Математическое моделирование пренатального морфогенеза гистоструктур фетальной селезенки в целях определения гестационного возраста

Недугов Г.В.

Г.В. Недугов МАТЕМАТИЧЕСКОЕ МОДЕЛИРОВАНИЕ ПРЕНАТАЛЬНОГО МОРФОГЕНЕЗА ГИСТОСТРУКТУР ФЕТАЛЬНОЙ СЕЛЕЗЕНКИ В ЦЕЛЯХ ОПРЕДЕЛЕНИЯ ГЕСТАЦИОННОГО ВОЗРАСТА

Самарское областное бюро судебно-медицинской экспертизы (нач. бюро - доц. А.П. Ардашкин)

Осуществлено морфометрическое исследование фрагментов селезенки от 31 трупа плодов и новорожденных с гестационным возрастом 22-40 недель. Установлены закономерности пренатального морфогенеза основных гистоструктур фетальной селезенки. Разработаны математические модели определения гестационного возраста. Ключевые слова: фетальная селезенка, математическая модель, гестационный возраст.

H.V. Nedugov

MATHEMATICAL SIMULATION OF THE PRENATAL DEVELOPMENT OF SPLEEN HISTOSTRUCTURES FOR THE INTRAUTERINE AGE DIAGNOSTIC

Samara

Fragments of spleen from 31 fetuses and newborns of22-40 weeks of gestation are analyzed. Relationships of prenatal development of spleen histostructures were determined. The mathematical models of intrauterine age diagnostic were developed.

Key words: fetal spleen, mathematical model, intrauterine age.

Определение гестационного возраста (ГВ) является одним из важных вопросов, подлежащих разрешению при судебно-медицинском исследовании трупов плодов и новорожденных. Несмотря на существование большого комплекса линейно-весовых показателей динамики развития плода и последа, судебно-медицинская практика до сих пор сталкивается с целым рядом проблем, значительно осложняющих диагностику ГВ. Прежде всего, это касается случаев исследования плодов и последов с различными посмертными (мацерация, травматизация и разрушение) и патологическими (врожденные аномалии развития, гипотрофия, гипоплазия) изменениями, а также при многоплодной беременности. В связи с этим представляют интерес закономерности пренатального морфогенеза фетальных органов, фрагменты которых могли бы служить информативными объектами для диагностики ГВ даже в случаях значительного разрушения трупов. Изложенное определило задачу настоящей работы - количественное изучение развития основных гистоструктур фетальной селезенки и возможностей использования полученных данных для диагностики ГВ.

Изучены фрагменты селезенки от 17 плодов при позднем искусственном или самопроизвольном прерывании беременности, 14 плодов в случаях перинатальной смерти при гестационном сроке более 27 недель. Искусственное прерывание беременности (11 наблюдений) производилось по социальным и медицинским показаниям путем амниоцентеза или малого кесарева сечения. Медицинские показания со стороны матери (4 наблюдения) были представлены физиологической незрелостью организма беременной, со стороны плода (2 наблюдения) - вызваны пренатальной диагностикой тяжелых пороков развития (люмбальный рахисхиз, кампомелия, косолапость). Самопроизвольный характер абортов был обусловлен восходящим бактериальным инфицированием плодного пузыря с развитием характерных воспалительных изменений в последе и легких плода. Смерть плодов с ГВ более 27 недель в антенатальном периоде (4 наблюдения) была вызвана хронической плацентарной недостаточностью различного генеза, в интранатальном периоде (2 наблюдения) - острой плацентарной недостаточностью вследствие истин-

ного узлообразования пуповины. Постнатальная гибель плодов данного ГВ в 5 наблюдениях происходила вследствие наличия тяжелых врожденных пороков развития (пороки сердца, диафрагмальные грыжи, гипоплазия легких), в 3 наблюдениях - вследствие синдрома дыхательного расстройства у новорожденного с последующим развитием внутрижелудочковых кровоизлияний.

