výpočet intervalů spolehlivosti u tzv. testretest testu (Bland a Altman 1986)

65

Tab. 31: Výsledky parametrického testu pro párová měření SNcel1 a SNcel2 t-test pro závislé vzorky (Data) Označ. rozdíly jsou významné na hlad. p < ,05000 Průměr Sm.odch. N Rozdíl Sm.odch. t rozdílu Proměnná SNcel1 -0,0169 0,1222 SNcel2 -0,0458 0,1118 76 -0,0288 0,0760 3,3057

sv

p

75

0,0015

Následující obrázek 39 ukazuje průměrný rozdíl v měření SNcel1 a SNcel2 (DifSNcel = -0,028), interval spolehlivosti (95%) DifSNcel (-0,046;-0,011) a interval spolehlivosti (95%) měření (-0,176; 0,120).

Graf rozdílů SN cel (Bland&Altman) 0,15 0,10

Rozdíl (SNCel2-SNCel1) [logMAR]

0,05 0,00 -0,05 -0,10 -0,15 -0,20 -0,25 -0,30 -0,35 -0,3

-0,2

-0,1

0,0

0,1

0,2

0,3

Průměr (SNCel1+SNCel2)/2 [logMAR]

Obr. 39: Graf rozdílů u opakovaného měření metodou SNcel (Bland&Atlman) Z obrázku 39 je patrné, že interval spolehlivosti pro párová měření je +/-0,14 logMAR, tj. přibližně 7 optotypového znaku.

66

Jako poslední byla data ze souboru SNcel1 a SNcel2 otestována pomocí Spearmanova korelačního testu. Důvodem byla snaha zjistit, jak těsně spolu tyto dvě hodnoty korelují (viz tabulka 32).

Tab. 32: Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory SNcel1 a SNcel2 Spearmanovy korelace (Data2A)

Proměnná SNcel1 SNcel2 DifSNC MeanSNC

Označ. korelace jsou významné na hl. p <,05000 SNcel1 SNcel2 DifSNC MeanSNC 1,000 0,665 -0,488 0,322 1,000 0,227 0,897 0,665 -0,488 0,227 1,000 0,579 0,322 0,897 0,579 1,000

Z tabulky 32 je patrná vysoká (r = 0,66) pozitivní korelace mezi soubory SNcel1 a SNcel2 významná na statistické hladině 0,05.

67

6.3.2. Opakovatelnost a korelace pro metodu SNint Základní statistické charakteristiky soborů SNcel1 a SNcel2 ukazuje tabulka 33. Tab. 33: Základní charakteristiky pro SNint1 a SNint2 Popisné statistiky (Data) N Průměr Int. spolehl. Proměnná -95% SNint1 76 -0,0145 -0,0433 SNint2 76 -0,0380 -0,0641 DifSNInt 76 -0,0236 -0,0429 MeanSNInt 76 -0,0308 -0,0487

Int. spolehl. +95% 0,0144 -0,0119 -0,0042 -0,0129

Minimum

Maximum

Sm. odch.

-0,2000 -0,2000 -0,3600 -0,2400

0,6400 0,4500 0,2000 0,1300

0,1263 0,1143 0,0846 0,0783

Směrod. chyba 0,0145 0,0131 0,0097 0,0090

Histogramy četností u souborů SNint1 a SNint2 (obr. 40 a 41) ukazují na neparametrické rozložení dat. To také potvrzuje test Shapiro-Wilk, který hypotézu o normalitě dat zamítá na statisticky významné hladině pravděpodobnosti 0,05.

Histogram: SNint1 Shapiro-WilksW=,85877, p<,00000 Očekávané normální 55 50 45 40

Počet pozor.

35 30 25 20 15 10 5 0 -0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 40: Rozdělení četností hodnot pro metodu SNint1

68

0,8

Histogram: SNint2 Shapiro-WilksW=,90429, p<,00003 Očekávané normální 30

25

Počet pozor.

20

15

10

5

0 -0,3

-0,2

-0,1

0,0

0,1

0,2

0,3

0,4

0,5

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 41: Rozdělení četností hodnot pro metodu SNint2 K testu rozdílu mezi veličinami byl proto použit neparametrický Wilcoxonův test pro párové hodnoty. Ten zamítl předpoklad shody veličin na hladině významnosti 0,05 (viz tabulka 34). Tedy měření 1 a 2 veličiny SNint se statisticky významně (na hl. významnosti 0,05) liší. Tab. 34: Výsledky neparametrického testu pro párová měření SNint1 a SNint2 Wilcoxonův párový test (Data) Označené testy jsou významné na hladině p <,05000 N T Z Úroveň p Dvojice proměnných SNint1 & SNint2

76

469,50

2,1778

0,0294

Parametrický test, který není v tomto případě oprávněný, poskytl stejný výsledek (viz Tab. 35). Parametrický test byl použit proto, aby byly získány určité hodnoty (standardní chybu rozdílu a směrodatnou odchylku rozdílu) pro výpočet intervalů spolehlivosti u tzv. testretest testu (Bland a Altman 1986)

69

Tab. 35: Výsledky parametrického testu pro párová měření SNint1 a SNint2 t-test pro závislé vzorky (Data) Označ. rozdíly jsou významné na hlad. p < ,05000 Průměr Sm.odch. N Rozdíl Sm.odch. t Proměnná rozdílu SNint1 -0,0145 0,1263 SNint2 -0,0380 0,1143 76 -0,0236 0,0846 2,4262

sv

p

75

0,0177

Následující obrázek 42 ukazuje průměrný rozdíl v měření SNint1 a SNint2 (DifSNint = -0,023), interval spolehlivosti (95%) DifSNint (-0,043; -0,003) a interval spolehlivosti (95%) měření (-0,188;0,142). Graf rozdílů SNInt (Bland &Altman) 0,3

Rozdíl (SNInt2-SNInt1) [logMAR ]

0,2

0,1

0,0

-0,1

-0,2

-0,3

-0,4 -0,30

-0,25

-0,20

-0,15

-0,10

-0,05

0,00

0,05

0,10

0,15

Průměr (SNInt1+SNInt2)/2 [logMAR]

Obr. 42: Graf rozdílů u opakovaného měření metodou SNint (Bland&Atlman) Z obrázku 42 je patrné, že interval spolehlivosti pro párová měření je +/-0,16 logMAR, tj. 8 optypových znaků (2 řádky).

70

Jako poslední byla data ze souboru SNint1 a SNint2 otestována pomocí Spearmanova korelačního testu. Důvodem byla snaha zjistit, jak těsně spolu tyto dvě hodnoty korelují (viz tabulka 36).

Tab. 36: Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory SNint1 a SNint2 Spearmanovy korelace (Data2A)

Proměnná SNint1 SNint2 DifSNInt MeanSNInt

Označ. korelace jsou významné na hl. p <,05000 SNint1 SNint2 DifSNInt MeanSNInt 1,000 0,648 -0,350 0,329 0,648 1,000 0,370 0,908 -0,350 0,370 1,000 0,665 0,329 0,908 0,665 1,000

Z tabulky 36 je patrná vysoká (r = 0,64) pozitivní korelace mezi soubory SNcel1 a SNcel2 významná na statistické hladině 0,05.

6.4.

Studie 3a

V první části třetí studie pozorovatel A provedl 3 měření a pozorovatel B další 3 měření u všech 4 subjektů (8 očí). U každého subjektu (oka) byl spočítán průměr z těchto 3 měření u obou pozorovatelů. Výsledkem tak byly průměrné veličiny u pozorovatele A (PrumerA) a pro pozorovatele B (PrumerB) u každého oka. Dále byly vypočítány u každého oka hodnoty rozdílu DifAB a veličina MeanAB. Tyto veličiny byly použity pro sestrojení grafu dle Blanda a Altamana. Základní statistické charakteristiky uvedených veličin jsou v tabulce 37. Tab. 37: Základní charakteristiky pro Prumer A a Prumer B Popisné statistiky (Data3) N Průměr Int. spolehl. Int. spolehl. Minimum Maximum Sm. odch. Směrod. Proměnná -95% +95% chyba PrumerA 8 0,0017 -0,0384 0,0417 -0,0733 0,0533 0,0479 0,0169 PrumerB 8 0,0017 -0,0356 0,0390 -0,0733 0,0600 0,0446 0,0158 DifAB 8 0,0000 -0,0186 0,0186 -0,0333 0,0200 0,0223 0,0079 MeanAB 8 0,0017 -0,0359 0,0392 -0,0700 0,0433 0,0449 0,0159

71

Histogram: PrumerA Shapiro-WilksW=,82708, p<,05536 Očekávané normální

4

Počet pozor.

3

2

1

0 -0,10

-0,08

-0,06

-0,04

-0,02

0,00

0,02

0,04

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 43: Rozdělení četností pro hodnoty veličiny PrumerA

72

0,06

Histogram: PrumerB Shapiro-WilksW=,95131, p<,72443 Očekávané normální

Počet pozor.

2

1

0 -0,10

-0,08

-0,06

-0,04

-0,02

0,00

0,02

0,04

0,06

x <= hranice kategorie [logMAR]

Obr. 44: Rozdělení četností pro hodnoty veličiny PrumerB Shapiro-Wilkův test nezamítl předpoklad normality u žádné veličiny PrumerA a PrumerB. Proto byl pro ověření shody mezi pozorovateli A a B proveden t-test pro párové hodnoty, jehož výsledky jsou v tabulce 38. Test neprokázal statisticky významné rozdíly mezi pozorovatelem A a B (na hl. významnosti 0,05). Podobný výsledek poskytl i neparametrický Wilcoxonův test – viz tabulka 39. Tab. 38: Výsledky parametrického testu pro párové hodnoty měření A a B t-test pro závislé vzorky (Data3) Označ. rozdíly jsou významné na hlad. p < ,05000 Průměr Sm.odch. N Rozdíl Sm.odch. t Proměnná rozdílu PrumerA 0,0017 0,0479 PrumerB 0,0017 0,0446 8 0,0000 0,0223 0,0000

sv

p

7 1,0000

Tab. 39: Výsledky neparametrického testu pro párové hodnoty měření A a B

73

Wilcoxonův párový test (Data3) Označené testy jsou významné na hladině p <,05000 N T Z Úroveň p Dvojice proměnných PrumerA & PrumerB

8

16,000

0,2801

0,7794

Mezi měřeními pozorovatelů A a B je poměrně těsný lineární vztah (Paersonův koeficient korelace je 0,88), jak ukazuje Obr. 44. Bodový graf (PrumerB:PrumerB) PrumerB = 0,0003+0,8257*x 0,08 0,06

PrumerB [logMAR ]

0,04 0,02 0,00 -0,02 -0,04 -0,06 -0,08 -0,08

-0,06

-0,04

PrumerA:PrumerB: r = 0,8867; p = 0,0033

-0,02

0,00

0,02

0,04

0,06

PrumerA [logMAR]

Obr. 45: Lineární závislost veličiny PrumerA a PrumerB V následujícím grafu je vypočten a znázorněn průměr DifAB (0,000 logMAR), interval spolehlivosti (95%) průměru DifAB (+/-0,01 logMAR) a interval spolehlivosti (95%) měření dle Bland&Altmana (+/-0,04 logMAR).

74

Bodový graf DifAB:MeanAB (Bland &Altman)

0,04

DifAB [logMAR ]

0,02

0,00

-0,02

-0,04

-0,08

-0,06

-0,04

-0,02

0,00

0,02

0,04

0,06

MeanAB [logMAR]

Obr. 46: Graf rozdílů mezi hodnotami PrumerA a PrumerB (Bland&Atlman) Z Bland&Altmanova grafu je patrno, že velikost rozdílů měření nevykazuje žádný trend v závislosti na velikosti průměrné hodnoty veličin PrumerA a PrumerB. I podle Spearmanova koeficientu korelace (viz tabulka 40) získáváme na statisticky významné hladině (p < 0,05) pozitivní korelaci mezi veličinami PrumerA a PrumerB. Tab. 40: Spearmanovy koeficienty korelace veličin PrumerA a PrumerB

Spearmanovy korelace (Data3) ChD vynechány párově Označ. korelace jsou významné na hl. p <,05000 Proměnná PrumerA PrumerB DifAB MeanAB PrumerA 1,000 0,749 0,683 0,822 PrumerB 0,749 1,000 0,108 0,982 DifAB 0,683 0,108 1,000 0,240 MeanAB 0,822 0,982 0,240 1,000

75

6.5.

Studie 3b

V druhé části třetí studie byla zraková ostrost měřena opakovaně (6x) u 8 očí 4 subjektů (O1-08). Základní statistické charakteristiky pro jednotlivé subjekty jsou uvedeny v tabulce 41. Tab. 41: Základní statistické charakteristiky v souboru 3b Popisné statistiky (Data) N Průměr Int. spolehl. Proměnná -95% O1 6 0,053 0,028 O2 6 0,043 0,028 O3 6 0,033 0,012 O4 6 -0,083 -0,137 O5 6 -0,033 -0,081 O6 6 0,067 0,025 O7 6 -0,060 -0,087 O8 6 0,037 0,001

Int. spolehl. Minimum Maximum Sm. odch. Směrod. +95% chyba 0,079 0,020 0,080 0,024 0,010 0,059 0,020 0,060 0,015 0,006 0,055 0,000 0,060 0,021 0,008 -0,030 -0,120 0,000 0,051 0,021 0,014 -0,080 0,020 0,045 0,018 0,108 0,020 0,120 0,039 0,016 -0,033 -0,100 -0,040 0,025 0,010 0,073 0,000 0,080 0,034 0,014

Průměry opakovaných měření pro jednotlivé oči subjektů včetně intervalů spolehlivosti jsou uvedeny na obrázku 47. 0,12 0,10 0,08

Zraková ostrost OM [logMAR]

0,06 0,04 0,02 0,00 -0,02 -0,04 -0,06 -0,08 -0,10 -0,12 -0,14 -0,16 O1

O2

O3

O4

O5

O6

Oko

O7

O8

Průměr Průměr±0,95 Int. spolehl.

