CC BY
40
МЕДИЦИНСКИЕ НАУКИ «ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК» № 1(65)
УДК 616.12-001.31-092.4-036.8+517.3 Q в. КОРПАЧЕВА
О. В. АТАВИНА
Омская государственная медицинская академия
ИНТЕГРАЛЬНЫЕ ПРОГНОСТИЧЕСКИЕ ИНДЕКСЫ ПРИ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОМ УШИБЕ СЕРДЦА
С использованием метода дисперсионного анализа построены интегральные прогностические индексы при изолированном экспериментальном ушибе сердца, включающие показатели центральной гемодинамики и ЭКГ-эквиваленты ишемически-гипоксических повреждений миокарда желудочков.
Выполненными ранее исследованиями [1] показано, что максимум летальности при изолированном экспериментальном ушибе сердца приходится на первый час посттравматического периода. Причина гибели экспериментальных животных — миокардиальная дисфункция и связанные с ней нарушения кровообращения. Определяющим нарушением системной гемодинамики в посттравматическом периоде ушиба сердца является артериальная гипотензия, в основе которой лежит в первую очередь низкий сердечный выброс как результат снижения ударного объема и брадикардии. Дополнительный вклад в формирование артериальной гипотензии вносит снижение общего периферического сопротивления сосудов и обусловленное им однонаправленное изменение величины венозного возврата. Существенный вклад в формирование гемодинамического профиля при ушибе сердца вносят регуляторные изменения функционирования сердечно-сосудистой системы рефлекторной природы преимущественно депрессорного характера. Нельзя исключить и определенное участие нарушений сердечного ритма и проводимости, хотя среди них не было зарегистрировано гемодинамически значимых, потенциально летальных [2].
Определенный теоретический, и тем более практический, интерес представляет прогностическая значимость отдельных показателей центральной гемодинамики и ЭКГ-отклонений в раннем посттрав-матическом периоде ушиба сердца. В связи с этим целью исследования стало построение интегральных прогностических индексов с применением ранее использованных методических подходов [3].
Материал и методы работы
Эксперименты выполнены на 60 белых беспородных крысах-самцах массой 250 — 300 г, наркотизированных тиопенталом натрия (ОАО «Синтез», Россия) в дозе 60 мг/кг внутрибрюшинно, в соответствии с требованиями приказов № 1179 МЗ СССР от 10.10.1983 года и № 267 МЗ РФ от 19.06.2003 года.
Ушиб сердца моделировали с помощью оригинального устройства [4], имитирующего удар передней грудной стенки о стойку руля при столкновении движущегося автомобиля с препятствием. До моделирования ушиба сердца и в течение первого часа пос-ттравматического периода регистрировали частоту
дыхания (ЧД), частоту сердечных сокращений (ЧСС), среднее артериальное давление (АДср.) в левой сонной артерии прямым методом, электрокардиограмму в трех стандартных отведениях (CARDIOVIT AT-1, Schiller, Швеция), интегральную реограмму и первую производную дифференциальной реограммы по методике Ш.И. Исмаилова и соавт. [5] в модификации В.В. Карпицкого и соавт. [6] с использованием реографа РПГ 2-02 и регистратора Н-338-6П. Рассчитывали следующие показатели: ударный объем сердца (УО), минутный объем сердца (МОС), общее периферическое сопротивление сосудов (ОПСС).
Результаты и их обсуждение
Статистическая обработка результатов проводилась методом дисперсионного анализа. Метод дает возможность проверки гипотезы о том, принадлежат анализируемые данные одной генеральной совокупности или нет. В качестве генеральных совокупностей были выбраны животные, выжившие в течение 1 ч посттравматического периода (n = 54), и животные, погибшие в течение этого же срока наблюдения (n = 6). Фактически была поставлена цель — определить, отличаются ли значимо показатели животных с благоприятным или летальным исходами тупой травмы сердца, и в случае обнаружения значимых отличий выявить комбинации показателей, в наибольшей степени характеризующие различия между группами сравнения, то есть построить интегральные прогностические критерии исхода посттравматичес-кого периода ушиба сердца. Адекватность получаемых при этом моделей проверялась по критерию Фишера, а значимость их коэффициентов — по критерию Стьюдента [7, 8].
