CC BY
49
Статья
Раздел II
КЛИНИКА И МЕТОДЫ ЛЕЧЕНИЯ. ФУНКЦИОНАЛЬНАЯ И ИНСТРУМЕНТАЛЬНАЯ ДИАГНОСТИКА. НОВЫЕ ЛЕКАРСТВЕННЫЕ ФОРМЫ
УДК 617.7-007.681.,611.843.3
АНАЛИЗ СОПОСТАВИМОСТИ РЕЗУЛЬТАТОВ ПОВТОРНЫХ ИССЛЕДОВАНИЙ ЦЕНТРАЛЬНОГО ПОЛЯ ЗРЕНИЯ У БОЛЬНЫХ С ПАТОЛОГИЕЙ СЕТЧАТКИ И ЗРИТЕЛЬНОГО НЕРВА
Т.В. ЗАРУБИНА*, Е.П. КАНТАРЖИ**, Н.А. ЛИСТОПАДОВА**
Патология сетчатки и зрительного нерва среди причин необратимой слепоты занимает первое место в мире. В нашей стране отмечается резкий рост доли этой патологии среди причин инвалидизации, которая за последнее десятилетие возросла с 12 до 30% [5]. Задачей лечебно-диагностического процесса заболеваний с прогрессирующим течением является ранняя диагностика, оптимизация и контроль проводимого лечения. Для оценки течения патологического процесса и эффективности проведенного лечения больных с заболеваниями сетчатки и зрительного нерва используют показатели динамики состояния зрительных функций, которую определяют по изменениям параметров центрального поля зрения (ЦПЗ) [3, 9]. Исследование ЦПЗ по времени проведения зрительного восприятия позволяет выявить функциональные и органические поражения в одиночных волокнах зрительного нерва [1, 4, 6]. Исследуя комбинации состояний волокон, можно получить картину поля зрения больных. Показателями течения заболевания и эффективности лечения считают различие результатов начальных и повторных исследований ЦПЗ.
По данным зарубежной литературы, исследованием времени сенсомоторной реакции впервые занимались Fröhlich Fr. и Hazelhoff F. в 1924-1925 годах. Большой вклад в развитие этого направления в нашей стране принадлежит Г.И. Немцееву [4, 6]. Не удалось найти работ, где бы имелась сопоставимость результатов исследования ЦПЗ по времени сенсомоторной реакции при повторных обследованиях пациентов в течение короткого промежутка времени без учета воздействия лечебных факторов.
Настоящее исследование проводилось, исходя из предположения, что состояние зрительных функций подвержено системным колебаниям относительно постоянного уровня и кратковременным изменениям случайного характера. При оценке динамики состояния ЦПЗ надо учитывать наличие этих колебаний, как естественную изменчивость зрительных функций. Определив количественно его значение, можно повысить надежность оценки изменений ЦПЗ и оптимизировать лечебный процесс.
Цель работы - анализ результатов повторных исследований ЦПЗ по времени сенсомоторной реакции больных с патологией сетчатки и зрительного нерва и определение величины естественной изменчивости зрительных функций для различных начальных состояний патологического процесса.
Материалы и методы. Определение изменений параметров ЦПЗ пациентов при повторных измерениях проводилось методом цветовой компьютерной кампиметрии по времени сенсомоторной реакции, реализованным программным комплексом «Окуляр». В качестве анализируемых параметров были выбраны традиционно используемые: общее среднее время сенсомоторной реакции и количество абсолютных и относительных скотом в зоне 0-21° центрального поля зрения [7, 9].
