CC BY
16
УДК: 616.12.-008.331.1:616.891.2]-06
1.В. Дроздова, О.М. Мацуга
АРТЕР1АЛЬНА Г1ПЕРТЕНЗ1Я ТА 1СТЕР1Я: МАТЕМАТИЧН1 МОДЕЛ1 ВЗАСМОЗВ'ЯЗКШ
Кримський республканський НД1
ф1зичних методгв л1кування та медично'1 клгматологИ' ш. 1.М. Сеченова Днтропетровський нацюнальний утверситет
Ключовi слова: артергальна гтертензгя, депресИ] автоматизована система VerMed, психосоматичнi спгввгдношення Key words: arterial hypertension, hysteria, depressions, automatic
system VerMed, psychosomatic
interrelations
"IcrepiH" (I) - термш, який прийшов i3 давньо-грецько! медицини ( у зв'язку i3 припущенням про роль матки - hysteria - у виникненш захво-рювання ) [3,5,8,13]. Останшми роками знову вiдбуваeться пожвавлення штересу до I як моделi психогенного захворювання, яке значною мiрою вщображае патоморфоз неврозiв та психогенiй тд впливом видозмiн соцiальних, економiчних та культурних аспектiв життя [3,13,14]. Поряд iз видозмiнами клiнiчних проявiв I, збшьшенням кiлькостi змiшаних (iстеро-неврастенiчних, юте-ро-фобiчних) форм вiдзначаeться як зникнення поняття iстеричних неврозiв (що можна поясни-ти пiдвищенням рiвня культури, осв^и, свщо-мостi людей), так i поглиблення наукових знань про I, що дае можливiсть вщнести I сьогоднi до неврастени чи дисощативних розладiв.
I притаманна надмiрно яскрава, полiморфна та видозмiнена симптоматика, яку схематично можна зобразити декшькома групами проявiв, до яких належать психiчнi розлади, моторнi, сен-сорш та вегетативно-вiсцеральнi порушення [3,5,8]. Найчаспшими проявами ютерично-емо-цiйно-афективних розладiв е коливання настрою,
Резюме. Проведен анализ взаимосвязи величин систолического артериального давления (САД) и психологического показателя истерии (И) у 284 больных артериальной гипертензией (АГ). Для обработки данных САД и И предложена процедура относительного нахождения риска (вероятностей) пребывания пациентов в зонах контроля. Применение данной процедуры, реализованной в автоматизированной системе VerMed анализа медицинских данных, позволило установить влияние психологических особенностей больных АГ на уровень АД. Полученные результаты свидетельствуют об отсутствии влияния И на уровень САД, как ведущего фактора в начальных стадиях АГ, что требует дальнейшего изучения преморбидных особенностей больных АГ и их связи с И. Только комбинированный подход (медико-психотерапевтический) должен использоваться для решения проблемы профилактики и лечения АГ.
Summary. The analysis of systolic arterial pressure (SAP) volumes and hysteria (Hy) psychological index in 284 patients with arterial hypertension (AH) was fulfilled. For SAP and Hy data processing there was suggested the procedure concerning probability of patients being in the control zones. Use of this procedure, which was accomplished in VerMed automatic system for medical data analysis, made it possible to determine psychological peculiarities of patients with AH influence on AP level. Received results show the absence of Hy influence on SAP level as the leading factor at the initial stages of AH, this demands further study of premorbid peculiarities of patients with AH and their connection with Hy. Only combined approach (medico-psy-chotherapeutic) should be used for solution of AH prophylaxis and treatment problem.
його зниження, страхи. Загальними особли-востями вказаних порушень е незначна глибина, демонстративнють, штучшсть (переважно та сут-тево визначена ситуацшна 1х зумовленють.) Сво-ерщнють фобш та астени при I вщзначено ба-гатьма авторами [3,5,8,13,14].
Особам з ютеричними особливостями характеру та певними психастешчними рисами (нев-певнешсть, недовiрливiсть) у перюд життевих труднощiв, необхщност прийняття ршень при-таманш прояви ютеричного неврозу iз "втечею у хворобу". Хвор^ яю мають певш фоби ще з ди-тинства, фшсуються на фобiях, пов'язаних iз роботою. У самому нав'язливому симптомоком-плексi хворим з I притаманш бiльше демонстра-тивнiсть та втеча вiд труднощiв, нiж пережи-вання нав'язливостi.
Незважаючи на те, що клiнiчна характеристика I досить патогномошчна, диференцшно-дiагностичнi пiдходи до I увесь час змшюються у зв'язку з патоморфозом I на сучасному етат розвитку суспiльства [3,5,8,13].
Велика увага, особливо останшми роками, придшяеться ролi психологiчних факторiв (три-
воги, депреси, I) у розвитку та прогресуванш артерiальноl ппертензи (АГ), що зумовлено високим рiвнем захворюваностi та швалщизаци вiд серцево-судинних захворювань у всьому свт. Вплив психологiчних особливостей хворих на перебiг АГ вщзначаеться рядом авторiв [3,5,6,8,13,14]. Провiдним в особистосп хворого на АГ вважасться невротизацiя особистостi у поeднаннi iз пiдвищеною тривогою за стан свого здоров'я та намаганням привернути до себе увагу оточуючих [3,5,6,8].