Акушерский срок гестации (роБ1 теш^иаНв) определялся с помощью стандартных критериев [3, 5, 6] сучетом данных регулярного акушерского наблюдения, в том числе с использованием во всех случаях результатов многократной эхофетометрии. Аутопсии производились не позднее 1 суток с момента анте-, интра- и постнатальной гибели. Выраженность мацерации в наблюдениях антенатальной смерти соответствовала 1 степени. Плоды с более сильно выраженной мацерацией и плоды с гнилостными изменениями в изученную группу наблюдений не включались. Степень выраженности мацерации определялась с использованием общепринятых критериев [6]. Фрагменты селезенки забирались в виде ориентированных поперечно длиннику органа полос. Забранный материал фиксировали в 10 % нейтральном растворе формалина, заливали в парафин. Изготовленные срезы толщиной 5 мкм окрашивали гематоксилином и эозином. Выбор подлежащих морфометрическому исследованию показателей определялся следующими факторами: нетрудоемкость количественной оценки параметра и вхождение в комплекс изучаемых параметров всех основных гистологических структур фетальной селезенки. Под нетрудоемкостью метода понималась возможность количественной оценки параметра с небольшой абсолютной погрешностью на основе изучения минимального количества микрообъектов. С учетом этого для гистометрии были выбраны структуры с небольшой дисперсией метрических показателей и большой плотностью расположения в срезе: толщина капсулы (ТК), средний диаметр (ДЛУ) и плотность расположения лимфоидных узелков (ПРЛУ), средняя толщина стенок центральных артерий (ТСЦА). Гистостереометричес-кому анализу подверглись относительные показатели структурных компонентов селезенки с объемной долей не менее 5 %: объемная доля трабекулярного компонента

(ОДТК), объемная доля белой пульпы (ОДБП), объемная доля красной пульпы (ОДКП).

Гистометрические показатели оценивали без учета обусловленной воздействием фиксации и парафиновой проводки усадки тканей с помощью винтового окулярного микрометра МОВ-1-15х, предварительно калиброванного по объект-микрометру ОМ-О. Учитывая топографическую неравномерность, ТК измерялась только на диафрагмальной поверхности селезенки. Средние величины ДЛУ и ТСЦА высчитывались после определения указанных показателей 40 и 20 соответствующих микрообъектов. ПРЛУ определялась путем подсчета среднего количества лимфоидных узелков в 20 стандартных, случайно выбранных полях зрения. Диаметр поля зрения устанавливали по формуле: Б / 4, где Б - площадь, а d - диаметр поля зрения,

который измеряли с помощью объект-микрометра ОМ-О. В использованной нами светооптической системе площадь поля зрения, на единицу которой подсчитывалось среднее количество лимфоидных узелков, равнялась 1,8 мм2.

Относительные стереометрические показатели оценивались методом линейного интегрирования с использованием окулярной тест-системы с наличием линеек со 100 делениями. Шаг тест-системы равнялся 50 мкм. Сканированию подвергались 2-4 поперечных среза селезенки. Объемная доля исследовавшихся компонентов определялась по формуле [1]: Уу1 = х 100%/Ь1.

где V - объемная доля исследуемого компонента; Ь. -количество делений окулярной тест-системы, попавших на исследуемый компонент; Ь( - общее количество делений окулярной тест-системы.

Полученные морфометрические показатели подвергали одно- и многофакторному корреляционно-регрессионному анализу. Статистическая достоверность коэффициентов корреляции Пирсона и параметров уравнений однофакторной регрессии определялась с использованием двустороннего варианта критерия Стьюдента. Статистическая значимость параметров уравнений множественной регрессии устанавливалась с использованием одностороннего варианта критерия Фишера.

Проведенным исследованием зависимости относительных объемов трабекулярного компонента, белой и красной пульпы селезенки от ГВ не выявлено. Вместе с тем установлена линейная зависимость показателей ТК, ДЛУ, ПРЛУ и ТСЦА от ГВ. Выраженность и направление связи указанных гистоструктур селезенки с ГВ оказались различными (табл. 1).