Obr. 47: Průměry měření včetně intervalů spolehlivosti u souboru 3b Analýzou rozptylu (ANOVA) byly testovány rozdíly v opakovaném měření mezi hodnotami C1-C8. Tímto byla ověřena hypotéza, zda hodnoty opakovaných měření u jednotlivých očí subjektů nejsou natolik velké, aby zastínily rozdíly v měření mezi očima různých subjetků. Výsledek analýzy ukazuje tabulka 42.

76

Tab. 42: Výsledky analýzy rozptylu u souboru 3b Zdroj Součet Průměrný Hladina variability sv čtverců součet čtv. F-test významn. -----------------------------------------------------------------------------------------------------------------Oko (subjekt) 7 0,1372583 0,01960833 16,93 0,00000 reziduální 40 0,0463333 0,00115833 celková 47 0,1835917 Total 48

(sv – stupně volnosti) Výsledky analýzy ukázaly, že rozdíly v měření mezi očima subjektů jsou statisticky významné na hladině p < 0,01. Variabilita měření mezi očima subjektů je významně větší než variabilita opakovaných měření u jednotlivých očí subjektů. Dále variabilita měření mezi očima subjektů byla testována modifikovaným Leveneovým testem, který neprokázal mezi nimi statisticky významné rozdíly (p = 0,35). Na níže uvdeném grafu, můžeme vidět průměrné hodnoty měření včetně rozptylů u jednotlivých očí subjektů. Z obrázku 47 je patrné, že rozptyly bodů (jednotlivá měření) nevykazují žádnou tendenci v závislosti na velikosti průměrů. Bodov ý graf 0,14 0,12 0,10

Zraková ostrost [logMAR]

0,08 0,06 0,04 0,02 0,00 -0,02 -0,04 -0,06 -0,08 -0,10 -0,12 -0,14 O4

O7

O5

O3

O8 Oko

O2

O1

O6

C1 C2 C3 C4 C5 C6 Prumer1

Obr. 48: Seřazené průměrné hodnoty měření včetně rozptylů

77

7. Diskuse 7.1.

Studie 1

V současné době se na různých pracovištích můžeme setkat s různými typy optotypových tabulí (viz kapitola 2.3.). V praxi tak vznikají situace, kdy na vyšetření ZO na jednom typu optotypové tabule navazuje vyšetření na jiném typu optotypové tabule (např. na optotypu Snellen navazuje vyšetřením ZO na optotypu logMAR ETDRS). Další ambivalenci můžeme pozorovat také mezi různými technikami testování a zápisu ZO. Přitom testování zrakové ostrosti je pro obor oftalmologie a optometrie velice důležitým parametrem, který se zjišťuje a uvádí ve většině klinických studií. Moutray (2008) prováděla retrospektivní revizi celkem 160 studií publikovaných ve Velké Británii a USA mezi lety 1994 a 2004 a zjistila, že některá z metod testování ZO se objevuje u 62,5% studií ve Velké Británii (UK) a u 60% studií v USA. Dále bylo zjištěno, že v UK bylo 58 testů ZO prováděno metodou Snellen, 20 metodou logMAR a 1 pomocí symbolů. V USA bylo v 60 případech použito metody Snellen a ve 14 logMAR. 10% autorů přistoupilo ke konverzi ZO ostrosti naměřené metodou Snellen na logMAR formát. V této studii byl ale také zaznamenán statisticky významný pokles v četnosti používání metody Snellen (z 87% v roce 1994 na 62% v roce 2004 v UK a z 90% v roce 1994 na 72% v roce 2004 v USA) na úkor vzestupu metody logMAR. V další studii autor Becker (2004) uvádí, že po prostudování 550 oftalmologických publikací v letech 20023 našli 207 studií, které obsahovali minimálně 1 hodnotu zrakové ostrosti. Ve 42 klinických studiích byla prezentována detailní data týkající se změny zrakové ostrosti v čase, střední hodnoty zrakové ostrosti nebo použité optotypové tabule. Z výše uvedených studií je patrné, že je pro klinickou praxi velice významné, aby se metody a postupy testování ZO sjednotili. Cílem je zisk kvalitních, přesných a opakovatelných výsledků. DiLoreto et al. (2003) po prostudování 527 klinických studií zjistili, že 58% autorů uvádí finální zrakovou ostrost (tj. např. po léčbe, intervenci apod.) a pouze 37% autorů uvádí interval ZO, tj. ZO na začátku studie a na konci. Pomocí statistické metody (kappa) bylo zjištěno, že tento způsob zhodnocení ZO má výbornou reprodukovatelnost mezi podobnými studiemi (kappa = 0,84) na rozdíl od prvně jmenovaného způsobu hodnocení ZO. Autor DiLoreto (2003) dále uvádí, že další výhodou uvedení intervalu ZO je eliminace chybného měření a zápisu ZO. Dong (2003) ve své studii také hovoří o tom, že by se měl systém testování ZO sjednotit tak, aby se v klinických studiích používali optotypové tabule logMAR ETDRS a stejná metodika testování. Podle jeho výsledků po prostudování 24 klinických studií z let 1972 až 1999 byla v 19 případech použita optotyopvá tabule logMAR ETDRS, ale 11 případech byla použita jiná metoda testování ZO než ve zbylých případech. Měření v této studii probíhala na dvou různých optotypových tabulích, třemi různými metodami. Z tabulky 12 můžeme vidět, že všechny tři metody spolu významně korelují. Nejvíce spolu korelují metody ETDRSint a ETDRScel (r = 0,930) a to z toho důvodu, že byly měřeny na stejné optotypové tabuli. Naopak nejméně spolu korelují (r = 0,760) metody ETDRScel a SNcel, kde byla jednak použita celořádková metodika testování (60%, tj. 3 z 5) a za druhé bylo použito dvou různých optotypových tabulí. Wilcoxonův test pro párová měření odhalil statisticky významné rozdíly mezi metodami ETDRSint a SNcel (p<0,01) a také mezi metodami ETDRScel a SNcel (p = 0,04). Průměrná hodnota ZO u metody ETDRSint byla -0,047+/-0,08 logMAR a u metody SNcel 0,066+/-0,08 logMAR. Rozdíl je tedy 0,02 logMAR, tj, jeden optotypový znak (u ETDRS tabule při 5 znacích na řádek je 1 znak = 0,02 logMAR). Průměrná hodnota ZO u metody ETDRScel byla -0,046+/-0,08 logMAR. Rozdíl mezi ETDRScel a SNcel byl 0,02 logMAR. Nejmenší rozdíl byl mezi průměrnými ZO změřenými metodami ETDRSint a ETDRScel (0,001 logMAR, tj. 1/20 optotypového znaku). Velmi malé rozdíly ZO v jednotkách logMAR (0,06, tj. 3 znaky) ve své studii uvádí Becker (2006), který srovnával ZO naměřenou 78

celořádkovou metodou u celkem 100 subjektů na optotypech Snellen E a Landolt C firmy Precision Vision. Také v další své studii Becker (2011) při srovnání dvou optotypových tabulí (Landolt C a ETDRS, obě Precision Vision) s využitím celořádkové metodiky našel v celé skupině 100 testovaných osob rozdíl v průměrných hodnotách naměřené ZO pouze 0,05 logMAR (tj. 4,5 znaku). Hazel a Elliott (2002) porovnávali ve své studii optotypové tabule Bailey-Lovie (velikost znaku 5x4 úhlových minut, jinak stejné jako klasická logMAR ETDRS), logMAR ETDRS, Regan (8 Sloanových znaků na řádek, konstantní rozestupy mezi řádky, 3 metry vyšetřovací vzdálenost) a Waterloo (Sloan, 5 znaků na řádek, 4 metry vyšetřovací vzdálenost). Rozdíl v průměrné ZO mezi výše uvedenými tabulemi od -0,09 do 0,18 logMAR (tj. 4,5 min. znaku). Statisticky významný (post hoc analýza dle Scheffé F testu) je pouze rozdíl mezi tabulí Regan a ostatními 3 typy. Již ze studie Ferrise (1982) je však známo, že rozdíly v naměřených ZO narůstají tím více, čím nižší hodnoty ZO měříme. Falkenstein (2008) uvádí velké a statisticky významné rozdíly v průměrné zrakové ostrosti měřené u 190 očí 104 subjektů naměřené na optotypu Snellen (0,78 logMAR) a na optotypu logMAR ETDRS (0,54 logMAR). Ve skupině ZO menších než 0,1 decimálně jsou rozdíly mezi optotypovými tabulemi ještě větší (1,34 logMAR na Snellen tabuli versus 0,93 logMAR na ETDRS). Z výsledků studie tedy vyplývá, že existují statisticky významné rozdíly ve stanovení hodnoty subjektivní zrakové ostrosti u různých optototypů a použitých různých metod testování. Tímto je tedy potvrzena první hypotéza. V klinické praxi dochází velice často k tomu, že porovnáváme hodnotu zrakové ostrosti naměřenou na různých optotypech. Na základě výsledků souboru 108 očí, je ale patrné, že při srovnání průměrné hodnoty ZO měřené na optotypu Snellen celořádkovou metodou (SNcel), která je stále v ČR tzv. zlatým standardem vyšetření ZO, a průměrné hodnoty ZO měřené na optotypové tabuli logMAR ETDRS interpolační metodou (používá se pro vědecko-výzkumné účely) je rozdíl pouze jeden optotypový znak. Jeden optotypový znak (0,02 logMAR) vychází také jako průměrný rozdíl mezi metodou celořádkovou na optotypu Snellen (SNcel) a na optotypu logMAR ETDRS (ETDRScel). Tyto rozdíly jsou sice statisticky významné, ale klinicky významné nejsou. Podle mého názoru je tedy možné v klinické praxi používat oba tyty optotypů (Snellen i logMAR ETDRS) při opakovaných vyšetření zrakové ostrosti. Pro účely výzkumné, kde je třeba zajistit dobrou opakovatelnost a spolehlivost měření však doporučujeme používat pouze jeden typ optotypové tabule (logMAR ETDRS) a uvádět, podle DiLoreta (2003), tzv. interval hodnot ZO (tj. před zásahem/terapií a po zásahu). Na vyšetření zrakové ostrosti má také vliv okolní osvětlení a světelný jas optotypové tabule. Vyšetření ZO se většinou provádí na tzv. vysokokontrastních tabulích, kde se světelný jas pohybuje od 85 do 450 cd/m2 a kontrast je větší než 90%. Chen (2012) zjistil, že při porovnání hodnot průměrných hodnot ZO měřených celořádkovou metodou na 3 typech optotypových tabulí (Snellen, nástěnná papírová tabule, projektor Topcon ACP8EM) není statisticky významný rozdíl mezi těmito 3 optotypovými tabulemi při standardním osvětlení místnosti (Snellen 847,9 lx, nástěnný optotyp 444,7 lx a projekční optotyp 136,5 lx). Sheedy (1984) ve své studii uvádí, že zdvojnásobení světelného jasu optotypové tabule (v rozsahu od 40 do 600 cd/m2) znamená zisk jednoho optotypového znaku (při 5 znaků na řádku). Více jsou změnou ovlivněny písmenné optotypové znaky než Landoltovy kruhy. Při měření v této studii bylo použito standardní osvětlení místnosti. Světelný jas optotypové tabule byl 85 cd/m2 (řízen automaticky). Světelný jas projekčního plochy optotypu Zeiss SZP 350 byl 83 cd/m2. Předpokládá se, že ani v této studii rozdíl ve světelném jasu optotypových tabulí statisticky významně neovlivnil výsledek měření. Rozdíly v měření jsou způsobeny tedy pouze rozdíly mezi typem použité optotypové tabule a testovou metodikou. V teoretické části práce byly uváděny různé typy optotypových tabulí, optotypových znaků a způsobů testování ZO. Testování ZO probíhá na různých klinických pracovištích

79

různým způsobem. Je pochopitelné, že vyšetření zrakové ostrosti by mělo být rychlé, přesné, opakovatelné a jednoduché (málo zatěžující pro vyšetřujícího i vyšetřovaného). Z výsledků následujících studií (2a, 2b) a studií dalších autorů je zřejmé, že nejlepší přesnost a opakovatelnost má optotypová tabule logMAR ETDRS, zejména díky unifikovanému provedení. Nevýhodou této optotypové tabule je fakt, že standardní testování, které se používá u této tabule (interpolační neboli znak po znaku) je časově velice náročné. Laidlaw (2003) uvádí časový medián pro vyšetření interpolační metodou na optotypové tabuli logMAR ETDRS 60 sekund (od 30 do 300 sekund). U metody Snellen, kde se nejčastěji používá tzv. celořádková metoda, jsou časy vyšetření výrazně kratší. Laidlaw (2003) uvádí medián 30 sekund (min. 20, max. 100 sekund). Z tohoto důvodu byly od roku 1982 vyvinuty metody, které jsou modifikacemi tabule logMAR ETDRS. Úkolem těchto tabulí a metod je zrychlení celého vyšetření se zachováním přesnosti a opakovatelnosti vyšetření. Laidlaw (2003) popisuje tzv. compact reduced tabuli logMAR ETDRS, která obsahuje pouze 3 optotypové znaky na řádku (proti 5 standardním). Jeden znak tak má hodnotu 0,033 logMAR a je tedy stále možné používat metodu interpolace. Bourne et al. (2003) porovnal přesnost a odlišnosti redukované formy tabule logMAR ETDRS s klasickou tabulí logMAR ETDRS a zjistil, že průměrný rozdíl ve zrakové ostrosti mezi oběma tabulemi je 0,00 logMAR (95% interval spolehlivosti je +/-0,05 logMAR). Tato studie tedy potvrzuje fakt, že pokud by byla k testování ZO použita zkrácená verze optotypové tabule logMAR ETDRS, zkrátila by se významně doba vyšetření, bez významného ovlivnění výsledku. Další modifikace klasické metody logMAR ETDRS směřující k jejímu zrychlení spočívá v úpravě testové metodiky. Vyšetřovaný je vyzván, aby znaky nečetl horizontálně, nýbrž odshora vertikálně se zastavením na řádku, kde již znak není správně identifikován. Následuje návrat o jeden řádek výš, kde již provádíme čtení znak po znaku, resp. interpolaci. Tato metoda v literatuře nese označení jako ETDRS-fast. Autorka Camparini (2001) ve své studii prokazuje, že ETDRSfast je rychlejší než standardní metoda na statisticky významné hladině (69,4+/-17,5 sekund versus 99,1+/-28,8 sekund). Vyšetřující tak může s metodou ETDRS-fast ušetřit až 30% času testování (Camparini 2001). Z této studie je zároveň patrné, že i u ETDRS-fast je výborná opakovatelnost měření, srovnatelná s klasickou metodou logMAR ETDRS. Průměrný rozdíl při opakování měření 57 subjektů metodou ETDRS-fast byl -0,23+/-3,02 optotypového znaku a klasickou metodou logMAR ETDRS -0,39+/-3.98 optotypového znaku (první měření mínus druhé měření). Zároveň korelace mezi prvním a druhým měřením u obou metod jsou statisticky významné u obou metod (r = 0,96 u ETDRS-fast versus r = 0,94 u logMAR ETDRS).

