CC BY
39Российская оториноларингология № 3 (94) 2018
УДК 519.23/.25:616.281-008.55-07-089
ИСПОЛЬЗОВАНИЕ МОДИФИЦИРОВАННОЙ ПРОЦЕДУРЫ ПОСЛЕДОВАТЕЛЬНОГО РАСПОЗНАВАНИЯ ВАЛЬДА ДЛЯ ОПРЕДЕЛЕНИЯ ИСХОДА ОПЕРАТИВНОГО ЛЕЧЕНИЯ У ПАЦИЕНТОВ С БОЛЕЗНЬЮ МЕНЬЕРА
Корнеенков А. А., Лиленко С. В., Лиленко А. С., Вяземская Е. Э., Бахилин В. М.
ФГБУ «Санкт-Петербургский НИИ уха, горла, носа и речи» Минздрава России,
190013, Санкт-Петербург, Россия
(Директор - засл. врач РФ, акад. РАН, проф. Ю. К. Янов)
USE OF THE MODIFIED PROCEDURE OF WALD'S SEQUENTIAL PROBABILITY RATIO TEST FOR DETERMINING THE OUTCOME OF A SURGICAL TREATMENT IN PATIENTS WITH MENIERE'S DISEASE
Korneenkov A. A., Lilenko S. V., Lilenko A. S., Vyazemskaya E. E., Bakhilin V. M.
Federal State Budget Institution "Saint Petersburg Research Institute of Ear, Throat, Nose and Speech" Ministry of health of the Russian Federation, Saint Petersburg, Russia
Цель исследования состояла в разработке диагностической процедуры на основе модифицированного последовательного анализа А. Вальда для прогнозирования исхода оперативного вмешательства при болезни Меньера. В диагностическую модель исхода оперативного вмешательства обосновано включение следующих факторов: длительности заболевания более 10 лет; наличия двусторонней формы болезни Меньера; возраста более 45 лет; предлежания сигмовидного синуса; наличия рвоты до операции; наличия спонтанного нистагма до операции. Прогностическая модель показала достаточно хорошую диагностическую способность дифференциации исхода операции при болезни Меньера (диагностическая точность - 84,6%). Таким образом, даже не имея полного клинического описания пациента, которому предполагается провести оперативное вмешательство, при таком сочетании диагностических показателей можно выставить достоверный благоприятный или неблагоприятный прогноз исхода операции. Это значит, что данная методика может использоваться в качестве факультативного диагностического инструментария.
Ключевые слова: метод А. Вальда, болезнь Меньера, дренирование эндолимфатического мешка.
Библиография: 17 источников.
The aim of the study was to develop a diagnostic procedure based on a modified sequential analysis of A. Wald to predict the outcome of a surgical intervention in Meniere's disease. In the diagnostic model of the outcome of the surgical intervention, it is justified to include the following factors: the duration of the disease is more than 10 years; presence of a bilateral form of Meniere's disease; age over 45 years; sigmoid sinus protrision; presence of vomiting before surgery; presence of spontaneous nystagmus before surgery. The prognostic model showed a sufficiently good diagnostic ability to differentiate the outcome of the operation for Meniere's disease (diagnostic accuracy - 84.6%). Thus, even without a complete clinical description of the patient, who is supposed to undergo surgery, with this combination of diagnostic indicators, a reliable favorable or unfavorable prognosis of the outcome of the operation can be established. This means that this technique can be used as an optional diagnostic tool.
Key words: A. Wald's method, Meniere's disease, endolymphatic sac surgery.
Bibliography: 17 sources.
Современному врачу все время приходится решать сложные диагностические задачи, прогнозировать результаты различных медицинских вмешательств, рассчитывать риски неблагоприятных клинических исходов при использовании разных схем лечения и т. д. Зачастую врача интересуют вероятности только двух возможных исходов медицинских вмешательств: либо бла-
гоприятного исхода, либо неблагоприятного исхода. Подобные задачи носят название альтернативных, к которым относятся, например, задачи определения прогноза оперативного вмешательства, когда еще до операции имеется возможность определить, будет ли значимым клинический эффект от операции или вмешательство окажется нерезультативным и неэффективным.
