Kranialer rhythmischer Impuls:
Ist die palpierte Rate abhängig von der
Berufserfahrung der Untersucher?
Nicette Sergueef*, Melissa A. Greer, Kenneth E. Nelson, Th omal Glonek
nialer rhythmischer Impuls, CRI-Rate, pri-märer respiratorischer Mechanismus
Abstract
Th is retrospective review stu dy aims to contribute data regarding the normal range of the palpated cranial rhythmic impulse (CRI) rate from a population of 734 healthy subjects, each determined by a diff erent ex-aminer. Experience levels ranged from 1 to 25 years training/practice in cranial osteo-pathy. Th is study reports an overall CRI rate range (mean ± SD) of 6.88 ± 4.45 cpm for all subjects (valid N = 727).
Th e examiner population was subdivided into three groups based upon the level of examiner experience. Th e rates obtained from each subgroup, from least experi-enced to most experiexperi-enced, are as follows: • Level 1 (one year of experience),
7.39 ± 4.70
• Level 2 (two years of experience), 6.46 ± 4.10
• Level 3 (three-twenty fi ve years of experience), 4.78 ± 2.57
Both group mean values of the reported pal-pated CRI rates and their standard deviations showed an inverse relationship with the level of examiner experience, i.e., as experience in-creases, the mean CRI rate and its deviation decreases. In the light of the fi ndings of this study, the currently accepted range of the pal-pated CRI, 8–14 cycles/minute, should be re-considered to be as low as 2–7 cycles/minute. Précis: CRI rate means and ranges as as-sessed by experie nced examiners are, res-pectively, lower and narrower.
Keywords
Cranium, cranial osteopathy, medical edu-cation, psychomotor skills, cranial rhyth-mic impulse, CRI rate, primary respiratory mechanism
Einführung
Unter dem Paradigma der kranialen Osteopathie wird eine kontroverse rhythmische Qualität, der kraniale rhythmische Impuls (CRI), beschrie-ben und diskutiert [1–5]. Dem Glos-sary of Osteopathic Terminology [6] zufolge ist er defi niert als „eine pal-pierbare rhythmische Fluktuation. Ei-ne Synchronizität mit dem primären respiratorischen Mechanismus wird angenommen.“ Dass der CRI umstrit-ten und nur unzureichend verstanden ist, macht ihn zum Forschungsgegen-stand und die Erhärtung seiner nor-mativen Parameter zu einer interes-santen Aufgabe.
William G. Sutherland führte im Jahr 1939 das Konzept der kranialen Os-teopathie ein. Er sah den primären re-spiratorischen Mechanismus (PRM) als Zugang zu einer holistischen Be-treuung der Patienten [7]. Er be-schrieb den PRM als ein biphasisches, von der pulmonalen Respiration un-abhängiges Phänomen mit einer „ins-piratorischen“ und einer „exspiratori-schen“ Phase. Interessanterweise wird in den frühen Beschreibungen des zy-klischen PRM weder eine Rate noch ein normativer Frequenzbereich aus-drücklich erwähnt. Erst in einer Publi-kation von Woods und Woods aus dem Jahr 1961, also erhebliche Zeit nach Sutherlands Tod, ist von einem kranialen rhythmischen Impuls und einer postulierten normativen Rate (10–14 cpm) die Rede [8].
Die Festlegung normativer Parameter für die Rate des CRI blieb aufgrund folgender Parameter umstritten: • Ein anerkanntes objektives
Mess-verfahren fehlt.
* Nicette Sergueef D.O. ist Associate Professor für Osteopathische Manipulative Medizin am Chicago College of Osteopathic Medicine der Midwestern University. Sie bildet Osteopathen in Europa und den USA aus und hat bereits mehrere Artikel und Fachbücher veröff entlicht. Ihr Buch “Ostéopathie Pédiatrique” auf Französisch bei Elsevier und auch auf Englisch (Cranial Osteopathy for Infants, Children and Adole-scents) erschienen.
Zusammenfassung
Die hier vorgestellte retrospektive Über-sichtsstudie soll Daten zum normalen Fre-quenzbereich des palpierten kranialen rhythmischen Impulses (CRI) liefern. Der CRI einer aus 734 gesunden Personen be-stehenden Studienpopulation wurde von unterschiedlichen Untersuchern ermittelt, die zwischen einem und 25 Jahren prakti-sche Erfahrung mit kranialer Osteopathie hatten. Die palpierte CRI-Rate lag insge-samt in einem Frequenzbereich (Mittel-wert ± SD) von 6,88 ± 4,45 cpm (cpm = Zyklen pro Minute; N = 727).
