CC BY
26
© Клименюк В. П.
УДК 614. 2:517. 004. 13:519. 46(014)
Клименюк В. П.
АНАЛiЗ МОДИФ^АЦЙ"6-РННОТВИЖИВАНОCTi iНВАЛiДiВ ВНАCЛiДОК ГОСТРОГО ШФАРКТУ MiОКАРДА ТА iНCУЛЬTУ iНВАРiАНTНИMИ ФАКТОРАМИ СПОСОБУ ЖИТТЯ ТА АНАМНЕЗУ НА ОСНОВi MОДЕЛi КОКСА Вiнницький нацюнальний медичний унiверситет iм. М. к Пирогова
(м. Вшниця)
Дана робота е фрагментом НДР кафедри соц^ ально! медицини Вiнницького нацiонального медич-ного унiверситету iм. М. I. Пирогова «Вивчення по-казникiв здоров'я рiзних груп населення як основа для реформування системи охорони здоров'я Укра-!ни», № держ. реестрацп 0110Ы000522.
Вступ. Виживанiсть пацiентiв е найбтьш шфор-мативним показником кгмычно! i медико-соцiально,i ефективностi лiкування i органiзацiI медично! до-помоги. Ми обрали саме цей критерм для вивчення ситуацп з медико-сощального обслуговування iнвалiдiв внаслiдок серцево-судинних захворювань (ССЗ). Ця проблема привертае особливу увагу еко-номiстiв, полiтологiв, демографiв, органiзаторiв охорони здоров'я внаслiдок високих економiчних витрат суспiльства, падiння тривалост та якостi життя населення [1], адже важливим медико-соц^ альним ефектом швалщност е скорочення трива-лост життя. Це питання досить широко вивчаеться в розвинутих кражах св^ [4, 5]. Найбiльш вiдповiдае змюту питання когортний дизайн, який уможливлюе вивчення ризику в пацiенто-часових одиницях, аку-мулюе право-цензурованi данi, а також забезпечуе оцЫку факторiв виживання Ывалщв внаслiдок ССЗ. В робот наводяться методологiчнi особливостi та результати аналiзу факторiв способу життя та анамнезу на б^чну виживанють на основi моделi Кокса.
Мета дослiдження полягала в розкриттi моди-фiкуючоI ролi факторiв способу життя та анамнезу на виживанють Ывал^в внаслщок гострого шфарк-ту мюкарда та iнсульту
Об'ект i методи дослщження. Дан1. Збiр даних проводився на основi когортного проспективного дизайну з рандомiзованими серiями (динамiчна популяцiя). Рандомiзованi серii первинних випад-кiв iнвалiдизацiI внаслiдок серцево-судинних захворювань (ССЗ) розмщеы по гыздам (сiльським районам Житомирсько! областi), що забезпечило якiсне представництво вибiрки (яюсну репрезента-тивнiсть). Обсяг когорти склав 533 iнвалiда. З них 303 внаслщок гострого шфаркту мiокарда (Г1М) i 230
внаслiдок iнсультiв. Вивчалась б^чна виживанiсть iнвалiдiв (право цензуровав данi).
Модель враховуе праве i лiве цензурування даних, може включати як незалежнi, так i залежн в часi ковариати, модифiкуеться i для змiнного в часi пропорцмного ризику. Важливо правильно модиф^ кувати модель i данi до правого цензурування. По-значимо час, коли патент / вступае в дослщження. Цей час чiтко визначений роком присвоення групи швалщност, який у вЫх пацiентiв панельного масиву совпадав з роком виникнення шфаркту чи шсуль-ту i вщповщно роком госпiталiзацiI. Ця особливiсть даних лквщуе можливiсть лiвого цензурування, яке в даному випадку передбачае невизначенють початку захворювання. Час виходу з доогмдження живого патента / (момент цензурування) позначимо а. Якщо термiн виживання пацiента / пiсля виникнення захворювання позначити 1:*, то спостережений про-тягом доотдження перiод виживання 1. отримуеться як
1. =тт (1.*, с)
В нашому випадку с однаковий для вЫх па^ен-тiв i становить 2012 рк. Головна умова незмiщеностi оцшок моделi Кокса за наших умов полягае в тому, що ютинний перюд виживання пацiента / пюля виникнення захворювання 1.* не залежить вщ моменту входження патента / в дослiдження i моменту цензурування с., тобто:
Щ*\Х ,, а,, а,) = Щ*\Х ,), (1)
де D(•|•) е умовним розподiлом.