Анатз лiтературних даних свщчить про об-межене використання методiв математично! статистики для дослщження зв'язку артерiального тиску (АТ) iз психологiчними особливостями хворих на АГ [4,6]. Найчастше застосовуються методи факторного та кореляцшного аналiзу [1,4,6]. З метою отримання бшьш вiрогiдних результата використовуються знаходження iмовiрностей перебування значень показниюв у зонах контролю на основi iмовiрнiсноl оцiнки функцiй розподшу показникiв [9,10,11]. Задачi iмовiрнiсноl ощнки функцiй розподiлу вир> шують шляхом реатзаци як параметричних, так i непараметричних методiв оцiнювання функцiй розподшв [9,10]. Враховуючи, що медичнi даш за своею природою можуть бути неоднорщними, в роботi при реатзаци параметричних методiв застосовуються сумiшi нормальних розподiлiв [9,10]. Поряд iз параметричним вiдтворенням функци розподiлу проводиться непараметричне вiдтворення, що не вимагае знання виду функци розподiлу. В цьому випадку застосовують ло-кальнi полiномiальнi сплайни, близькi до ш-терполяцшних у середньому [11].
Мета роботи - розробка процедури обробки медичних даних для дослiдження взаемозв'язкiв мiж систолiчним артерiальним тиском у хворих iз артерiальною гiпертензiею та iстерiею.
МАТЕР1АЛИ ТА МЕТОДИ ДОСЛ1ДЖЕНЬ
Вщкрите контрольоване дослiдження, що проводилось на базi Кримського республ> канського НД1 фiзичних методiв лiкування та медично1 ктматологи iм. 1.М. Сеченова, тсля отримання шформовано1 згоди, охоплювало 284 хворих на есенцшну АГ. Хворi були розподiленi на 2 групи. У 1 групу увiйшло 134 хворих iз м'якою АГ (МАГ) (50 чоловшв, 84 жшки) вшом у середньому 46,7 + 0,63 року. Серцеву не-
достатнiсть 1 стади було виявлено у 65 ошб. До 2 групи увшшли 150 хворих iз помiрною АГ(ПАГ) (51 чоловш, 99 жiнок), вшом у середньому 52,6+0,48 року. Серцеву недостатшсть 1 стади було виявлено у 142 оаб, 2 А стади - у 6 осiб. Дизайн дослщження: критери включення -наявшсть стабшьно1 МАГ та ПАГ, вiк вiд 30 до 60 роюв; критери виключення - наявшсть клшчно вагомо1 супутньо1 патологи або асо-цiйованих станiв.
При обстеженш у хворих проводили вимi-рювання АТ за стандартизованими методиками, для подальшого аналiзу використовували серед-не значення показника САТ [12]. Для дослщження психолопчних особливостей пащеипв використовували Мiннесотський багатофазний особистiсний тест (ММР1), валiднiсть (змiстовну, критерiальну та конструктивну) та надiйнiсть (тест-ретестовий тип та коефщент внутршньо1 усталеностi) якого доведено й перевiрено [2]. Тест ММР1 складаеться iз 3 ощнювальних (L, F, К) та 10 ктшчних шкал (шохондри, депреси, ютери, психопати, чоловiчостi-жiночостi, пара-но!, психастени, шизофрени, гшомани, штро-верси), серед яких для подальшого аналiзу було обрано шкалу Ну - ютери. Згщно зi встанов-леними нормами для САТ [12] та показниюв шкали Ну [2] (нормою для останньо1 вважаеться дiапазон 30-70), дшянки реатзаци показникiв було розбито на зони контролю.
Для хворих iз МАГ та ПАГ необхiдно знайти ощнки iмовiрностей одночасного перебування САТ та I у зонах контролю та провести порiв-няння цих ощнок.
Формально постановка задачi мае наступний вигляд. Нехай задано результати медичного об-стеження пацiентiв iз МАГ та ПАГ у виглядi вiдповiдних масивiв
О1 = Ьи , Ущ, У 1,2,г , У1,3,г, 1 = 1 }
та
О2 = \Х2,1, У2,1
>У2,2,г, У2,3
, г = 1, N 2 }
де Хкг , ук,1,г , ук,2,г та ук,3,г , г = 1, ,
к = 1,2 , - для г-го пащента з АГ к ступеня значення показниюв САТ, вщповщно.
Будемо розглядати окремi складовi масивiв О к, к = 1,2, а саме масиви:
О,
к И = \Хк,/, ук И г ,г
= 1, N},
И = 1,2,3, к = 1,2 .
Кожен масив О к и , И = 1,2,3, к = 1,2, И = 1,2,3, к = 1,2, на пх X пу зон контролю
^ к -У к, И
можна розглядати як реатзащю вщповщно1 дк,И двовимiрноl випадково1 величини
ВкИ , I = 1, пх , V = 1,Пу :
1 ' х ' ук ,И
4,и = (Ск,щ,и), що характеризуеться функцi- = х 6 [х;х*,/+1 ]ук,и е [у;х*кМ]}
ею розподiлу
Ок И (Х, у)= Р{0 ^Ск < Х,0 < У}, де х*,1 < х*,2 < ^ < х1,пкк +1,
к к к
де Ок,И (•) е С™1 ^, = 2,3,... ук,И,1 < ук,и,2 < •" < ук,и,Пуки +1 - границ1 зон
контролю.