Научные статьи
В зависимости от прогноза также альтернативно выбирается и тактика лечения: оперативное вмешательство либо проводится, либо нет.
Для решения подобных задач в оториноларингологии могут быть использованы различные вычислительные методы распознавания и моделирования клинического исхода: дискрими-нантный анализ, нейронные сети, логистическая регрессия и др. [1]. Несмотря на их потенциально высокую диагностическую способность, у них у всех есть существенный недостаток - они требуют непростых расчетов и с трудом могут быть использованы у постели больного. В настоящей статье мы рассматриваем один из методов распознавания - так называемую последовательную диагностическую процедуру, которая не требует применения вычислительной техники на стадии ее использования для диагностики и прогнозирования, но вместе с тем она потенциально способна обладать высокой диагностической точностью. В основе последовательной диагностической процедуры лежит метод последовательного (секвенциального) анализа, разработанный А. Вальдом [2] и получивший распространение в ряде областей техники, а также биологии и медицины. Обоснование применимости последовательного статистического анализа для диагностики и соответствующие методические приемы его использования с этой целью были даны Е. В. Гублером и А. А. Генкиным [3].
Этот метод в настоящем исследовании использован для прогнозирования исхода метода оперативного лечения у пациентов с болезнью Меньера, подробно описанного в работе А. С. Лиленко [4]. У лиц с тяжелой формой болезни Меньера, не поддающейся медикаментозной терапии, необходимо рассматривать возможность применения какого-либо варианта оперативного вмешательства. Проведение слухосохраняющих операций, в первую очередь вмешательств на эн-долимфатическом мешке, приобретает еще большую актуальность у пациентов с двусторонней формой болезни Меньера, так как сохраняет остаточную слуховую функцию и позволяет при необходимости использовать более широкий спектр вариантов операций на контралатеральном ухе. Исследование отдаленных результатов, в большинстве своем, доказывает достаточно высокую эффективность как дренирования эндолимфати-ческого мешка, так и его шунтирования в купировании приступов головокружений у пациентов с болезнью Меньера [5-13]. Однако, при анализе послеопреационных результатов обращает на себя внимание связь между данными, полученными при проведении предоперационных обследований, и исходом хирургического вмешательства, что, в свою очередь, наталкивает на мысль о возможности предсказания эффекта от операции на
эндолимфатическом мешке с помощью анализа данных предоперационных исследований.
Цель исследования. Разработка диагностической процедуры на основе модифицированного последовательного анализа А. Вальда для прогнозирования исхода оперативного вмешательства при болезни Меньера.
Материалы и методы исследования. В исследовании были использованы данные о наблюдаемых симптомах и клинических исходах оперативного вмешательства у пациентов с болезнью Меньера. Общая процедура разработки диагностической модели и использования диагностической информации включала в себя несколько этапов.
На первом этапе в прогностическую модель отбираются факторы-симптомы, которые имеют статистически значимую ассоциацию с клиническим исходом оперативного вмешательства, с уровнем значимости p < 0,05. В качестве методов анализа и оценки такой ассоциации используются критерий Хи-квадрат или относительный риск (Relative Risk - RR) интересующих нас клинических исходов [14, 15].
На втором этапе определяются приемлемые ошибки прогноза, которые могут произойти при применении диагностической (прогностической) процедуры. Они определяются как а и в - ошибки первого и второго рода. Под ошибкой первого рода а понимается ложный неблагоприятный прогноз, когда в действительности у больного имел место благоприятный исход операции (исход B). Ошибкой второго рода в называется ошибочное установление благоприятного прогноза операции, когда в действительности у больного наблюдается неблагоприятный исход (или отсутствие эффекта от операции) (исход A). В нашем исследовании в качестве максимальных приемлемых ошибок а и в было выбрано значение 0,05.
На основе выбранных значений ошибок первого и второго рода рассчитываются значения величины порогов для принятия решения с требуемым уровнем надежности по А. Вальду, которые определяются по следующей формуле:
порог А = 10 lg
(1 - а)
в
порог B = 10 lg
а
1 - в
При заданных значениях ошибок а и в порог А составил «+13», а порог В - «-13».