Умова (1) безперечно виконуеться при однако-вих константних а:, с для всiх пащен^в. Проте у нашому разi константним с для всiх пащен^в е лише а. За таких обставин умова (1) виконуеться, коли виживання 1.* не залежить вщ а., кондинцiонально на Х Для забезпечення ще! умови ми ввели даммi змiннi для кожного року, коли патент / вступае в дослщження, а саме до 2005, 2006, 2007, 2008, 2009, 2010, пюля 2010. ^м того, що це гарантуе ви-конання умови (1), простеження р- коефщентв на
цих змшних дае важливу iнформацiю щодо часових трендiв летальностi за виключення змiшувального ефекту iнших факторiв модель
Так як ми випадковим чином обирали серп па-цiентiв, визнаних швалщами внаслiдок гострого 1М i iнсультiв протягом основного перiоду 2005-2012 (поодиною випадки до 2005), i визначали термiн ви-живання, то така класична схема органiзацiя даних щодо вивчення процесу виживання називаеться флоу семплшгом (flow sampling). Базова схема пе-редбачае вимiр значень iнварiантних в часi ковариат Х на момент вступу пацiента i в дослiдження. Саме так i органiзовано нами збiр даних для iнварiантних змiнних, таких як стать, профеЫя, мiсце проживан-ня, шкiдливi звички, iндекс коморбiдностi. Ряд фак-торiв мали моментний вимiр на початку дослщження (важкiсть стану на момент госпiталiзацiI, час вiд ви-никнення критичного стану до госпiталiзацiI, змiннi медикаментозно! терапiI пiд час стацюнарного лку-вання, критерiI якост лiкування, обмеження само-обслуговування) i тому не порушують базово! схеми. Частина змшних мали повторы вимiри у чаЫ, а саме вимiрювались щорiчно протягом перiоду спостере-ження вщ моменту вступу пацiента в доотдження до моменту цензурування чи смерть Це таю поди, як «виклик ШД», «випадок планово! госпiталiзацiI», «ви-падок екстрено! госпiталiзацi!», «курс реабьжтаци», «випадок санаторно-курортного лiкування», «епь зод застосування реанiмацiйних заходiв», «випадок оперативного втручання», «змiна групи швалщнос-тi». Всi поди вивченi протягом перших шести роюв з моменту встановлення групи швалщност i описан вiдповiдними змiнними. Саме цi змшн органiзували данi у виглядi панельного масиву. Для збереження базово! конструкцп ми реоргаызували цi змiннi в час ковариати в моментнi лагов^ тобто, кожну таку змiнну перетворили в юлька вiдповiдно до року. На-приклад, замiсть змшно! «випадок планово! гостта-лiзацi!» ввели 6 лагових змшних вщповщно до 6 роюв доотдження. Таким чином, оргаызащя даних транс-формована з панельно! до дистрибутивного лагу.
Функ^я правдоподбност е ключовою для оцш-ки параметрiв моделi. Наш дизайн накладае певнi особливостi. По-перше, данi право цензурован^ як наслiдок, мае виконуватись умова (1), по-друге, оргаыза^я даних флоу семплшг з базовою схемою та лаговими змшними, по-трете, час дискретний (роки). Зважаючи на це функ^я правдоподiбностi для нашо! оргаызацп даних виглядае як:
Lb) = п
exP(b'Z ^Zj (t,)
X exp(b'Z, (t,)
JeR
Максимiзацiя вказано! вище функцi! правдо-подiбностi здiйснювалась за класичним методом Ньютона-Рафсона (Newton-Raphson Method). Якщо l(b)=logL(b), то оцшка ефектiв р досягаеться на зна-ченнях р, якi максимiзують l(b), тобто знаходяться за рiвностi
dl (Р) др
= о
1нщащя алгоритму пошуку вектора b починаеть-ся iз нульових значень, тобто b0 =0. 1теративний алгоритм пошуку виглядае як
,2,- - -
Р]+1 =р -
д 2l(b ) др
2
dl(b ) др
(2)
Вираз пюля мiнуса представляв крок алгоритму. Якщо значення функци правдоподiбностi на Ь1+1 мае менше значення, ыж наЬ ', вектор ефект1в Ь '+1 пе-рераховуеться iз зменшеним вдвое кроком. 1тераци продовжуються аж поки значення Ь '+1 мае менше значення, достатньо близью доЬ ', тодi кажуть про сходження алгоритму i за остаточн оцiнки ефектiв Ь приймають Ь'+1. Матрицю варiацiй У(Ь) оцшок ефек-тiв Ь отримують як:
V (Р) = -
д 2l(b)
др
(3)
Спiввiдношення ризиюв RR (i вiдповiднi довiр чi штервали) оцiненi на основi вектора оцшки ефектiв b (коефщенти модел^ i матриц !х коварiацiй V(b). А саме, RR i -го фактору ризику з коефiцiентом bi ви-значаеться як:
R , = exp(е,)
(4)
100(1-а)% довiрчi iнтервали СР визначаються як:
exp(R Iz^ V^rb)) (5)
де VM(b) еай елементдiагоналi матрицi ковaрiа-цiй коефiцiентiв моделi V(b), а za/2 е 100(1-а/2) центи-лем стандартноео нормальн ого роз подну.