„ .... .. Вiдповiдно до норм, визначених для САТ та
Задамо розбиття дшянок реалiзацil кожно1 .
1 у \ психологiчних показникiв, задамо наступнi
випадково1 величини 4 и = Ък, 1к ,и) , значення меж зон контролю:
Пх = 6, ПУ = 7,
хк ' ук,И '
Х*,1 = ^ Х*,2 = 120, Х*,3 = 130, Х*,4 = 140, Х*,5 = 160, Х*,6 = 180, Х *,7 = 300,
У*,И,1 = 0 , У*,И,2 = 40 , У*,И,3 = 50 , У*,И,4 = 60 , У*,И,5 = 70 , У*,И,6 = 80 , * * -
У *,и,7 = 90, у *,И,8 = 120, И = 1,2,3, к = 1,2.
Нехай р**, И = 1,2,3, к = 1,2, I = 1, пх,
V = 1, Пу^^ , - iмовiрнiсть реатзаци випадково1
гт • ок ,И
величини 4к и в зош контролю В^ v .
Необхiдно:
1) знайти оцiнки iмовiрностей в зонах кон-
тролю р, И = 1,2,3 , к = 1,2 , I = 1, пх ,
V = 1, Пу^ и на основi проведення параметрично1
та непараметрично1 оцшки функцiй розподiлу iмовiрностей Ок и (х, У) (або, що тотожньо, функцiй щiльностi розподiлу iмовiрностей (х у ) = О к,и (х, у )) за вибiрковими дани-
g к,И
д х д у
ми Ок и . При цьому параметричну оцшку провести для сумiшi двовимiрних нормальних розподiлiв;
2) провести для кожно1 випадково1 величини порiвняння iмовiрностей в зонах контролю, знайдених рiзними способами;
3) провести порiвняння в зонах контролю iмовiрностей реатзаци випадково1 величини
4 и з вщповщними iмовiрностями реатзацп ви-
падково1 величини 4 И , И = 1,2,3 .
Для виршення поставлено1 задачi пропо-нуеться наступна процедура. Першим кроком е знаходження за масивами О к и , И = 1,2,3,
к = 1,2 , гiстограмних оцiнок iмовiрностей у зонах контролю зпдно з виразом:
Е1 ((у кл.) , ч
р = —, де I (,., Ук ,и,. )=
N
1, (хк,., Ук И.)е В 0, ((,. , У к ,И,1 ^ В
к,И I V
(1)
Гiстограмнi оцiнки iмовiрностей потребують вхiдних даних, якi е неповними. Тому подальший уточнення, оскiльки пiдраховуються на основi аналiз пов'язаний зi знаходженням оцшок
шовфностей у зонах контролю на основ1 параметрично!' та непараметрично! ощнки фун-
кцш щшьносп gk н (х, у), Н = 1,2,3 , к = 1,2 .
Параметрична ощнка функцш щшьносп роз-под!лу !мов!рностей випадкових величин ^к н ,
Н = 1,2,3, к = 1,2 знаходиться у вигляд1 сум1-ш1 двовим!рних нормальних розподшв за допо-могою методу максимально! правдопод!бносп, обчислювальна схема якого реал!зуе ¿терацшну процедуру зпдно з л1тературними даними [9,10].
Непараметричну ощнку функцш щшьносп
gkн (х, У), Н = 1,2,3 , к = 1,2 проведено шляхом !х наближення двовим!рними локальними полшом!альними сплайнами на основ! В-сплай-шв зпдно з [11].
Для перев1рки в!ропдносп вщтворення функцш щшьност застосовуеться критерш згоди Ирсона. Тод1 найбшьш в!ропдними будемо вва-жати ощнки, знайдеш на основ! вщтворення, для якого застосований критерш %2-Ирсона.
Нехай отримаш ощнки gк Н (х, у), Н = 1,2,3, к = 1,2 , на основ! яких знайдемо ощнку !мов!р-носп реал!заци випадково! величини ^к Н в ме-
т>к ,Н
жах д1лянки В} v , шдстав! виразу
р кН = Ц £ (Ф,
(2),
Вк
визначення значення якого здшснюеться методом чисельного обчислення штеграла.
Знайдеш таким чином ощнки !мов!рностей у зонах контролю шдлягають перев!рщ на значу-
щють: Н 0 : р = 0 , для чого реал1зуеться статистична характеристика
и =
к Н
РI
(3),
на основ1 яко1, задавшись критичним ршнем значущосп а, перев1ряють умову |и| — и, де
и^2 - квантиль стандартного нормального роз-
подшу. Якщо дана умова виконуеться, то знай-дена ощнка !мов!рносп в зош контролю е незначущою.
