日本大学歯学部紀要 32，11‑18，2004

浸漬消毒した器械練和タイプの新しいポリエーテルラバー
印象材から得られた石膏模型の表面粗さ―統計学的有意確率を各種多重比較検定法で比較―田辺直紀

Surface roughness of stone models obtained from new polyether
impression material immersed in disinfectants―Some multiple comparison tests for statistical significance―
Naoki Tanabe

Abstract
New polyether impression materials (Impregum Penta,3M) which appear to have superior
handling with automatic mixing have been recently introduced to the dental profession.The
objective of this study was to compare the surface roughness of stone models obtained fromnew material immersed in disinfectants (2% glutaraldehyde, 1.0% sodium hypochlorite &0.55% phtharal) with those obtained from conventional one(Impregum,3M),and to compare
certain p‑values obtained from multiple comparison tests (LSD (Least Significant Difference),Duncan,Student‑Newman‑Keuls,Tukey,Scheffe & Bonferroni test) used for statistical treatment.
The surface roughnesses (Ra & Rz) were measured with the surface analyzer (Surfcom‑554A)by ×2000 and 0.3mm/sec tracing speed. N＝6 for all tests.
Means of Ra and Rz were 0.3‑0.4μm and 2‑2.5μm. Roughnesses of the stone models
obtained from impressions immersed in disinfectants were not significantly different fromthose obtained from impressions not immersed in disinfectant.The difference ofconservativeness on significance level was shown by the p‑values obtained from multiple comparison
tests.
Key words: polyether impression material, stone model, disinfection, multiple comparison
test緒

い印象や咬合面の微細な部分の印象を，とくに言精密に採得できるゴム質印象材とされている。

ポリエーテルラバー印象材は，印象硬化後のしかし，このゴム質印象材はシリコーンラバー

圧縮歪みが小さい ことから，臨床的には撤去印象材よりも練和の際の粘稠度が高く，手練和時の変形が小さい。そこで，根管のように細長しにくい欠点があった。近年，器械練和タイプ

日本大学歯学部数理情報学教室
日本大学歯学部総合歯学研究所生体工学研究部門

Department of Applied M athematics and Informatics,
Nihon University School of Dentistry
Division of Biomaterial Science,Dental Research Center,
Nihon University School of Dentistry
1‑8‑13 Kanda‑Surugadai, Chiyoda‑ku, Tokyo 101‑8310, Japan〒 101‑8310 東京都千代田区神田駿河台１‑８‑13(受理：2004年９月 17日）

11

日本大学歯学部紀要 32，11‑18，2004

表１用に改良された製品が市販され，専用の自動練和機を用いることで練和操作が容易になり，印使用材料

製品名

象採得操作が簡便になった。

ポリエーテルラバー印象材
インプレガム ペンタ ソフト
インプレガム ソフト
ミディアムボディ
超硬質石膏模型材
ジーシー ニューフジロック

一般にゴム質印象材は，採得後の印象を消毒液中に浸漬消毒しても水成コロイド印象材よりも影響が小さい ことが知られている。ポリエーテルラバー印象材は親水性があることか消毒剤
ステリハイド（グルタラール)
ピューラックス（次亜塩素酸ナトリウム)

ら，器械練和した場合でも浸漬消毒による影響が懸念されるが，この新しいタイプの印象に，石膏模型材を注入して得られた模型の表面に及

略号

製造者

Lot No.

IP

3M ESPE

165451

IM

3M ESPE

153282NF

ジーシー

0312081

ST

石丸製薬

3417

PR

オーヤラックス 3503

ディスオーパ（フタラール) DO

ぼす影響については，まだ知られていない。

ジョンソン＆ジョンソン

122CE

そこで，この新しい器械練和タイプと従来の手練和タイプのポリエーテルラバー印象を，HIV や HBV などの病原性ウィルスにまで消毒効果があるとされる，グルタラール，次亜塩素酸ナトリウムおよびフタラール製剤による３種の消毒液中に浸漬して，得られた石膏模型の表面粗さを測定し比較したので報告する。
なお，印象材および消毒液の種類を要因とし，得られた石膏模型表面の粗さの相違について統計学的な検定をおこない，異なる検定法による有意確率の相違についても比較して検討した。

図１

材料および方法

自動練和器

量比で金属製スパチュラを用いて練和した。

使用材料を表１に示し，以下略号を使用する。

松尾工業所社製 T‑３型微細部再現性用原型

実験には新しい器械練和タイプと従来の手練和セット の有孔トレーに，練和した印象材を注タイプのポリエーテルラバー印象材を用い，模入し，シリコン板の鏡面を付着した原型の印象型材には超硬質石膏，印象の浸漬消毒には３種を採得した。練和開始から 15分後に印象を取り類の消毒液を使用した。