Таблица 1

Характер силы связи между ГВ и основными морфометрическими параметрами фетальной селезенки

Однофакторному регрессионному анализу подверглись данные морфометрии гистоструктур с умеренными и сильно выраженными корреляционными связями с ГВ. Регрессионный анализ показал, что ГВ по имеющимся значениям гистоструктур селезенки можно вычислять по следующим формулам:

у = 19,9 + 0,62 Х1 ± 4,237 ^ • -^1,032 + (х1 -12,84)2/557,283 ;

у = 13,84 + 0,09Х2± 3,747 ^ • д/1,032 + (х2 -153,16)2 /40472,79 ; у = 38,30 - 1,08 Х3± 2,986 V ^1,032 + (х3 - 9,72)2/408,48 ;

у = 18,24 + 1,38 Х4± 3,955 V ^1,032 + (х4 - 6,96)2/147,85 ,

где у - доверительная область для значений ГВ в неделях; х1, х2, х4 - полученные при гистометрии конкретной селезенки значения соответственно ТК, ДЛУ и ТСЦА в мкм; х3 - ПРЛУ в стандартном поле зрения микроскопа (площадью 1,8 мм2); 1 - табличное значение критерия Стью-дента при любом требуемом уровне значимости и при у=п-2=29 степенях свободы. Все параметры полученных однофакторных регрессионных моделей статистически достоверны (табл. 2).

Таблица 2

Статистическая значимость параметров однофакторных регрессионных моделей определения ГВ

Г исто-структуры Параметры уравнений регрессии

коэ( >фициент сдвига коэфс ¡ициент наклона

а г Р а г Р

ТК 19,9 8,203 <0,0001 0,62 3,464 <0,002

ДЛУ 13,84 4,724 <0,0001 0,09 4,839 <0,0001

ПРЛУ 38,30 24,98 <0,0001 -1,08 7,297 <0,0001

ТСЦА 18,24 7,690 <0,0001 1,38 4,246 <0,001

Затем полученные данные были подвергнуты многофакторному регрессионному анализу для построения мор-фолого-математическихмоделей, позволяющих использовать для определения ГВ значения двух любых морфометрических параметров:

у = 11 + 0,399 х1 + 0,076 х2; у = 32,82 + 0,326 Х[ - 0,947 х3; у = 17,27 + 0,249 х1 + 1,054 х4; у = 28,53 + 0,048 х2 - 0,830 х3; у = 9,57 + 0,073 х2 + 1,015 х4; у = 30,49 - 0,905 х3 + 0,880 х4,

где обозначения влияющих переменных те же, а у -среднее значение ГВ. При проверке значимости множественной регрессии (нулевая гипотеза: Р; =Р2 = 0) статистически достоверное отличие коэффициентов регрессии от нуля (Р<0,05) получено только в регрессионной модели, состоящей из показателей ПРЛУ и ТСЦА. Так же установлено отсутствие статистически достоверного (Р<0,05) значительного улучшения оценки ГВ по каждому из четырех использованных морфометрических параметров при введении в регрессионную модель любого другого из этих параметров. В связи с этим расчет доверительных областей значений ГВ, определяемых на основе двухфакторных регрессионных моделей, не производился.

Определение коэффициентов парной корреляции между гистологическими компонентами селезенки показало наличие статистически достоверных корреляционных связей между всеми используемыми для построения математических моделей морфометрическими показателями (табл. 3).

Поскольку наличие собственных стохастических связей между включаемыми в уравнение множественной регрессии переменными является крайне нежелательным явлением [7], были определены коэффициенты частной корреляции между каждыми двумя влияющими переменными при исключении влияния всех остальных переменных и показатели интенсивности мультиколинеарности.

Коэффициент корреляции Гистоструктуры фетальной селезенки

ТК ДЛУ ПРЛУ ТСЦА ОДТК ОДБП ОДКП

Г 0,536 0,683 - 0,806 0,607 0,257 - 0,100 - 0,086

г 3,414 5,022 7,327 4,101 1,436 0,541 0,465

р <0,002 <0,0001 <0,0001 <0,001 >0,20 >0,50 >0,50

Таблица 3

Коэффициенты парной корреляции между гистологическими компонентами фетальной селезенки

ТК ДЛУ ПРЛУ ТСЦА

ТК 1 0,320 (г=1,818; Р<0,05) - 0,356 (г=2,046; Р<0,025) 0,625* (г=4,31; Р<0,0005)

ДЛУ 0,320 1 -0,518 (г=3,258; Р<0,005) 0,302 (г=1,706; Р<0,05)

ПРЛУ - 0,356 -0,518 1 - 0,330* (г=1,886; Р<0,05)

ТСЦА 0,625* 0,302 - 0,330* 1

Примечание. Звездочкой отмечены корреляционные пары, сохраняющие статистическую достоверность при исключении влияния всех остальных переменных.