На третьем этапе для каждого отобранного в диагностическую модель ¿-го симптома-фактора х■ вычисляется диагностический коэффициент (ДК):
ДК (x)=10 lg
P(x/A)
Pfc/B)'
Российская оториноларингология № 3 (94) 2018
По сути, диагностический коэффициент определенного симптома-фактора представляет собой увеличенный в десять раз логарифм отношения вероятности наблюдать этот симптом при благоприятном исходе операции к вероятности наблюдать этот симптом при неблагоприятном исходе операции. Это известный параметр диагностического теста - отношение правдоподобия диагностического теста (likelihood ratio - LR).
Диагностические коэффициенты вычисляются для всех симптомов-факторов, они записывались в виде диагностической таблицы в порядке убывания их информативности. При использовании таблицы допустимы пропуски в обследовании данного больного и, следовательно, в списке признаков, применяемых для диагностики имеющегося у него заболевания, однако принцип, согласно которому раньше применяются более информативные признаки, соблюдается. Под дифференциальной информативностью признака понимается степень различия его распределения при дифференцируемых исходах А и В.
Удобной мерой для оценки информативности является мера информативности (МИ) Кульбаха
(I):
I(X) = 10 lg P|Xj/Ay ^(x/A) - P(x/B)],
где Xi - число пациентов с наблюдаемым i-м признаком (например, наличие рвоты до операции; А - число пациентов с исходом А; B - число пациентов с исходом B.
Вопрос о минимальной информативности признака еще не нашел своего решения, но некоторые авторы рекомендуют включать в процедуру прогноза признаки с I(Xi)> 0,5.
Порог исхода А представляет собой положительную величину. По его достижении (в нашем случае « + 13») принимают гипотезу А. Порог В является отрицательной величиной. По его достижении (в нашем случае «-13») принимают гипотезу В. После замены отношений правдоподобия в формуле диагностическими коэффициентами, формула принятия решения при последовательной диагностической процедуре приобретает вид неравенства:
10 lg ^ < 10 lg P(X1/A)
в
' P(x1/B)-
10 к р(х2/а) + + 10 к Р(х'/А) < 10 к -010 § Р(х2/В) + ... + 10 § Р(х/В) < 10 1§ 1 - в '
где х^ - обнаруженные у больного одноименные признаки. Фактически то же неравенство можно изобразить иначе, поскольку его слагаемые представляют собой диагностические коэффициенты соответствующих диапазонов соответствующих признаков.
Последовательную процедуру определения величины диагностических признаков, отыскания соответствующих им диагностических коэффициентов и их суммирования продолжают, пока правильно неравенство, а когда оно становится неверным (т. е. когда достигнут или превышен один из порогов), последовательную процедуру распознавания прерывают и выносят то или иное решение, в зависимости от того, какой из порогов достигнут. Если при последовательном использовании всей имеющейся диагностической информации неравенство остается все время правильным (т. е. ни разу не достигается ни один из порогов), то выносят решение; «имеющейся информации недостаточно для принятия решения с заданным уровнем ошибок» (неопределенный ответ). Все это называют правилом принятия решения при последовательной процедуре распознавания.
На основе изложенной выше методики была разработана диагностическая процедура определения прогноза исхода операции у пациентов с болезнью Меньера.
Результаты исследования. Первоначально, в ходе ретроспективного анализа данных о клинических показателях и исходах оперативного вмешательства при болезни Меньера были выявлены определенные тенденции, позволяющие говорить о закономерной вариативности полученных результатов у больных с разными данными анамнеза, результатами предоперационных обследований, а также определенными морфологическими особенностями структур среднего и внутреннего уха. Эти показатели могут быть оценены в предоперационном периоде, до проведения самого оперативного вмешательства.
