Zur Anwendbarkeit der dentalen Methode von Roberts et al. aus dem Jahr 2016 zum Nachweis der Vollendung des 18. Lebensjahres lebender Personen

Besonders bemerkenswert an den Ergebnissen von Davidson et al. ist, dass sie, vergleichbar mit den Ergebnissen der vorliegenden Studie, ebenfalls Fälle vorfanden, bei denen die Klassifikation von Roberts et al., bei ansonsten auswertbaren OPG, nicht nachvollzogen werden konnte [35]. Davidson et al. gruppierten diese Fälle in die eigens geschaffene Kategorie RCW‑U. In dieser Kategorie kamen bei Davidson et al. insgesamt 343 Fälle zusammen, was einer Quote von 36,22 % entspricht [35]. In der vorliegenden Studie lag dieser Wert bei 4,98 % der gesamten Kohorte, wobei berücksichtigt werden muss, dass grundsätzlich wesentlich weniger Röntgenbilder als auswertbar klassifiziert wurden. Aufgrund der Tatsache, dass die Methode von Roberts et al. in einer wesentlichen Anzahl von Fällen nicht mit dem tatsächlichen Befund in Deckung zu bringen ist, wird die grundsätzliche Frage aufgeworfen, inwieweit die Methode eine allgemeingültige Entwicklungsabfolge nachzeichnet oder nicht vielmehr zeitlich voneinander unabhängige Zustände beschrieben werden. So muss insgesamt hinterfragt werden, ob das Stadium RCW‑C einen Zustand abbildet, dem die Zahnentwicklung allgemeingültig zustrebt. Insbesondere muss aber bezweifelt werden, dass das Stadium RCW‑B eine universale Zwischenstufe zwischen den Stadien RCW‑A und RCW‑C darstellt, welches von allen Individuen regelhaft durchlaufen wird.

Grundsätzlich kann ein Einfluss der Selektion der Röntgenbilder auf die Ergebnisse nicht ausgeschlossen werden. Es ist ein bereits von Roberts und Lucas im Jahr 2021 diskutiertes Problem von Studien zur forensischen Altersschätzung mit dentalen radiographischen Methoden, dass prospektive und tatsächlich randomisierte Kohorten aufgrund von ethischen Restriktionen, mit Blick auf die Strahlenexposition durch die Röntgenuntersuchungen, nicht möglich sind [36]. Damit muss für derartige Studien regelhaft auf Röntgenbilder zurückgegriffen werden, welche aufgrund medizinischer Indikationen angefertigt wurden. Dies war damit auch für die vorliegende Studie, die Kohorte der Originalpublikation von Roberts et al. sowie die Kohorte der Validierungsstudie von Davidson et al. der Fall [27, 35]. Kohorten dieser Art werden auch als „willkürliche Stichproben“ (engl. „convenience sample“) bezeichnet [36, 37] – für diese Stichproben wurde auch das Motto „Man nimmt, was man kriegen kann“ angeführt [37]. Es wird aber davon ausgegangen, dass solche willkürlichen Stichproben von kieferorthopädischen Patienten und jungen Erwachsenen mit Weisheitszahnproblemen im Wesentlichen im Sinne der gegenständlichen Fragestellung eine normale Entwicklung aufweisen und damit für die entsprechenden Studien verwendet werden können. Roberts und Lucas heben aber hervor, dass klinische und/oder pathologische Anomalien zum Ausschluss der Personen aus der Kohorte führen müssen [36]. Für die vorliegende Studie wurde der Ansicht von Roberts und Lucas gefolgt, und es wurden entsprechend restriktive Ausschlusskriterien formuliert. Auch Davidson et al. heben, wie oben bereits angeführt, in ihrer Validierungsstudie die Möglichkeit des Einflusses pathologischer Veränderungen auf die von Roberts et al. beschriebene Methode hervor [35]. Abschließend ist es nicht nachvollziehbar, warum von Roberts et al. für die Entwicklung der Methode auf die Formulierung restriktiver Ausschlusskriterien bei pathologischen Veränderungen verzichtet wurde. Es bleibt auch im Unklaren, ob von Roberts et al. im Vorfeld ggf. eine Vorselektion der Röntgenbilder stattgefunden hat, was die vorgelegten Ergebnisse auch erklären könnte. Der geringe Prozentsatz bei der Anwendbarkeit der Methode in der vorliegenden Arbeit ist insgesamt auch auf die Anwendung restriktiver Ausschlusskriterien zurückzuführen, welche aber grundsätzlich wegen der Besonderheiten der willkürlichen Stichprobe notwendig sind.