RR (hazards ratio) е стввщношенням функцiй ризику (вивчаем о! до базово!) на збтьшены вщповщ-ного фактору ризику на одиницю за умови незмш-ностi значень усiх iнших факторiв ризику (бе руться середнi рiвнi останнiх).
Тестування значимостi впливу факв^в на виживання здiйснювалось на основi теста Вальда:
х2 =
rP j - РоЛ 2
I_
m
(6)
V ' у
який мае асимптотичний розподiл хьквадрат з 1 ступенем свободи. Похибка коефiцiенту р. веф.) бе-реться як значення /-го елементу дiагоналi матрицi коварiацiй коефiцiентiв модeлi У(Ь) (33).
Результати дослiджень та 'Гх обговорення. Дескриптивна характеристиоа когорти за /нвар/ант-ними факторами способужиття та анамнезу
В таблиц 1 наведений розподт масиву за дiа-гнозами та мюцем проживання. Серед 1М переважав гострий шфаркт мiокарда встановлений до 28 дыв (291 випадок). Серед шсульпв переважав iнфаркт головного мозку (177). Переважали пацiенти з ра-йонних центрiв (379) над патентами - мешканцями
1=1
Таблиця 1
Розподш масиву за дiагнозами та мiсцем про-живання
Д1агноз Мюце проживання Всього
К1льк1сть/% М1сто Село
Гострий 1нфаркт мюкарда (встановлений до 28 дшв) 208 71. 48 83 28. 52 291
Повторний Ыфаркт м1окарда (п1сля 28 дшв в1д початку) 9 90. 00 1 10. 00 10
Ускладнення гострого Ыфаркту м1окарда 2 100. 00 0 0. 00 2
СубарахноУдальний крововилив 12 75. 00 4 25. 00 16
Внутр1шньомозковий крововилив 28 75. 68 9 24. 32 37
1нфаркт головного мозку 120 67. 80 57 32. 20 177
Всього 379 154 533
Примггка: с2(5)=4. 0; р=0. 5483.
таблиця 2
Розподiл масиву за дiагнозами та вiком iнвалiдiв
Д1агноз В1к*
Кшь-юсть/% <=30 30-40 40-50 50-60 60-70 >70 Всього
Гострий шфаркт мюкарда 2 0. 66 11 3. 63 41 13. 53 151 49. 83 52 17. 16 46 15. 18 303
1нсульти 2 0. 87 8 3. 48 53 23. 04 89 38. 70 42 18. 26 36 15. 65 230
Всього 4 19 94 240 94 82 533
Примiтка: с2(5)=10. 5; р=0. 0621; *- закритий справа штервал (роки).
Таблиця 3
Розподш масиву за вшом патента та вчаснiстю госпiталiзацГí
В1к вчаснють госттал1зацп* Всього
Ктьюсть/% <=6 6-12 12-24 >24
<=30 4 100. 00 0 0. 00 0 0. 00 0 0. 00 4
30-40 12 63. 16 3 15. 79 1 5. 26 3 15. 79 19
40-50 48 51. 06 23 24. 47 23 24. 47 0 0. 00 94
50-60 146 60. 83 61 25. 42 23 9. 58 10 4. 17 240
60-70 61 64. 89 27 28. 72 5 5. 32 1 1. 06 94
>70 58 70. 73 19 23. 17 4 4. 88 1 1. 22 82
Всього 329 133 56 15 533
Примiтка: с2(15)= 47. 1; р<0. 0001; *- закритий справа iнтервал (роки, го-дини).