Критерием включения данных обследования ЦПЗ в анализ сопоставимости результатов повторных измерений было наличие не более 5% сомнительных ответов пациента на предъявленные
117997, Москва, ул. Островитянова, 1, РГМУ, кафедра медицинской Кибернетики и информатики, (495)434-55-82; E-mail: t_zarubina@mail.ru 121552. Москва, Рублевское ш., 135, академическая группа академика РАМН А.П.Нестерова при НЦ ССХ им. А.Н.Бакулева, (495)375-25-60; E-mail:kantardgi@yandex.ru
стимулы. Не включались данные, полученные при обследовании больных, если были выявлены причины, которые могли повлиять на состояние зрительных функций помимо их естественной изменчивости. Всем больным повторное исследование проводилось при одинаковой мезопической освещенности, с одинаковым уровнем яркости предъявляемого стимула в одно и то же время. При необходимости коррекции зрения вблизи больным предлагалось использовать одни и те же очки. Перед каждым исследованием проводился подробный инструктаж по его проведению, мотивировалась необходимость обследований в том объеме, который запланировал исследователь. После получения устного согласия пациента, обязательным условием было проведение им укороченного тренировочного теста до полного понимания поставленной задачи. Исследование согласованности результатов повторных измерений ЦПЗ проводилось в течение одного часа, в течение одной недели и более одной недели, но не более месяца с момента проведения первого обследования. Сроки наблюдения были выбраны, исходя из наиболее часто встречающихся случаев контроля динамики зрительных функций больных с патологией сетчатки и зрительного нерва. Мероприятия: проведение пило-карпиновой пробы (повторное определение ЦПЗ через 1-1,5 часа); проведение ксалатановой пробы (повторное исследование через одни сутки); оценка эффективности гелиево-неоновой стимуляции сетчатки и диска зрительного нерва (повторное исследование через две-три недели после начала лечения). Объем выборки определялся методом последовательного ее увеличения по одному исследованию ЦПЗ до достижения сходимости результатов анализируемых параметров. Для обеспечения репрезентативности использовался случайный повторный способ отбора, когда один и тот же пациент мог оказаться в любой из групп по сроку наблюдения несколько раз. Анализ сходимости результатов повторных измерений ЦПЗ позволил сделать вывод о достаточности включения данных 119 повторных исследований глаз пациентов с глазной патологией и без нее. Исследования на 103 глазах проведены больным с различной патологией сетчатки и зрительного нерва и средним возрастом 65 (10) лет. Из них: 61 - на глазах больных глаукомой, средний возраст 68 (9) (26 глаз - I стадия, 14 - II стадия, 21 - III стадия); 15 - больных гипертензией глаза, средний возраст 57 (9); 16 - больных с подозрением на глаукому, средний возраст 58 (10); 11 - больных диабетической ретинопатией, средний возраст 66 (9).
Таблица 1
Вариабельность параметров ЦПЗ повторных измерений
Проведено 16 исследований ЦПЗ на глазах людей без глазной патологии, ср.возраст которых составил 60 (10) лет. Повторные измерения ВСМР проводились на 42 глазах в течение часа с момента проведения начального исследования, на 20 глазах - в течение одной недели и на 57 глазах - не более одного месяца.
Результаты исследований ЦПЗ анализировались с помощью следующих статистических методов: 1) анализ вида распределения количественных данных с использованием критерия Шапиро
Параметры Максим. значение параметра Максим. значение разности начального и повторного измерений Миним. значение разности начального и повторного измерений Размах варьирования Относит. размах варьирования в %
ВСМР 0,92 0,04 -0,04 0,08 8,7
Кол-во отн.скотом 50 15 -13 28 56,0
Кол-во абс.скотом 20 5 -4 9 45,0
Т.В. Зарубина, Е.П. Кантаржи, Н.А. Листопадова
- Уилка; 2) определение параметров выборки (среднее значение, размах, среднее квадратическое (стандартное) отклонение (СКО), стандартная ошибка среднего СО); 3) сравнение двух связанных групп по критерию Вилкоксона для парных сравнений; 4) сравнения более трех групп по методу Краскела - Уоллиса; 5) изучение взаимосвязи признаков по методу Спирмана; 6) определение согласованности результатов повторных измерений, выполненных одним и тем же способом по методу Блэнда - Алтмана; 7)определение численности выборки путем оценки сходимости результатов [2, 8]. Расчеты сделаны с применением пакета прикладных программ STATISTICA 5.0.
Результаты. Анализ изменений параметров ЦПЗ повторных измерений позволил определить величину естественной изменчивости зрительных функций пациентов с разными начальными уровнями развития патологического процесса в сетчатке и зрительном нерве. Исследовалось влияние возраста, пола, наследственной предрасположенности к глаукоме, сопутствующих заболеваний, срока наблюдений пациентов на параметры ЦПЗ. Предварительный анализ размаха варьирования параметров ЦПЗ повторных измерений (n=119) выявил, что разность показаний времени сенсомоторной реакции (ВСМР) начального и последующего исследований менее вариабельна по сравнению с разностями абсолютных и относительных скотом. Результаты расчетов вариабельности параметров ЦПЗ см. в табл. 1.