Таким чином, процедура знаходження ощнок !мов!рностей в зонах контролю виконуеться на основа а) пстограмно! ощнки, б) параметрично! та в) непараметрично! ощнки функцш щшьносп. Подальший анал!з пов'язаний з перев!ркою
I = 1, Пх , V = 1,Пу , на
' х ' ' ук,Н
Я. &.кМЯ\) АкМ ?2) 0: Р I V = Р IV =
д1, д2 = а, б, в,
де
л к ,Н ( а )
Р//
рк ,Н (?2) РI -V
- оц1нки
шовфностей в зон1 контролю В} - , знайден1
способом а та а2 в!дпов!дно. Для перев!рки г!потези реал!зують статистичну характеристику
к ,Н
и =
1р I
к ,Н (?1)
р I
к,Н(?2)
(4).
Рк ,Н (?1)
Р I ,У
1 _ рк,Н(?1) 1 I
Рк,Н(?2)
РI
■ + ■
- л. к,Н(а?)
1 _ Ра2)
Задавшись критичним р!внем значущост! а, перев!ряють умову |и| — и^2 . Якщо умова виконуеться, оц!нки !мов!рностей, знайден! р!зними способами, вважають р!вними м!ж собою.
Слщ зауважити, якщо в деякш зон! контролю оц!нки !мов!рностей, отримаш р!зними спосо-
бами, не ствпадають, то ця зона потребуе додаткових дослщжень !з можливим залученням л!каря-кард!олога чи медичного психолога.
Подальший анал!з пов'язаний з пор!внянням ощнок !мов!рностей для пац!ент!в !з МАГ та
ПАГ, тобто з перев!ркою г!потези Н0 : = Р^,
V
V
для чого реалiзуеться аналог статистично1 характеристики (4). Отже, подано процедуру для тдрахунку та порiвняння оцшок iмовiрностей у зонах контролю.
При реатзаци дано1 процедури для даних ме-дичного обстеження (вимiрювання САТ та показ-ника I) у хворих на АГ було знайдено оцшки iмовiрностей у зонах контролю для хворих МАГ
i ПАГ та проведено !х порiвняння. При порiв-няннi оцiнок ймовiрностей у зонах контролю було обрано критичний рiвень значущосп.
За даними пащенпв з МАГ, тобто за масивом О1 3, було знайдено пстограмш оцiнки iмовiр-ностей у зонах контролю (табл. 1).
Таблиця 1
Пстограмш оцшки 1мов1рностей у зонах контролю для пац1ент1в з МАГ
САТ\1 <40 40-50 50-60 60-70 70-80 80-90 >=90
>120 120-130 130-140 140-160 160-180 >=180
0 0 0
0.0299* 0
0.0075
0
0.0299* 0.0522* 0.1119* 0 0
0
0.0373* 0.0672* 0.2537* 0.0448* 0.0149
0
0.0299* 0.0299* 0.0970* 0.0224 0
0
0.0224 0.0075 0.0672* 0.0149 0
0
0.0075 0
0.0373* 0.0075 0
0 0 0
0.0075 0 0
Прим1тка: * _значущ1 оцшки 1мов1рностей
З метою уточнення пстограмних оцiнок iмо-вiрностей було проведено параметричну оцiнку
функци щшьносп gl 3 (х, у). При цьому проводилось вщтворення сумiшi трьох двовимiрних нормальних розподшв (вiдтворення проведено вiрогiдно з iмовiрнiстю 0,8861). Графiк функци щiльностi сумiшi трьох двовимiрних нормальних
розподiлiв наведено на рис.1. При порiвняннi з пстограмними оцiнками iмовiрностей було вияв-лено, що знайденi на основi вiдтворення сумiшi трьох нормальних розподшв оцiнки iмовiр-ностей (табл. 2) рiзняться з гiстограмними в зош, де I змiнюеться вiд 60 до 70, а САТ вщ 130 до 140 мм рт.ст.
Таблиця 2
Оцшки 1мов1рностей у зонах контролю, знайдеш на основ1 в1дтворення сум1ш1 нормальних розподш1в, для пац1ент1в 1з МАГ
САТ\ I <40 40-50 50-60 60-70 70-80 80-90 >=90
<120 0 0 0 0 0 0 0
120-130 0.005 0.0331* 0.0467* 0.0381* 0.019 0.0054 0.0002
130-140 0.0098 0.0681* 0.1229* 0.0883* 0.0413* 0.0117 0.0004
140-160 0.0078 0.0666* 0.1898* 0.0895* 0.0376* 0.0107 0.0004
160-180 0.0013 0.0058 0.0142 0.0177 0.0075 0.0032 0.0002
>=180 0.0015 0.0049 0.0079 0.0022 0 0 0.0001
Прим1тка: значущ1 оцшки ймов1рностей
Поряд iз параметричною було проведено i мiальних сплайшв вiд двох змiнних на основi в-непараметричну оцiнку функци щшьносп сплайнiв (з вiрогiднiстю за крт^ем %2-Ирсона g13 (х, у) з використанням локальних полiно- 0,9982). Отже, результати, отримат на основi
непараметрично! оцшки, в даному випадку щенпв з МАГ у виглядi локального поль також е бiльш вiрогiдними. Графiк функци щiль- номiального сплайну наведено на рис. 2. ност розподшу показникiв САТ та I для па-
Рис. 1. Функщя щшьносл розподшу показнишв САТ та I у виглядi сумiшi трьох нормальних
розподiлiв для пацieнтiв i3 МАГ
При цьому оцiнки iмовiрностей, знайденi на основi непараметричного вщтворення функци щiльностi за допомогою локальних полшо-мiальних сплайнiв на основi B-сплайнiв (табл. 3), не в^^зняються вiд оцiнок, знайдених на основi
вiдтворення сумiшi двох нормальних розподшв, у жоднiй зонi контролю, але вiдрiзняються вiд гiстограмних у зош, де I змiнюеться вiд 50 до 60, а САТ - вщ 140 до 160 мм рт.ст.