с1л (154). Фактично таке ж сгмввщношення мюь-кого до сшьського населення, що г1дтверджуе репрезентативнють даних з врахуванням вияв-лено! поправки на шанси ексгертизи та визна-ння 1нвал1дом. Ускладнення гострого Ыфаркту м1окарда (гемоперикард, дефект перетинки, розрив ст1нки, сухож. хорди, тромбози перед-сердя, шлуночка) зустр1лись лише в двох ви-падках. Повторний шфаркт м1окарда був лише у 10 пац1ент1в. З огляду на це ми об'еднали в подальшому д1агнози «Гострий 1нфаркт мюкар-да», «Повторний 1нфаркт м1окарда», «Ускладнення гострого Ыфаркту м1окарда» в одну групу д1агноз1в «Гострий 1нфаркт мюкарда». По тим же причинам ми об'еднали д1агнози «Субарах-нощальний крововилив», «Внутршньомозко-вий крововилив», «1нфаркт головного мозку» в одну групу д1агноз1в «1нсульти». В ц1лому сшь-ськ1 I м1ськ1 1нвал1ди мали схожий склад за д1а-гнозами, що призвели до 1нвал1дизацИ, %2(5)=4. 0; р=0,5483. Члени когорти переважно здобу-вали 1нвал1дн1сть у 50-60 роюв. В1ков1 розпод1ли по д1агнозам були схож1, %2(5)=10. 5; р=0. 0621. Розподш за зайнятютю та д1агнозами показав, що переважно це безроб1тн1 (в основному за в1ком), 47,5% серед 1нвал1д1в внасл1док Г1М I 43,5% серед 1нвалщ1в внасл1док Ысульпв; служ-бовц1 складали 14,5% серед швалщ1в внасл1док Г1М I 12,6% серед швалщ1в внасл1док 1нсульт1в.
Розподш даних за д1агнозами та вком Ыва-л1д1в св1дчить (табл. 2), що в1ков1 модел1 схож1 - %2(5)=10. 5; р=0. 0621. А саме, переважно ви-ходять на Ывалщнють пац1енти у 50-60 роюв, що ч1тк1ше простежуеться для Г1М (49,8%). В1-ков1 розпод1ли по д1агнозам схож1, %2(5)=10. 5; р=0. 0621. Розпод1л масиву за зайнятютю та д1агнозами показав, що переважно це без-роб1тн1 (в основному за вком), 47,5% серед 1нвалщ1в внаслщок Г1М I 43,5% серед швалщ1в внасл1док 1нсульт1в; службовц1 складали 14,5% серед 1нвалщ1в внасл1док Г1М I 12,6% серед н валщ1в внасл1док 1нсульт1в. Розпод1ли за зайнятютю по д1агнозам виявилися схож1 - %2(2)=1,9; р=0,3748.
Розпод1л масиву за д1агнозами та вчасню-тю госп1тал1зацИ св1дчить про достов1рно бшьш вчасну госп1тал1зац1ю при Г1М, коли до 6 годин було госп1тал1зовано 63,4% пац1ент1в, %2(3)=10. 0; р=0. 0183. Всього до 6 годин було госп1тал1-зовано 61,7% пац1ент1в. Сл1д звернути увагу на те, що пюля 24 годин були госп1тал1зован1 2,8% пац1ент1в, зокрема 3,3% з Г1М I 2,2% з Ысультом.
Розпод1л 1нвал1д1в за важюстю стану та вчас-н1стю госпггал1заци св1дчить про достов1рний лог1чний зв'язок, а саме, чим важчий стан, тим менша затримка з госп1тал1зац1ею, %2(6)=32. 7; р<0. 0001.
Розподш швалщ1в за в1ком та вчаснютю гос-п1тал1зацИ показуе, що пац1ент1в п1сля 60 рок1в було госп1тал1зовано з достов1рно меншим зап1зненням, %2(15)= 47. 1; р<0. 0001, а саме
Таблиця 4
Розподш масиву за BiKOM та супутньою патологieю
BiK 1ндекс Чарлсона Всього
Ктьюсть/% 0 1-2 3-4 >=5
<=30 2 50. 00 2 50. 00 0 0. 00 0 0. 00 4
30-40 10 52. 63 8 42. 11 1 5. 26 0 0. 00 19
40-50 41 43. 62 40 42. 55 12 12. 77 1 1. 06 94
50-60 81 33. 75 114 47. 50 37 15. 42 8 3. 33 240
60-70 21 22. 34 46 48. 94 17 18. 09 10 10. 64 94
>70 11 13. 41 31 37. 80 21 25. 61 19 23. 17 82
Всього 166 241 88 38 533
Примггка: c2(15)=70. 8; р<0. 0001.