In 10,61 % der Fälle waren alle relevanten Zähne vorhanden, keine Pathologien nachweisbar und die Nichtauswertbarkeit nur deshalb gegeben, da die Wurzelkanäle des Zahnes 38 nicht sicher abzugrenzen waren. Diese Tatsache ist deshalb bemerkenswert, da die Sichtbarkeit der Wurzelkanäle der 3. Molaren im OPG ein bekanntes Merkmal zur forensischen Altersschätzung ist [16, 23, 26, 38‐41]. Mit zunehmendem Alter nimmt die Sichtbarkeit der Kanäle ab. Von Olze et al. im Jahr 2010 beschrieben, gilt die Methode heute als grundsätzlich zur Altersschätzung lebender Personen geeignet [16, 40, 42]. Die Methode wird derzeitig darüber hinaus auch zum Nachweis der Vollendung des 18. Lebensjahres als geeignet angesehen, was durch mehrere Autorengruppen bestätigt werden konnte [23, 26, 38, 41, 42]. Es wird angenommen, dass der Methode eine physiologische Verdickung und Verdichtung des mandibulären Knochens im Bereich der Weisheitszähne zugrunde liegt. Als zusätzliche Komponente kommt die Sekundärdentinbildung in der Wurzelpulpa in Betracht. Die Eignung der Methode für unterschiedliche Ethnien ist dagegen noch nicht hinreichend untersucht.

Durch die abnehmende Sichtbarkeit der Wurzelkanäle des Zahnes 38 mit zunehmendem Alter wird die Anwendung der Methode von Roberts et al. in gleichem Maße erschwert bzw. unmöglich. Diese Tatsache muss als ein Nachteil der Methode von Roberts et al. angesprochen werden.

Roberts et al. führten für ihre Publikation der Methode Untersuchungen zu den Beobachterübereinstimmungen durch. Für die Zwischen- und Binnenbeobachterübereinstimmung konnten sie Cohe-Kappa-Werte von 0,97 (97,97 %) bzw. 0,93 (96,43 %) erzielen [19]. Damit liegen die Werte deutlich über den Werten der gegenständlichen Untersuchung. Zwischen den beiden Untersuchungen für die Binnenbeobachterübereinstimmung, bei der alle 2000 OPG reevaluiert wurden, lag bei Roberts et al. ungefähr ein Jahr. Für die Zwischenbeobachterübereinstimmung wurden 200 OPG von einem zweiten Untersucher ausgewertet.

Für die vorliegende Arbeit wurde für die Binnenbeobachterübereinstimmung zwischen zwei Ansätzen unterschieden, bei denen zum einen nur die Fälle ausgewertet wurden, bei denen der Untersucher in mindestens einem Durchgang ein Stadium nach Roberts et al. zugeordnet hat, bzw. bei denen mindestens ein Untersucher ein Stadium nach Roberts et al. zugeordnet hat (zentrierter Ansatz). Der zentrierte Ansatz nimmt die Frage nach der Reliabilität der Stadien nach Roberts et al. in den Fokus. Für den zweiten Ansatz, bei dem jeweils alle Fälle berücksichtigt wurden, wurde außerdem unterschieden, ob die Nichtauswertbarkeit wegen einer unvollständigen Mineralisation des Zahnes 38 oder wegen des Vorliegens eines der anderen Ausschlusskriterien gegeben war (allgemeiner Ansatz). Das Vorgehen der zwei Ansätze wurde deshalb gewählt, weil die Anzahl der Fälle, in denen ein Stadium nach Roberts et al. zugeordnet wurde, gering war. Daher wird beim allgemeinen Ansatz, bei dem jeweils alle Fälle berücksichtigt werden, nur in sehr geringem Maße tatsächlich die Reliabilität der Stadien nach Roberts et al. gemessen. Vielmehr wird beim allgemeinen Ansatz in erster Linie die Übereinstimmung in der Frage nach der abgeschlossenen Entwicklung des dritten Molaren oder einer Nichtauswertbarkeit untersucht.