Относительная ошибка средней разности ВСМР
формуле: Sion
где Xi -анализируемый параметр
Х,+
у і
Ü к
Номер итерации Относительная ошибка стандартного отклонения
і ' éí
,18
',16
,14
,12
:: о,1о ю 0 : о,о8
\ І 0,06
о,о4
о,о2
о,оо
Номер итерации
Рис. 1. Графики сходимости относительных ошибок анализируемых параметров по последовательным итерациям: а) среднего значения разности ВСМР повторных измерений; б) стандартного отклонения
Размах варьирования параметров ЦПЗ повторных измерений определялся по формуле: R=AXmax-— AXmin, где /\Х - разность значений параметра ЦПЗ (ВСМР, количества относительных или абсолютных скотом) при начальном и повторном измерениях. Соответственно, относительный размах варьирования параметров ЦПЗ определялся по формуле: RmH=i00 R — (%), где Xmax -
X
максимальное значение параметра ЦПЗ. Как показали расчеты (табл.1), самую низкую вариабельность (8,7%) имеет ВСМР повторных измерений. Поэтому промежуточные исследования основывались на анализе поведения этого параметра. Объем выборки определялся по результатам анализа сходимости параметров при последовательном увеличении количества исследований ЦПЗ. В качестве анализируемых параметров были приняты среднее значение разности ВСМР повторных измерений и стандартное отклонение. Их относительные ошибки определялась по
(среднее значение разности ВСМР повторных измерений и стандартное отклонение) на ьй итерации. На рис.1 представлены графики сходимости относительных ошибок анализируемых параметров по последовательным итерациям.
Необходимый объем выборки принимался таким, что при его увеличении относительные ошибки не превышали 5%, что и было достигнуто к 5-й итерации: относительные ошибки средней разности ВСМР и стандартного отклонения ниже 5% (0,0408 и 0,0148 соответственно). Было принято решение о прекращение увеличения количества итераций, т. к. сходимость параметров была достигнута при численности выборки равной 119 исследованиям, из них 103 - на глазах больных с патологией сетчатки и зрительного нерва и 16 - пациентов без глазной патологии.
а)согласованность результатов повторных измерений ВСМР
1,0
«
0,9
. . °,8
Щ ы
. 0,7
0,6 I 0,5
а о
* 0,4 {О
о
0,3
иґ
с
ос
1 0,5 0,6 0,7 0,8
Значение ВСМР при начальном исследовании
б) согласованность результатов повторных измерений количества относительных скотом
55
* «
Ü 3
45
X (О
1 о
35
I) "Ñ
■ 25
Ü 3
0 I
о о <0 £ е. <0
В а
15
о О
о°° О О °0 О /"о о
0 1 о о ° О
0 О «о °о о °0 Mrí° ° 8 о
8 °°°°° 0 Я"Й0О00 оо Qo
авейё 0 0 .ляГ 8 о
5 15 25 35
Количество относительных скотом при начальном исследовании
в)согласованность результатов повторных измерений количества абсолютных скотом
к
о О V
о / О о
О оо U
ХГ о О
-2 2 6 1 0 14 18 22
Количество абсолютных скотом при начальном исследовании
Рис.2. Согласованность результатов повторных исследований ЦПЗ пациентов объединенной группы: а) времени сенсомоторной реакции, б) количества относительных и в) абсолютных скотом
Первым этапом статистического анализа данных повторного измерения ЦПЗ стало определение соответствия распределения значений признака нормальному закону с применением критерия Шапиро - Уилка. За величину уровня статистической значимости при проверке статистических гипотез было принято значение р=0,05, что приемлемо. Рассчитаны точные значения уровня статистической значимости для разности ВСМР и числа относительных и абсолютных скотом при повторных измерениях по нозологическим формам и в объединенной группе.