7.2.

Studie 2

Cílem studie 2 bylo stanovit hodnoty intervalu spolehlivosti (CI) pro průměrný rozdíl dvou opakovaných měření (Bland a Altman 1986) a určit, která z prováděných metod (ETDRSint, SNcel a SNint) má tento interval nejpříhodnější, tzn. má nejlepší opakovatelnost a tudíž i spolehlivost. Arditi a Cagenello (1993) při opakovaném počítačovém testování ZO provedli 78 opakovaných měření a zjistili, že za statisticky významný rozdíl (95%) můžeme považovat hodnotu CI +/- 0,14 logMAR u interpolační metody na optotypu logMAR ETDRS (Lighthouse). Podobnou hodnotu (CI +/-0,15 logMAR) uvádí Siderov (1999), který opakovatelnost testování zrakové ostrosti zkoušel na standardním optotypu logMAR ETDRS za normálních klinických podmínek. V této studii byla opakovatelnost (test-retest variabilita, TRV) definována pomocí stanovení CI celkem u 3 metod (ETDRSint, SNcel a SNint), resp. optotypových tabulí na dvou typech LCD optotypových tabulí (studie 2a optotyp Smart chart CP-400, studie 2b optotyp Smart chart CP-200). U obou typů LCD optotypů byla změřena nejlepší opakovatelnost (CI) u metody ETDRSint (2a +/-0,08 logMAR, 2b +/-0,05 logMAR), kde byla

80

používána standardní logMAR ETDRS tabule se Sloanovými znaky v kombinaci s interpolační metodou testování ZO. Potvrdila se tedy i druhá hypotéza. Nejhorší opakovatelnost (CI) byla nalezena u metody SNint (2a +/-0,20 logMAR, 2b +/-0,16 logMAR), kde byla kombinována na modifikované optotypové tabuli dle Snellena interpolační metodika. Po vzoru logMAR ETDRS byla každému jednotlivému znaku na této optotypové tabuli přidělena hodnota 0,02 logMAR protože na většině řádků se také nalézalo 5 znaků. Toto dopočítávání se však ukázalo jako kontraproduktivní s negativním dopadem na výsledný CI a to u obou studií (2a i 2b). Lepší opakovatelnost (SNcel 2a +/-0,11 logMAR, SNcel 2b +/-014 logMAR)byla zjištěna na stejné optotypové tabuli, ale s využitím celořádkové metodiky, kde za přečtený řádek byl považován ten řádek, který subjekt přečetl z 60% (např. 3 znaky z 5). Z výše uvedeného je patrné, že metoda ETDRSint má jednoznačně největší spolehlivost (max. +/-4, resp. +/-2,5 optotypových znaků). Výsledky u metody SNcel (max. +/-5,5, resp. +/-7 optotypových znaků) jsou na hranici statististické významnosti dle Arditiho (1993). Nad touto hranicí se již jednoznačně nachází výsledky opakovatelnosti u metody SNint, kde CI nabyl hodnot +/-10 resp. +/-8 optotypových znaků, tedy téměř 2 optotypové řádky. Zajímavý je výsledek u metody SNint. Zde se jasně ukázalo, že dopočítávání znaků (interpolace), která přínáší přesnější výsledek u standardní metody logMAR ETDRS (viz studie 1), zde naopak zhoršuje výsledek (v porovnání se SNcel). Domnívám se, že je to hlavně z toho důvodu, že u optotypové tabule Snellen není určen přesný počet optotypových znaků tak, jako u logMAR ETDRS (70 znaků). Z tohoto důvodu není možné na optotypové tabuli přiřadit hodnotu 0,02 logMAR jednomu optotypovému znaku. Tuto hypotézu také potvrzuje porovnání ETDRSint a ETDRScel u studie 1, kde je rozdíl pouze 0,001 logMAR. Podobný výsledek získal i Laidlaw (2003), který srovnával ZO získanou metodou redukovaného optotypu logMAR ETDRS, standardního logMAR ETDRS a standardního optotypu Snellen celořádkovou metodou a posléze interpolační metodou. Nejlepší opakovatelnost v této studii byla také zjištěna u metody logMAR ETDRS (CI +/-0,14 logMAR interpolačně, resp. +/-0,20 logMAR celořádkově) a nejhorší na optotypu Snellen. Zde byla změřena hodnota ZO vyjádřená CI podle Blanda a Altmana (1986) +/-0,29 logMAR interpolační metodou, resp. +/-30 logMAR celořádkovou metodou. Hazel a Elliott (2002) ve své studii změřili CI +/- 0,14 logMAR u tabule logMAR ETDRS, resp. +/-0,12 logMAR u optotypové tabule Bailey-Lovie. Bourne et al. (2003) stanovil CI pro redukovaný optotyp logMAR ETDRS +/-0,15 logMAR a CI pro opakované měření na redukovaném a standardním optotypu logMAR ETDRS byl stanoven na +/-0,04 logMAR. Gouthaman et al. (2005) zjišťoval opakovatelnost u Snellenovy tabule (Clement Clarke UK), ETDRS tabule (Lighthouse) a upravené logMAR přenosné tabule. U 100 subjetků zjistil, že nejlepší opakovatelnost má opět standardní logMAR ETDRS (CI = +/-0,02 logMAR) a nejhorší má tabule Snellen (CI = +/-0,33 logMAR, tj. více než 3 optotypové řady). Rosser et al. (2003) vyvinuli speciální počítačový systém pro testování ZO. S tímto systémem dokonce dosáhli lepší spolehlivosti/opakovatelnosti (CI = +/-0,11 logMAR) v porovnání se standardním logMAR ETDRS (CI = +/-0,18 logMAR). Poměrně špatná opakovatelnost/spolehlivost standardní tabule logMAR ETDRS ale může být ovlivněna nízkým počtem měření (pouze 15 opakovaných/párových měření) v této studii. Bosch Vanden a Wall (1997) ve své studii porovnávali dvě metody testování ZO na optotpyou logMAR ETDRS a zjistili, že lepší spolehlivost a opakovatelnost má interpolační metoda (pouze +/-0,04 logMAR) před celořádkovou metodou. Ve studii 2b byla ještě ke standardní technice TRV přidána jednodušší technika, kdy byly sečeteny všechny rozdíly mezi prečtenými optotypovými znaky při prvním a opakovaném měření u obou očí a obou metod, tj. ETDRSint a SNint. Zde se také projevil významný rozdíl v opakovatelnosti. U metody ETDRSint byl průměrný rozdíl mezi první a opakovaným měřením 0,92 znaku v porovnání s metodou SNint 2,27 znaku. Opakovatelnost

81

u metody SNcel nelze tímto způsobem vyjádřit. Autor Zajíček (2012) ve své práci uvádí průměrný rozdíl pro opakovaná měření u metody ETDRS 1,7 znaku, pro metodu Snellen 2,3 znaku u prvního souboru (při jednom opakování měření) a 2,3 znaků (ETDRS), resp. 4,6 znaků (Snellen) u druhého souboru, kde proběhlo 5 opakovaných měření u jednoho subjektu. Autor také ukázal, že větší rozdíl při opakování měření bude na optotypu Snellen, když zde použijeme písmenné znaky v porovnání s Landoltovými kruhy (5,3 znaku versus 3,3 znaku), než na optotypu ETDRS (2,71 znaku u písmen versus 2,76 znaku u Landoltových kruhů). V porovnání s výše uvedeným Camparini (2001) našla rozdíl -0,39+/- 3,98 optotypového znaku u standardní metody logMAR ETDRS a -0,23+/-3,02 znaku u metody ETDRS-fast (viz kapitola 7.1). Ve studii 2a při porovnání prvního a opakovaného měření (n = 78) pomocí Wilcoxonova neparametrického testu pro závislá párová měření u všech třech metod (ETDRSint, SNcel, SNint) bylo zjištěno, že se na statisticky významné hladině neliší (ETDRSint p = 0,94, SNcel p = 0,52 a SNint p = 0,18). Také Spearmanův korelační koeficient ukázal na statisticky významnou pozitivní korelaci mezi prvním a opakovaným měřením u metody ETDRSint (r = 0,89), SNcel (r = 0,90) a SNint (r = 0,93). U studie 2b při porovnání prvního a opakovaného měření (n = 76) pomocí Wilcoxonova neparametrického testu pro závislá párová měření u všech třech metod (ETDRSint, SNcel, SNint) bylo zjištěno, že se na statisticky významné hladině liší (ETDRSint p = 0,01, SNcel p = 0,007 a SNint p = 0,02). Také Spearmanův korelační koeficient ukázal na statisticky významnou pozitivní korelaci mezi prvním a opakovaným měřením u metody ETDRSint (r = 0,82), SNcel (r = 0,66) a SNint (r = 0,64). Statisticky významné Speramanovy korelační koeficienty ukazují, že opakovaná měření spolu u obou studií u všech třech metod významně korelují a dokazují, že párová měření jsou z tohoto pohledu velice podobná. Teprve až metoda test-retest variability podle Blanda a Altmana (1986) ukazuje (viz výše) na významnější rozdíly v opakovatelnosti metod. Také Raumviboonsuk et al. (2012) ve své studii při porovnání opakovatelnosti testování zrakové ostrosti u 50 subjektů pomocí tabletu (iPad, 9 palců) a notebooku (15 palců) stanovili CI menší než 2 optotypové znaky (0,04 logMAR) na 95% statistické hladině. Statisticky významný rozdíl objevili (v porovnání se studií 2b) při porovnání prvního a opakovaného měření na notebooku (1 znak, p = 0,04). Naopak ve skupině s tabletem (iPad) neprokázali statisticky významný rozdíl mezi opakovanými měřeními (0,1 znak, p = 0,86, v porovnání se studií 2a). K testování ZO se čím dál tím více používají různé elektronické pomůcky, jako jsou osobní počítače s LCD monitory, tablety, chytré telefony nebo ruční elektronické pomůcky (palm). Tyto pomůcky mají velice dobrou spolehlivost a jejich měření jsou dobře opakovatelná. Moke et al. (2001) testovali zařízení Palm (Palm, Inc, Santa Clara, California) s operačním systémem Linux, které propojili se sedmnácti palcovým monitorem osobního počítače při měření zrakové ostrosti u dětí s amblyopií (156 dětí ve věku od 3 do 7 let) ze vzdálenosti 3 metry. Výsledky ukazují na statisticky významnou korelaci mezi opakovaným měřením (r = 0,92 pro pravé a 0,95 pro levé oči). Interval spolehlivosti pro průměrný rozdíl mezi opakovanými měřeními stanovili na hodnotu +/-0,19 logMAR jednotek. Tato hodnota se sice dostává na statisticky významnou hladinu podle studie Arditiho a Cagenella (1993), ale je znatelně nižší než CI u klasické metody Snellen (např. Laidlaw 2003, Gouthaman et al. 2005). Cotter et al. (2003) zkoušeli při testování zrakové ostrosti u dětí od 7 do 13 let (245 subjektů) použít počítačový elektronický systém (E-ETDRS). Jednalo se o osobní počítač se speciálním testovacím programem vycházející ze studie ETDRS, který byl propojen s LCD monitorem umístěným ve vzdálenosti 3 m. Z výsledků vyplynulo, že tento způsob měření je výhodný zejména proto, že data jsou snadno sbírána a elektronicky zaznamenávána s vyloučením vlivu examinátora. Dále také protože má vysokou opakovatelnost a tedy i spolehlivost, což dokazuje statisticky významná vysoká hodnota korelačního koeficientu (r = 0,94 pro pravé