Die Untersucher wurden je nach prakti-scher Erfahrung in drei Gruppen einge-teilt. In den Gruppen (geringe, mittlere und langjährige Erfahrung) wurden fol-gende Werte ermittelt:
• Stufe 1 (1 Jahr Erfahrung): 7,39 ± 4,7 cpm
• Stufe 2 (2 Jahre Erfahrung): 6,46 ± 4,10 cpm
• Stufe 3 (3–25 Jahre Erfahrung): 4,78 ± 2,57 cpm
Die Mittelwerte der in allen Gruppen pal-pierten CRI-Raten sowie die Standardab-weichungen sind umgekehrt proportional zur Berufserfahrung der Untersucher, d.h. je erfahrener die Untersucher, desto niedri-ger die mittlere CRI-Rate und desto niedri- gerin-ger die Abweichungen. Aufgrund der Er-gebnisse dieser Studien sollte künft ig eher ein CRI-Frequenzbereich von 2–7 cpm an-statt wie bisher von 8–14 cpm angenom-men werden.
Fazit: Erfahrene Untersucher palpieren im Mittel niedrigere CRI-Werte in einem en-geren Frequenzbereich.
Schlüsselwörter
kra-• Die Natur des Phänomens erscheint esoterisch.
• Die Ermittlung des CRI durch Pal-pation ist subjektiv.
• Relativ wenige Forscher haben die Rate experimentell gemessen. • Die Anzahl von Versuchspersonen
in vielen der veröff entlichten Studi-en ist vergleichsweise niedrig. In anerkannten Lehrbüchern für Os-teopathie wird in Übereinstimmung mit der Untersuchung von Woods und Woods aus dem Jahr 1961 für die CRI-Rate ein Bereich von 8–14 cpm ange-geben [5, 8–10]. Diese Spanne wird oft als Standard angeführt, obgleich wie-derholt ein weitaus schmalerer Be-reich referiert wurde [11–18]. Die bis-her veröff entlichten palpierten CRI-Raten sowie die in der vorliegenden Studie ermittelten Werte sind in Tab. 1 dargestellt.
Ziel der hier vorgestellten Studie war (1) eine Defi nition der normativen CRI-Rate und (2) ein Vergleich der palpierten CRI-Raten, die von unter-schiedlich berufserfahrenen Behand-lern ermittelt worden waren.
Methoden
Die Studie wurde im Kontext der Lehrtätigkeit der Erstautorin (NS) durchgeführt. Sie folgt den gesetzli-chen Bestimmungen der Commission Nationale de l’Informatique et des Li-bertés (CRIL) und des Übereinkom-mens von Helsinki. Teilnehmer der Studiengänge wurden in der Palpation des CRI unterwiesen und auf ihre diesbezügliche Fähigkeit überprüft . An der Studie nahmen klinisch Prak-tizierende teil (in erster Linie Physio-therapeuten sowie einige Pfl egekräft e, Hebammen und Ärzte, N = 734). Eini-ge waren noch nicht graduierte Stu-denten der Osteopathie, andere waren bereits graduiert. In der Mehrzahl stu-dierten sie oder hatten studiert an La Maison de la Th érapie Manuelle, einer Ausbildungseinrichtung, die in meh-reren europäischen Städten Unterricht erteilt. Ihr zweijähriger Ausbildungs-gang in kranialer Osteopathie umfasst 225 Präsenzunterrichtsstunden, da-von 150 Stunden Th eorie und 75 Stun-den Praxis. Der Unterricht erfolgt im
Rahmen eines umfassenden osteopa-thischen Curriculums, normalerweise nach einem zweijährigen allgemeinen Studium der Osteopathie.
Die Teilnehmer der Stufe 1 befanden sich am Ende ihres ersten Ausbil-dungsjahres in kranialer Osteopathie, diejenigen der Stufe 2 am Ende des zweiten Studienjahres. Die Teilneh-mer der Stufe 3 hatten das zweijährige Studienprogramm in kranialer Osteo-pathie erfolgreich abgeschlossen und waren in Postgraduiertenkurse für kraniale Osteopathie eingeschrieben. Dabei setzte sich die Gesamtzahl der Studienteilnehmer an den verschiede-nen Studienorten und in den Studien-jahren wie folgt zusammen:
• Biscarrosse, Frankreich: 60,2 % (al-ler Eingeschriebenen) • Paris, Frankreich: 29,3 % – 2002: Stufe 1: 42 – 2003: Stufe 1: 15 – 2004: Stufe 1: 74
– 2006: Stufe 1: 58, Stufe 2: 26 • Lyon, Frankreich: 5,2 % – 2003: Stufe 1: 16 – 2004: Stufe 1:22 • Padua, Italien: 5,3 % – 2003: Stufe 3: 39.