Таблиця 3
Оцшки 1мов1рностей у зонах контролю, знайдеш на основ1 непараметричного вщтворення (функци щ1льност1, для пац1ент1в i3 МАГ
САТ\ I <40 40-50 50-60 60-70 70-80 80-90 >=90
<120 0 0 0 0 0 0 0
120-130 0.01 0.0329* 0.0528* 0.0458* 0.0194 0.0068 0.0003
130-140 0.0173 0.0535* 0.0917* 0.0712* 0.0328* 0.0163 0.0009
140-160 0.0168 0.0739* 0.1449* 0.1021* 0.0439* 0.02 0.0009
160-180 0.0004 0.0068 0.0227 0.0209 0.0073 0.0047 0.0004
>=180 0.0026 0.0028 0.0048 0.0027 0.0001 0.0001 0
Прим1тка: *— значущ1 оцшки ймов1рностей
0.1866
Рис. 2. Функщя щшьносл розподшу показникiв САТ та I у виглядi локального полiномiального
сплайну для пацiентiв iз МАГ
Аналiзуючи оцiнки iмовiрностей (табл. 1—3), робимо висновок, що для пащешгв iз МАГ най-бшьш характерними е значення показника I 40— 80 при САТ вщ 120 до 160 мм рт. ст.
Також були знайдеш ощнки iмовiрностi за
масивом Q 2 3, тобто за даними САТ та I пащештв iз ПАГ. Гiстограмнi оцiнки iмовiрностей у зонах контролю наведет (табл. 4).
Таблиця 4
Пстограмш оцшки 1мов1рностей у зонах контролю для пащент1в з ПАГ
САТ\ I <40 40-50 50-60 60-70 70-80 80-90 >=90
<120 0 0 0 0 0 0.0067 0
120-130 0.0067 0.0133 0.0200 0.0133 0.0133 0 0
130-140 0 0.0067 0.0200 0.0067 0.0133 0.0133 0
140-160 0 0.0467* 0.0733* 0.0867* 0.0400* 0.0267* 0
160-180 0.0133 0.0467* 0.0867* 0.0933* 0.0600* 0.0133 0
>=180 0.0133 0.0733* 0.100* 0.0600* 0.0333* 0 0
Прим1тка: * - - значущ1 ощнки ¡мов!рностей
Проведене вщтворення сумiшi трьох двови- даного розподшу наведено на рис. 3. При цьому
мiрних нормальних розподшв (за критерiем %2- при статистичному порiвняннi оцiнки iмовiр-
Пiрсона розподiл вiдтворено вiрогiдно з iмо- ностей, знайденi на основi вiдтворення сумiшi
вiрнiстю 0,8985) дозволило провести уточнення нормальних розподшв (табл. 5), не вiдрiз-
пстограмних ощнок. Графiк функци щiльностi няються вщ гiстограмних.
Таблиця 5
Оцшки 1мов1рностей у зонах контролю, знайдеш на основ! вщтворення сум1ш1 нормальних розподш1в, для пащент1в 1з ПАГ
САТ\ I <40 40-50 50-60 60-70 70-80 80-90 >=90
<120 0.0055 0.008
120-130 0.0156 0.0249
130-140 0.0082 0.0056 0.0420*
140-160 0.0176 0.0503* 0.0532*
160-180 0.0152 0.0538* 0.1104*
>=180 0.0054 0.0244 0.0616*
Прим1тка: значущ1 оцшки ймов1рностей
Непараметричну оцiнку функци щшьносп §2 3 (х, У) було проведено вiрогiдно з iмовiр-
нiстю 0,9998. На рис. 4 наведено графш функци щшьносп у виглядi локального полiномiального сплайну. Оцшки iмовiрностей, знайденi на основi непараметричного вiдтворення функци щiльностi за допомогою локальних полшо-
0.0058 0.0023 0.0005 0
0.0184 0.0073 0.0016 0
0.0350* 0.0156 0.0038 0
0.1133* 0.0591* 0.0151 0
0.0507* 0.0407* 0.0147 0
0.0779* 0.0220 0
мiальних сплайшв на основi B-сплайнiв (табл. 6), вiдрiзняються i вiд гiстограмних, i вiд оцiнок, знайдених на основi вiдтворення сумiшi роз-подiлiв, у зош контролю, де I бшьше 90, а САТ менше 120 мм рт.ст., що свiдчить про те, що дана зона контролю потребуе додаткового дослщ-ження.
З анатзу оцшок iмовiрностей (табл. 4-6) ви-пливае, що для пацiентiв iз ПАГ найбiльш характерними е значення показника I 40-80, а САТ - вищi за 140 мм рт.ст.