82

oko a 0,96 pro levé oko) a také interval spolehlivosti pro opakovaná měření, který je na úrovni 0,02 logMAR. Další porovnání počítačového testu s Landoltovými kruhy na monitoru (automated) a standardní logMAR ETDRS tabule provedl Raumviboonsuk et al. (2003). Zde byl stanoven interval spolehlivosti pro opakované měření elektronického testu „automated“ +/-0,20 logMAR versus +/-0,17 logMAR u metody logMAR ETDRS při použití interpolační techniky a +/-0,206 logMAR při elektronickém testování a +/-0,17 logMAR u klasické metody ETDRS při použití prahové metody určení ZO. Laidlaw et al. (2008) porovnával tři různé metody testování zrakové ostrosti u 70 dospělých a 39 amblyopických dětí – počítačový systém (COMPlog), standardní tabuli logMAR ETDRS a elektronický algoritmus testování ZO na PC (E-ETDRS). Výsledkem jsou hodnoty intervalu spolehlivosti dle metody Blanda a Altmana (1986). Pro metodu COMPlog je to +/-0,12 logMAR u skupiny amblyopických dětí a +/-0,10 logMAR u skupiny dospělých, pro metodu logMAR ETDRS je to+/-0,12 logMAR pro obě skupiny a pro metodu E-ETDRS je to +/-0,16 logMAR pro obě skupiny. Nejrychlejší byl test standardní logMAR ETDRS (medián 66, resp. 56 vteřin pro děti, resp. dospělé), pomalejší byl COMPlog test (medián 95, resp. 85 vteřin pro děti, resp. dospělé) a nejhůře dopadl test E-ETDS, kde medián doby měření u dospělé populace byl 120 vteřin. Také se můžeme setkat s různými jazykovými mutace optotypových tabulí. Raumviboonsuk a Tiensuwan (2002) ve své studii srovnali zrakovou ostrost 153 subjektů testovanou na standardní log MAR ETDRS tabuli a na thajské optotypové tabuli (Thai). Na této tabuli autoři používali celořádkovou metodu testování ZO (3 z 5 znaků). Výsledkem jsou významné korelace mezi tabulí logMAR ETDRS a tabulí Thai (r = 0,94) a mezi opakovaným testováním na tabuli logMAR ETDRS (r = 0,95) a na tabuli Thai (r = 0,96). Při statistickém porovnání průměrné ZO získané metodou logMAR ETDRS a celořádkovou metodou na tabuli Thai byl zjištěn statisticky významný rozdíl (p < 0,0001). Statisticky významný rozdíl ale nebyl zjištěn mezi opakovanými měřeními na tabuli logMAR ETRDS (p = 0,62) a tabuli Thai (p = 0,79). Autor Plainis et al. (2007) ve své studii zkoušeli Sloanovy optotypové znaky C, D, R, N, V, S nahradit E, P, B, X, Y, A a T v optotypové tabuli nazvané UoC, které jsou čitelné i pro všechny obyvatele Evropy (např. Řecko). UoC respektuje logaritmickou výstavbu dle ETDRS. Výsledky této studie ukazují, že není statisticky významný rozdíl v souboru 454 očí 227 dětí mezi standardní metodou logMAR ETDRS a optotypem UoC. To ukazuje malý rozdíl průměrné hodnoty ZO -0,02 (SD 0,05) logMAR u pravého, resp. -0,03 (SD 0,05) logMAR u levého oka a dále vysoký korelační koeficient mezi oběma metodami (r = 0,97 u pravého oka a r = 0,96 u levého oka).

7.3.

Studie 3

Další faktor, který může ovlivnit výsledek měření ZO na optotypových tabulí je variabilita vyšetřujících. Je zřejmé, že v normálních klinických podmínkách není vždy možné zajistit, aby zrakovou ostrost byla vyšetřována na stejné optotypové tabuli, stejnou metodou, za stejných světelných podmínek a stejnou vyšetřující osobou. V diskuzi ke studii 1 a 2 je zřejmé, že nejlepší spolehlivosti a opakovatelnosti se dosahuje na standardizované optotypové tabuli, která má standardizované světelné podmínky (automaticky LED, Vista vision CSV1000), optotypové znaky (Sloan) a jejich rozložení (logaritmické dle Bailey a Lovie 1982) a testovou metodiku (interpolační, definována je hodnota jednoho optotypového znaku). Pokud tuto metodiku provádí vždy tatáž osoba, bude spolehlivost a opakovatelnost měření ještě přesnější. Změna, která se objeví v hodnotě ZO, je opravdu reálnou změnou zrakového systému daného jedince. Výsledky této studie (3a) ukazují, že na statisticky významné hladině (p = 0,05) neexistují rozdíly v testování ZO, které prováděli dva různí vyšetřující ve stejnou dobu na 8 očích 4 subjektů bez významné oční patologie. Toto tvrzení podporuje test parametrický (t-

83

test, p = 1,0) i neparametrický (Wilcoxon, p = 0,77). Můžeme tedy zamítnout třetí hypotézu o rozdílnosti interpersonálního vyšetření. Spermanův korelační koeficient ukazuje statisticky významnou závislost průměrů měření vyšetřujícím A a B (r = 0,74, p < 0,05). Interval spolehlivosti (95%) měření dle Blanda a Altmana, použitý ve studii 1 a 2 ukazuje hodnotu +/0,04, což je na úrovni 2 optotypových znaků. Ve studii 3b bylo prokázáno, že na statisticky významné hladině (ANOVA, p < 0,01) rozptyly v měření mezi očima jednotlivých subjektů jsou větší než rozptyly u jednotlivých měření opakovaných 6krát u jednotlivých očí subjektů. Můžeme tedy konstatovat, že interpersonální použití optotypové tabule logMAR v běžné klinické praxi, kdy testování provádí různí vyšetřující, není ovlivněno statisticky významnou chybou. Maximálně se můžeme setkat s rozptylem na úrovni +/-2 optotypové znaky, jak ukazuje třetí studie. Klein et al. (1983) prováděli měření ZO na standardním optotypu logMAR ETDRS standardní metdou a zjišťovali, zda existuje variabilita v hodnotách ZO, pokud vyšetření provádí 3 vyšetřující. Výsledek ukázal, že není klinicky významný rozdíl v testování ZO, pokud toto testování provádí 3 vyšetřující. Grover et al. (1997) na skupině subjektů s retinitis pigmentosa prokázal, že existují rozdíly při testování ZO, pokud měření provádí pouze jeden vyšetřující (intrapersonální testování) a více vyšetřujících (interpersonální testováni). Při intrapersonální testování ZO naměřili rozdíl mezi dvěma testy na optotypu logMAR ETDRS 6 optotypových písmen při dilatované zornici, resp. 6,3 písmen při nedilatované zornici. Při interpersonálním testování byl rozdíl 5,7 znaku (dilatovaná i nedilatovaná zornice). Celkově se rozdíl při opakovaném měření (intrapersonální i interpersonální) objevily rozdíly od 1,3 do 2,3 optotypového znaku. Opakovatelnost měření mezi vyšetřujícími je také důležitá při objektivním zjišťování zrakové ostrosti. Zde jsou rozdíly při opakovaném měření mezi různými vyšetřujícími ještě větší. Hertz a Rosenberg (1992) při opakovaném testování zrakové ostrosti u dětí s mozkovou obrnou a mentální retardací pomocí zrakových karet (Teller cards) zjistili, že ZO variuje v 79% případů pouze maximálně v rozsahu dvou testových karet (= 1 oktáva, změna o ½ oktávy znamená dvojnásobné snížení nebo zvýšení 1 prostorového cyklu, resp. jmenovatele ve Snellenově zlomku, tj. např. z 20/40 na 20/80). Výsledky ukázaly, že větší rozdíl v opakovatelnosti je u skupiny dětí s větším motorickým handicapem. Dále se ukázalo, že rozptyl opakovaného měření je větší pokud se měření provádí v různých dnech než tentýž den různými vyšetřujícími. Ve studii autorů McDonald et al. (1985) byla zjišťována opakovatelnost měření u metody FPL (viz kapitola 2.2.1.). Zjistilo se, že vyšší koeficient korelace na statisticky významné hladině (p < 0,01) je u měření, které je opakované v jeden den jiným vyšetřujícím (interpersonální vyšetření, r = 0,72) než stejným vyšetřujícím (intrapersonální vyšetření) v jiný den (r = 0,66). Dobson et al. (1990) ve své studii uvádí, že existuje rozdíl (1 oktáva, tj. 4 násobek prostorového cyklu) u interpersonálního testování objektivní hodnoty ZO pomocí Tellerových zrakových karet u dětí postižených retinopatií nedonošených, které podstoupily kryoterapii. Tento malý rozdíl však významně nenarušuje objektivní zhodnocení zrakové ostrosti těchto subjektů metodou Tellerových zrakových karet. Getz et al. (1996) u Tellerových karet při testování 57 dětských subjektů od 3 do 38 měsíců s očními nebo neurologickými abnormalitami našel interpersonální opakovatelnost na úrovni 1 oktávy u 91% monokulárního opakovaného testování a 96% binokulárního opakovaného testování. Při srovnání opakovaného interpersonálního testování klinických subjektů a kontrolních subjektů se do rozptylu o velikosti 1 oktávy vešlo 88% subjektů v obou skupinách. Harvey et al. (1999) uvádí u dětí s retinopatií nedonošených ve věku od 1 do 5,5 let interpersonální opakovatelnost na úrovni 0,5 oktávy u 57% očí subjektů a 1 oktávy u 85% očí subjektů při použití Tellerových karet, resp. 0,5 oktávy u 71% očí subjektů a 1 oktávy 93% očí subjektů při použití standardní tabule ETDRS u dětí ve věku 5,5 let. V další studii, která si vzala za cíl stanovit interpersonální opakovatelnost zrakové ostrosti měřenou

84

Tellerovými zrakovými kartami a tzv. interokulární zrakovou rozdílnost (interocular acuity diference, IAD) u 342 dětí. Autoři Mash et al. (1993) uvádějí, že rozdílu méně než 0,5 oktávy u interpersonálního skóre dosáhlo 67% subjektů, méně než 1 oktávy 87% subjektů, resp. IAD menší než 0,5 oktávy 54% subjektů a menší než 1 oktávy 76% subjektů. Johansen et al. (2002) studovali opakovatelnost u slabozrakých subjektů na optotypu nazvaném Cardiff acuity test. Tyto karty na principu preferenčního vidění umožňují vyšetřujícímu určit, zda subjekt opravdu vidí optotypový znak na kartě. V této studii bylo vyšetřeno 73 subjektů ve věku od 47 do 99 let. Karty byly umístěny ve vzdálenosti 1 metr. Subjekty také prošly vyšetřením zrakové ostrosti na optotypu Snellen. Výsledky studie ukázali vysokou opakovatelnost měření. Dvacet-tři subjektů bylo vyšetřeno opakovaně jiným vyšetřujícím (r = 0,95, p < 0,01) a 24 subjektů stejným vyšetřujícím (r = 0,97, p < 0,01). Korelace mezi vyšetřením ZO pomocí Cardiff acuity test a Snellenem je také statisticky významná (r = 0,35, p < 0,01).

85

Závěr Cílem této studie bylo porovnat různé metody testování zrakové ostrosti a stanovit rozdíly, které se mezi nimi objevují. Dále stanovit hodnoty spolehlivosti (opakovatelnosti) metod pomocí intervalu spolehlivosti (CI), který je možné vypočítat z průměrného rozdílu dvou a více opakovaných měření. Tato metoda, mezi odbornou veřejností známá také jako tzv. test retest variabilita podle autorů Blanda a Altmana z roku 1986, je v našem odborném kontextu přesnější a spolehlivější (dokáže na 95% hladině statistické pravděpodobnosti stanovit rozptyl opakovaných měření) než statistické metody, které pouze potvrdí nebo zamítnout statisticky významný rozdíl u závislých měření (např. T-test nebo Wilcoxonův párový test). V první studii byly prokázány rozdíly u třech různých metod testování zrakové ostrosti za použití dvou optotypových tabulí. I když Spearmanovy korelační koeficienty ukázaly, že všechny tři metody spolu na statisticky významné hladině korelují, Wilcoxonův párový test pro závislé veličiny ukázal na rozdíly mezi metodami ETDRSint versus SNcel a ETDRScel versus SNcel. Naopak statistické zjištění rozdílů metod ETDRSint versus ETDRScel se ukázalo jako negativní. Tímto výsledkem bylo jasně poukázáno na fakt, že při hodnocení a srovnávání výsledků měření zrakové ostrosti nemůžeme používat různé typy optotypových tabulí, neboť tyto rozdíly ve výstavbě optotypových tabulí, respektive metodice testování mají statisticky významný vliv na výslednou hodnotu zrakové ostrosti. Potvrdila se tak hypotéza 1. Na druhé straně rozdíly v průměrné hodnotě zrakové ostrosti, které byly na těchto tabulích nalezeny, nebyly větší než jeden optotypový znak (0,02 logMAR). Z toho vyplývá, že při běžném použití různých optotypových tabulí s různými metodami testování se nedopouštíme prakticky významné chyby měření. Ovšem při testování zrakové ostrosti za účelem ověření změny zrakové ostrosti např. v souvislosti s prováděnou terapií nebo vědecko-výzkumném použití by tento rozdíl mohl mít vliv na statistické zpracování výsledku studie a proto pro tento druh použití doporučujeme používat jednotný typ optotypové tabule (ETDRS) a stejný způsob testování (interpolační). Optotypová tabule ETDRS v provedení s interpolační metodikou se nám (viz studie 2a a 2b) osvědčila jako nejpřesnější a nejspolehlivější metoda testování zrakové ostrosti. Tímto byla potvrzena druhá hypotéza. Při opakovaném testování zrakové ostrosti na této tabuli byla získána nejmenší hodnota CI dle metody Blanda a Altmana (1986). V prvním případě (studie 2a) se jednalo o hodnotu +/-0,08 logMAR (2 optotypové znaky) a v druhém případě (studie 2b) o hodnotu +/-0,05 logMAR (2,5 optotypového znaku). Nejhůře z tohoto pohledu, oproti očekávání, dopadla metoda interpolační prováděná na optotypu Snellen, kde byla nalezena hodnota CI u studie 2a +/-0,20 logMAR, resp. +/-0,16 logMAR u studie 2b. Tato hodnota odpovídá 10, resp. 8 optotypovým znakům. Protože se používala optotypová tabule s 5 znaky na řádek, rozptyl se tedy v případě použití interpolační metody na optotypu Snellen přiblížil k rozdílu téměř 2 řádků. Tato metodika se tedy ukázala jako nejméně spolehlivá ze všech použitých metod. Domnívám se, že důvodem je fakt, že k interpolaci se používaly znaky, které nemají jasně definovanou hodnotu v jednotkách logMAR tak, jak je tomu u optotypové tabule ETDRS. To potvrzuje také výsledek z testování ve studii 1, kde byl nalezen velice malý rozdíl (průměrná zraková ostrost na ETDRSint a ETDRScel se liší pouze o 0,001 logMAR) mezi interpolační a celořádkovou metodou na standardizované tabuli ETDRS. Z měření vyplynulo, že pokud nemáme k dispozici standardizovanou optotypovou tabuli, je lepší používat celořádkovou (případně prahovou) metodu a nikoliv interpolační metodu testování zrakové ostrosti. Třetí studie byla zaměřena na určení intrapersonální a interpersonální variability v opakovatelnosti interpolační metody použité na standardizovaném optotypu ETDRS. Tato tabule byla vybrána záměrně na základě zkušeností s opakovatelností a spolehlivostí získaných z předešlých studií (1, 2a a 2b) a studií ostatních autorů. Většina současných studií 86