0,3
0,9
1,0
22
14
Т.В. Зарубина, Е.П. Кантаржи, Н.А. Листопадова
о*
о- ОО 00000 Ь О О QO OQCQO О о о О О „О О и О ■о о... О
оо а О ОО о о о О О
о ОО о ос 0 О О
О о
0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1,0
Усредненное значение ВСМР повторных измерений
Рис.3. Сравнение повторных измерений по методу Блэнда - Алтмана
а) диаграмма разброса разности ВСМР
в) диаграииа разброса абсолютных скотом
і разброса относительных скотом
Рис.
4 Диаграммы диапазонов контролируемых параметров повторных измерений ЦПЗ для различных нозологических форм: а) разность ВСМР, б) разность относительных и в) абсолютных скотом
Распределение абсолютных скотом во всех группах не является нормальным (р <0,001). Распределение остальных параметров ЦПЗ можно принять за условно нормальное (р >0,05). Можно считать нормально распределенной разность значений ВСМР повторных измерений и количества относительных скотом почти во всех группах и анализировать их с применением параметрических методов, а параметры выборки описывать средними значениями, среднеквадратическим (стандартным) отклонением (СКО) и стандартной ошибкой (СО). Распределения признаков, характеризующих пациента по возрасту, полу, наследственной предрасположенности, сопутствующим заболеваниям в группах отличались от нормального ( р<0,001). Для изучения их влияния на параметры ЦПЗ применялись непараметрические методы статистической обработки данных.
Проведен анализ состояния ЦПЗ начального и повторного измерений по критерию Вилкоксона для парных сравнений зависимых выборок. Рассчитанные значения р по критерию Вилкок-сона для разности парных измерений ВСМР и относительных скотом составляют соответственно 0,012 и 0,032 для объединенной группы; 0,013 и 0,042 - для группы больных с патологией сетчатки и зрительного нерва, т.е. р<0,05. Полученные результаты позволяют сделать вывод о наличии различий между параметрами ЦПЗ повторных измерений в указанных группах. Выявленное различие, по нашему мнению, объясняется влиянием естественной изменчивости зрительных функций на состояние ЦПЗ при повторных исследованиях пациентов, не подвергшихся лечебным воздействиям. Проведено исследование зависимости разности парных параметров ЦПЗ повторных измерений от таких признаков, как возраст, пол, сроки проведения исследования, диагноз, сопутствующие заболевания, генетическая предрасположенность к глаукоме по методу Краскела - Уоллиса. Проверка гипотезы о различии групп, дифференцированных по этим признакам, показала, что во всех случаях р>0,05, что говорит об отсутствии различий. Это позволило анализировать результаты повторных исследований ЦПЗ по объединенной группе. Исследование взаимосвязи вышеперечисленных признаков с разностью ВСМР повторных измерений ВСМР методом корреляции по Спирману не выявило ни одного достоверного коэффициента корреляции (р>0,05). Отсюда разность ВСМР повторных измерений не зависит от пола, возраста, диагноза, срока испытаний, сопутствующих заболеваний, наследственности. Была получена зависимость расхождения данных повторных измерений от величины параметра. В качестве оценки измеряемого параметра было принято усредненное значение пары измерений. Выявлена слабая зависимость разности ВСМР от значения времени сенсомоторной реакции r=0,195 (р=0,034), разности относительных скотом от количества относительных скотом r=0,187 (р=0,042) и умеренная зависимость разности абсолютных скотом от количества абсолютных скотом r=0,444 (р<0,001). Определены коэффициенты корреляции по Спирману между параметрами начального и повторного измерения ЦПЗ пациентов: для ВСМР 0,953 (р<0,001); для относительных скотом 0,913 (р<0,001) и для абсолютных -
0,844 (р<0,001). Высокое значение коэффициента корреляции говорит о тесной линейной связи. Однако для оценки согласованности результатов повторных измерений этого недостаточно, так как даже весьма высоким коэффициентам корреляции соответствует довольно значительная неопределенность предсказания независимой переменной. Поэтому для анализа согласованности результатов исследований ЦПЗ пациентов, выполненных одним и тем и же способом в разные сроки наблюдения, был применен метод Блэнда - Алтмана. Идея метода такова: для каждой пары измерений определялась разность контролируемых показателей. Вычислялись средние значения разности показателей, стандартные отклонения и стандартные ошибки среднего для объединенной группы пациентов и групп с различными нозологическими формами заболеваний. По величине средней разности контролируемого параметра делались выводы о систематическом расхождении, а по величине стандартного отклонения - о степени разброса результатов повторных измерений. На рис.2 представлены графики согласованности значений ВСМР, количества относительных и абсолютных скотом повторных измерений ЦПЗ, из которых очевидно, что наиболее согласованным параметром является ВСМР. Ряд последующих выкладок проведен для этого параметра. За усредненное значение ВСМР по каждому пациенту принято среднее значение начального и повторного измерения данного параметра, в качестве разницы ВСМР - их разность.