Использование стандартного программного обеспечения Microsoft EXEL-2002, ORIGIN-41 для построения интегральных индексов методом дисперсионного анализа требовало специальной формы организации входных данных. С этой целью использовали специальное программное обеспечение [9], разработанное и составленное по соответствующему техническому заданию, позволяющее осуществлять выборку требуемой совокупности показателей из базы данных и преобразование их к виду, требуемому для ввода в стандартное программное обеспечение, либо проводить с выбранными показателями вычисления, не пре-
дусмотренные стандартными программами (например перебор всех комбинаций заданного числа — двух, трех, четырех, пяти и т. д. показателей).
Перечень попавших в обработку показателей представлен в таблице 1. Использованные показатели имеют не только различную природу, но и различный диапазон значений, в связи с чем коэффициенты модели ак оказываются размерными величинами, зависящими не столько от интенсивности влияния факторов на отклик, сколько от их размерности, что, безусловно, затрудняет оценку их относительной значимости. Оценить относительную значимость отдельных факторов можно, если сделать их безразмерными. С этой целью проводили процедуру нормирования факторов [10]. При этом для каждого фактора вводился нормировочный коэффициент Хк0, деление на который позволило перейти к безразмерной шкале значений факторов [11]. В качестве нормировочного коэффициента в настоящем исследовании использовали максимальное значение показателя в норме. Выбор определялся тем, что максимальное значение показателя не зависит от вариаций значения показателя в патологии.
Для каждого показателя вычислялись: среднее значение для животных с благоприятным исходом У , среднее значение для животных с_ летальным исходом У2 и общее среднее значение У . Проверялись всевозможные комбинации показателей по одному, по два, по три, по четыре и по пять. Для каждой из комбинаций рассчитывались три дисперсии — две групповые а12 и а22 (для т1 животных первой группы и т2 животных второй группы, общее число животных п = т1 + т2) и общая о 02:
1
(ш1-1) 7=1
О 22 =-
1
(т2 -1) 1=1 1
ІГС - У2)2
№ — )2.
(п-1)1=1
Вычислялось значение критерия Фишера:
рэксп =
~2 , _ 2 О1 + О2
Я =
Я2 - Я2 я2
показателей И, от их среднего значения для группы
животных с благоприятным исходом; ______
Я22 = (Р1 - РЪ)2 + (Р2 -Р22)2 +... + (РЫ - РЫ2) - аналогичное «расстояние» от среднего значения для группы животных с летальным исходом;
^2 = (Р11 -РТ2)2 +(Р21 -Р22)2 +... + (РЫ1-РЫ2)2 -
«расстояние» между средними значениями для обеих групп.
Преобразования позволяют привести введенный R-критерий к линейному виду:
(Р1 -Р1)2 + (Р2 - Р21)2 +... + (РЫ -РЫ1)2 -
Я =
-(Р1-РЪ)2-...-(РЫ - РЫ 2 )2
Я
(2Р1 -Р12 -Р11)Х(Р12 -Р11) + ... + +(2РЫ-РЫ2 -Р№)х(рЫ2-Р№)
= Я2 =
:ЬДР1 -01) + Ь2(Р2-а) + ... + Ьы(РЫ-а„) = ЬР1+ Ь2Р2 + ... + ЬЫРЫ + а
2(РІ2 - Р1 Я '
Если рэксп > Fтавл(n-Т,n-Т,а) для заданного уровня значимости а, то анализируемая комбинация показателей значимо различается для первой и второй групп животных. По значениям такой комбинации показателей можно оценивать степень близости показателей данного животного к группе животных с благоприятным исходом либо к группе животных с летальным исходом.
Дисперсионный анализ позволяет оценивать любое число показателей. При этом увеличение числа одновременно рассматриваемых показателей повышает статистическую достоверность оценки можно. Однако одновременный учет более двух показателей требует использования [9] обобщенного R-критерия:
где а1 =(Р/'1+Р/'2)/2,
N
а = -ЕаА
1=1
На рис. 1 дана графическая иллюстрация приведенных формул для частного случая комбинации двух условных показателей при условной патологии (вариант полного разделения значений двух показателей). Понятно, что для точек Ь пунктирной линии, условно разделяющей области животных с благоприятным и летальным исходами справедливо равенство Я1 = Я и характерно значение критерия R = 0. Точки, расположенные левее пунктира (а), в области выживших животных, характеризуются отрицательным значением критерия R, правее (с) — положительным значением критерия R.