popisuje interpersonální variabilitu spíše při použití objektivních metod testování zrakové ostrosti (preferenční vidění, Tellerovy zrakové kraty apod.), kde tyto rozdíly jsou jasně zjevné a mohou zásadně ovlivňovat výsledek měření. Cílem této studie bylo odhalit, zda existují rozdíl mezi intrapersonálním a interpersonálním opakování testování zrakové ostrosti u subjektivní metody. Tento fakt se nám ale po otestování 8 očí 4 subjektů nepodařilo na statisticky významné hladině prokázat (T-test, p = 1,0, Wilcoxonův test, p = 0,77). Interval spolehlivosti průměrných měření u vyšetřovatele A a B byl stanoven na CI = +/-0,04, což v tomto případě odpovídá 2 optotypovým znakům. Ve studii 3b bylo prokázáno, že na statisticky významné hladině (ANOVA, p < 0,01) rozptyly v měření mezi očima jednotlivých subjektů jsou větší než rozptyly u jednotlivých měření opakovaných šestkrát u jednotlivých očí subjektů. Je možné tedy konstatovat, že interpersonální použití optotypové tabule logMAR v běžné klinické praxi, kdy testování provádí různí vyšetřující, není ovlivněno statisticky významnou chybou. Maximálně se můžeme setkat s rozptylem na úrovni +/-2 optotypové znaky, jak ukazuje tato studie. Tento výsledek, který zamítá třetí hypotézu, je velice důležitý pro praxi, protože není možné reálně zajistit, aby testování zrakové ostrosti prováděla vždy ta samá osoba.

87

Seznam použitých obrázků 1. Vrstvy oční koule – zdroj: MAXONCOMPUTER [Online]. 2012 [cit. 3. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.maxoncomputer.com/images/gallery/h_eye_02.jpg 2. Vrstvy rohovky – zdroj: LIFEISGOOD [Online]. 2012 [cit. 3. 7. 2012]. Dostupné z: http://lifeisgood39.jugem.jp/?cid=3 3. Individuální spojení bipolární buňky a čípku – zdroj: MILAM, A. H. Anatomy and cell biology of the human retina [Online]. 2012 [cit. 3. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.oculist.net/downaton502/prof/ebook/duanes/pages/v3/v3c001.html 4. Zraková dráha – zdroj: SCIENCEPHOTO [Online]. 2012 [cit. 3. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.sciencephoto.com/media/308575/enlarge 5. Zrakový kortex (area 17, 18, 19 dle Brodmanna) – zdroj: STUDYBLUE [Online]. 2012 [cit. 3. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.studyblue.com/notes/note/n/brodmannsareas/deck/1061111 6. Centrální a periferní zraková ostrost – zdroj: RUTRLE, M. Brýlová optika, Brno: IDVPZ, 1993, 88 s. ISBN 80-7013-145-4. 7. Angulární a koincidenční zraková ostrost – zdroj: RUTRLE, M. Brýlová optika, Brno: IDVPZ, 1993, 88 s. ISBN 80-7013-145-4. 8. Vývoj zrakové ostrosti dítěte – zdroj: DIVIŠOVÁ, G. Strabismus. Praha: Avicenum, 1979. ISBN: 80-201-0037-7. 9. Vývoj zrakové ostrosti v dospělosti – zdroj: COLENBRANDER, A. A. History of Visual Acuity Measurement [Online]. 2001 [cit. 24. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.ski.org/Colenbrander/Images/History_VA_Measuremnt.pdf 10. Modifikace původní Snellenovy tabule z roku 1862 – zdroj: COLENBRANDER, A. A. History of Visual Acuity Measurement [Online]. 2001 [cit. 24. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.ski.org/Colenbrander/Images/History_VA_Measuremnt.pdf 11. ETDRS optotypová tabule – zdroj: Colenbrander, A. History of Visual Acuity Measurement [Online] 2001. http://www.ski.org/Colenbrander/Images/History_VA_Measuremnt.pdf (přístupné 20127-24). 12. Metoda FPL – zdroj: MARK, J. Ambylopia [Online]. 2012 [cit. 3. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.oculist.net/downaton502/prof/ebook/duanes/pages/v1/v1c010.html 13. Tellerovy zrakové karty – zdroj: PRECISIONVISION. Visual acuity [Online]. 2012 [cit. 26. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.precision-vision.com/index.cfm/feature/9/a--visualacuity.cfm 14. Rotující OKN buben – zdroj: JOSEPH, E. Common eye diseases in childhood [Online]. 2012 [cit. 20. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.physicianbyte.com/CommonEyeDiseasesInChildHood.aspx 15. Zařízení k vyvolání OKN – zdroj: LEWKONIA, I. Objective assessment of visual acuity by induction of optokinetic nystagmus, Brit. J. Ophthal. 1969, 53, p. 641. ISSN: 00071161. 16. Příklad měření zrakové ostrosti pomocí sVEP – zdroj: ALMOQBEL, F., LEAT, S. J. et al. The technique, validity and clinical use of the sweep VEP. Ophthal. Physiol. Opt. 2008, 28, pp. 393-403. ISSN: 0275-5408. 17. SKILL skóre u nízkokontrastního optotypu – zdroj: HAEGERSTROM-PORTNOY, G., BRABYN, J., SCHNECK, M. E. et al. The SKILL Card. An acuity test of reduced luminace and kontrast. Smith-Kettlewelll Institute Low Luminnace. Invest Ophthalmol Vis Sci. 1997, 38, 1, pp. 207-18. ISSN: 0146-0404. 18. Internetová verze Freiburského testu – zdroj: BACH, M. Freiburg Vision Test [Online]. 2011 [cit. 20. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.michaelbach.de/fract/index.html 88

19. Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint (studie 1) – zdroj: archiv autora 20. Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRScel (studie 1) – zdroj: archiv autora 21. Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel (studie 1) – zdroj: archiv autora 22. Regresní přímka u metody ETDRSint a ETDRScel (studie 1) – zdroj: archiv autora 23. Regresní přímka u metody ETDRSint a SNcel (studie 1) – zdroj: archiv autora 24. Regresní přímka u metody ETDRScel a SNcel (studie 1) – zdroj: archiv autora 25. Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint1 (studie 2a) - zdroj: archiv autora 26. Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint2 (studie 2a) - zdroj: archiv autora 27. Graf rozdílů u opakovaného měření metodou ETDRSint (Bland&Atlman), (studie 2a) zdroj: archiv autora 28. Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel1(studie 2a) - zdroj: archiv autora 29. Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel2 (studie 2a) - zdroj: archiv autora 30. Graf rozdílů u opakovaného měření metodou SNcel (Bland&Atlman), (studie 2a) - zdroj: archiv autora 31. Rozdělení četností hodnot pro metodu SNint1(studie 2a) - zdroj: archiv autora 32. Rozdělení četností hodnot pro metodu SNint2 (studie 2a) - zdroj: archiv autora 33. Graf rozdílů u opakovaného měření metodou SNint (Bland&Atlman), (studie 2a) - zdroj: archiv autora 34. Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint1(studie 2b)- zdroj: archiv autora 35. Rozdělení četností hodnot pro metodu ETDRSint2 (studie 2b) - zdroj: archiv autora 36. Graf rozdílů u opakovaného měření metodou ETDRSint (Bland&Atlman), (studie 2b) zdroj: archiv autora 37. Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel1(studie 2b) - zdroj: archiv autora 38. Rozdělení četností hodnot pro metodu SNcel2 (studie 2b) - zdroj: archiv autora 39. Graf rozdílů u opakovaného měření metodou SNcel (Bland&Atlman), (studie 2b) - zdroj: archiv autora 40. Rozdělení četností hodnot pro metodu SNint1(studie 2b) - zdroj: archiv autora 41. Rozdělení četností hodnot pro metodu SNint2 (studie 2b) - zdroj: archiv autora 42. Graf rozdílů u opakovaného měření metodou SNint (Bland&Atlman), (studie 2b) - zdroj: archiv autora 43. Rozdělení četností pro hodnoty veličiny PrumerA (studie 3a) – zdroj: archiv autora 44. Rozdělení četností pro hodnoty veličiny PrumerB(studie 3a) – zdroj: archiv autora 45. Pearsonův koeficient korelace pro hodnoty veličiny PrumerA a PrumerB(studie 3a) – zdroj: archiv autora 46. Graf rozdílů mezi hodnotami PrumerA a PrumerB (Bland&Atlman), (studie 3a) – zdroj: archiv autora 47. Průměry měření včetně intervalů spolehlivosti u souboru 3b (studie 3b) – zdroj: archiv autora 48. Seřazené průměrné hodnoty měření včetně rozptylů (studie 3b) – zdroj: archiv autora

89

Seznam použitých tabulek 1. Konverzní tabulka zrakové ostrosti – zdroj: COLENBRANDER, A. A. History of Visual Acuity Measurement [Online]. 2001 [cit. 24. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.ski.org/Colenbrander/Images/History_VA_Measuremnt.pdf 2. Velikost písmen na různých typech Jaegerových tabulek – zdroj: PRECISIONVISION. Visual acuity [Online]. 2012 [cit. 26. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.precisionvision.com/index.cfm/feature/9/a--visual-acuity.cfm 3. Mezery mezi standardními optotypovými znaky – zdroj: UNMZ. Oční optika – Zkouška zrakové ostrosti – Normalizovaný optotyp a jeho zobrazení (ČSN EN ISO 8596). UNMZ, 1997, s. 5. 4. Technická data projekčního optotypu Zeiss SZP 350 – zdroj: ZEISS. Projektor optotypů SZP 350. Odborný manuál, 2012. s. 15. 5. Základní specifikace optotypové tabule CP-400 – zdroj: SPIRIT MEDICAL. LCD optotyp CP-400 pro vyšetření zrakových funkcí. Odborný manuál. 2007, s. 92. 6. Úrovně měřitelné zrakové ostrosti na optotypu CP-400 – zdroj: Spirit Medical. LCD optotyp CP-400 pro vyšetření zrakových funkcí. Odborný manuál. 2007, s. 92. 7. Technická specifikace optotypové tablule Vista Vision 19´´ - zdroj: VISTA VISION. Vista Vision 19 palců [Online]. 2012 [cit. 31. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.dmdmedtech.it/index.php?option=com_content&view=article&id=46&Itemid =60 8. Základní statistické charakteristiky pro jednotlivé metody měření ostrosti zraku (studie 1) – zdroj: archiv autora 9. Výsledky Wilcoxonova testu pro hodnocení rozdílu mezi metodami ETDRSint a ETDRScel (studie 1) – zdroj: archiv autora 10. Výsledky Wilcoxonova testu pro hodnocení rozdílu mezi metodami ETDRSint a SNcel (studie 1) – zdroj: archiv autora 11. Výsledky Wilcoxonova testu pro hodnocení rozdílu mezi metodami ETDRScel a SNcel (studie 1) – zdroj: archiv autora 12. Spearmanovy koeficienty korelace mezi použitými metodami měření (studie 1) – zdroj: archiv autora 13. Základní charakteristiky pro ETDRSint1 a ETDRSint2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 14. Výsledky neparametrického testu pro párová měření ETDRSint1 a ETDRSint2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 15. Výsledky parametrického testu pro párová měření ETDRSint1 a ETDRSint2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 16. Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory EDTRSint1 a ETDRSint2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 17. Základní charakteristiky pro SNcel1 a SNcel2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 18. Výsledky neparametrického testu pro párová měření SNcel1 a SNcel2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 19. Výsledky parametrického testu pro párová měření SNcel1 a SNcel2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 20. Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory SNcel1 a SNcel2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 21. Základní charakteristiky pro SNint1 a SNint2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 22. Výsledky neparametrického testu pro párová měření SNint1 a SNint2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 23. Výsledky parametrického testu pro párová měření SNint1 a SNint2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora

90

24. Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory SNint1 a SNint2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 25. Základní charakteristiky pro ETDRSint1 a ETDRSint2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 26. Výsledky neparametrického testu pro párová měření ETDRSint1 a ETDRSint2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 27. Výsledky parametrického testu pro párová měření ETDRSint1 a ETDRSint2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 28. Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory EDTRSint1 a ETDRSint2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 29. Základní charakteristiky pro SNcel1 a SNcel2 (studie 2a) – zdroj: archiv autora 30. Výsledky neparametrického testu pro párová měření SNcel1 a SNcel2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 31. Výsledky parametrického testu pro párová měření SNcel1 a SNcel2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 32. Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory SNcel1 a SNcel2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 33. Základní charakteristiky pro SNint1 a SNint2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 34. Výsledky neparametrického testu pro párová měření SNint1 a SNint2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 35. Výsledky parametrického testu pro párová měření SNint1 a SNint2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 36. Spearmanovy koeficienty korelace pro soubory SNint1 a SNint2 (studie 2b) – zdroj: archiv autora 37. Základní charakteristiky pro Prumer A a Prumer B (studie 3a) – zdroj: archiv autora 38. Výsledky parametrického testu pro párové hodnoty měření A a B (studie 3a) – zdroj: archiv autora 39. Výsledky neparametrického testu pro párové hodnoty měření A a B (studie 3a) – zdroj: archiv autora 40. Spearmanovy koeficienty korelace veličin PrumerA a PrumerB (studie 3a) – zdroj: archiv autora 41. Základní statistické charakteristiky v souboru 3b (studie 3b) – zdroj: archiv autora 42. Výsledky analýzy rozptylu u souboru 3b (studie 3b) – zdroj: archiv autora

91

Seznam vzorců 1. Weberův vztah – zdroj: MOES, R. A. Adler´s Physiology of the Eye, St. Louis: The C.V. Mosby Company, 1970. ISBN 8016-3539-X. 2. Světelný kontrast/práh – zdroj: DUANE, T. D. Clinical Ophthalmology. Philadelphia: Harper and Row, 1981. ISBN 0-06-148007-X. 3. Kontrastní citlivost – zdroj: MOES, R. A. Adler´s Physiology of the Eye, St. Louis: The C.V. Mosby Company, 1970. ISBN 8016-3539-X. 4. Rozlišovací schopnost oka – zdroj: DUANE, T. D. Clinical Ophthalmology. Philadelphia: Harper and Row, 1981. ISBN 0-06-148007-X. 5. Michelsonův kontrast – zdroj: MOES, R. A. Adler´s Physiology of the Eye, St. Louis: The C.V. Mosby Company, 1970. ISBN 8016-3539-X. 6. Riccův zákon – zdroj: KALLONIATIS, M., LUU, CH. Visual acuity [Online]. 2012 [cit. 18. 7. 2012]. Dostupné z: http://webvision.med.utah.edu/book/part-viii-gabacreceptors/visual-acuity/ 7. Airyho disk – zdroj: DUANE, T. D. Clinical Ophthalmology. Philadelphia: Harper and Row, 1981. ISBN 0-06-148007-X. 8. Definice zrakové ostrosti dle Donderse – zdroj: COLENBRANDER, A. A. History of Visual Acuity Measurement [Online]. 2001 [cit. 24. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.ski.org/Colenbrander/Images/History_VA_Measuremnt.pdf 9. Výpočet subjektivní zrakové ostrosti u sVEP – zdroj: ALMOQBEL, F., LEAT, S. J. et al. The technique, validity and clinical use of the sweep VEP. Ophthal. Physiol. Opt. 2008, 28, pp. 393-403. ISSN: 0275-5408. 10. Výpočet prahového podnětu – zdroj: PEREGRIN, J., HEJCMANOVÁ, D., SVĚRÁKOVÁ, H. et al. Měření a hodnocení zrakové ostrosti. Česk a Slov Oftalmol. 1987, 43, pp. 75-87. ISSN: 1211-9059. 11. Výpočet vízu interpolační metodou – zdroj: PEREGRIN, J., HEJCMANOVÁ, D., SVĚRÁKOVÁ, H. et al. Měření a hodnocení zrakové ostrosti. Česk a Slov Oftalmol. 1987, 43, pp. 75-87. ISSN: 1211-9059. 12. Převod decimální ZO na logMAR – zdroj: PRECISIONVISION. Visual acuity [Online]. 2012 [cit. 26. 7. 2012]. http://www.precision-vision.com/index.cfm/feature/9/a--visualacuity.cfm 13. Převod logMAR na decimální ZO – zdroj: PRECISIONVISION. Visual acuity [Online]. 2012 [cit. 26. 7. 2012]. http://www.precision-vision.com/index.cfm/feature/9/a--visualacuity.cfm 14. Výpočet VAR – zdroj: BAILEY, I. L. Measurement of visual acuity – towards standardisation. In: Vision Science Symposium: A Tribute to Gordon G Heath, 1988, pp. 217-30: Indiana University: Bloomington. 15. Výpočet VE – zdroj: SNELL, A. C., STERLING, S. An experimetnal investigation to determine the precentage relation between macular acuity of vision and macular perception, In: Menasha G., Contribution to Ophthalmic Science, 1926, pp. 52-62.

92

Seznam použitých zkratek a jednotek BCVA c/st. cca cd/m2 CFF CI CRT CZO ČR D DR ETDRS FPL g I IAD ICO ISCEV K KNOO KOO L LCD LDL LED LF m MAR Max. ml MU MÚR např. NAS-NRC OKAN OKN PC PL PP prof. resp. SD TFT TRV tzn. tzv. UCVA UK

best corrected visual acuity cyklus na úhlový stupeň cirka, přibližně kandela na metr čtvereční critical fusion frequenci confidence interval cathode ray tube centrální zraková ostrost Česká republika dioptrie diabetická retinopatie early treatment diabetic retionopathy study termed force-choiced lokány gram intenzita osvětlení interocular acuity difference international councile opththalmology international society for clinical electrophysiology of vision kelvin Klinika nemocí očních a optometrie Katedra optometrie a ortoptiky světelný jas liquid crystal display luminance difference threshold light emitted diode lékařská fakulta metr minimal angle of resolution maximálně mililitr Masarykova univerzita minimální úhel rozlišení oka například national academy of science-national research commitee optokinetický afternystagmus optokinetický nystagmus personal computer preferential looking prahový podnět profesor respektive standard deviation thin film transitor test-retest variabilita to znamená tak zvaný uncorrected visual acuity United Kingdom 93

USA VAR VE VEP VPMD WHO ZO

United States of America visual acuity rating visual efficiency visual evoked potenciál věkem podmíněná makulární degenerace World health organization zraková ostrost

94

Literatura 1. ADLER, F. Physiology of the Eye: Clinical Application, St. Louis: Mosby, 1965. ISBN: 978-0-323-05714-1. 2. ALLEN, D., NORICA, A. M., TYLER, C. V. Comparative study of electrohysiological and psychophysical measurement of the contrast sensitivity function in humans. Am. J. Optom. Physiol. Opt. 1986, 63, pp. 442-449. ISSN: 0093-7002. 3. ALLEN, D., PATRICK, J. BENNET, T. et al. The effect of luminance on FPL and VEP acuity in human infants. Vision Res. 1989, 32, pp. 2005-2012. ISSN: 0042-6989. 4. ALMOQBEL, F., LEAT, S. J. et al. The technique, validity and clinical use of the sweep VEP. Ophthal. Physiol. Opt. 2008, 28, pp. 393-403. ISSN: 0275-5408. 5. ANDERSON, E. E., WEYMOUTH F. W. Visual perception and the retinal mosaic. Am J Physiol. 1923, 64, p. 561. ISSN: 0363-6135. 6. ARDITI, A., CAGNELLO, R. On the Statistical Reliability of Letter-Chart Visual Acuity Measurement. Inv Ophthalmol Vis Sci, 1993, 34, 1, pp. 121-29. ISSN: 0146-0404. 7. ATKINSON, J. Human visual development over the first 6 month of life. A review and a hypothesis. Human Neurolbiol. 1984, 3, pp. 61-74. ISSN: 1047-3211. 8. BACH, M., MAURER, J. P., WOLF M. E. Visual evoked potential-based acuity assessment in normal vision, artificially degraded vision in patients. Br. J. Ophthalmol. 2008, 92, pp. 396-403. ISSN: 1468-2079. 9. BAILEY, I. L. Measurement of visual acuity – towards standardisation. In: Vision Science Symposium: A Tribute to Gordon G Heath, 1988, pp. 217-30: Indiana University: Bloomington. 10. BAILEY, I. L., LOVIE, J. E. New design principles for visual acuity charts for clinical research. Am J Ophthalmol, 1982, 94, pp. 91-6. ISSN: 0002-9394. 11. BECKER, R, GRÄF, M. Die Darstellung der Sehschärfe in ophthalomolgischen Publikationen. Klin MOnatsbl Augenheilkd, 2004, 221, 12, pp. 1046-50. ISSN: 03446360. 12. BECKER, R, GRÄF, M. Landolt-Ring- vs. Snellen-E-Visus: Unterschiede bei Schielamblyopie? Klin Monatsbl Augenheilkd, 2006, 223, 1, pp. 24-28. ISSN: 0344-6360. 13. BECKER, R., TEICHLER, G., GRÄF, M. Becker, R. Comparison of visual acuity measured using Landolt-C and ETDRS charts in healthy subjects and patiens with various eye diseases. Klin Monbl Augneheilkd, 2011, 228, 10, pp. 864-7. ISSN: 0344-6360. 14. BLAND, J. M., ALTMAN, D. G. Statistical methods for assessing agreement between two methods of clinical measurement. Lancet 1986, 1, pp. 307-10. ISSN: 0140-6736. 15. BOSCH VANDEN, M. E., WALL, M. Visual acuity scored by the letter-by-letter or probit methods has Loir retest variability than the line assignment method. Eye, 1997, 11, 3, pp. 411-7. ISSN: 0950-222X. 16. BOURNE, R. R. A., ROSSER, D. A. SUDOKOM, P. et al. Evaluating a new logMAR chart designed to improve visual acuity assessment in population-bassed surveys. Eye. 2003, 17, pp. 754-58. ISSN: 0950-222X. 17. CAMPARINI, M., CASSINARI, P., FERRIGNO, L. et al. ETDRS-fast: Implementing Psychophysical Adaptive Methods to Standardized Visual Acuity Measurement with ETDRS Charts. Inv Ophthalmol Vis Sci. 2001, 42, 6, pp. 1226-31. ISSN: 0146-0404. 18. CHEN, A., NORAZMAN, F. N. BUARI, N. H. Comparison of visual acuity using free different letter charts under two ambient room illuminations. Indian J Ophthalmol, 2012, 60, 2, pp. 101-4. ISSN: 0971-5916. 19. COLENBRANDER, A. A. History of Visual Acuity Measurement [Online]. 2001 [cit. 24. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.ski.org/Colenbrander/Images/History_VA_Measuremnt.pdf 95

20. COTTER, S. A. CHU, R. H. CHANDLER, D. L. Reliability of the electronic early treatment diabetic retinopathy study testing protocol in children 7 to <13 years old. Am J Ophthalmol, 2003, 136, 4. pp. 655-61. ISSN: 0002-9394. 21. COURTEN DE, C., GAREY, L. J. Morphological development of the primary visual pathway in the child. J Fr Optal. 1983, 6, 2, pp. 187 – 202. ISSN: 0181-5512. 22. DAVSON, H. Davson´s Physiology of the Eye. 5th ed. London: Macmillan Academic and Professional Ltd., 1990. ISBN: 0-333-45860-5. 23. DAW, N. W. Critical periods and strabismus: What qustions remain? Optom Vis Sci. 1997, 74, pp. 690-694. ISSN: 0146-0404. 24. DILORETO D. A., BRESSER, N. M., BRESSLER, S. B. et al. Use of best and final visual acuity outcomes in ophthalmological research. Arch Ophthalmol, 2003, 121, 11, pp. 1586-90. ISSN: 0096-6339. 25. DIVIŠOVÁ, G. Strabismus. Praha: Avicenum, 1979. ISBN: 80-201-0037-7. 26. DOBSON, V., TUNG, B., QUINN, G. E. et al. The acuity card procedure: interobserve agreement in infants with perinatal complications. Optom Vis Sci. 1990, 6, pp. 39-28. ISSN: 1040-5488. 27. DOBSON, V. Visual acuity testing by preferential looking techniques. In: Isenberg, S. J. The Eye in Infancy. St. Louis: Mosby-Year Book, Inc., 1995; p. 131-56. ISBN: 0-80166572-8. 28. DONG, L. M. MARSH, M. J., HAWKINS, B. S. Measurement and analysis of visual acuity in multicenter randomized clinical trials in the United States: finding from a survey. Ophthalmic Epidemiol. 2003, 10, 3, pp. 149-65. ISSN: 0928-6586. 29. DUANE, T. D. Clinical Ophthalmology. Philadelphia: Harper and Row, 1981. ISBN 006-148007-X. 30. FALKENSTEIN, I. A., COCHRAN, D. E., AZEN, S. P. et al. Comparison of Visual Acuity in Macular Degeneration Patients Measured with Snellen and Early Treatment Diabetic Retinopathy Study Charts. Ophthalmology. 2008, 115, 2, pp. 319-23. ISSN: 0161-6420. 31. FERRIS, F. L., KASSOFF, A., BRESNICK, G. H. et al. New visual acuity charts for clinical research. Am J Ophthalmol, 1982, 94, pp. 91-96. ISSN: 0002-9394. 32. GETZ, L. M., DOBSON, V. LUNA, B. et al. Interobserver reliability of the Teller Acuity Card procedure in pediatric patients. Invest. Ophthtalmol. Vis. Sci. 1996, 87, 1, pp. 180-7. ISSN: 0146-0404. 33. GROVER, S., FISHMAN, G. A., ANDERSON, R. J. et al. Visual acuity impairment in patiens with retinitis pigmentosa at age 45 years or older. Ophthalmology, 1999, 106, pp. 1780-5. ISSN: 0161-6420. 34. GWIAZDA, J. E., BIRCH, E. E., HELD, R. Le développement de la vision Cheb l´enfant. Recherche, 1981, 12, pp. 1348 – 1353. 35. HAEGERSTROM-PORTNOY, G., BRABYN, J., SCHNECK, M. E. et al. The SKILL Card. An acuity test of reduced luminace and kontrast. Smith-Kettlewelll Institute Low Luminnace. Invest Ophthalmol Vis Sci. 1997, 38, 1, pp. 207-18. ISSN: 0146-0404. 36. HAIN, T. C., HERDMAN, S. J., HOLLIDAY, M. et al. The localizing value of optokinetic afternystagmus. Annals ORL. 1994, pp. 806-811. ISSN: 1879-7296. 37. HARVEY, E. M., DOBSON, V., TUNG, B. et al. Interobserver agreement for grating acuity and letter acuity assessment. Invest Ophthalmol Vis Sci. 1999, 40, pp. 1565-1576. ISSN: 0146-0404. 38. HAZEL, CH., A., ELLIOTT, D. B. The dependency of logMAR Visual Acuity Measurements on Chart Design and Scoring Rule. Optom and Vis Sci. 2002, 79, 12, pp. 788-792. ISSN: 0146-0404.