出し，60秒間水洗後 100ml の消毒液中に浸漬

器械練和タイプの IP では，ペースト入りのした。消毒液は，ウィルス性病原微生物の消毒アルミパックをプラスチック製ホルダーに取りに有効とされる，２％の ST 30分間，1.0％の付け，さらに先端にミキシングチップを取り付

PR 15分間および原液 0.55％の DO ５分間のけて，図１に示す器械練和機に装着した。
スイッ

条件で使用した。浸漬後，再度 60秒間水洗して，チボタンを押している時間だけ練和され，必要製造者指示の混水比で真空練和した模型材を注量の印象材を取り出すことができた。手練和タ入した。浸漬しない条件（N）では，60秒間のイプの IM では，付属の紙練板にペーストを等水洗後直ちに模型材を注入した。模型材注入開

長量出して練和する製造者指示があるが，練和始から 60分後に模型材を撤去し，直径 30mm，量に応じた等長となる重量を測定し，求めた重高さ５ mm の円盤状試験体を製作した。試験体
12

ポリエーテルラバー印象の浸漬消毒が石膏模型表面に及ぼす影響をデシケータ中に 24時間保管後，東京精密社製
表面粗さ形状測定機（サーフコム 554A）を用い，測定倍率 2000倍で中心線平以下Raと略す。
）および十点平粗さ（Ra ，粗さ（Rz，

以下 Rz と略す。
）を，任意の平滑面部５カ所で測定し，それらの平値を測定値とした。なお，実験は各条件で６回繰り返した。
得られた測定値の統計学的処理には，印象材および消毒の種類を要因とする２元配置分散分析を行い，さらに多重比較検定を行って水準間の有意確率を求めた。

結図２に模型の中心線平点平図３

果粗さ
（Ra）
，図３に十⑴粗さ（Rz）の結果を示し，二元配置分散浸漬消毒した印象から得られた模型の表面粗さ（十点平 粗さ：Rz）
表２ 二元配置分散分析表
中心線平 粗さ（Ra）

分析の結果を表２に示す。Ra はいずれの条件

df

で も 変 化 が 小 さ く 約 0.35μm，Rz も 約 ２SVFp傾向を示した。消毒液に ST を用いた場合，IM印象材消毒法
A×B

１３３0.003 0.003 1.606 0.212
0.006 0.002 1.037 0.387
0.003 0.001 0.527 0.666では小さくなる傾向を示したが，分散分析の結e40

0.071 0.002

果から各主 要 因 お よ び 交 互 作 用 の い ず れ もt

470.082

十点平

粗さ（Rz）〜2.5μm で，IP が IM よりもわずかに小さい0.05以下の有意水準に達せず，有意な差は認め⑵られなかった。
そこで，各要因の相互２水準間の有意性を検df定するために，多重比較検定をした。LSD 検定，

SV

Fp

印象材
消毒法

１３0.061 0.061 0.944 0.337
0.171 0.057 0.882 0.458

A×Be

３400.221 0.074 1.139 0.345
2.582 0.065

t473.034

ダンカンの検定，ニューマンクールズの検定，テューキーの検定，シェフェの検定およびボン
フェローニの検定結果を表３に，ダネットの検定の結果を表４に示す。なお，有意性を p 値（有意確率値）で示し，0.5以下に下線，0.05以下に二重下線を加えた。検定の結果，検定の多重図２性に問題がある LSD 検定を除き，いずれの検浸漬消毒した印象から得られた模型の表面粗さ（中心線平 粗さ：Ra）

定でも p 値は 0.05以上であり，有意性が得ら
13日本大学歯学部紀要 32，11‑18，2004

表３
条件番号

印象材

各種多重比較検定による p‑値（有意確率：差が偶然でも起こる確率)
消毒法

LSD 検定
１>
IM
N
２>
IM
DO
３>
IM
PR
４>
IM
ST
５>
IP
N
６>
IP
DO
７>
IP
PR
８>
IP
ST
ダンカンの検定
１>
IM
N
２>
IM
DO
３>
IM
PR
４>
IM
ST
５>IP
N
６>
IP
DO
７>
IP
PR
８>
IP
ST
ニューマンクゥールズ検定
１>
IM
N
２>
IM
DO
３>
IM
PR
４>
IM
ST
５>
IP
N
６>
IP
DO
７>
IP
PR
８>
IP
ST
テューキーの検定
１>
IM
N
２>
IM
DO
３>
IM
PR
４>
IM
ST
５>
IP
N
６>
IP
DO
７>
IP
PR
８>
IP
ST
シェフェの検定
１>
IM
N
２>
IM
DO
３>
IM
PR
４>
IM
ST
５>
IP
N
６>
IP
DO
７>
IP
PR
８>
IP
ST
ボンフェローニの検定
１>
IM
N
２>
IM
DO
３>
IM
PR
４>
IM
ST
５>
IP
N
６>
IP
DO
７>
IP
PR
８>
IP
ST