В нашем исследовании в качестве наиболее информативных были получены три комбинации показателей:
1) 2; 5; 10; 14; 17 (ЧСС; АДср.; ЖЭС; НВЖП; DST);
2) 2; 5; 11; 14; 16 (ЧСС; АДср.; АУ 1-11; НВЖП; EST);
3) 2; 5; 14; 16; 17 (ЧСС; АДср.; НВЖП; DST; EST).
Соответствующие пятифакторные модели, позволяющие оценить прогноз исхода посттравматического периода экспериментального ушиба сердца:
1. R = -3,2439 + 0,0101 • Р„
-0,2682 • Р,„ - 1,3572
+ 0,0165 • Р5 -Р„
Р14 + 0,0296
2. R = -2,2490 + 0,0084 • Р2 + 0,0137 • Р5 -- 0,4247 • Р11 - 1,1271 • Р14 - 0,9599^Р
3. R = -2,4261 + 0,0086 • Р2 + 0,0141 • Р5 -
- 1,1607 • Р14 - 0,9885
Р16 + 0,0253-Р17.
где Я = (Р1 - Р1 )2 + (Р2 - Р21 )2 +... + (РЫ - РЫ1 )2 — «расстояние» точки (рис. 1), характеризуемой набором N
В каждом из представленных полиномов (интегральных критериев) значение первого коэффициента полинома — свободный член. Значения каждого из остальных пяти коэффициентов полинома умножены на Р1, то есть на значения соответствующих показателей без нормировки (например, Р2 — ЧСС; Р5 — АД; Р10 — желудочковые экстрасистолы и т. д.).
О
2
О
0
«ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК» № 1 (65) МЕДИЦИНСКИЕ НАУКИ
МЕДИЦИНСКИЕ НАУКИ «ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК» № 1(65)
Таблица 1
Показатели, использованные для разработки интегральных прогностических индексов при экспериментальном ушибе сердца
№ п/п Наименование показателя Условное обозначение
1. Частота дыхания ЧД
2. Частота сердечных сокращений ЧСС
3. Ударный объем сердца УО
4. Минутный объем сердца МОС
5. Артериальное давление среднее АДср.
6. Общее периферическое сопротивление сосудов ОПСС
7. Наджелудочковые водители ритма НВР
8. Идиовентрикулярный ритм ИВР
9. Наджелудочковые экстрасистолы НЭС
10. Желудочковые экстрасистолы ЖЭС
11. Атрио-вентрикулярная блокада I- II степени АУ Ш
12. Атрио-вентрикулярная блокада III степени АУ III
13. Нарушения внутрипредсердной проводимости НВПП
14. Нарушения внутрижелудочковой проводимости НВЖП
15. Снижение вольтажа ЭКГ СН
16. Подъем ST выше изолинии EST
17. Снижение ST ниже изолинии DST
18. Синусовая аритмия СА
Рис. 1. И-критерий двухфакторной дисперсионной модели
Примечание. + — средние значения (центры тяжести) анализируемых показателей; R1 — «расстояние» от центра тяжести показателей группы животных с благоприятным исходом до показателей исследуемого животного;
R2 — «расстояние» от центра тяжести показателей группы животных с летальным исходом до показателей исследуемого животного; Ro — «расстояние» между центрами тяжести показателей.
Если величина Я-критерия (интегрального индекса) окажется в области положительных значений (Я > 0), то животное, скорее всего, выживет. Если величина Я-критерия (интегрального индекса) окажется в области отрицательных значений (Я < 0), то животное, вероятно, погибнет.
Наглядно значения Я-критериев (интегральных прогностических индексов) для каждой из пятифакторных моделей представлены на рисунке 2.
Очевидно, что в области положительных значений оказались преимущественно значения показателей выживших животных, а в области отрицательных значений — преимущественно показатели погибших животных.
Примечательно, что во все три пятифакторные модели входят показатели ЧСС (формирующий МОС) и АД, то есть определяющие гемодинамические факторы, а также изменения сегмента ST (подъем или
Рис. 2. Значения К-критериев трех пятифакторных моделей (объяснения в тексте).