96

39. HERTZ, B. G., ROSENBERG, J. Effect of mental retardation and motor disability on testing with visual acuity cards. Dev Med Child Neurol. 1992, 34, pp. 115-122. ISSN: 0012-1622. 40. HOFSTETTER, H. W. The AMA method of appraisal of visual efficiency. Am J Optom Arch Am Acad Optom, 1950, 27, 2, pp. 55-63. ISSN: 0002-9408. 41. JOHANSEN, A., WHITE, S., WARAISCH, P. Screening for visual impairment on older people: validation of the Cardiff Acuity Test. Arch of Gerontolog and Geriatr, 2003, 36, 3, 289-93. ISSN: 0167-4943. 42. KALLONIATIS, M., LUU, CH. Visual acuity [Online]. 2012 [cit. 18. 7. 2012]. Dostupné z: http://webvision.med.utah.edu/book/part-viii-gabac-receptors/visual-acuity/ 43. KEUCHLER, J., LINDNER, H. Visual function test onf the Internet – sense or nonsense? Strabismus, 2004, 12, 2, pp. 97-102. ISSN: 0927-3972. 44. KLEIN, R., KLEIN, B. E., MOSS, S. E. Inter-observer variation in refraction and visual acuity measurement using a standardized protocol. Ophthalmology, 1983, 90, 11, pp. 1357-9. ISSN: 0161-6420. 45. KUCHYNKA, P. Oční lékařství. Praha: Grada, 2007. ISBN: 978-80-247-1163-8. 46. LAIDLAW, D. A. H., ABBOTT, A., ROSSER, D. A. Development of clinically feasible logMAR alternative to the Snellen chart: performance of the „compact reduced logMAR“ visual acuity chart in amblyopic children. Br J Opthtalmol. 2003, 87, 10, pp. 1232-34. ISSN: 0007-1161. 47. LANGROVÁ, H., HEJCMANOVÁ, D., PEREGRIN, J. Jak určovat vízus? Česk Slov Oftalmol. 1996, 52, 3, pp. 158-63. ISSN: 1211-9059. 48. LEWIS, T. L., MAURER, D. Multiple sensitive periods in human visual development: Evidence from visually deprived children. Dev Psychobiol. 2005, 46, pp. 163-183. ISSN: 0012-1630. 49. LEWKONIA, I. Objective assessment of visual acuity by induction of optokinetic nystagmus, Brit. J. Ophthal. 1969, 53, p. 641. ISSN: 0007-1161. 50. LUCKEISH, M. Test charts representing a variety of visual tasks. Am J Ophthalmol. 1944, 27, pp. 270-275. ISSN: 0002-9394. 51. MCDONALD, M. A., DOBSON, V., SEBRIS, L. The Acuity Card Procedure: A Rapid Test of Infant Acuity. Inv Ophthalmol Vis Sci, 1985, 26, pp. 1158-62. ISSN: 0146-0404. 52. MCGRAW, P. V., WINN, B., GRAY, L. S. et al. Improving the reliability of visual acuity measurement in young children, Ophthalmic Physiol Opt. 2000, 20, 3, pp. 173-84. ISSN: 0275-5408. 53. MOES, R. A. Adler´s Physiology of the Eye, St. Louis: The C.V. Mosby Company, 1970. ISBN 8016-3539-X. 54. MOUTRAY, T. N., WILLIAMS, M. A., JACKSON, A. J. Change of Visual Acuity Recording Methods in Clinical Studies Gross the Years. Ophthalmologica, 2008, 222, pp. 173-77. ISSN: 0030-3755. 55. ODOM, J. V., BACH, M., BARBER, C. et al. Visual evoked potentials standard, Documenta Ophthalmologica. 2004, 108, pp. 115-123. ISSN: 0012-4486. 56. PEREGRIN, J., HEJCMANOVÁ, D., SVĚRÁKOVÁ, H. et al. Měření a hodnocení zrakové ostrosti. Česk a Slov Oftalmol. 1987, 43, pp. 75-87. ISSN: 1211-9059. 57. PERGRIN, J., KLAZAR, E., PEREGRIN, J. ML., et al. Určování vízu počítačem. Česk Slov Oftalmol, 1991, 47, pp. 13-20. ISSN: 1211-9059. 58. PIERNE, M. H. Vision and the Eye. 2nd ed. New York: Churchil-Livingstone, 1949. 59. PLAINIS, S., TZATZALA, P., ORPHANOS, Y. et al. A modified ETDRS Visual Acuity Chart for Europena-Wide Use. Optometry and Vis Sci, 2007, 84, 7, pp. 647-653. ISSN: 0146-0404.

97

60. PRECISIONVISION. Visual acuity [Online]. 2012 [cit. 26. 7. 2012]. http://www.precision-vision.com/index.cfm/feature/9/a--visual-acuity.cfm 61. RAUMVIBOONSUK, P., SUDSAKORN, N., SOMKIJRUNQROJ, T. et al. Reliability of visual acuity measurement taken with a notebook and a tablet computer in participants who were illiterate to Roman characters. J Med Assoc Thai, 2012, 95, 3, pp. 109-16. ISSN: 0125-2208. 62. RAUMVIBOONSUK, P.; TIENSUWAN, M. The Thai logarithmic visual acuity chart. J Med Assoc Thai, 2002, 85, 6, 673-81. ISSN: 0125-2208. 63. RAUMVIBOONSUK, P.; TIENSUWAN, M.; KUNAWUT, C. Repeatability of an automated Landolt C test, compared with the early treatment of diabetic retinopathy study (ETDRS) chart testing. Am J Ophthalmol, 2003, 136, 4, pp. 662-9. ISSN: 0002-9394. 64. RASSOW, B., CAVAZOS, H., WESEMANN, W. et al. Normgerechte Sehschärfenbestimmung mit Buschstaben, Augenärztl. Forbildung, 1990, 13, pp. 105-114. ISSN: 0344-6360. 65. REGAN, D. Rapid objective refraction using evoked brain potencials. Invest. Opththalmol. 1973, 12, pp. 669-679. ISSN: 0146-0404. 66. ROZSÍVAL, P. et al. Oční lékařství, 1. vydání.; Galén, Karolinum: Praha, 2006. ISBN 807262-404-0. 67. ROSSER, D. A., MURDOCH, I. E., FITZKE, F. W. et al. Improving on ETDRS acuities: design and results for a computerised thresholding device. Eye, 2003, 17, pp. 701-6. ISSN: 0950-222X. 68. RUAMVIBOONSUK, P., TIENSUWAN, M., KUNAWUT, C., et al. Repeatability of an automated Landolt C test, compared with the early treatment of diabetic retinopathy study (ETDRS) chart testing. Am J Opththalmology, 2003, 136, 4, pp. 662-9. ISSN: 0002-9394. 69. RUTRLE, M. Brýlová optika. Brno: IDVPZ, 1993. 88 s. ISBN 80-7013-145-4. 70. RUTLLE , M. Přístrojová optika. Brno: IDVPZ, 2000. 189 s. ISBN 80-7013-301-5. 71. SACHSENWEGER, R. Prophylaxe und Frühbehandlung der Schielschwachsichtigkeit, Berlin: VEB Verlag Volk und Gesundheit, 1966. 90 s. 72. SETNIČKA, M. Oftalmologické přístroje, s. 144-309 In. Polášek, J. et al. Technický sborník oční optiky. Praha: SNTL, 1974. 580 s. ISBN: 06-045-74. 73. SHEEDY, J. E., BAILEY, I. L., RAASCH, T. W. Visual acuity and chart luminance. Am J Optom Physiol Opt, 1984, 61, 9, pp. 595-600. ISSN: 0030–3747. 74. SCHULTZE-BONSEL, K., FELTGEN, N., BURAU, H. et al. Visual acuities „hand motion“ and „counting fingers“ can be quantified with the freiburg visual acuity test. Invest Ophthalmol Vis Sci, 2006, 47, 3, pp. 1236-40. ISSN: 0146-0404. 75. SIDEROV, J., TIU, A. L. Variability of measurement of visual acuity in a large eye clinic. Acta ophthalmol Scan, 1999, 77, 673-76. ISSN: 1395-3907. 76. SIMONS, K. Amblyopia characterization, treatment, and prophylaxis. Sur Opththalmol. 2005, 50, 2, pp. 123-66. ISSN: 0039-6257. 77. SNELL, A. C., STERLING, S. An experimetnal investigation to determine the precentage relation between macular acuity of vision and macular perception, In: Menasha G., Contribution to Ophthalmic Science, 1926, pp. 52-62. 78. SPAETH, E. B., FRALICK, F. B., HUGHES, W. F. American Medical Association council on industrial health: special report, estimation of loss of visual efficiency. Arch. Ophthalmol, 1955, 54, pp. 462-8. ISSN: 0003-9950. 79. SPIRIT MEDICAL. Smart chart LCD [Online]. 2012 [cit. 31. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.spiritmed.cz/Data/files/Katalogy/16853_opto_smart_chart.pdf 80. SYKA, J., VOLDŘICH, L., VRABEC, F. Fyziologie a patofyziologie zraku a sluchu, 1. Vydání. Praha: Avicenum, 1981. 322 s.

98

81. TELLER, D. Y. Measurement of visual acuity in human and monkey infants: The interface betwee laboratory and clinic. Behav Brain Res. 1983, 10, pp. 15-23. ISSN: 01664328. 82. TELLER, D. Y. The forced-choice preferential looking procedur: A psychophysical technique for use with human infants. Infant Behav Devel. 1979, 22, pp. 1141-1151. ISSN: 0163-6383. 83. TELLER, Y. D. Teller acuity cards II [Online]. 2012 [cit. 18. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.stereooptical.com/pdf/other-manuals/TAC_II_manual.pdf 84. TIMOTHY, C. H. OKN/OKAN testing [Online]. 2012 [cit. 20. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.dizziness-and-balance.com/testing/okn.htm 85. TYLLER, C. W., APKARIAN, D., LEVI, D. et al. Rapid assessment of visual function: an electronic sweep technique for the pattern visual evoked potential. Invest Opththalmol. Vis. Sci. 1979, 18, pp. 703-713. ISSN: 0146-0404. 86. UNMZ. Oční optika – Zkouška zrakové ostrosti – Normalizovaný optotyp a jeho zobrazení (ČSN EN ISO 8596). Praha: UNMZ, 1997, s. 5. 87. VECTOR VISION [Online]. 2012 [cit. 25. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.vectorvision.com/html/testsLOGMARAcuity.html 88. VESELÝ, P. Testování zrakové ostrosti prahovou interpolační metodou logMAR ETDRS. Česká oční optika, 2008, 49,2, pp. 12-14. ISSN: 1211-233X. 89. VISTA VISION. Vista Vision 19 palců [Online]. 2012 [cit. 31. 7. 2012]. Dostupné z: http://www.dmdmedtech.it/index.php?option=com_content&view=article&id=46&Itemid =60 90. WIKIPEDIA. Optokinetic reflex [Online]. 2012a [cit. 20. 7. 2012]. Dostupné z: http://en.wikipedia.org/wiki/Optokinetic_nystagmus 91. WIKIPEDIA. Evoked potenciál [Online]. 2012b [cit. 20. 7. 2012]. Dostupné z:http://en.wikipedia.org/wiki/Visual_evoked_potential#Visual_evoked_potential 92. WILLIAMS, C.; NORTHSTONE, K.; HARRAD, R. A. et al. ALSPAC Study Team. Amblyopia treatment outcomes after screening efore or at age 3 years: follow up form randomised trial. BMJ, 2000, 324, p. 1549. ISSN: 0959-8138. 93. WONG, D.; PLUMB, A. Computer automated visual acuity testing for visual screening. Trans Ophthalmol Soc UK, 1986, 105, pp. 498-503. ISSN: 0078-5334. 94. WULFECK, J. W. Vision in Military Aviation: WADC Technical Report 58-399. Wright Air Development Center, 1959; p. 115. 95. ZAHAROVA, E. A. Validity and Repeatability of Computerized Visual Acuity Devices, SS II and EVA, for HOTV Visual Acuity Measurement in Young Healthy Adults under Habitual-corrected and Myopic-blur Conditions. Boston, MA, 2011. Master thesis. The New England College of Optometry, p. 66. 96. ZAJÍČEK, T. Vyšetření zrakové ostrosti celořádkovou a interpolační metodou na optotypu LCD. Brno 2012. Diplomová práce. LF MU Brno. Vedoucí práce Petr Veselý. 71 s.