中心線平 粗さ（Ra)
十点平 粗さ（Rz)
２> ３> ４> ５> ６> ７> ８> ２> ３> ４> ５> ６> ７> ８>
0.73 0.89 0.16 0.31 0.28 0.73 0.20 0.27 0.59 0.25 0.95 0.52 0.76 0.66
0.63 0.08 0.18 0.16 0.50 0.11
0.57 0.03 0.25 0.09 0.16 0.13
0.20 0.38 0.34 0.84 0.25
0.09 0.55 0.24 0.40 0.33
0.68 0.73 0.28 0.89
0.27 0.60 0.39 0.47
0.95 0.50 0.79
0.56 0.80 0.70
0.46 0.84
0.73 0.84
0.34
0.89

0.73 0.89 0.22 0.36 0.34 0.75 0.26 0.30 0.59 0.31 0.96 0.57 0.78 0.69
0.66 0.13 0.23 0.22 0.54 0.160.57 0.06 0.29 0.13 0.21 0.18
0.26 0.41 0.39 0.84 0.31
0.15 0.58 0.30 0.45 0.39
0.71 0.75 0.34 0.89
0.33 0.60 0.44 0.50
0.95 0.50 0.80
0.60 0.80 0.72
0.48 0.84
0.75 0.84
0.39
0.89

0.73 0.89 0.78 0.73 0.81 0.94 0.78 0.51 0.59 0.85 0.96 0.97 0.95 0.97
0.88 0.64 0.65 0.70 0.90 0.66
0.57 0.33 0.65 0.58 0.62 0.63
0.78 0.65 0.77 0.84 0.77
0.61 0.82 0.84 0.83 0.86
0.98 0.94 0.81 0.89
0.80 0.60 0.82 0.75
0.95 0.50 0.96
0.93 0.80 0.92
0.73 0.84
0.94 0.84
0.77
0.89

1.00 1.00 0.83 0.97 0.95 1.00 0.89 0.95 1.00 0.94 1.00 1.00 1.00 1.00
1.00 0.64 0.87 0.83 1.00 0.72
1.00 0.33 0.94 0.65 0.84 0.77
0.89 0.99 0.98 1.00 0.94
0.68 1.00 0.93 0.99 0.97
1.00 1.00 0.95 1.00
0.95 1.00 0.99 1.00
1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00
0.99 1.00
1.00 1.00
0.98
1.00

1.00 1.00 0.95 0.99 0.99 1.00 0.97 0.99 1.00 0.98 1.00 1.00 1.00 1.00
1.00 0.86 0.96 0.95 1.00 0.90
1.00 0.64 0.98 0.87 0.95 0.93
0.97 1.00 1.00 1.00 0.99
0.88 1.00 0.98 1.00 0.99
1.00 1.00 0.99 1.00
0.99 1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00
1.00 1.00
1.00 1.00
1.00
1.00

1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00
1.00 0.78 1.00 1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00
1.00 1.00 1.00
1.00 1.00
1.00 1.00
1.00
1.00

14

ポリエーテルラバー印象の浸漬消毒が石膏模型表面に及ぼす影響

表４
条件番号

印象材

消毒法

ダネットの多重比較検定による p‑値
１>

ダネットの両側検定
１>
IMN
５>
0.84
IP
N
ダネットの片側検定(M ＜対象群)
１>
IMN
５>
0.99
IP
N
ダネットの片側検定(M ＞対象群)
１>
IMN