Исходя из этого предварительного анализа имеющегося опыта проведения подобной операции и данных литературных источников предварительно были выделены факторы, оказывающие влияние на течение послеоперационного периода у пациентов с болезнью Меньера. К ним относятся:
- длительный анамнез заболевания (более 10 лет);
- возраст старше 55 лет;
- приступы головокружений чаще, чем 4 раза в месяц;
- приступы нарушенного равновесия, сопровождающиеся рвотой;
- флюктуация остроты слуха и ушного шума;
- преобладание в потере слуха сенсоневраль-ного компонента;
- признаки двусторонней формы болезни Меньера;
- наличие спонтанного нистагма;
- резко выраженная асимметрия субкортикального ОКН (более 45%);
= ^^
Научные статьи
- резко выраженная асимметрия кортикального ОКН (более 25%);
- выраженное снижение СКУ (менее 65%);
- наличие феномена ускоренного нарастания громкости;
- выраженное предлежание сигмовидного синуса.
Каждый из этих факторов был представлен в виде альтернативных уровней или категорий: либо фактор есть, либо его нет. По каждой категории фактора было подсчитано число благоприятных и неблагоприятных исходов, которые затем были проанализированы с помощью критерия Хи-квадрат.
Как показал статистический анализ с помощью критерия Хи-квадрат, статистически значимую ассоциацию между фактором и исходом послеоперационного лечения исследованных больных имели следующие факторы:
1) длительность заболевания более 10 лет;
2) наличие двусторонней формы болезни Меньера;
3) возраст более 45 лет;
4) предлежание сигмовидного синуса;
5) наличие рвоты до операции;
6) наличие спонтанного нистагма до операции.
В таблице представлены полученные данные для прогноза течения послеоперационного периода при лечении пациентов с болезнью Меньера.
Пороговая величина суммы ДК для уверенной (на уровне с минимальной приемлемой достоверностью при p < 0,05) диагностики исхода операции, как уже указывалось выше, равна 13 баллам. Поскольку по отдельности ДК, представленные в таблице, не достигают этой величины, то ни один из них нельзя считать самодостаточным (патогно-моничным) маркером для уверенной диагностики благоприятного или неблагоприятного исхода операции. Тем не менее, информативных признаков, пригодных для опосредованного прогнозирования исхода при их совместном использовании, вполне достаточно. Так, например, наличие длительности заболевания более 10 лет или наличие двусторонней формы Меньера в сочетании как минимум с любым другим представленным в перечне фактором уже обеспечивают необходимый уровень достоверности (р < 0,05) диагностического
№ пп Фактор Неблагоприятный исход, п = 21 Благоприятный исход, п = 18 Отношение Р(Х /А)/ Р^ /В) ДК МИ
абс. ч. % абс. ч. %
Факторы неблагоприятного исхода (А)
1 Длительность заболевания более 10 лет 17 81 0 6 14,57 11,6 4,4
2 Наличие двусторонней формы болезни Меньера 15 71 0 6 12,86 11,1 3,7
3 Возраст более 45 лет 17 81 4 22 3,64 5,6 1,6
4 Предлежание сигмовидного синуса 16 76 5 28 2,74 4,4 1,1
5 Наличие рвоты до операции 15 71 6 33 2,14 3,3 0,6
6 Наличие спонтанного нистагма до операции 9 43 3 17 2,57 4,1 0,5
ХМИ 11,9
Факторы благоприятного исхода (Б)
1 Длительность заболевания менее 10 лет 4 19 18 100 0,19 -7,2 2,9
2 Отсутствие двусторонней формы болезни Меньера 6 29 18 100 0,29 -5,4 1,9
3 Возраст менее 45 лет 4 19 14 78 0,24 -6,1 1,8
4 Отсутствие предлежания сигмовидного синуса 5 24 13 72 0,33 -4,8 1,2
5 Отсутствие рвоты до операции 6 29 12 67 0,43 -3,7 0,7
6 Отсутствие спонтанного нистагма до операции 12 57 15 83 0,69 -1,6 0,2
ХМИ 8,7
Т а б л и ц а
Данные для прогноза течения послеоперационного периода при лечении пациентов с болезнью Меньера
Российская оториноларингология № 3 (94) 2018 -
заключения о неблагоприятном исходе операции (например, сумма ДК для фактора длительности заболевания более 10 лет и фактором с минимальным ДК из представленного перечня - «наличие рвоты до операции» 11,6±3,3 = 14,7 балла, что больше минимального порога 13 баллов).