• Gesamt: Stufe 1: 64 %, Stufe 2: 25, 9%, Stufe 3: 10,1 %.
Die Daten wurden jeweils am Ende des Kurses erhoben. Der Tageszeit-punkt war unterschiedlich und abhän-gig vom Stundenplan der einzelnen Programme. Die Datenerhebung er-folgte im Übungsraum, wobei die Ver-suchspersonen immer in derselben Position untersucht wurden, und zwar in Rückenlage auf dem Untersu-chungstisch. Alle Daten wurden von derselben Person (NS) aufgezeichnet. Alle Teilnehmer palpierten den CRI unter den kontrollierten Bedingungen des Übungsraums (734 gesunde Indi-viduen). Dazu wurden Paare gebildet, die sich jeweils gegenseitig untersuch-ten. Auf diese Weise fungierten alle Teilnehmer einmal als Untersucher und einmal als Versuchsperson. Wäh-rend einer Untersuchung und in der
Pause zwischen den beiden Sitzungen war keinerlei Kommunikation zwi-schen den Teilnehmenden gestattet. Die Untersucher wurden gebeten, die Palpation des CRI mit der klassischen Hohlhandanlage, zu beginnen [9] und
während einer etwa 2-minütigen Ak-klimatisierungsphase die Oszillation zu erspüren. Dann wurde ihnen ge-sagt, wann sie die Zählung des CRI beginnen und beenden sollten. Die Palpationsdauer blieb ihnen unbe-kannt. Die Teilnehmer wurden ledig-lich angewiesen, die vollständigen bi-phasischen CRI-Zyklen zu zählen, die sie im Erhebungszeitraum palpierten. Die Zeitnahme erfolgte mit einer Armbanduhr mit Sekundenzeiger. Die vorab festgelegte Zeitspanne (3 Minu-ten für alle Versuche) war nur dem Versuchsleiter bekannt. Sie basierte auf Erkenntnissen aus unseren voran-gegangenen Arbeiten [18–20], wo-nach in diesem relativ engen Zeitfens-ter einerseits genügend CRI wahrge-nommen und andererseits Fehler ver-mieden werden, die bei längeren Messperioden auft reten könnten. Nach dem Ende einer Messperiode ging der Versuchsleiter zu dem betref-fenden Untersucher und ließ ihn kom-mentarlos die gemessene Rate auf ein Stück Papier auf einer Papierrolle no-tieren. Dieser Papierstreifen wurde dann von der Rolle abgerissen und in einen Umschlag gesteckt.
Jeder Untersucher behielt für sich, wie viele Zyklen er vermerkt hatte. Somit wussten die Palpierenden nicht, welche Raten die anderen Teilnehmer angege-ben hatten. Der Versuchsleiter wieder-holte diesen Vorgang dann beim nächsten Untersucher, bis alle ermittel-ten Werte notiert waren. Anschließend tauschten die Studienteilnehmer die Rollen, und der gesamte Ablauf wurde wiederholt. Die zu Papier gebrachten Zahlen wurden in eine Tabelle übertra-gen, auf der die Versuchsgruppe und der Ort der Erhebung vermerkt waren. Die CRI-Raten wurden in Zyklen pro Minute umgerechnet.
Statistische Analyse
Tests paarweise Vergleiche der Mittel-werte für die drei Gruppen vorgenom-men, wobei α=0,05 als signifi kant ak-zeptiert wurde. Formale Normalitäten wurden anhand des Shapiro-Wilk- und des Kolmogorov-Smirnov-Tests berechnet. Die sich ergebenden Ver-teilungen (Histogramme) wurden an-hand von normalen und trendberei-nigten normalen Q-Q-Plots weiter auf ihre Abweichungen von der Normali-tät analysiert.
Ergebnisse
Sieben Teilnehmer der Stufe 1 (1,5 %) konnten keine CRI-Rate palpieren, wohingegen alle Teilnehmer der Stu-fen 2 und 3 diese Aufgabe erfolgreich lösten. Statt der potenziell 734 Paa-rungen blieb daher eine valide Grund-gesamtheit von 727 Untersuchern bzw. Versuchspersonen.