Таблиця 5
Тестування нульово'Г ппотези шформатив-HOCTi мoделi виживання при riM та шсуль-тах(ß=0)
Тест Г1М 1нсульти
С2 df р c2 df р
LR 209,17 63 <0,0001 167,87 60 <0,0001
Score 187,33 63 <0,0001 168,84 60 <0,0001
Wald 51,47 63 0,8501 26,38 60 1,0000
лише 2 патента були госпiталiзованi пiсля доби з моменту виникнення критичного стану (табл. 3).
Дуже важк стани достовiрно частше спостер^ галися для шсульпв, %2(2)=19. 7; р<0. 0001. Дуже важкий стан спостеркався у 67 (12,6%) пащенпв, середнiй - лише у 185 (34,7%), причому при Ысуль-тах середня важюсть була у 42,2% пацiентiв, що по-годжуеться з даними Ыших дослiдникiв.
Вивчення розподiлу даних за дiагнозом
. . 100 та супутньою патолопею за iндексом Чарл-
сона (Charlson comorbidity index) показало,
що па^енти з 1М достовiрно бiльше «наван- 95
таженi» супутньою патолопею, %2(3)=8. 8;
р=0. 0313. Без супутньо! патологiI було 166
(31,1%) пащетчв, що вiдносно бшьше, нiж |
в роботах бвропейських колег (20%-30%) |
[2]. Розподш масиву за вком та супутньою i 85
патологiею показав чггку закономiрнiсть g
зростання iндексу коморбщност Чарлсона if т
в старших вкових групах, %2(15)=70. 8; р<0.
0001. Так, без виявлено! супутньо! патологи
було 52% оЫб до 40 роюв, тодi як пюля 70 76
ця частка упала до 13% (табл. 4). Навпаки,
частка оЫб у вМ старше 50 iз значенням iн- 70
дексу бiльше 5 була 23%, у той час як серед
oci6 до 40 роюв 0%.
Розподш nauieHTiB за д1агнозом та роками настання смерт внаслщок основного
(ССЗ) захворювання пiсля встановлення групи пока-зуе вищi piBHi летальностi внаслiдок гострого шфарк-ту мюкарда, кумулятивна рiзниця уже достовiрна пiсля першого року. За 6^чний термiн виживанiсть при Г1М становила 79,5% (рис.), що знаходиться у вщповщност з даними зарубiжних дослщжень [3, 4].
Оцiнки впливу iнварiантних факторiв способу життя та анамнезу на виживання при Г1М та шсульпв данi в таблицi 5. Як i для Г1М, модель для шсульпв е iнформативною за вщношенням функцiй правдопо-дiбностi з включенням та виключенням предикторiв (LR), а також Score (оцшка на основi похiдних функцiI правдоподiбностi) (р<0,0001). Зазначимо, що так як
log X(t\X) = xß + log Xo(t) (7)
внаслiдок логарифмiзацiI (7), видно, що регре-сiйний коефщент ßj вимiрюе семiеластичнiсть ри-зику на змiннiй xj. Для малих значень регрессного коефiцiенту ßj семiеластичнiсть ризику на змiннiй xj знаходиться як 100*ßj . Так, чоловки (ß=0,011) мають на 100*0,011%=1,1% бшьший ризик померти порiв-няно з жЫками, що не достовiрно (Таблиця 6). Це ж значення затабульовано в колонц RR (1,011). Проте при Ысультах летальнють чоловiкiв достовiрно (p<0,0001) вища (в 2,2 разiв). Для великих значень регресiйного коефщенту ßj семiеластичнiсть ризику на змшнм xj знаходиться як 100*[exp(ßj) - 1]. Якщо па-цiент проживае в сел^ ризик суттево (р=0,038) збшь-шуеться на 100*[exp(0,225) - 1]%=100*0,252=25,2% при Г1М i на 76% при шсультах.
Вiк (градаци фактора 30 i молодший, 30-40, 40-50, 50-60, 60-70, старше 70) суттево (р=0,040) збшьшуе летальнiсть. Кожна наступна града^я пiдвищуе ризик на 26% (RR=1,26). Професiя з гра-дацiями «безробiтний», «неквалiфiкована праця», «спещалют» фактично виражае соцiальний стан ш-валiда. Кожна наступна з вказаних градацм iстотно (р=0,033) зменшувала летальнють на 100*[exp(-0,293) - 1]%=25,4% (1-RR=0,254). Якщо пацiент
k. 3.
" 4- .. "4c
ЛМ --ф- 1нсульти * Всього
12 3 4
Роки пкпя встановлення ¡нвапщност1
Рис. Статистична оцшка ефектт ¡нвартнтних фа кто pi в способу життя та анамнезу на виживашсть.