По итогам применения этой диагностической процедуры как тест-системы были рассчитаны ее операционные характеристики, включающие чувствительность, специфичность, прогностиче-
скую ценность положительного и отрицательного результата, диагностическую точность теста [16, 17]. Чувствительность модели составила 80,9% (58,1%; 95,6%), специфичность 88,9% (65,3%; 98,2%), прогностическая ценность положительного (неблагоприятного исхода) результата теста - 89,5% (69,4%; 96,9%), прогностическая ценность отрицательного (благоприятного исхода) результата теста - 80,0% (62,0%; 90,8%), диагностическая точность - 84,6% (69,5%; 94,1%).
Выводы
Представленные значения операционных характеристик теста показали достаточно хорошую диагностическую способность разработанной прогностической модели исхода операции при болезни Меньера. Таким образом, даже не имея полного клинического описания пациента, которому предполагается провести оперативное вмешательство, при таком сочетании диагностических показателей можно выставить достоверный благоприятный или неблагоприятный прогноз исхода операции. Это значит, что данная методика может использоваться в качестве факультативного диагностического инструментария.
ЛИТЕРАТУРА
1. Rosner B. Fundamentals of biostatistics, 7 ed. Boston, Mass.: Cengage Learning. 2010. 888 p.
2. Вальд А. Последовательный анализ. М.: Физматлит, 1960. 328 с.
3. Гублер Е. В., Генкин А. А. Применение непараметрических критериев статистики в медико-биологических исследованиях. Л.: Медицина, 1973. 142 с.
4. Лиленко А. С., Диаб Х. М. Хирургическое лечение пациентов с болезнью Меньера // Рос. оториноларингология. 2012. № 2 (57). C. 93-99.
5. Лиленко С. В. Слуховые и вестибулярные расстройства на ранней стадии болезни Меньера: диагностика и лечение // Лечение заболеваний нервной системы. 2009. № 2 (2). С. 17-21.
6. Brinson G. M., Chen D. A., Arriaga M. A. Endolymphatic mastoid shunt versus endolymphatic sac decompression for Meniere's disease // Otolaryngol. Head Neck Surgery. 2007. Vol. 136. P. 415-421. DOI: 10.1016/j.otohns.2006.08.031
7. Huang T. S. Endolymphatic sac surgery for Meniere's disease: experience with over 3000 cases // Otolaryngol. Clin. NorthAm. 2002. Vol. 35. P. 591-606. DOI: 10.1016/s0030-6665(02)00027-0
8. Ostrowski V. B., Kartush J. M. Endolymphatic sac-vein decompression for intractable Meniere's disease: long term treatment results // Otolaryngology - Head and Neck Surgery. 2003. Vol. 128. P. 550-559. DOI: 10.1016/s0194-5998(03)00084-6
9. Convert C., Franco-Vidal V., Bebear J. P., Darrouzet V. Outcome-based assessment of endolymphatic sac decompression for Meniere's disease using the Meniere's disease outcome questionnaire: a review of 90 patients // Otology & Neurotology 2006. Vol. 27 (5). P. 687-696. DOI: 10.1097/01.mao.0000227661.52760.f1
10. Sajjadi H., Paparella M. M. Meniere's disease // Lancet. 2008. Vol. 372. P. 406-414. DOI: 10.1016/s0140-6736(08)61161-7
11. Schuknecht H. F. A critical evaluation of treatments of Meniere Disease // J. Cont. Ed. ORL. 1978. Vol. 40. P. 15-30.
12. Smith D. R., Pyle G. M. Outcome-based assessment of endolymphatic sac surgery for Meniere's disease // Laryngoscope. 1997. Vol. 107. P. 1210-1216. DOI: 10.1097/00005537-199709000-00010
13. Welling D. B., Nagaraja H. N. Endolymphatic mastoid shunt: a reevaluation of efficacy // Otolaryngology - Head and Neck Surgery. 2000. Vol. 122. P. 340-345. DOI: 10.1067/mhn.2000.101575
14. Янов Ю. К., Корнеенков А. А., Левина Е. А., Серова Е. Э., Левин С. В., Кузовков В. Е., Астащенко С. В. Клинические особенности шума в ушах у пациентов с кохлеарным имплантом // Consilium medicum. 2017. Т. 19, № 11. С. 10-15. DOI: 10.26442/2075-1753_19.11.10-15
15. Янов Ю. К., Корнеенков А. А., Левина Е. А., Серова Е. Э., Левин С. В., Кузовков В. Е., Астащенко С. В. Влияние кохлеарной имплантации на выраженность ушного шума у пациентов с глубоким снижением слуха и глухотой // Мед. академический журн. 2017. Т. 17. № 2. С. 48-53.