Da die Kappa-Werte für den allgemeinen Ansatz, bei dem alle Fälle eingeflossen sind, deutlich über dem auf den Stadien nach Roberts et al. zentrierten Ansatz liegen, wird deutlich, dass die Stadien nach Roberts et al. wenig reproduzierbar sind. Die deutlich besseren Kappa-Werte für den allgemein Ansatz spiegeln dagegen eher die Qualifikation der Untersucher in Bezug auf die Zuordnung des Stadiums H nach Demirjian und der anderen Ausschlusskriterien wider. Es ist zu berücksichtigen, dass die ermittelten Kappa-Werte in der vorliegenden Studie auch für die Untersuchungen des allgemeinen Ansatzes unter den von Roberts et al. publizierten Werten liegen. Darüber hinaus schlossen bei diesen Tests die 95 %-Konfidenzintervalle für den Kappa auch die „0“ mit ein, womit kein signifikanter Unterschied zur durch Zufall erwarteten Übereinstimmung nachgewiesen werden konnte. Hierbei ist jedoch zu berücksichtigen, dass die Stichprobengröße (Anzahl der auswertbaren Fälle) klein ist – was als Ursache für dieses Ergebnis mitbedacht werden muss.

Auch im Rahmen der Validierungsstudie von Davidson et al. wurden Untersuchungen zur Beobachterübereinstimmung durchgeführt [35]. Die Autoren unterschieden dabei zwischen den Auswertungen inkl. ihres Stadiums RCW‑U und ohne RCW‑U. Für die Auswertung mit Berücksichtigung von RCW‑U lagen die Kappa-Werte für die Binnen- und Zwischenbeobachterübereinstimmung bei 0,81 (88 %) bzw. 0,58 (71,50 %). Für die Auswertungen ohne Berücksichtigung von RCW‑U lagen die entsprechenden Werte bei 0,78 (63 %) bzw. 0,63 (81,07 %). Die Werte für die Beobachterübereinstimmungen sind aufgrund der unterschiedlichen Verfahren und aufgrund der unterschiedlichen Anzahl der Untersucher nur eingeschränkt mit den Werten der vorliegenden Arbeit vergleichbar. Es soll dennoch herausgestellt werden, dass die Werte, wie sie von Davidson et al. erzielt werden konnten, deutlich unter den von Roberts et al. erzielten Werten liegen.

Problematisch bei der Anwendung der Methode ist weiterhin, dass eine Mustererkennung durchgeführt werden soll. Durch diesen Ansatz sind Referenzpunkte nicht vorgesehen. Da sich aber oftmals die 1. und 2. Molaren in der Form und Größe von den 3. Molaren unterscheiden, ist der Vergleich der Wurzelkanalweiten bzw. eine Mustererkennung in diesen Fällen schwierig. Ein Beispiel für einen derartigen Befund zeigt Abb. 8. Beispielsweise kann die Weite grundsätzlich auf verschiedenen Höhen bestimmt bzw. verglichen werden. Insgesamt muss der Ansatz der Mustererkennung, auch vor dem Hintergrund der Werte für die Zwischenbeobachterübereinstimmung, kritisch hervorgehoben werden.