K citačním a bibliografickým účelům byly v publikaci použity tyto normy: Harvard style a ČSN ISO 690.

99

Příloha 1 – Seznam publikací autora (dle IS MUNI) 1. VESELÝ, P. Binokulární vyvážení monokulárně stanovené refrakce metodou asociace retinálních obrazů pomocí polarizačních analyzátorů. Česká oční optika, Praha: EXPO DATA spol. s r.o., 49, 1, od s. 28-30, 3 s. ISSN 1211-233X. 2008. 2. VESELÝ, P. Heteroforie neboli skryté šilhání. Visionnews.eu, Ostrava: Printo, spol. s r.o., 08, od s. 12-14, 30 s. ISSN 1211-233X. 2008. 3. VESELÝ, P. Testování zrakové ostrosti prahovou interpolační metodou log MAR ETDRS. Česká oční optika, Brno: Expo DATA, 2008, 2, od s. 12-14, 83 s. ISSN 1211233X. 2008. 4. VESELÝ, P., VENTRUBA, J. Modifikace prahové interpolační metody logMAR na optotypu ETDRS. Česká oční optika, Brno: Expo DATA, 49, 4, od s. 20-24, 4 s. ISSN 1211-233X. 2008. 5. VESELÝ, P. Synoptofor - přístroj pro diagnostiku a léčbu poruch binokulárního vidění. Česká oční optika, Brno: Expo DATA, 50, 2, od s. 56-59, 4 s. ISSN 1211-233X. 2009. 6. VESELÝ, P., VENTRUBA J. Porovnání prahové interpolační a celořádkové metody při testování zrakové ostrosti na optotypových tabulích logMÚR ETDRS a Snellen. Čes. a slov. Oftal., Praha: ČLS J. Ev. Purkyně, 65, 5, od s. 191-194, 4 s. ISSN 12119059. 2009. (PUBMED). 7. PETROVÁ, S., SYNEK, S., MAŠKOVÁ, Z., VESELÝ, P. et al. Náležitosti závěrečné práce bakalářského a magisterského studia Optometrie [online]. 2010. Dostupné na: http://is.muni.cz/do/med/zpravyprac/Optometrie/NALEZITOSTI_ZAVERECNE_PRACE .doc. 8. VESELÝ, P., HŘEBCOVÁ J., MATĚJKOVÁ, R.. Biometrie v klinické praxi. Česká oční optika, Praha: EXPO DATA, spol. s r.o., 51, 2, od s. 56-59, 4 s. ISSN 1211-233X. 2010. 9. VESELÝ, P. Současné metody vyšetřování barvocitu. Česká oční optika, Praha: EXPO DATA spol. s r.o., 51, 4, od s. 54-66, 8 s. ISSN 1211-233X. 2010. 10. SYNEK, S., PETROVÁ, S., VESELÝ P. Život s optometrií v Brně. Poster prezentace pro 5. vzdělávací optometrický kongres Olomouc. 2010. 11. PETROVÁ, S., VESELÝ, P. LCD optotyp - přesné a efektivní vyšetření. In Sborník 5. vzdělávacího optometrického kongresu. Olomouc. 2010. 12. VESELÝ, P. Současné metody vyšetřování barvocitu. Česká oční optika. ISSN 1211233X. 2010. 13. VESELÝ, P., VENTRUBA, J., SYNEK, S. Comparison between threshold interpolation and whole-line method by visual acuity testing on logMAR and Snellen chart. Poster prezentace, konference EAOO v Praze, 2011. 14. VESELÝ, P., SYNEK, S. Rozhovor s optometristou Mgr. Petrem Veselý, DiS. Mojerodina.cz, portál pro nevšední rodinu [online], 2011. 15. VESELÝ, P., SYNEK, S. Konference EAOO v Praze. Česká oční optika, Brno: Expo Data s.r.o., 52, 3, od s. 18-20, 3 s. ISSN 1211-233X. 2011. 16. BENEŠ, P., SYNEK, S., PETROVÁ, S., VESELÝ, P. Living with Optometry in Brno. In Poster presentation In: Kongres ECCO a EAOO Prague 6.-8.5.2011; 4th International Congress Of Croatian Society “ALBERT EINSTEIN“, 26.-29.5.2011, Rab, Croatia. 2011. 17. VESELÝ, P., PETROVÁ, S., BENEŠ, P., SYNEK, S. OPTIKA - OPTOMETRIE na LF MU Brno v roce 2011. In kongres OPTOMETRIE OPTIKA 2011. 2011. 18. VESELÝ, P., VENTRUBA, J., SYNEK, S. Comparison between threshold interpolation and whole-line method by visual acuity testing on logMAR and Snellen chart. Poster In: International Congress Of Croatian Society “ALBERT EINSTEIN“, 26. - 29. 5. 2011, Rab, Croatia. 2011.

100

19. VESELÝ, P., VENTRUBA, J., SYNEK, S. Porovnání prahové interpolační a celořádkové metody při testování zrakové ostrosti na optotypovýchtabulích logMARa Snellen. Poster In kongres OPTOMETRIE OPTIKA 2011 Brno. 2011. 20. SYNEK, S., VESELÝ, P. Intravitreal Bevacizumab with or without triamcinolone for refractory diabetic macular oedema. Collegium Antropologicum, Zagreb: Croatian Anthropological Society, 35, 3, od s. 841-845, 5 s. ISSN 0350-6134. 2011. (IF 0,614). 21. VESELÝ, P., SYNEK, S., BENEŠ, P. Zasedání evropské akademie optiky a optometrie. Brno: Bulletin, Lékařská fakulta Masarykovy univerzity, 2011. 47 s. 2. ročník, říjen 2011. ISSN 1805-014X. 22. VESELÝ, P., SYNEK, S. Co dělá optometrista? Praha: Burda Praha, 2011. 70 s. Katka, č. 44. ISSN 1211-1546. 23. VESELÝ, P. Zpráva o účasti zástupců KOO LF MU Brno na kongresu EAOO a ECOO v Praze 6. - 8. května 2011. 2. CSKO, Brno, 2011. 24. VESELÝ, P., SYNEK, S. Význam vyšetření barvocitu v optometrii. Konference při veletrhu Opta 2012, 24. – 26. 2. 2012. 25. VESELÝ, P., ŠIMOVIČ, P., PETROVÁ, S. Konvenční a Free-Form technologie výroby brýlových čoček. Elportál: portál Masarykovy univerzity [online], Brno: Masarykova univerzita, 2012, 3, od s. nestránkováno, 105 s. ISSN 1802-128X. 2012. 26. VESELÝ, P., SYNEK, S. Metody stanovení a ověření presbyopické korekce. In Slavíkovy dny. 4.5.2012. 27. VESELÝ, P., SYNEK, S. Stanovení opakovatelnosti a spolehlivosti optotypových tabulí LogMAR ETDRS a snellen. In Studentská vědecká konference 23.5.2012. 28. VESELÝ, P., SYNEK, S. Simple binocular vision examination on synoptophore. Determination of normative database of healthy adult subjects. In Optometry Conference of Central and South-Eastern Europe. 1.-3.6.2012. 29. VESELÝ, P., SYNEK, S. Color vision defects classification and diagnostic procedures. Poster presentation In Optometry Conference of Central and South-Eastern Europe. 1.3.6.2012. 30. VESELÝ, P., SYNEK, S., BĚLÍKOVÁ, J. et al. Perimetry. In Optometry Conference of Central and South-Eastern Europe. 1.-3.6.2012. 31. ZAJÍČEK, T., VESELÝ, P., SYNEK, S. Examination of the visual acuity on the lcd optotype with whole-line and interpolation method. In Poster presentation. 1st Optometry Conference of Central and South-Eastern Europe. 1.-3.6.2012. 32. DOSTÁLKOVÁ, M., VESELÝ, P. Prizmatické brýle jako kompenzační pomůcka. Jemná mechanika a optika, Přerov: Fyzikální ústav AV ČR, v.v.i., 57, 6, od s. 180-183, 3 s. ISSN 0447-6441. 2012. 33. VESELÝ, P., SYNEK, S. Opakovatelnost a spolehlivost vyšetření zrakové ostrosti na optotypových tabulích logMAR ETDRS a Snellen.Česká a slovenská oftalmologie, Praha: Česká a slovenská společnost J.E.Purkyně, 68, 2, od s. 71-75, 4 s. ISSN 0009059X. 2012. (PUBMED). 34. VESELÝ, P., PETROVÁ, S., SYNEK, S. Konference optometrie pro střední a jihovýchodní Evropu. Česká oční optika, 2012, 3, ISSN 1211-233X. 2012.

101

Příloha 2 – Aktivní přednášky na veřejných odborných fórech (dle IS MUNI) 1. VESELÝ, P. Heteroforie neboli skryté šilhání. AMGB symposium Hustopeče, 21. 6. 2008, aktivní prezentace. 2. VESELÝ, P. Vyšetření svalové rovnováhy ve vztahu k moderní korekci refrakce a refrakční chirurgii. 4. Slavíkovy oftalmologické dny, Brno, 24. 4. 2009, aktivní prezentace. 3. VESELÝ, P. Vyšetření JBV vidění na synoptoforu. Kongres Optometrie 2009, Hradec Králové, 12. 9. 2009, aktivní prezentace. 4. VESELÝ, P. Farnsworth-Munsell Hue test. Princip a interpretace testu. 5. Slavíkovy oftalmologické dny, 7. 5. 2010, aktivní prezentace. 5. PETROVÁ, S., VESELÝ, P. LCD optotyp - přesné a efektivní vyšetření. In Sborník 5. vzdělávacího optometrického kongresu. Olomouc, 18. 9. 2010, aktivní prezentace. 6. VESELÝ, P. Vyšetření barvocitu na LCD panelech, 1. Studentská celostátní konference optometrie, Brno, 21. 10. 2010, aktivní prezentace. 7. VESELÝ, P. 6. Slavíkovy oftalologické dny, hotel Santon Brno, přednáška: Porovnání interpolační a celořádkové metodiky při testování zrakové ostrosti, 6.5.2011, aktivní prezentace. 8. VESELÝ, P., VENTRUBA, J., SYNEK, S. Comparison between threshold interpolation and whole-line method by visual acuity testing on logMAR and Snellen chart. Konference EAOO a ECCO v Praze, 6. – 8. května 2011, prezentace posteru. 9. BENEŠ, P., SYNEK, S., PETROVÁ, S., VESELÝ, P. Living with Optometry in Brno. In Poster presentation in: Kongres ECCO a EAOO Prague 6.-8.5.2011, prezentace posteru. 10. VESELÝ, P., VENTRUBA, J., SYNEK, S. Comparison between threshold interpolation and whole-line method by visual acuity testing on logMAR and Snellen chart. 4th International Congress Of Croatian Society “ALBERT EINSTEIN“, 26.-29.5.2011, Rab, Croatia. 2011, prezentace posteru. 11. VESELÝ, P., PETROVÁ, S., BENEŠ, P., SYNEK, S. OPTIKA - OPTOMETRIE na LF MU Brno v roce 2011. In kongres OPTOMETRIE OPTIKA 2011, prezentace posteru. 12. VESELÝ, P., VENTRUBA, J., SYNEK, S. Porovnání prahové interpolační a celořádkové metody při testování zrakové ostrosti na optotypovýchtabulích logMAR a Snellen. In kongres OPTOMETRIE OPTIKA 2011. 2011, prezentace posteru. 13. VESELÝ, P. Zpráva o účasti zástupců KOO LF MU Brno na kongresu EAOO a ECOO v Praze 6. - 8. května 2011, 2. Studentská celostátní konference optometrie, Brno, 20. 10. 2011, aktivní prezentace. 14. VESELÝ, P., SYNEK, S. Význam vyšetření barvocitu v optometrii. Veletrh Opta 25. 2. 2012, aktivní prezentace. 15. VESELÝ, P., SYNEK, S. Metody stanovení a ověření presbyopické korekce. In Slavíkovy dny. 4. 5. 2012, aktivní prezentace. 16. VESELÝ, P., SYNEK, S. Stanovení opakovatelnosti a spolehlivosti optotypových tabulí LogMAR ETDRS a snellen. In Studentská vědecká konference 23. 5. 2012, aktivní prezentace (3. místo). 17. VESELÝ, P., SYNEK, S. Simple binocular vision examination on synoptophore. Determination of normative database of healthy adult subjects. In Optometry Conference of Central and South-Eastern Europe. 1. – 3. 6. 2012, aktivní prezentace. 18. VESELÝ, P., SYNEK, S., BĚLÍKOVÁ, J. et al. Perimetry. In Optometry Conference of Central and South-Eastern Europe. 1. – 3. 6. 2012, aktivní prezentace.

102

19. ZAJÍČEK, T., VESELÝ, P., SYNEK, S. Examination of the visual acuity on the lcd optotype with whole-line and interpolation method. In 1st Optometry Conference of Central and South-Eastern Europe. 1. – 3. 6. 2012, prezentace posteru. 20. ADÁMKOVÁ, H., VESELÝ, P. Orthoptics. 1st Optometry Conference of Central and South-Eastern Europe. 1. – 3. 6. 2012, prezentace posteru.

103

Příloha 3 – Odborné stáže (dle IS MUNI) Oční ambulance a optika MESEC, Slovinsko, prof. Mihelčič, odborná stáž v rámci programu ERASMUS, 7/2011

104