,05
1,000e-2
б) ди
Т.В. Зарубина, Е.П. Кантаржи, Н.А. Листопадова
Таблица 2
Параметры выборок по нозологическим группам
Группа Число СКО СКО СКО СКО СКО СКО
наблюдений измерений ВСМР отн.скотом абс. скотом ВСМР отн. скотом абс.скотом
Без глазной 16 0,41 2,8 0 0,002 0,38 0
патологии (0,037) (3,87) (0) (,018) (2,03) (0)
Больные 26 0,49 15,3 0,69 0,002 1,26 -0,15
I стадии (0,066) (12,61) (1,98) (0,026) (7,69) (0,73)
Больные 14 0,51 17,9 1,14 0,004 0,79 0,50
II стадии (0,078) (14,73) (2,91) (0,019) (5,78) (1,16)
Больные 21 0,74 33,6 10,2 0,001 -0,10 0,43
глаукомой III стадии (0,107) (11,43) (6,74) (0,013) (3,11) (1,36)
Больные 61 0,58 22,2 4,8 0,002 0,69 0,20
глаукомой всего (0,146) (15,08) (6,23) (,020) (5,96) (1,11)
Больные с 16 0,47 13,31 0,19 0,016 4,56 0
подозрением на глаукому (0,040) (9,01) (0,54) (0,020) (5,33) (0,82)
Больные 15 0,47 14,2 0 0,006 1,47 0
гипертензией глаза (0,038) (10,47) (0) (0,017) (4,67) (0)
Больные с диабетич. ретинопатией 11 0,59 28,91 2,91 0,004 -1,00 0,64
(0,132) (12,53) (5,09) (0,025) (8,12) (2,42)
Больные с 103 0,55 20,38 2,76 0,005 19,16 0,18
патологией (0,131) (14,12) (5,35) (0,021) (6,08) (1,19)
Объединенная 119 0,53 18,02 2,39 0,004 1,11 0,16
группа (0,132) (14,51) (5,06) (0,020) (5,71) (1,11)
На рис 3. изображены разности долей для каждого усредненного значения ВСМР. Такое представление позволяет сделать ряд выводов. Во-первых, средняя разность ВСМР повторных измерений ЦПЗ пациентов объединенной группы равна всего лишь 0,004, что говорит об отсутствии систематического расхождения. Во-вторых, стандартное отклонение разностей ВСМР составило 0,02, что невелико по сравнению с самими значениями измеряемой величины, и говорит о малой степени разброса результатов повторных испытаний. В-третьих, практически отсутствует зависимость разности ВСМР повторных измерений от величины ВСМР. Анализ зависимости среднего значения разности контролируемых параметров ЦПЗ повторных измерений от диагноза заболевания по методу Краскела - Уоллиса показал отсутствие различий (р>0,05). Графически результаты анализа представлены на рис. 4. По горизонтальной оси отложены коды диагноза заболевания: 0 - практически здоровые лица без глазной патологии; 1 - больные глаукомой I стадии; 2 - II стадии; 3 - III стадии; 5 - больные с гипертензией глаза; 6 - с подозрением на глаукому; 7 - с диабетической ретинопатией. По вертикальной -соответствующие средние значения контролируемого параметра (mean), стандартные отклонения (Std.Dev.) и ошибки (Std.Err.).