Die genannte mittlere CRI-Rate (N = 727) betrug (Mittelwert ± SD) 6,88 ± 4,45 Zyklen pro Minute (Abb. 1, Tab. 2 und 3). Schiefe (2,510 ± 0,09) und Kur-tosis (11,389 ± 0,181) sind Maßangaben für die Verteilung (Tab. 2). Die Schiefe oder 3. statistische Ordnung nimmt den Wert 0 an, wenn die Verteilung das Abb. 1: Frequenzhistogramm für die CRI-Raten. Jeder Balken
entspricht einem CRI-Bereich von 1,38 Zyklen/Minute (cpm). Die Frequenz ist gleich der Anzahl der 727 Teilnehmer in einem gegebenen Bereich (Mittelwert ± SD = 6,882 ± 4,446; N = 727). Die durchgezogene Linie zeigt die aus dem Histogramm abgelei-tete Kurve der Standardabweichung (SD) an. Beachte: Infolge der Schiefheit der CRI-Daten ist die Normalverteilungskurve in der Abbildung links abgeschnitten, da eine Rate <0 nicht palpiert werden kann.
eingeteilt, entsprechend ihrem Aus-bildungsstand und ihrer klinischen Erfahrung. Stufe 1 (N = 463) umfass-te Studenumfass-ten mit einjähriger Erfah-rung, die den CRI erfolgreich pal-piert hatten. Die Teilnehmer der Stu-fe 2 (N = 190) verfügten über zwei Jahre Erfahrung, diejenigen der Stu-fe 3 (N = 74) über 3–25 Jahre Erfah-rung. Von den 734 Studienteilneh-mern konnten sieben den CRI nicht palpieren, womit sich die gültige
An-Tab. 1: Frequenzbereich des kranialen rhythmischen Impulses (CRI): Angaben in der Literatur und Ergebnisse der vorliegenden Studie
Autoren CRI-Rate N Berichtsjahr
Woods u. Wood s [8] 10–14 62 1961
Norton et al. [11] 3,2–4,1 24 1992
Wirth-Pattullo u. Hayes [12] 3–9 12 1994 McAdoo u. Kuchera [13] 6,63–9,37 128 1995 Hanten et al. [14] 3,6 und 4,2 40 1998 Rogers et al. [15] 3,28 und 4,83 28 1998
Sommerfeld [16] 2,3–3,6 49 2004
Moran u. Gibbons [17] 2,92–4,17 11 2004 Nelson et al. [18] 2,46–6,62 44 1006
Vorliegende Studie (Mittelwert ± SD) N 2009
Gesamt 2,43–11,33 727
1 Jahr Erfahrung 2,69–12,09 463 2 Jahre Erfahrung 2,36–10,56 190 3–25 Jahre Erfahrung 2,21–7,35 74
Abb. 2: Frequenzhistogramme des CRI, gegliedert nach Ausbil-dungsstand. Stufe 1: 1 Jahr (N = 463); Stufe 2: 2 Jahre (N = 190); Stufe 3: 3–25 Jahre (N = 74). Jeder Balken entspricht einem CRI-Bereich von 1,43 cpm. Die Häufi gkeit ergibt sich aus der Gesamtheit der 727 Teilnehmer in einem gegebenen Bereich für jede Ausbildungsstufe.
zahl von 727 freiwilligen Versuchs-personen ergab.
Least-Significant-Difference-Range-Bild einer absolut symmetrischen Glo-ckenkurve ergibt. Die Kurtosis oder 4. statistische Ordnung ist ein Maß für den relativen Scheitelwert oder die Ab-fl achung der Kurve. Eine Normalvertei-lung hat eine Kurtosis von 0 [21]. Für jede Untergruppe ergaben sich folgende Mittelwerte (± SD) (Tab. 1 und 3): Stufe 1: 7,39 ± 4,70; Stufe 2: 6,46 ± 4,10; Stufe 3: 4,78 ± 2,57 (Abb. 2). Die einfache Varianzanalyse für die Stufen 1, 2 und 3 war signifi -kant (P<0,001). Der Scheff é-Post-Hoc-Test ergab Unterschiedlichkeit aller drei Gruppen voneinander (Abb. 2 und Tab. 4).