２>

中心線平 粗さ（Ra)
３>
４>
５>
６>

７>

８>

1.00
0.61

1.00
0.91

0.56
1.00

0.84

0.80
1.00

1.00
0.97

0.66
1.00

0.94

0.84

0.29

0.47

0.43

0.77

0.34

0.61

0.99

0.74

0.86

0.98

0.79

0.99

0.77

0.91

1.00

0.94

1.00

0.84

0.61

0.91

1.00

1.00

0.97

1.00

１>

２>

十点平 粗さ（Rz)
３>
４>
５>
６>

７>

８>

N
1.00
N
ダネットの片側検定(M ＜対象群)
１>
IMN
５>
0.89
IPN

0.79
0.75

0.99
0.99

0.75
0.79

1.00

0.98
0.99

1.00
1.00

1.00
1.00

0.99
0.99

0.96
0.97

0.40
0.43

0.86

0.64
0.67

0.78
0.80

0.73
0.75

ダネットの片側検定(M ＞対象群)
１>
IMN
５>
0.86
IP
N

0.43
0.40

0.69
0.66

0.99
0.99

0.89

0.970.970.940.93

0.950.95

５>

IPN

条件番号

印象材

消毒法

ダネットの両側検定
１>
IM
５>
IP

0.99

れなかった。そして，各検定による p 値の相違

模型の表面粗さには，印象材の種類，浸漬消毒から，多重比較検定による有意の保守性に相違した消毒液の種類および浸漬消毒の有無によるが認められた。

有意な差は，認められなかった。一般的に，十点平察粗さ（Rz）は中心線平粗さ（Ra）よりも値が大きく，条件の違いによる差も現れやす

新しく市販された器械練和タイプのポリエーいが，各測定のいずれの要因および交互作用にテルラバー印象材は，従来の手練和タイプと同も有意な差は認められなかった。各条件で得ら系列のゴム質印象材で，練和方法が自動化されれた模型表面の粗さ値は，95％信頼区間の幅のて大きさから，中心線平一な練和物が得られる点および器械練和用粗さが約 0.3〜0.4μm，としての組成調製されている点に相違がある。

十点平

粗さが約 2.0〜2.5μm の範囲にあっしかしいずれの印象材も，口腔内の印象採得にた。印象材の種類あるいは浸漬条件の相違によ有利な親水性を有し，親水性が吸水性にも関与る粗さの平することから，印象を消毒液中に浸漬した場合ないこととは同じではないが，得られた値のバの影響が懸念された。

ラツキ範囲内での粗さであれば，臨床使用上の値に，有意な差がないことと差が作業用模型として相違はないと実験による測定の結果，得られた超硬質石膏15えられた。

日本大学歯学部紀要 32，11‑18，2004

さて，今回の統計学的処理に用いた二元配置果を優先するので，この場合の有意性を主張す

分散分析では，いずれの要因および交互作用にることはできない。他の水準間で比較した場合有意差が認められなかったが，さらにこれを再の p 値も小さい値が得られ，有意になりやすい確認する目的で多重比較検定による水準間の有ことを示しているが，この検定は４群以上の検意確率を求めた。多重比較検定法は，統計処理定で使用すべきではなく，今回の統計処理に用技術の進歩とコンピュータの利用により，結果いる検定法としては不適当であり，参が容易に得られるようになったが，使用上の注めるべきである。にとど意も必要である。そこで，パラメトリックデー

ダンカンの検定では，水準間のいずれにもタに対応する多重比較検定法のいくつかを用い

p＜0.05で有意な差は得られなかった。しかし，て検定を行い，比較検討した。

p 値は LSD 検定の結果に近似していた。この検多重比較検定は，１回の実験で複数の比較検定は多重性を無視して t 検定を繰り返して適用定を行うと，偶然によって有意になる確率が大する場合にほぼ等しい値になり，αエラー（第１きくなる現象（本来，差がない状況を差がある種の過誤）の大きさを名義水準以下に抑えられと判断するエラー：第１種の過誤）による問題，ず，厳密な意味で多重比較の条件を満たしていすなわち「検定の多重性」に対して，実験全体ないので，現在では，この検定法は使用されなでこの問題による確率を有意水準以下に制御しくなり，この検定結果も参ようとする統計手法の総称であるにとどめるべきとえる。

。古典的なニューマンクゥールズの検定は，平統計学の教科書では，多重比較を分散分析の後値の小の ad hoc な解析としている場合もあるが，原理さい順に並び替えて，差の大きい組み合わせか的には独立に構成されていて単独で有意水準をら順に検定するステップワイズ法に基づいた検保つことができる検定もある。

定法である。今回の実験で得られた p 値は，今回は，代表的な Fisher の protected LSD

LSD 検定およびダンカンの 検 定 よ り も 大 き（Least Significant Difference）検定，ダンカン

かったが，いずれの水準間にも p＜0.05で有意（Duncan）の検定，ニューマンクゥールズ（Stu-な差は得られなかった。各群のデータ数が等しdent‑Newman‑Keuls）の 検 定，テューキー

く，分散分析で有意差が認められた場合に用い（Tukey）の検定，シェフェ（Scheffe）の検定，られる。今回のデータでは分散分析の結果で，ボンフェローニ（Bonferroni）の検定およびダ既に有意差が認められなかったことが示されてネット（Dunnett）の検定を行い，各水準間の pいて適当な検定ではない。さらに，有意水準の値（有意確率値）を示すことで比較検討した。