Таблица 3
Характеристика естественная изменчивость зрительных функций больных глаукомой
Заболевание глаукомой Изменение ВСМР Изменение относительных скотом Изменение абсолютных скотом
I стадия 0,002+0,026-40,03 1,26+7,69~+9 -0,15+0,73~+1
II стадия 0,004+0,019~+0,02 0,79+5,78~+6 0,50+1,16~+-2
III стадия 0,001+0,013~+0,01 -0,10+3,11~+3 0,43+1,36~+2
Диаграммы на рис.4 наглядно демонстрируют, что диапазон контролируемых параметров ЦПЗ уменьшается с ростом отяго-щенности патологии. Поэтому, несмотря на статистически незначимое различие между значениями параметров ЦПЗ повторных измерений в группах с разными нозологическими формами заболеваний, нами была предпринята попытка определения клинически значимых различий для каждой формы в отдельности. Результаты расчетов представлены в табл. 2.
Анализ результатов проведенных исследований позволяет сделать вывод о том, что данные, полученные последующими
измерениями ЦПЗ, хорошо согласуются друг с другом с учетом естественной изменчивости зрительных функций. Для определения ее количественного выражения суммируем величину систематического расхождения (средняя разность контролируемых параметров) с величиной степени разброса (стандартное отклонение) В табл. 3 представлен расчет величины естественной изменчивости зрительных функций больных глаукомой с различной степенью тяжести заболевания.
Сравнивая характеристики изменчивости параметров ЦПЗ при проведении лечения с данными для естественной изменчивости, можно объективно оценить эффективность лечебного воздействия. Для метода цветовой компьютерной кампиметрии по времени сенсомоторной реакции, применяемого для контроля зрительных функций в мониторинге больных глаукомой, были получены клинически значимые косвенные критерии оценки эффективности. Использование их в офтальмологической практике позволит: обеспечить объективную оценку изменений ЦПЗ при динамическом наблюдении больных глаукомой; оптимизировать лечение, используя наиболее эффективные воздействия; производить оперативную коррекцию лечебных мероприятий с учетом стадий заболевания и факторов риска; повысить надежность и эффективность оценки изменений центрального поля зрения по времени сенсомоторной реакции в мониторинге состояния больных с патологией сетчатки и зрительного нерва.
Литература
1. Арефьева Ю.А. // Актуальные проблемы офтальмологии: Сб. науч. трудов.- г.Уфа.- 1996.- С. 32-40.
2. Гланц Ст. Медико-биологическая статистика.-М. «Прак-тика».-1999.- 460 с.
3. Егорова И.В. и др. // Вестн.офтальмологии.- 2001.- №6.-С. 38^0.
4. Ендритховский С.Н. // Клиническая физиология зрения: Сб. науч.трудов .-М.,1993.-С. 261-276.
5. Либман Е.С., Шахова Е.В. //7-й съезд офтальмологов России: Тез.докл.- М., 2000.- С.209-214.
6. Немцеев Г.И. Временные параметры проводимости зрительного пути в норме и при его заболеваниях: Дис...докт.мед.наук.- Харьков, 1970.
7. Нестерюк Л.И..// Мат-лы 6-й научно-практ. Конф. офтальмологов Республики Беларусь.- Минск - 1996.- С.62-63.
8. Реброва О.Ю. Статистический анализ медицинских данных: Применение пакета прикладных программ STATISTICA.-М. «МедиаСфера».- 2003.- 312 с.
9. Шамшинова А. М. и др. // Вестн. офтальмол.- 1995.-№ 2.- С. 24-28.
ANALYSIS OF THE TIME RECURRING MEASUREMENTS COMPATIBILITY THE CENTRAL VISUAL FIELD CENSOR-MOTOR REACTION OF THE PATIENTS WITH PATHOLOGY OF RETINA AND OPTIC NERVE
T.V. ZARUBINA, E.P. KANTARDGI, N.A. LISTOPADOVA Summary
The study of the sensor-motor reaction time visual functions has been carried out for patients with various degrees of affection. The same method of the computer-aided campimetry was applied after one hour, one week, and not more then one month from the first measurement without any treatment. The implementation of them into criteria of the treatment efficiency results in the more objective control of the treatment.
Key words: sensor-motor reaction time
Краткое сообщении е
Й Зарубина Татьяна Васильевна окончила 2-й МОЛГМИ им Н.И. Пирогова, отделение медицинской кибернетики и с тех пор работает там же. Профессор, с 2004 г. - зав.кафедрой медицинской кибернетики и информатики РГМУ. Президент Академии медицинской информациологии на правах отделения Международной академии информатизации. Имеет более 90 печатных научных и учебно-методических работ.