In Abb. 3 A, B und C wurden die Histo-gramme aus Abb. 2 vertikal angepasst, um ihre Form optisch zu verdeutlichen. Jede Beobachtung im Diagramm einer normalen Wahrscheinlichkeitsvertei-lung ist im Verhältnis zum entsprechen-den Quantil einer Standard-Normal-verteilung eingezeichnet (erwarteter Z-Score oder Standardscore). Die Beob-achtungswerte sind auf der horizontalen Achse und die unter Normalität erwar-teten Werte auf der vertikalen Achse abgetragen. Beachte: Bei zunehmender Erfahrung (Stufe 3) ist die Verteilung am engsten und die Schiefh eit am ge-ringsten. Jedoch liegen die ein Maxi-mum bezeichnenden Säulen der Histo-gramme für alle drei Gruppen bei unge-fähr denselben Werten der CRI-Rate.
Die Verteilungsanalyse für jede Gruppe ist in Abb. 3 D, E und F in den norma-len Wahrscheinlichkeitsplots wiederge-geben. Sofern die Daten aus einer Nor-malverteilung stammen, sollten die eingetragenen Werte ungefähr entlang der Diagonalen angeordnet sein. No-tierungen abseits der Diagonalen deu-ten auf eine Abweichung von der Nor-malverteilung. In Abb. 3 D und E lie-gen die hohen wie die niedrilie-gen CRI-Werte unterhalb der Normallinie, wobei die Abweichungen von der
Nor-malität für Stufe 1 am ausgeprägtesten sind (Abb. 3 D). Abb. 3 F unterscheidet sich deutlich. Die Verteilung ist der Normalität angenähert, da die Daten-punkte nahe der Normallinie liegen. Die Daten in Abb. 3 D, E und F sind gleich skaliert, um den Vergleich zu vereinfachen. Beachte: die Diagonalen der Stufen 1–3 sind fortschreitend der Vertikalen angenähert. Das weist auf eine kompaktere Gruppierung der Daten hin. Das heißt, die Daten der erfahrenen Untersucher sind weniger
Tab. 3: CRI-Rate in Abhängigkeit von der Berufserfahrung: deskriptive Statistik. KI = Konfidenzintervall, SD = Standardabweichung
Stufe N Mittelwert SD SD-Fehler 95%-KI Min. Max.
Untere Grenze
Obere Grenze
1 463 7,392 4,700 0,218 6.963 7,822 1,00 39,33
2 190 6,458 4,102 0,298 5,871 7,045 1,33 33,67
3 74 4,775 2,570 0,299 4,179 5,370 1,33 13,33
Gesamt 727 6,882 4,446 0,165 6,558 7,205 1,00 39,33
Tab. 4: Statistische Signifikanz der Differenz der Ergebnisse in den drei Ausbildungsstufen. Angaben in Zyklen pro Minute (cpm). KI = Konfidenzintervall für die Differenz zwischen den Mittelwerten, SD = Standardabwei-chung. a Die mittlere Differenz ist signifikant bei P = 0,05 (Scheffé-Test).
Stufen im Vergleich Differenz zw. Mittelwerten
SD-Fehler 95%-KI Pa
I J (I–J) Untere
Grenze
Obere Grenze
1 2 0,935 0,377 0,0096 1,8593 0,047
1 3 2,618 0,548 1,2737 3,9615 <0,001
2 3 1,683 0,600 0,2122 3,1540 0,020
Tab. 2: CRI-Rate aller valider Teilnehmer: deskriptive Statistik
(die Raten sind als Zyklen pro Minute für den Erhebungszeitraum von 3 Minuten angegeben)
Statistik CPI-Rate [cpm]
N Valide
Nicht berücksichtigt
727 7
Mittelwert 6,882
Standardfehler f. d. Mittelwert 0,1649
Median 6
Häufigster Wert (Modus) 3,33
Standardabweichung 4,446
Varianz 19,766
Schiefheit 2,510
Standardfehler f. Schiefheit 0,091
Kurtosis 11,389
Standardfehler f. Kurtosis 0,181
Bereich 38,33
Minimum 1,00
gestreut, was sich auch in der Größe der Standardabweichungen ausdrückt (Tab. 3).