Таблиця 6
Оцшка впливу факторiв способу життя та анамнезу на виживання при Пм та iM
Г1М 1нсулыти
Фактори в (ф. 2) RR (ф. 4) Р в (ф. 2) RR (ф. 4) Р
Про- живання (село) 0,225 1,25 0,038 0,568 1,76 0,000
Вк 0,232 1,26 0,040 0,911 2,49 0,011
Статы (ч) 0,011 1,01 0,981 0,789 2,20 0,000
Професiя -0,293 0,75 0,033 -1,352 0,26 0,000
ПалЫня 0,476 1,61 0,014 0,271 1,31 0,829
Алкоголы 0,24 1,27 0,704 -0,428 0,65 0,710
Ожиршня 0,873 2,39 0,022 0,376 1,46 0,007
Важюсты стану 0,682 1,98 0,019 1,0198 2,77 0,000
Час до гост- талiзацiï 0,363 1,44 0,036 0,412 1,51 0,040
1ндекс Чарлсона 0,132 1,14 0,310 0,485 1,69 0,036
палив, летальнють збiльшувалась на 61% (ЯЯ=1,61) з р=0,014 (табл. 6).
Проте найбтыше збiльшували ризик летальностi ожиршня i важкiсты стану хворого. Наявнють ожирш-ня суттево збiлышувало ризик летальност на 139% (ЯЯ=2,39) при Г1М i на 46% при шсультах. Кожна на-ступна града^я важкостi стану на момент госпгта-лiзацií («середнiй», «важкий», «дуже важкий») збть-шувала ризик на 98% (ЯЯ=1,98, р=0,019) при Г1М та на 177% при шсультах. Вчаснють госпiталiзацiI (час вiд виникнення критичного стану до госпiталiзацiI) з града^ями «до 6 годин», «6-12», «12-24», «понад 24 години» теж суттево (р=0,036) модифiкувала ризик. Кожна наступна града^я збiлышувала ризик на 44% (ЯЯ=1,44) при Г1М та на 51% при шсультах. Супутня патолопя за iндексом коморбiдностi Чарлсона, як i регулярне вживання алкоголю суттево не модифку-вали ризик.
Таким чином, модель Кокса е доцтьним шстру-ментом вивчення парцiалыних ефек^в виживання при органiзацiI даних за схемою флоу семплшг з лаговими змшними та дискретними часовими вим^ рами. Шестирiчна виживанiсты складала 85% i була вища для шсульпв (93%). В цiлому фактори способу життя та анамнезу значно модифкують виживанють як при Г1М, так i при iнсулытах (р <0,0001). Якщо па-цiент проживае в сел^ ризик суттево (р=0,038) збть-шуеться на 25,2% при Г1М i на 76% при шсультах. Вiк (градацiI фактора «30 i молодший», «30-40», «40-50»,
«50-60», «60-70», «старше 70») суттево (р=0,040) збтышуе летальнiсть. Кожна наступна градацiя суттево (p<0,040) пiдвищуе ризик на 26% при Г1М та на 149% при шсулытах. Сприятливiший со^алыний стан iнвалiда iстотно (р=0,033) зменшував летальнiсть при Г1М на 25,4%. Ще виразнiше (74%) це простежу-еться при iнсультах. Час вщ виникнення критичного стану до госпiталiзацiï теж суттево (р=0,036) моди-ф^вав ризик. Кожна наступна градацiя збтышувала ризик на 44% (RR=1,44) при Г1М i на 51% при шсулытах. Супутня патолопя за шдексом коморбщност Чарлсона суттево збтышувала ризик леталыност (на 69%) лише при шсулытах. Це можливо пояснити рiзним ефектом вимирання вiд супутныо'| патологiï пацiентiв з Г1М i з шсулытами.
Найбiлыше збiлышували ризик леталыност ожи-рiння i важюсты стану хворого. Наявнiсты ожирiння суттево збтышувало ризик леталыностi на 139% (RR=2,39) при Г1М i на 46% при шсулытах. Кожна наступна града^я важкост стану на момент госптал^ зацiï («середнiй», «важкий», «дуже важкий») збтышувала ризик на 98% (RR=1,98, р=0,019) при Г1М та на 177% при шсулытах.
Висновки
1. Моделы Кокса е доцтыним шструментом вивчення пар^алыних ефектiв виживання при органiзацiï даних за схемою флоу семплшг з лаговими змшними та дискретними часовими вимiрами.
2. Шестирiчна виживанюты складала 85% i була вища для шсулыпв (93%).