Якщо проаналiзувати результати порiвняння iмовiрностей в однакових зонах контролю для
пащеннв iз МАГ та ПАГ, то при цьому оцшки iмовiрностей для пащенпв iз МАГ, знайдеш рiзними способами, порiвнювались iз вщпо-вiдними оцiнками iмовiрностей пащенпв iз ПАГ. Результати порiвнянь наведено (табл. 7-9).
Таблиця 6
Оцшки iмовiрностей у зонах контролю, знайденi на основi непараметричного в1дтворення функцн щшьносп, для пацieнтiв iз ПАГ
САТ\ I <40 40-50 50-60 60-70 70-80 80-90 >=90
<120 0.0028 0.0062 0.0097 0.0093 0.0067 0.0035 0
120-130 0.0039 0.0101 0.0166 0.0154 0.0102 0.0051 0
130-140 0.0045 0.0145 0.0248 0.0221 0.0132 0.0061 0
140-160 0.0152 0.0445* 0.0740* 0.0666* 0.0373* 0.0134 0
160-180 0.0245 0.0556* 0.0853* 0.0808* 0.0460* 0.0114 0
>=180 0.0127 0.0363* 0.0628* 0.0603* 0.0334* 0.0082 0
Примака: *— значущi оцiнки ймовiрностей
У таблицях 7-9 для кожно! зони контролю, окр1м зон 1з нульовими 1мов1рностями для пащ-енпв як ¡з МАГ, так { з ПАГ, наведет значення статистики и, на основ1 яко! перев1ряетыся ппо-теза про р1вшсты ощнок 1мов1рностей в зонах контролю для пащештв 1з МАГ та ПАГ. У зонах, ризик перебування в яких вищий для пащештв ¡з МАГ (и>ия/2), поряд з1 значенням статистики в
круглих дужках стоиъ позначка "(+)". У зонах, де поряд з1 значенням статистики в круглих дужках сто!ть позначка "(-)", вищий ризик перебування для пащештв ¡з ПАГ (и<иа/2). У зонах контролю, де немае жодно! позначки, ризик перебування для пащенпв ¡з МАГ та ПАГ р1в-ний (|и|<иа/2).
0.18
Рис. 4. Функщя щ1льност1 розпод1лу показник1в САТ та I у вигляд1 локального полшом1ального
сплайну для пац1ент1в 1з ПАГ
З анал1зу даних таблиц 7 випливае, що при значеннях показника I, менших 60, для пащештв ¡з МАГ найбшыш 1мов1рними е значення САТ 130-160 мм рт.ст., а для пащештв ¡з ПАГ - 160 мм рт.ст. { вище. При значеннях показника I 6080, САТ 130-140 мм рт.ст. з однаковою 1мов1р-нютю буде спостер^атися у пащештв з МАГ та
ПАГ, а САТ, бшьший за 160 мм рт.ст., - з бшь-шою 1мов1ршстю у пащештв 1з ПАГ. Це тд-тверджуе думку про те, що на раншх стад1ях АГ I, так само як шохондр1я та депрес1я, вадграюты бшыл значну роль, шж на шзшх стад1ях захво-рювання.
Анатзуючи результати, наведет в таблицi 8, приходимо до висновку, що при збшьшент зна-чення показника I iмовiрнiсть одних i тих самих значень САТ для пащенпв з МАГ та ПАГ стае
однаковою. Це тдтверджуе думку про те, що при АГ I вщграе бшьшу роль на початкових ста-дiях захворювання.
Таблиця 7
Результати пор1вняння гiстограмних оц1нок iмовiрностей у зонах контролю для
пащен™ i3 МАГ та ПАГ
САТ\ I <40 40-50 50-60 60-70 70-80 80-90 >=90
<120 -1.0059
120-130 -1.0059 0.9522 0.8665 0.9522 0.5745 1.0063
130-140 2.2373(+) 1.9294 1.4365 -0.4850 -1.4219
140-160 2.0323(+) 2.0233(+) 4.1764(+) 0.2996 1.0110 0.5046
160-180 -1.4219 -2.7107(—) -1.4395 -2.6288(—) -2.0468(—) -0.4850
>=180 -0.4850 -3.4445(—) -3.1948(—) -3.0943(—) -2.2731(—)
1.0063
П р и м i т к и : (+) - iмовiрнiсть бiльша для пащеи™ iз МАГ , (-) - для пащенпв iз ПАГ
Анатз результатiв порiвняння оцiнок iмовiр-ностей, знайдених на основi непараметричного вiдтворення функцiï щiльностi розподiлу з використанням локальних полiномiальних сплай-шв, свiдчить про те, що майже при вшх значен-нях показника I iмовiрнiсть САТ, меншого за 160 мм рт.ст., однакова для пащенпв з МАГ та , за единим винятком: при значеннях I 50-60 для значення САТ 130-140 мм рт.ст. бшьш iмовiрнi для пащенпв з МАГ. Iмовiрнiсть же САТ, бшь-шого за 160 мм рт.ст., при вшх значущих значеннях I (40-80) бшьша для пащенпв iз ПАГ. Тобто, в даному випадку не можна говорити про
вплив I на рiвень САТ для пащенпв iз АГ.