Die Analyse der drei Verteilungen ist in den trendbereinigten normalen Wahrscheinlichkeitsplots in Abb. 3 G,
Abb. 3: Analyse der Verteilungen im Histogramm mittels Häufi gskeitsplot, normalem Q-Q-Plot und trendbereinigtem normalem Q-Q-Plot. A–C: Jeder Balken steht für eine CRI-Zunahme von 1,33 cpm. D–F: normale Q-Q-Plots. Diagonale = auf Basis des jeweils direkt darüberste-henden Histogramms errechnete Normalverteilung. Punkte = tatsächliche Datenpunkte. Ein Vergleich der Datenpunkte mit der errech-neten Linie für die Normalverteilung lässt Grad und Charakteristik der Abweichung von der Normalität erkennen. Die Neigung der Linie zeigt die Verteilungsbreite an; enge (kompakte) Verteilungen sind der Vertikalen angenähert. G–I: trendbereinigte normale Q-Q-Plots. In diesen Diagrammen erscheint die Streuung der Daten relativ zur errechneten Normalverteilung (= horizontale Linie) erweitert. Sowohl der Kolmogorov-Smirnov-Test als auch der Shapiro-Wilk-Test für Normalität zeigen eine Abweichung aller drei Diagramme von der Normalität (P<0,001). Stufe 3 ist der Normalität jedoch sehr viel weiter angenähert als die Stufen 1 oder 2.
H und I fortgeführt. Anhand dieser trendbereinigten Diagramme lässt sich erkennen, in welchen Mustern die Daten der Histogramme von der Nor-malität abweichen. Es werden die Un-terschiede zwischen dem üblichen
ver-läuft , verlängert sich die Vertikale und die Darstellung wird vergrößert [21]. (Im Falle einer Normalverteilung streuen die Punkte oberhalb und un-terhalb der Horizontalen und bilden angenähert Cluster.)
Wiederum zeigen Abb. 3 G und H (Stufen 1 und 2) ähnlich gestaltete Kurven mit weit positiven Ausschlä-gen. Diese Verteilungen sind weit von der Normalität entfernt. Dagegen liegt die Verteilung für Stufe 3 (Abb. 3, Teil 1) nahe an der Normalität, mit nur einem einzigen Ausreißer.
Diskussion
Warum sollten wir uns mit der CRI-Rate befassen? Die kraniale Osteopa-thie, der PRM und der CRI sind um-stritten, und nicht wenige Autoren bezweifeln ihre Validität [1–4].Zudem ist die Formulierung der kranialen Hypothese [7], die erstmalige Verwen-dung des Begriff s „kranialer rhythmi-scher Impuls“ sowie die Erstveröff ent-lichung einer beobachteten CRI-Rate 22 Jahre her. Man mag fragen, ob diese Rate für die frühen Behandler über-haupt von Bedeutung war.
Unserer Ansicht nach lässt sich die Kontroverse um die kraniale Osteopa-thie nur beilegen, wenn die sie begrün-dende Physiologie umfassend verstan-den ist. Wie bereits ausgeführt, handelt es sich beim CRI um eine beobachtba-re (palpierbabeobachtba-re) rhythmische Fluktua-tion, die vermutlich mit dem PRM synchron ist [6]. Es ist ein beobachtba-res Phänomen, das mit dem PRM und somit mit dem zentralen Konzept der kranialen Osteopathie assoziiert ist. Daher eröff net es einen Weg zur Un-tersuchung der kranialen Hypothese. Die gemessenen CRI-Raten variieren jedoch so stark (Tab. 1), dass man sich fragt, was da eigentlich gemessen wird. Da es mutmaßlich um einen biologi-schen Rhythmus geht, sollte der CRI eine Rate und einen Frequenzbereich aufweisen. Diese Werte zu identifi zie-ren wird zum bessezie-ren Verständnis des Phänomens beitragen, vielleicht Wege zur Untersuchung der ihm zugrunde liegenden Physiologie eröff nen und die therapeutische Bedeutung der kra-nialen Osteopathie steigern.
Auch für die Ausbildung in Osteopa-thie wäre es von Vorteil, wenn norma-tive Werte für den CRI vorlägen. Wenn die Studenten eine klare Vorstellung von der Rate des physiologischen Rhythmus haben, den zu palpieren sie lernen wollen, ist der Gegenstand ihrer Bemühungen leichter zu erfassen. Ihre Palpationsfähigkeit lässt sich dann auch besser überprüfen. Ein Beobach-tungszeitraum, etwa wie er für die vor-liegende Studie angesetzt war, wird zu einem brauchbaren Prüfi nstrument, wenn man von nachgewiesenen CRI-Raten ausgehen kann.