抑制に問題があるとされ，現在では使用されな

なお，p 値が 0.5〜0.05の値には下線を引いたくなっており，この検定も参が，下線を引いた条件では５％の危険率で有意とにとどめるべきえる。

値の差が偶然でも起テューキーの検定では，水準間のいずれにもこりうる確率が 50％以下であることを示してp＜0.05で有意な差を得られなかった。この検いる。

定は，各群のデータ数が等しく，等分散，正規とは認められないが，平LSD 検定では，IM を使用して DO と ST と性に従うことが前提であるが，F 値を使用しなの消毒方法間にのみ p＜0.05で有意差が認めいので分散分析とは独立した検定である。各群られた。しかし，この検定法は多重性を調整しのデータ数が等しくない場合には補正テューない群間比較を行う手法であり，分散分析の結キーの検定があり，今回のデータに対して用い16ポリエーテルラバー印象の浸漬消毒が石膏模型表面に及ぼす影響た場合には，各群のデータ数は等しいので，そ同等性あるいは非劣性を検証する概念へと変化

れぞれの p 値は補正しない検定に一致した。

してきた最近の統計処理法の傾向に対して，検定結果だけでなく検定の保守性をシェフェの検定では，水準間のいずれにもも必要であるとp＜0.05で有意な差を得られなかった。F 値を慮することえられた。

使用するので，分散分析で有意差が得られない

結場合には，有意な結果は得られないことが自明論なので，分散分析をスクリーニングとしてこの新しく開発された器械練和タイプのポリエー検定で確認したことになる。各群のデータ数，テルラバー印象を，グルタラール，次亜塩素酸等分散性および正規性といったデータの属性をナトリウムおよびフタラール溶液で浸漬消毒し問わずに検定でき，適応性が広く頑強性もあるても，得られた超硬質石膏模型の表面粗さへのが，有意差は出にくく保守的（conservative）な影響は，従来型と同様に小さいことが認められ結果になりやすいことが確認された。

た。

ボンフェローニの検定では，水準間のいずれなお，統計処理に用いた印象材と消毒法とをにも p＜0.05で有意な差を得られなかった。こ要因とする分散分析の有意性の結果を，各種のの検定は F 値を使用しないので分散分析とは多重比較検定法で確認し，さらに検定の有意確独立しているが，パラメトリックなデータ属性率値から各検定法の保守性（conservative）の相の仮定には依存する。有意水準を比較項目の数違が認められた。に応じた計算式で第１種の過誤を調整するの謝で，今回のように比較の数が多い場合には，保辞守性が過剰に大きくなり，βエラー（第２種の過本研究の一部について，日本大学歯学部佐藤誤）の確率が高くなりやすく，検出力が大きく研究費の補助に加えて，ご協力をいただいたス下がることが確認された。

リーエム ヘルスケア株式会社および株式会社

ダネットの検定では，各水準間について相互松風に厚くお礼申し上げます。に比較することはできず，基準となる参照群と文他の対象群とを比較する検定である。そこで，

献１) 田辺直紀（2003）歯科材料と臨床の関わり合い各印象材の浸漬消毒しない場合（N）を参照群とからみた印象材して検定した。さらにこの検定では両側だけでその１ 各種印象材の特徴，DE，144，31‑34２) 田辺直紀（1994）歯科材料とくに印象および模なく片側検定も可能であり，今回は差の正負を仮定せずに右側，左側および両側検定の結果を型の消毒，歯界広報社示した。検定の結果，水準間のいずれにも p＜３) 田辺直紀（2003）歯科材料と臨床の関わり合い0.05で有意な差を得られなかった。

からみた印象材以上の多重比較検定の結果から，いずれの水その３ 模型材 へ の 影 響，DE，146，34‑37
４) 長田理（2001）多変量解析入門，オーエムエス

準間にも有意な差は認められず，分散分析の結出版

果と同様に，要因と交互効果のいずれにも有意

５) 武藤真介（2000）STATISTICA によるデータな結果が得られないことが確認された。
さらに，

解析，朝倉書店

多重比較検定の種類によって各 p 値（有意確率６) 長田理（2000）実例で値）の大きさが異なることから，有意の保守性

穴，克誠堂出版の相違と順位とが示されたことになり，群間の17える統計解析の落とし日本大学歯学部紀要 32，11‑18，2004

７) 浜田知久馬（1999）学会・論文発表のための統計学，真興交易医書出版

18