3. В цтому фактори способу життя та анамнезу значно модифкуюты виживанiсты як при Г1М, так i при шсулытах (р <0,0001).
4. Найбтыше впливали на виживанюты iз роз-глянутих факторiв ожирiння i важюсты стану хворого. Наявнiсты ожиршня суттево збтышувало ризик леталыност на 139% (RR=2,39) при Г1М i на 46% при шсулытах. Кожна наступна града^я важкост стану на момент госпiталiзацiï («середнiй», «важкий», «дуже важкий») збтышувала ризик на 98% (RR=1,98, р=0,019) при Г1М та на 177% при шсулытах.
5. Час вщ виникнення критичного стану до госпiталiзацiï теж суттево (р=0,036) модифiкував ризик на 44% при Г1М i на 51% при шсулытах.
Перспективи подальших досл1джень стосу-ютыся кiлыкох аспекпв. По-перше, це розширення ковариат для тестування парщалыних ефектiв лку-вання. По-друге, це включення фрейлтi компоненти в моделы для виключення i оцшки латентного фактору «персоналыно'| виживаностi». По-трете, формуля-цiя моделi у формi «дiференс iн дiференс» для оцiнки ефектiв реформи ПМСД та спещалазовано'| кардю-логiчноï допомоги у Вшницыюй областi як птотного регiону.
Л1тература
Носулiч Т. М. Формування ринку медичних послуг на регюналыному рiвнi (органiзацiйно-економiчний аспект) : авто-реф. дис. на здобуття наукового ступеня канд. мед. наук : спец. 08. 00. 05 «Розвиток продуктивних сил i регюналына економка» / Т. М. Носушч - К., 2008. - 21 с.
Birim Ц. Validation of the Charlson comorbidity index in patients with operated primary non-small cell lung cancer / Ц. Birim, A. P. W. M. Maat, A. P. Kappetein, J. P. van Meerbeeck [et al.] // Eur. J. Cardiothorac. Surg. - 2003. - Vol. 23. - P. 30-34.
3. Brandi J. Witt. Cardiac Rehabilitation After Myocardial Infarction in the Community / J. Witt Brandi, Steven J. Jacobsen, Susan A. Weston [et al.] // Journal of the American College of Cardiology. - 2004. - Vol. 44, № 5. - P. 988-996.
4. Briffa T. Long term survival after evidence based treatment of acute myocardial infarction and revascularisation: follow-up of population based Perth MONICA cohort, 1984-2005 / T. Briffa, S. Hickling, M. Knuiman [et al.] // BMJ. - 2009. - Vol. 338. -P. 356.
5. Wilhelmsen L. Secular changes in cardiovascular risk factors and attack rate of myocardial infarction among men aged 50 in Gothenburg, Sweden. Accurate prediction using risk models / L. Wilhelmsen, L. Welin, K. Svardsudd [et al.] // J. Intern. Med. - 2008. - Vol. 263. - P. 636-643.
6. Verbrugge LM. Severty, timing, and structure of disability / L. M. Verbrugge, L-S. Yang, L. Juarez // Soz. - Prgventivmed. -2004. - Vol. 49. - P. 110-121.
УДК 614. 2:517. 004. 13:519. 46(014)
АНАЛiЗ МОДИФ^АЦП 6-Pi4HO'l' ВИЖИВАНОСТ iНВАЛiДiВ ВНАСЛЩОК ГОСТРОГО ШФАРКТУ МЮКАРДА ТА ШСУЛЬТУ iНВАРiАНТНИMИ ФАКТОРАМИ СПОСОБУ ЖИТТЯ ТА АНАМНЕЗУ НА OCHOBi МOДЕЛi КОКСА
Клименюк В. П.
Резюме. Проведений аналiз модифкацп 6-pi4H0i виживаност Ывалщв внаслщок гострого Ыфаркту мюкарда та шсульту факторами способу життя та анамнезу за моделлю Кокса на основi об'еднано! когорти Житомирсько! област (2007-2012). Обсяг когорти склав 533 швалща. З них 303 внаслщок гострого Ыфаркту мюкарда i 230 внаслщок шсульпв. За 6^чний термЫ виживанють при гострому Ыфаркт мюкарда становила 79,5% i 93,2% при Ысультах. Найважлившими виявились важкють стану патента на момент госпiталiзацiI, вчаснiсть надання медично! допомоги та наявнiсть ожирiння.
Ключовi слова: iнвалiдизацiя, гострий iнфаркт мiокарда, iнсульт, виживанiсть.