In den klinischen Wissenschaft en ver-langt die Festlegung normativer Werte üblicherweise Studien mit großen Teil-nehmerzahlen. Unsere Untersuchung basiert auf 727 Personen (Tab. 1 und 2). Diese Zahl an unterschiedlichen Versuchspersonen ist um 83 % größer als die aller vergleichbaren, in Tab. 1 aufgeführten Studien zusammen. In der hier referierten Studie stehen sowohl die Mittelwerte der angegebe-nen CRI-Raten als auch die Standard-abweichungen im umgekehrten Ver-hältnis zur Berufserfahrung der Un-tersucher. Das heißt, mit zunehmen-der Berufserfahrung sinken sowohl der Mittelwert als auch die Standard-abweichung. Das ist zu erwarten: • Bei Studenten auf Anfängerniveau
sollten die Palpationsergebnisse in-folge der größeren Fehlermöglichkeit (größere SD) breiter gestreut sein. • Die Werte der Palpierenden mit
mittlerem Ausbildungsgrad sollten irgendwo zwischen denen der An-fänger und der erfahrenen Behand-ler liegen.
• Die erfahreneren Untersucher soll-ten den CRI präziser palpieren kön-nen, was sich in einer geringeren Varianz niederschlagen müsste. Die erhobenen Daten belegen die Er-wartungen hinsichtlich der Varianz für die drei Ausbildungsstufen (Tab. 3, Mittelwerte; Tab. 4, multipler Ver-gleich), wobei die SD der erfahrenen Untersuchergruppe annähernd halb so groß ist wie die der beiden weniger erfahrenen Gruppen.
Der für unsere Studie angesetzte CRI-Erhebungszeitraum war relativ kurz. Er betrug durchweg drei Minuten, wo-bei den Teilnehmern nicht bekannt
war, wie lange sie zählen mussten. Die in Tab. 3 und Abb. 3 dargestellten Da-ten der erfahrenen Behandler zeigen eine deutliche Clusterbildung. Das deutet auf eine angemessene Konzep-tion des Studienprotokolls hin. Daraus folgt, dass die für die beiden geringer qualifi zierten Gruppen beobachtete Streuung der CRI-Werte aus dem Er-fahrungsmangel der Untersucher re-sultiert und nicht aus Mängeln des Studienprotokolls.
insbesondere der Stufe 3 in unserer Studie ermittelten CRI-Raten. In un-serer Studie zählten die Untersucher der 3. Stufe 4,78 ± 2,57 cpm, während in der Vergleichsstudie 4,54 ± 2,08 cpm ermittelt wurden [18].
Folgende Einschränkungen sind in Bezug auf unsere Studie zu machen: • Die Stichprobengröße in den
ein-zelnen Gruppen war unterschied-lich, was sich auf die errechneten P-Werte ausgewirkt haben könnte. Angesichts der ausgeprägten Unter-schiede zwischen Mittelwerten und Abweichungen bei den drei Grup-pen dürft e jedoch eine Angleichung der Gruppengrößen nicht zur Ver-änderung der wesentlichen Ergeb-nisse führen.
• Die Untersucher zählten die Raten stillschweigend und übermittelten sie nach Ablauf des festgelegten Zeitraums. Das könnte eine Feh-lerquelle sein, falls ein Untersucher im Versuchszeitraum den Überblick über die Zählung verliert. Durch den relativ kurzen Erhebungszeit-raum (3 Minuten) ist dieses Risiko jedoch sehr gering. Es ist nicht völ-lig auszuschließen, dass ein Unter-sucher die Anweisungen missver-steht und z. B. Halbzyklen zählt, d. h. Flexion = 1, Extension = 2, Flexion = 3 usw. Dies dürft e jedoch nicht im größeren Umfang passiert sein, wie aus der relativen Dichte der Mittelwerte in allen drei Grup-pen zu ersehen ist.
• Die Messungen wurden nicht zur Überprüfung wiederholt. Daher gibt es für jedes Individuum nur einen einzigen Datenpunkt. Eine Kappa-Analyse der Untersucherübe-reinstimmung wurde nicht durchge-führt, denn entsprechende vorange-gangene Versuche unserer Arbeits-gruppe hatten gezeigt, dass die dafür erforderliche erweiterte (Wiederho-lungs-) Untersuchungszeit den Un-tersucher wie auch die Versuchsper-son ermüdet. Im Zeitverlauf steigt deshalb die Varianz und die Aussage-kraft der statistischen Analyse sinkt bis zur Nutzlosigkeit [19].