При I значно бшьшою мiрою звертають на себе увагу особистiснi особливосп хворих, що значною мiрою визначають психопатологiчну характеристику симптомiв, яка досить замаско-вана у порiвняннi з незначними проявами юте-ричного характеру у минулому. Хворi I вщ-значаються пiдвищеною чутливiстю та вразли-вiстю, навiюванням та самонавiюванням, нестш-кiстю настрою. Вони егоïстичнi, схильш привер-тати до себе увагу оточуючих, що е одшею iз провiдних тенденцiй iстеричноï особистостi -потребою визнання [6,7,13,14].
Таблиця 8
Результати порiвняння оцшок iмовiрностей у зонах контролю, знайдених на ochobî в1дтворення сумiшей нормальних розподiлiв, для пащенпв iз МАГ та ПАГ
САТ\ I <40 40-50 50-60 60-70 70-80 80-90 >=90
<120 -0.9108 -1.0999 -0.9355 -0.5880 -0.2739
120-130 0.8206 0.9474 0.9807 0.9926 0.8547 0.5335 0.1637
130-140 0.1422 2.7656(+) 2.4701(+) 1.8546 1.2885 0.7481 0.2316
140-160 -0.7450 0.5827 3.5467(+) -0.6658 -0.8494 -0.3297 0.2316
160-180 -1.3284 -2.4546(—) -3.4914(—) -1.5546 -1.8681 -1.0482 0.1637
>=180 -0.5690 -1.3961 -2.5489(—) -3.4016(—) -1.8369 0.1158
П р и м i т к и : (+) - iмовiрнiсть бшьша для пащен-пв з МАГ , (-) - для пащенпв з ПАГ
Наявнють характерних особливостей особис- речностей щодо I, як до неврозiв чи психогеннiй тостi хворих I здавна була основою для супе- [5]. На вщмшу вщ iстероïдноï психопатiï, осо-
биспст особливосп хворих I характеризуются меншою виразшстю, не призводяты до значного зниження сощалыного р1вня хворих та завжди е наслщком впливу життевих фактор1в, яю висту-паюты у рол1 певних вар1анпв неправильного виховання [3,5,6,7,13]. З одного боку, це ото-чення розбещеного виховання, безпринципно! поблажливосп у дитинсга, коли "дитит все дозволено", невиправдане тдкреслювання ю-нуючих та неюнуючих позитивних якостей, що у
подалышому призводиты до неадекватного тд-вищення р1вня домаганы [3,6,7,8,13], таю особи позбавляютыся можливост боротися з1 сво!ми бажаннями, яю протир1чаты суспшыним бажан-ням та нормам. З другого боку, особливосп характеру, притаманш I, можуты формуватися й в умовах жорсткого, гштючого виховання, при якому починаюты формуватися недов1рливюты, ворож1сты, тенденщя до протистояння оточую-чим [3,5,6,7,8].
Таблиця 9
Результати пор1вняння оц1нок iмовiрностей в зонах контролю, знайдених на основi непараметричного вiдтворення (функций щшьност^ для пацieнтiв з МАГ та ПАГ
САТ\ I <40 40-50 50-60 60-70 70-80 80-90 >=90
<120 -0.6490 -0.9674 -1.2121 -1.1866 -1.0059 -0.7258
120-130 0.6107 1.3075 1.6488 1.4708 0.6360 0.1852 0.2005
130-140 1.0224 1.7929 2.3911(+) 1.9445 1.0896 0.8062 0.3474
140-160 0.1071 1.0432 1.9075 1.0711 0.2808 0.4311 0.3474
160-180 -1.8916 -2.4386(—) -2.3906(—) -2.3534(—) -2.0786(—) -0.6387 0.2316
>=180 -0.9955 -2.1018(—) -2.8035(—) -2.8878(—) -2.2659(—) -1.0926
П р и м i т к и : (+) - iмовiрнiсты бшыша для пацiентiв iз МАГ , (-) - для пащещпв iз ПАГ
Таким чином, отримаш нами резулытати шд-тверджуюты думку багатыох вчених щодо зв'язку I у хворих на АГ не з р1внем АТ, а з певними характеролопчними особливостями цих хворих, яю сформувалися ще у дитинсга чи юнацтвь Це свщчиты про необхщнюты виявлення зв'язюв м1ж I та акцентуащями характеру хворих на АГ.
ВИСНОВКИ 1. Запропоновано процедуру обробки даних медичного обстеження пащенпв стосовно зна-
ходження 1мов1рностей у зонах контролю, яку реал1зовано у створенш автоматизованш систем1 VerMed обробки медичних даних.
2. Реал1защя процедури дозволила для хворих з артер1алыною ппертенз1ею дослщити вплив психолопчних особливостей хворих на р1вены систол1чного артер1алыного тиску. Отримат резулытати свщчаты, що ютер1я, на вщм1ну вщ шохондри та депреси, не вадграе значущо! рол1 на початкових стад1ях артер1алыно1 ппертензи.
СПИСОК Л1ТЕРАТУРИ
1. Айвазян С.А., Бежаева З.И., Староверов О.В. Классификация многомерных наблюдений. - М.: Статистика, 1974. - 240 с.