16. Altman D. G., Machin D., Bryant T. N., Gardner M. J. Statistics with confidence, 2 ed. London, BMJ Books, 2000. -254 p.
17. Griner P. F., Mayewski R. J., Mushlin A. I., Greenland P. Selection and interpretation of diagnostic tests and procedures // Annals of Internal Medicine. 1981. Vol. 94, no. 4, P. 555-600. PMID: 6452080
REFERENCES
1. Rosner B. Fundamentals of biostatistics, 7 ed. Cengage Learning. 2010: 888.
2. Wald A. Posledovatel'nyi analiz [Sequential analysis]. Moscow: Fizmatlit, 1960: 328 (in Russian).
3. Gubler E. V., Genkin A. A. Primenenie neparametricheskikh kriteriev statistiki v mediko-biologicheskikh issledovaniyakh [Application of nonparametric statistical criteria in biomedical research]. L.: Meditsina, 1973:142 (in Russian).
Научные статьи
4. Lilenko A. S., Diab H. M. Hirurgicheskoe lechenie patsientov s boleznyu Menera [Surgical treatment of patients with Meniere's disease]. Rossiyskaya otorinolaringologiya. 2012;2:93-99 (in Russian).
5. Lilenko S. V. Auditory and vestibular disorders in the early stages of Meniere's disease: diagnosis and treatment. Treatment of diseases of the nervous system. 2009;2(2):17-21 (in Russian).
6. Brinson G. M., Chen D. A., Arriaga M. A. Endolymphatic mastoid shunt versus endolymphatic sac decompression for Meniere's disease. Otolaryngol. Head Neck Surgery. 2007;136:415-421.
7. Huang T. S. Endolymphatic sac surgery for Meniere's disease: experience with over 3000 cases. Otolaryngol. Clin. NorthAm. 2002; 35: 591-606.
8. Ostrowski V. B., Kartush J. M. Endolymphatic sac-vein decompression for intractable Meniere's disease: long term treatment results. Otolaryngol. Head Neck Surgery. 2003;128: 550-559.
9. Convert C., Franco-Vidal V., Bebear J. P., Darrouzet V. Outcome-based assessment of endolymphatic sac decompression for Meniere's disease using the Meniere's disease outcome questionnaire: a review of 90 patients. Otology & Neurotology. 2006;27(5):687-696. DOI: 10.1097/01.mao.0000227661.52760.f1
10. Sajjadi H., Paparella M. M. Meniere's disease. Lancet. 2008; 372: 406-414.
11. Schuknecht H. F. A critical evaluation of treatments of Meniere Disease. J. Cont. Ed. ORL. 1978;40:15-30.
12. Smith D. R., Pyle G. M. Outcome-based assessment of endolymphatic sac surgery for Meniere's disease. Laryngoscope. 1997;107:1210-1216.
13. Welling D. B., Nagaraja H. N. Endolymphatic mastoid shunt: a reevaluation of efficacy. Otolaryngol. Head Neck Surgery. 2000;122:340-345.
14. Yanov Y. K., Korneenkov A. A., Levina E. A., Serova E. E., Levin S. V., Kuzovkov V. E., Astaschenko S. V. Clinical features of tinnitus in patients with cochlear implant. Consilium medicum. 2017;19;11:10-15. DOI: 10.26442/2075-1753_19.11.10-15 (in Russian).
15. Yanov Y. K., Korneenkov A. A., Levina E. A., Serova E. E., Levin S. V., Kuzovkov V. E., Astaschenko S. V. Influence of cochlear implantation on the degree of tinnitus in patients with profound hearing loss and deafness. Medical academic journal. 2017;17;2:48-53 (in Russian).