Светлые кружки - показатели выживших животных; черные кружки - показатели погибших животных
депрессия) — ЭKГ-эквиваленты ишемически-гипок-сических повреждений миокарда желудочков.
2. Полученные результаты имеют определенное практическое значение, поскольку создают обоснованные предпосылки для построения подобных прогностических индексов в клинической практике. Безусловным достоинством подобных интегральных индексов является использование рутинных показателей, определение которых возможно и на догоспитальном этапе.
Библиографический список
1. Корпачева О.В. Течение посттравматического периода при ушибе сердца (экспериментальное исследование) / О.В. Корпачева, В.Т. Долгих // Общая реаниматология. — 2008. — № 1. — С. 13-17.
2. Корпачева О.В. Электрокардиографические нарушения при ушибе сердца / О.В. Корпачева, В.Т. Долгих // Общая реаниматология. — 2006. — № 5-6. — С. 29-34.
3. Способ диагностики степени эндотоксикоза: патент 2190851 Российская Федерация: МПК7 G 01 № 33/48 / Степанова И.П., Высокогорский В.Е., Патюков А.Г., Атавина О.В., Корпачева О.В.; заявитель и патентообладатель — Омская государственная медицинская академия. — № 2001104614 / 14 (004676); заявл. 19.02.01; опубл. 10.10.02; Бюл. № 28. — 6 с.
4. Способ моделирования ушиба сердца у мелких лабораторных животных (полезная модель): патент 37427 Российская Федерация: МПК7 G 09В9/00 / Долгих В.Т., Корпачева О.В., Ершов А.В.; заявитель и патентообладатель — Омская государственная медицинская академия. — № 2003133897/20 (036729); заявл. 24.11.03; опубл. 20.04.04; Бюл. № 11.
5. Исмаилов Ш.И. Оценка метода тетраполярной реогра-фии для определения сердечного выброса у крыс / Ш.И. Исмаилов [и др.] // Физиологический журнал СССР им. И.М. Сеченова. — 1982. — № 8. — С. 1171-1174.
6. Карпицкий В.В. Определение сердечного выброса у мелких лабораторных животных методом тетраполярной реографии / В.В. Карпицкий, С.В. Словеснов, Р.А. Рерих // Патологическая физиология и экспериментальная терапия. — 1986. — № 1. — С. 74-77.
7. Иванова В.М. Математическая статистика / В.М. Иванова [и др.]. — М.: Высш. шк., 1981. — 371 с.
8. Карасев А.И. Математические методы и модели в планировании / А.И. Карасев, Н.Ш. Кремер, Г.И. Савельева. — М.: Экономика, 1978. — 240 с.
9. Атавина О.В. Интегральные лабораторные показатели функционирования физиологических систем детоксикации в норме и при токсической гепатонефропатии: дис. ... канд. биол. наук / О.В. Атавина. — Омск, 2005. — 145 с.
10. Айвазян С.А. Прикладная статистика: основы моделирования и первичная обработка данных / С.А. Айвазян, И.С. Енюков, Л.Д. Мешалкин. — М.: Финансы и статистика, 1983. — 471 с.
11. Дерябин В.Е. Многомерная биометрия для антропологов / В.Е. Дерябин. — М.: Изд-во МГУ, 1983. — 227 с.
Выводы
1. С теоретических позиций полученные результаты подтверждают не только определяющую роль гемодинамических нарушений в течении и исходе ушиба сердца, но и гипотезу об определяющей роли вторично-гипоксических механизмов повреждения сократительного миокарда и связанного с ним нарушения энергетического метаболизма в развитии посттравматической миокардиальной дисфункции.
КОРПАЧЕВА Ольга Валентиновна, кандидат медицинских наук, доцент кафедры патофизиологии с курсом клинической патофизиологии.
АТАВИНА Ольга Васильевна, кандидат биологических наук, доцент кафедры общей и биоорганической химии.
Дата поступления статьи в редакцию: 10.10.2008 г.
© Корпачева О.В., Атавина О.В.
«ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК» № 1 (65) МЕДИЦИНСКИЕ НАУКИ