УДК 614. 2:517. 004. 13:519. 46(014)
АНАЛИЗ МОДИФИКАЦИИ 6-ЛЕТНЕЙ ВЫЖИВАЕМОСТИ ИНВАЛИДОВ ВСЛЕДСТВИЕ ОСТРОГО ИНФАРКТА МИОКАРДА И ИНСУЛЬТА ИНВАРИАНТНЫМИ ФАКТОРАМИ ОБРАЗА ЖИЗНИ И АНАМНЕЗА НА ОСНОВЕ МОДЕЛИ КОКСА
Клименюк В. П.
Резюме. Проведен анализ модификации 6-летней выживаемости инвалидов вследствие острого инфаркта миокарда и инсульта инвариантными факторами образа жизни и анамнеза с помощью модели Кокса на основе объединенной когорты Житомирской области (2007-2012). Объем когорты 533 инвалида, в т. ч. 303 вследствие острого инфаркта миокарда и 230 вследствие инсультов. 6-летняя выживаемость при остром инфаркте миокарда составляла 79,5%, при инсультах 93,2%. Наиболее важными факторами из числа изученных оказались тяжесть состояния на момент госпитализации, своевременность оказания медицинской помощи, наличие ожирения.
Ключевые слова: инвалидизация, острый инфаркт миокарда, инсульт, выживаемость.
UDC 614. 2:517. 004. 13:519. 46(014)
Study on Modulation of 6-Years Survival of Disabled Due to Acute Myocardial Infarction and Stroke by the Invariant Life Style Factors and Anamnesis by Cox Modelling
Klimenyk V. P.
Abstract. Survival is the most informative index of clinical and social efficacy of treatment and medical care organization. That is why we used survival to study medical and social care to incapable persons due to acute myocardial infarction (AMI) and stroke. This problem rivets particular attention of PH policy makers, PH economists, PH managers, demographists because of substantial economic societal losses, decrease in both life quality and longevity. The related studies are in abundance in developed world still few on the ground in developing. The most relevant to purpose proved to be cohort study design. It incapacitates evaluations in person-time units of risk, adopts right censored data, and empowers assessment of survival covariates. The purpose of paper is to unveil the survival modification by the invariant life style factors and anamnesis in disabled patients with acute myocardial infarction and stroke. Data organized in joint cohort of Zhytomirska oblast over 1207-2012. Cohort comprised 533 disabled persons, 303 invalidity cases due to acute myocardial infarction and 230 due to stroke traced 6 years prospectively. We exploited Cox risk proportional model, classical set up with right censoring, flow sampling, discreet times. Therefore, likelihood function was of Breslow modification. Maximization was proceeded by classical New-ton-Raphson method. Inferences based upon partial effects (P) and related relative risk estimations (RR). Results. We observed higher lethality among acute myocardial infarction patients, the cumulative difference substantial from the first year and on. Observed 6-years survival was 79,5% in patients with AMI and 93,2% in patients with stroke. Cox model proved to be pick of the bunch to study partial effects on survival under classical flow sampling set up with lagged covariates and discreet time measurements. Given set of life style factors and anamnesis significantly modified survival in disabled patients with both acute myocardial infarction and stroke (р <0,0001). If patient was rural resident the risk decreased significantly (р=0,038) by 25,2% in case of AMI and by 76% in case of stroke. Age-
ing with brackets «30 and younger», «30-40», «40-50», «50-60», «60-70», «older then 70» significantly (р=0,040) increased lethality. Each consequent age group significantly (p<0,040) increased lethality by 26% in AMI patients and by 149% in patients with stroke. Favorable social status of disabled person significantly (р=0,033) decreased lethality in case of AMI by 25,4%. Yet more pronounced decrease (74%) observed in disabled due to stroke. Time from incidence to hospitalization also significantly (р=0,036) moderated survival. Each consequent category in hours («less than 6», «6-12», «12-24», «more then 24») enhanced lethality by 44% in case of AMI and by 51% in case of stroke. Comorbidity measured by Charlson comorbidity index significantly increased lethality by 69% in patients with stroke only. One plausible explanation is observed different survival due to concomitant pathology of patients with AMI and stroke. The most influential appeared to be obesity and severity of patient's condition. Obesity significantly increased lethality by 139% in AIM patients and by 46% in patients with stroke. Each successive grade of severity of patient's condition in time of hospitalization «moderate», «severe», «very severe») leveled up lethality by 98% in patients with AMI and by 177% in patients with stroke (р<0,05).
Key words: disability, acute myocardial infarction, stroke, survival.
Рецензент - проф. Катеренчук I. П.
Стаття надшшла 13. 03. 2014 р.