2. Березин Ф.Б., Мирошников М.П., Рожа-нец Р.В. Методика многостороннего исследования личности (в клинической медицине и психогигиене). -М.: Медицина, 1976. -176 с.
3. Вулыферт Г.Г. О динамике истерического невроза // Журн. невропатологии и психиатрии. - 1969. -№9.- С.1377-1382.
4. Иовлев Б.В. Сравнителыная эффективносты диагностики с помощыю некоторых вариантов после-дователыного статистического анализа // Психологические методы исследования в клинике. - Л., 1967. - С.15-18.
5. Карвасарский Б.Д. Неврозы: (Руководство для врачей). - М.: Медицина, 1980. - 480с.
6. Коростий В.И. Психосоматические, психосо-циалыные и биоритмологические корреляты психических нарушений при гипертонической болезни: Автореф. дис. ... канд. мед. наук. - Харыков, 1997. -22с.
7. Личко А.Е. Психопатии и акцентуации характера у подростков.- М.:Медицина,1977. - 208 с.
8. Люменау Л.В. Истерия и ее патогенез. - Л.: 1926. - 77с.
9. Миленыкий А.В. Классификация сигналов в условиях неопределенности. - М.: Сов. радио, 1975. -328 с.
10. Приставка А.Ф., Мацуга О.М. Информационная технология восстановления неоднородных дву-
мерных нормальных распределений // Актуальш про-блеми автоматизацп та iнформацiйних технологш. -Д.: Вид-во Днiпропетр. ун-ту, 2004. - Т 8. - С. 20-31.
11. Приставка П.О. Полiномiальнi сплайни при обробщ даних: Монографiя. - Д.: Вид-во Дншропетр. ун-ту, 2004. - 236 с.
12. Рекомендацп Украшсько1' асоцiацiï кардюлопв з профiлактики та лiкування артерiальноï гiпертензiï:
Посiбник до Нацiональноï Програми профiлактики i л1кування артерiальноï ппертензп. - К., 2004. - 83 с.
13. Семке Б.Я. К Типологии личности, страдающей истерическим неврозом и истерической психопатией // Журн. невропатологии и психиатрии. -1975. - №12. - С.1838-1842.
14. Ушаков Г.К. Пограничные нервно-психические расстройства. - М.: Медицина,1978.- 400с.
♦
УДК 616.37-002.1:613.2.03-08
М. О. Кутовий ОЦ1НКА ЕФЕКТИВНОСТ1 РАННЬОГО
ЗОНДОВОГО ХАРЧУВАННЯ В Л1КУВАНН1 ТЯЖКИХ ФОРМ ГОСТРОГО ПАНКРЕАТИТУ
Резюме. Проведено наблюдение и специальное обследование 52 больных тяжелой формой острого панкреатита в возрасте от 22 до 79 лет. 32 из них в комплексном лечении применялось раннее энтеральное питание смесью «Пептамен» фирмы Нестле. Течение заболевания оценивали при помощи шкалы APACHE II. При обследовании больных использовали: лейкоцитарный индекс интоксикации, уровень общего белка, альбумина и трансферрина в плазме крови, вычисляли суточную экскрецию азота с мочой и катаболический индекс, оценивали всасывательную способность кишечника. Оценивались число гнойно-септических осложнений и летальность, продолжительность лечения. Было установлено, что использование раннего энтерального питания у больных тяжелой формой острого панкреатита приводит к уменьшению эндогенной интоксикации и продолжительности лечения, более быстрой нормализации белкового состава плазмы крови, уменьшению катаболического индекса и повышению всасывательной активности кишечника, к снижению частоты гнойно-септических осложнений с 45% до 21,9%, а летальности - с 20% до 12,5%.
Summary. 52 patients with severe acute pancreatitis aged from 22 to 79 years were observed. 32 of them in the course of a complex treatment underwent early enteral nutrition with Peptamen (Nestle). The disease course was estimated by means of APACHE II scale. Investigation of patients included: leukocytic index of intoxication, level of total protein, albumin and transferrin in blood plasma, daily excretion of nitrogen with urine and catabolic index were calculated, intestine ability was estimated. The number of septic complications and lethality, duration of the treatment were estimated. It was established, that early enteral nutrition in patients with severe acute pancreatitis results in decrease of an endogenic intoxication and duration of treatment, faster normalization of protein level in blood plasma, decrease of catabolic index and rising of intestinal absorption, decrease of frequency ofpurulent-septic complications from 45 % to 21,9 %, and lethality -from 20 % to 12,5%.
Днтропетровсъка державна медична академiя кафедра факулътетсъко'1' хiрургiï та хiрургiï iHmepHie (зав. - д. мед. н., проф. Я. С. Березницъкий)
Ключовi слова: гострий панкреатит, тяжка форма, ранне ентералъне харчування, шкала APACHEII, всмоктувалъна здаттстъ кишечника Key words: acute pancreatitis, severe form, early enteral nutrition, APACHE II scale, intestinal absorption ability
Гострий панкреатит (ГП) залишасться актуальною проблемою сучасно! абдомшально!
рурги. В останш роки спостериаеться зростання захворюваносп на ГП i питомого числа дес-