ЙКантаржи Елена Петровна с отличием закончила Московский энергетический институт. С 1977 по 1986 г.г. работала инженером-конструктором в Институте кибернетики им. Глушкова (г. Киев) в отделе медицинской кибернетики, с 1988 г. - научный сотрудник НЦ ССХ им. А.Н.Бакулева в группе академика А.П. Нестерова. Имеет 20 научных работ.
ЙЛистопадова Наталья Александровна окончила 1-й ММИ им И.М. Сеченова. С 1988 г. - старший научный сотрудник НЦ ССХ им. А.Н.Бакулева в группе академика А.П. Нестерова, доктор медицинских наук. Имеет более 80 научных и учебно-методических работ.
УДК616-002.4
КЛИНИКО-РЕНТГЕНОЛОГИЧЕСКИЕ АСПЕКТЫ ПОРАЖЕНИЙ ТАЗОБЕДРЕННЫХ СУСТАВОВ У ПАЦИЕНТОВ С РЕВМАТИЧЕСКИМИ ЗАБОЛЕВАНИЯМИ.
А.Э. ПОЛИВАНОВ, В.Н. СОРОЦКАЯ*
Актуальность. Патология тазобедренных (т/б) суставов по частоте и тяжести занимает одно из ведущих мест в клинике ревматических болезней. Среди общего количества протезированных суставов т/б сустав занимает первое место [1, 3-4]. При этом недостаточно изучены рентгенологические изменения т/б суставов в сопоставлении с клиническими данными [2-3]. Неполно освещены дифференциально-диагностические признаки при воспалительных и дистрофических поражениях т/б суставов.
Материалы и методы. Мы провели анализ 403(100,0%) историй болезни пациентов, лечившихся в ревматологическом отделении в 2002-2003 гг., которым была проведена рентгенография т/б суставов. Среди них были пациенты с диагнозами: ревматоидный артрит (РА) 90/22,3% больных, болезнь Бехтерева (ББ) 48/12,0% больных, болезнь Рейтера (БР) - 96/23,8% больных, псориатический артрит (ПСА) - 33/8,1% больных, первичный остеоартроз (ПОА) - 136/33,7% больных.
Результаты исследования. Среди 403(100,0%) пациентов, боли в т/б суставах в покое отмечали: при РА - 50(12,4%), при ББ
- 13(3,2%), при ПСА - 4(1,0%), при БР - 4(1,0%), при ПОА -14(3,4%) пациентов. Боли в т/б суставах при движении отмечали: при РА - 28(7,0%), при ББ - 10(2,4%), при БР - 8(2,0%), при ПСА
- 10(2,4%), при ПОА - 95(23,5%) пациентов. Жалоб не предъявляли: при РА - 12(3,0%), при ББ - 25(6,2%), при ПСА - 19(4,7%), при БР - 84(20,8%), при ПОА - 27(6,6%) пациентов. Боль и нарушение функции в т/б суставах наблюдалась у 85(21,0%) и 151(37,4%) пациентов. Жалоб не предъявляли 167(41,4%) больных. При анализе рентгенограмм, патологические изменения в т/б суставах были выявлены у 138(34,2%) больных. При этом у 265(65,7%) пациентов на рентгенограммах не отмечалось никаких изменений. Наши исследования показали, что рентгенологическая симптоматика при поражении т/б суставов характеризуется разнообразием. Эти изменения колебались от минимальных до выраженной деструкции суставов с вторичным грубым артрозом.