16. Altman D. G., Machin D., Bryant T. N., Gardner M. J. Statistics with confidence, 2 ed. London, BMJ Books, 2000: 254.
17. Griner P. F., Mayewski R. J., Mushlin A. I., Greenland P. Selection and interpretation of diagnostic tests and procedures. Annals of Internal Medicine. 1981;94;4:555-600.
Корнеенков Алексей Александрович - доктор медицинских наук, профессор, заведующий лабораторией информатики и статистики ФГБУ «Санкт-Петербургский НИИ уха, горла, носа и речи» Минздрава России. Россия, 190013, Санкт-Петербург, ул. Бронницкая, д. 9; тел. +7 (812) 595-74-48, e-mail: [email protected]
ORCID 0000-0001-5870-8042
Лиленко Сергей Васильевич - доктор медицинских, профессор, ведущий научный сотрудник отдела разработки и внедрения высокотехнологичных методов лечения, руководитель вестибулярной лаборатории ФГБУ «Санкт-Петербургский НИИ уха, горла, носа и речи» Минздрава России. Россия, 190013, Санкт-Петербург, ул. Бронницкая, д. 9; тел. +7 (812) 400-15-34; e-mail: [email protected]
ORCID 0000-0001-9858-5219
Лиленко Андрей Сергеевич - младший научный сотрудник отдела диагностики и реабилитации нарушений слуха ФГБУ «Санкт-Петербургский НИИ уха, горла, носа и речи» Минздрава России. Россия, 190013, Санкт-Петербург, ул. Бронницкая, д. 9; тел. +7 (812) 316-25-01; e-mail: [email protected]
ORCID 0000-0003-1641-506X
Вяземская Елена Эмильевна - инженер лаборатории информатики и статистики ФГБУ «Санкт-Петербургский НИИ уха, горла, носа и речи» Минздрава России. Россия, 190013, Санкт-Петербург, ул. Бронницкая, д. 9; тел. +7 (911) 996-08-89, e-mail: [email protected]
ORCID 0000-0002-4141-2226
Бахилин Виктор Михайлович - научный сотрудник лаборатории информатики и статистики ФГБУ «Санкт-Петербургский НИИ уха, горла, носа и речи» Минздрава России. Россия, 190013, Санкт-Петербург, ул. Бронницкая, д. 9; тел. +7 (921) 973-05-62, e-mail: [email protected]
ORCID 0000-0002-0116-9890
Aleksei Alexandrovich Korneenkov - MD, Professor, Head of the Laboratory of Informatics and Statistics of the Saint Petersburg Research Institute of Ear, Throat, Nose and Speech. Russia, 190013, St. Petersburg, ul. Bronnitskaya, 9; Tel. +7 (812) 595-74-48, e-mail: [email protected]
Sergei Vasilievich Lilenko - MD, Professor, Head of the Vestibular disorders laboratory of the Saint Petersburg Research Institute of Ear, Throat, Nose and Speech. Russia, 190013, St. Petersburg, ul. Bronnitskaya, 9; Tel. +7 (812) 400 1534, e-mail: [email protected]
Andrei Sergeevich Lilenko - junior scientist of the department of diagnostics and rehabilitation of hearing disorders of the Saint Petersburg Research Institute of Ear, Throat, Nose and Speech. Russia, 190013, St. Petersburg, ul. Bronnitskaya, 9; Tel. 316-25-01; e-mail: [email protected]
Elena Emilievna Vyazemskaya - engineer of the Laboratory of Informatics and Statistics of the Saint Petersburg Research Institute of Ear, Throat, Nose and Speech. Russia, 190013, St. Petersburg, ul. Bronnitskaya, 9; Tel. +7 (911) 996-08-89, e-mail: vyazemskaya. [email protected]
Victor Mihailovich Bahilin - researcher of the Laboratory of Informatics and Statistics of the Saint Petersburg Research Institute of Ear, Throat, Nose and Speech. Russia, 190013, St. Petersburg, ul. Bronnitskaya, 9; Tel. +7 (921) 973-05-62, e-mail: sc.victor.6219@ gmail.com
