目的:1.计算优化的常数,比较使用优化与未优化常数白内障手术后屈光结果的预测误差及评价优化的人工晶状体常数对预测屈光结果的影响。2.计算个性化的常数,比较使用个性化与优化常数白内障手术后屈光结果的预测误差及评价个性化常数的临床意义。3.计算长眼轴优化的常数,比较使用长眼轴优化与优化常数白内障手术后屈光结果的预测误差及长眼轴优化常数的临床意义。方法:1.收集在本院行白内障联合人工晶状体SN60WF植入术后的患者150例(192只眼)术后3月的主觉验光结果,运用Lenstar900测量的眼轴(axial length AL),前房深度(anterior chamber depth ACD)、角膜屈光力及第三代IOL(intraocular lenses)屈光度计算公式SRK/T、Holladay I、Hoffer Q分别计算优化的常数A、SF及p ACD。用优化的A、SF、p ACD联合或分别采用SRK/T、Holladay I、Hoffer Q(依据AL选择公式)计算在优化状态下的预测术后屈光结果(即等效球镜)。分别计算每个公式实际及优化的屈光结果预测误差。计算并比较实际及优化预测误差的算术平均值、绝对算术平均值、及误差范围在±0.25D,±0.5D,±1D,±2D的百分比。2.将收集的192只眼按照手术医师分为1、2、3组,1组79只眼,2组68只眼,3组45只眼。运用Lenstar900测量的眼轴AL,前房深度ACD、角膜屈光力及第三代IOL屈光度计算公式SRK/T、Holladay I、Hoffer Q分别计算1、2组个性化的常数A、SF及p ACD;3组由于病例数少只计算p ACD。用个性化的A、SF及p ACD计算出新的的预测术后屈光结果SEA、SEB、SEC。计算并比较实际及个性化预测误差算术平均值、绝对算术平均值、及误差范围在±0.25D,±0.5D,±1D,±2D的百分比。3.收集70例合并轴性中高度近视(AL>25mm)术后3月的主觉验光结果,联合Lenstar900测量的眼轴AL,前房深度ACD、角膜屈光力及第三代IOL屈光度计算公式SRK/T、Holladay I、Hoffer Q分别在长眼轴中优化的常数A、SF及p ACD。用长眼轴优化的A、SF及p ACD计算出新的预测术后屈光结果SED。计算并比较实际及长眼轴优化后预测误差的算术平均值、绝对算术平均值、及误差范围在±0.25D,±0.5D,±1D,±2D的百分比。4.应用SPSS16.0统计学软件,绝对误差为非正态分布,需进行立方根转变后进行统计学分析。采用单因素方差分析,P<0.05为差异具有统计学意义。结果:1.运用优化的常数,IOL屈光度计算绝对预测误差在联合或分别使用SRK/T、Holladay I、Hoffer Q计算时均有轻微的下降。预测误差范围在±0.25D、±0.5D内的百分比在分别或联合运用SRK/T、Holladay I、Hoffer Q均有轻微下降。采用单因素方差分析,优化及未优化的绝对误差在SRK/T、Holladay I、Hoffer Q及联合使用公式间差别没有统计学意义(p>0.05)。2.与优化的常数相比,个性化的常数计算的预测误差的MAE、ME无明显变化(相差0-0.07)。在预测误差的分布上,个性化常数使误差±0.5D、±1D内的百分比稍有提升。个性化常数及优化常数计算的绝对误差进行方差分析,各组中两者间的差别没有统计学意义(P>0.05)。对于1、2组不同的公式计算预测误差的差别没有统计学意义(P>0.05)。3.长眼轴优化常数与优化的常数相比,使预测的MAE下降了约0.2D。预测误差在±0.25D,±0.5D范围内的百分比,经长眼轴优化常数计算后略有提升。SRK/T、Holladay I、Hoffer Q公式使用长眼轴优化常数及优化的常数计算的预测误差间的差别具有统计学意义(P=0.025、0.046、0.036<0.05)。与优化的常数相比,长眼轴优化的常数降低了公式SRK/T、Holladay I、Hoffer Q远视性预测误差出现的概率。结论:1.IOL常数的优化有利于白内障术后屈光结果的提高。对于使用同种的眼轴和角膜屈光力测量仪器及参数设置,未进行常数优化时,同种IOL可参照ULIBA网站的优化常数2.个性化常数可以取得和优化常数类似的术后屈光结果,两者间的差别没有临床意义。收集病例方面,常数的优化更加容易实行。在临床应用方面,推荐常数的优化优先于常数的个性化。3.与优化常数相比,眼轴优化的常数取得了更佳的预测准确性,减小可出现远视性屈光误差的概率。对长眼轴眼,总体优化的常数可能不能补偿长眼轴眼中眼轴测量及有效晶状体位置(effective lens plane ELP)带来的偏倚,IOL常数调整和优化有利于取得更佳的屈光结果。