Остеопороз 75(18,6%) являлся одним из наиболее часто встречаемых рентгенологических симптомов. Чаще он характеризовался как «умеренный выраженный» и «околосуставной». Данный признак оценивался нами визуально по толщине кортикального слоя шейки бедренной кости и крыши вертлужной впадины, подчеркнутости трабекул и выраженности замы-кательных пластинок (РА - 24/6,0%, ББ - 9/2,2%, ПСА - 8/2,0%, БР - 7/1,7%, ПОА - 27/6,6%). Эрозии суставных поверхностей
69(17,1%) были вызваны процессом, который наблюдался в основном при воспалительных ревматических заболеваниях (РА - 22/5,4%, ББ - 9/2,2%, ПСА - 2/0,4%, БР - 4/1,0%). Однако данные изменения были и при ПОА 32(8,0%), они носили вторичный характер и были минимальными. Остеофиты 125(31,0%) по краям суставных поверхностей - признак дистрофического поражения суставов, в основном наблюдался у пациентов старшей возрастной группы и чаще у больных с ПОА 66(16,3%). При этом остеофиты мы наблюдали и у пациентов с воспалительными ревматическими заболеваниями при развитии вторичного артроза (РА
- 26/6,4%, ББ - 10/2,4%, ПСА - 11/2,7%, БР - 12/3,0%). Сужение суставной щели являлось одном из ранних признаков поражения суставов и наблюдалось у 89(22,0%) пациентов. Последняя считалась суженой, если была <4 мм. (РА - 30/7,4%, ББ
- 12/3,0%, ПСА - 5/1,2%, БР - 5/1,2%, ПОА - 37/9,1%).
Перестройка костной структуры в виде кистовидных просветлений 75(18,6%), выявлялась при сосудистых нарушениях и протрузии синовиальной мембраны в хрящевую ткань. В наших исследованиях этот симптом встречался и при первичном артрозе, и при хронических воспалительных процессах (артритах), приводящих к вторичному артрозу (РА - 22/5,4%, ББ - 13/3,2%, ПСА - 4/1,0%, БР - 4/1,0%, ПОА - 32/8,0%). Асептический некроз бедренных головок (АНГБК) являлся наиболее тяжелым поражением т/б суставов и встречался в 71(17,6%) случаях. Он наблюдался нами чаще при РА 27(6,6%) и ПОА 37(9,1%). АНГБК при ПСА и БР встречался в 3(0,7%) и 4(1,0%) соответственно. При ББ мы его не наблюдали. АНГБК располагался в верхнее-наружнем участке бедренной головки с картиной типичной компрессионной деформации и последующей эволюции с фрагментацией и формированием картины артроза. При этом если АНГБК наступал в интактной до этого бедренной головки, то суставная щель была нормальная или даже расширена (5 и более мм), а при АНГБК, как результате воспалительных и дистрофических процессов, наблюдалось сужение суставной щели. Этот процесс, как правило, протекал длительно на протяжении ряда лет и всегда с отрицательной динамикой. В дальнейшем происходило полное разрушение суставов. Подвывихи бедренной головки 8(2,0%) мы встречали у больных РА и ПОА, 3(0,7%) и 5(1,2%) соответственно. Эти изменения наблюдались на фоне нарушений конгруэнтности головки и суставной впадины при воспалительных и дистрофических изменениях.
Анкилозирование 5(1,2%) т/б сустава было при РА 3(0,7%) и при ББ 2(0,4%), как последствие воспалительного поражения. Рентгеновская суставная щель при этом практически исчезала. Это проявлялось в резком ограничении подвижности сустава. Протрузия вертлужных впадин у 6(1,4%) больных была одним из проявлений остеомаляции и нарушенного метаболизма костной ткани. Она имелась при РА 3(0,7%) и при ПОА 3(0,7%).
Заключение. Боли и нарушение функции т/б суставов у пациентов ревматологического профиля не всегда сопровождается изменениями на рентгенограммах. Это нередко связано с поражением сухожильно-связочного аппарата, суставных сумок и мягких тканей, патологией крестцово-поясничного отдела позвоночника. Рентгенологические изменения т/б суставов при воспалительных и дистрофических заболеваниях имеют много общего. При оценке сочетаний клинико-рентгенологических симптомов возможно выделение ведущего патологического процесса. АНГБК являлся наиболее тяжелым осложнением поражения т/б суставов при ревматических болезнях
Литература
1. Дуглас С. Кац и др. Секреты рентгенологии.- М.: Бином, СПб.: Невский диалект.- 2003.- 703 с
2. Соков Л.П., Романов М.Ф. Деформирующие артрозы крупных суставов.-/ М.: Изд-во РУДН, 1991.- 119 с.
3. Каррей Х. Л. Клиническая ревматология.- М.: Медицина. -1990.-445 с.
4. Мазуров В.Н. Клиническая ревматология: рук-во для практ. врачей).- СПб.: Фолиант, 2001.
* ГУЗ ТО «Тульская областная больница»