• Die Studie weist einen Untersucher-Bias auf. Im Studium waren den Stu-denten 10–14 cpm als „anerkannte“ Werte für den CRI vermittelt
wor-den. Diese Werte, die sich auch in den etablierten Lehrbüchern fi nden [5, 9, 10], waren mit denen aus der vor Jahren publizierten Original-arbeit von Woods und Woods [8] identisch. Unsere Untersuchungser-gebnisse liegen jedoch deutlich dar-unter. Sie betragen 2,43–11,33 cpm, und die von den erfahrenen Unter-suchern gezählten Raten sind noch niedriger, nämlich 2,21–7,35 cpm. Da den Untersuchern die Palpati-onsdauer unbekannt war, dürft en vorgängige Erwartungen kaum ei-ne Rolle gespielt haben. Zu eiei-ner Verzerrung hätte es nur kommen können, wenn ein Untersucher im Messzeitraum auf die Uhr gesehen und eine vermeintlich „korrekte“ Rate fi ngiert hätte. Nach unserem Wissen ist das nicht vorgekommen. • Es könnte beim Rollenwechsel zu
einem Mitnahmeeff ekt zwischen Untersucher und Versuchsperson gekommen sein, was das zweite Datenset beeinfl usst haben könnte. Das ist zwar möglich, wir meinen je-doch, dass die Unterbrechung durch den Positionswechsel der Teilneh-mer und die Zeitspanne zwischen Abschluss der ersten Ergebnisno-tierung und dem Ende der zweiten Erhebungsperiode ausreichte, um solche Eff ekte zu dämpfen.
Es bedarf der Erklärung, wieso die hier referierte Studie sowie eine frühe-re, vergleichbare Untersuchung [18] zu deutlich niedrigeren CRI-Raten ka-men als sie üblicherweise angenom-men werden. Mit unseren früheren Studien, in denen wir eine Beziehung zwischen CRI und niedrigfrequenten Oszillationen (Traube-Hering-Mayer) für die Geschwindigkeit des Blutfl us-ses dokumentierten, konnten wir zei-gen, dass die Komponente mit 0,1– 0,15 Hz dieser komplexen Wellenfor-men eine relativ konstante Frequenz hat [18–23], obgleich eine Frequenz-modulation von 20 % der Wellenform festgestellt wurde [19]. Es ist höchst überraschend, dass erfahrene Unter-sucher durch Palpation des CRI die Oszillation von 0,1–0,15 Hz aufspür-ten, jedoch durchgängig bei halber Frequenz [18, 19]. Interessanterweise haben wir in Flussmessungen ein Sig-nal bei 0,08 Hz identifi ziert, das
je-doch in früheren Arbeiten mit niedri-gerer Signal-Geräusch-Aufl ösung nicht erwähnt wurde [20]. Diese Fre-quenz – 0,08 Hz – entspricht 4,80 cpm. Sie liegt erstaunlich nahe bei den Mit-telwerten, die in der hier referierten Studie (4,78 cpm) und in unserer frü-heren Untersuchung (4,54 cpm) ge-funden wurden [18]. Anscheinend ist es dieses 0,08-Hz-Signal, das die Un-tersucher aufspüren.
Schlussfolgerung
Wie unsere Studie zeigt, liegen die pal-pierten CRI-Raten umso näher beiei-nander, je erfahrener die Untersucher sind. Bei erfahrenen Untersuchern sind die Raten kompakter um eine normative Linie gruppiert. Interessant ist weiterhin, dass die von den erfahre-nen Untersuchern in unserer Studie angegebenen CRI-Raten im Wesentli-chen mit denen aus unserer früheren Studie übereinstimmen [18]. Erfahre-ne Untersucher spüren off enbar den CRI mit einer Rate auf, die dem 0,08-Hz-Signal entspricht (4,8 cpm), das durch Laser-Doppler-Flussmes-sung bei kutanen Blutstromgeschwin-digkeiten festgestellt wurde [20]. Die mit der Erfahrung der Untersu-cher zunehmende Genauigkeit der CRI-P alpation deutet darauf hin, dass tatsächlich wahrgenommen wurde, was angegeben wird. Aufgrund der vorgelegten Werte sollte nunmehr die akzeptierte normative CRI-Rate auf 2–7 cpm gesenkt werden.
Übersetzung: Gerlinde Supplitt Quelle: International Journal of Osteopathic Medicine 2001;14:10–16
Korrespondenzadresse:
Nicette Sergueef
Midwestern University Chicago College of Osteopathic Medicine
Department of Osteopathic Manipulative Medicine 555 31st Street
Downers Grove, Ill 60515, USA
Literatur
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