Статистически достоверная частная корреляция (Р< 0,05) обнаружена между следующими переменными: ТК и ТСЦА

(Гх1х2.ух2х3 = °,419),ПРЛУ и ТСЦА = 0,327). Анализ в°з-

можности включения в регрессионную модель всех четырех переменных показал, что наиболее целесообразно при построении многофакторной регрессионной модели не заменять статистически достоверные корреляционные пары фиктивными признаками по методу главных компонент [7], а исключить из рассмотрения показатель ТСЦА. На необходимость исключения данного показателя указывают недостаточно большая величина коэффициентов частной корреляции между переменными ТК и ТСЦА, ПРЛУ и ТСЦА, отсутствие статистически достоверного повышения значимости коэффициента множественной корреляции Гу.х1х2х3х4 = 0,893 по сравнению с коэффициентом Гу.х1х2х3 = 0,890 (Б = 0,640; Р<0,10), а также тот факт, что исключение показателя ТСЦА из многофакторной модели сопровождается крайне незначительным (на 0,005) снижением величины коэффициента множественной детерминации на фоне выраженного (на 0,115) уменьшения показателя интенсивности мультиколинеарности (табл. 4). То есть доля дисперсии значений ГВ, определяемая факторами ТК, ДЛУ, ПРЛУ и ТСЦА практически равна доли дисперсии, определяемой теми же факторами без учета величины ТСЦА.

При отсутствии показателя ТСЦА вычислением коэффициентов частной корреляции между каждыми двумя

оставшимися влияющими переменными при исключении влияния всех остальных переменных, статистически достоверных корреляционных пар при уровне значимости =0,05 не выявлено. Отмечено статистически достоверное (Р<0,05) увеличение значимости коэффициента множественной корреляции Гух1х2х3 = 0,890 по сравнению с корреляционными связями переменных остальных уравнений одно- и двухфакторной регрессии. Это позволило создать многофакторную модель определения ГВ на основе использования трех параметров: ТК, ДЛУ и ПРЛУ.

Оценка доверительной области значений ГВ, опреде-ляемыхпри использовании трехфакторной регрессионной модели, произведена на основе анализа разности между ожидаемыми теоретическими и фактическими значениями ГВ. Совокупность значений разности между вычисленным по регрессионной модели и фактическим ГВ представляет собой нормальное распределение со средним, равным нулю и стандартным отклонением, равным 2,61. С учетом этого, доверительная область для значений ГВ в неделях определяется по формуле:

у = 15,86 + 0,265 х1 + 0,082 х2 - 0,413 х3 ± 2,61 • К,

где х1, х2, х3 - значения ТК, ДЛУ и ПРЛУ соответственно; К - табличное или графическое значение допустимого коэффициента, зависящего от объема выборки и доли членов совокупности, которые должны попасть в заданный 100 (1-а) - процентный доверительный интервал [2,4].

Выводы

Проведенным исследованием выявлена линейная зависимость количественных показателей основных гистоструктур фетальной селезенки от ГВ. Созданные на основе использования выявленных закономерностей морфо-лого-математические модели определения ГВ нетрудоемки в плане оценки морфометрических параметров и применимы даже при исследовании измененных и фрагментированных трупов. Полученные данные представляются важными как для судебно-медицинской экспертной практики, так и для изучения других проблем перинатальной морфологии.

Литература

1. Автандилов Г.Г. Основы количественной патологической анатомии: Учебное пособие. - М., 2002.

2. Гланц С. Медико-биологическая статистика: Пер. с англ. - М., 1998.

3. Глуховец Н.Г., Глуховец Б.И. Антропометрические показатели и масса органов плода при позднем прерывании беременности: Метод. пособие. - СПб., 1995.

4. Закс. А. Статистическое оценивание: Пер. с нем. - М., 1976.

5. Кра.вцоваГ.И. //Болезни плода, новорожденного иребенка: Нозология, диагностика, патологическая анатомия: Справ, пособие/ Под ред. Е.Д. Черствого, Г.И. Кравцовой. - Минск, 1996. - С. 62-69.

6. Милованов А.П. Патология системы мать-плацента^-плод: Руководство для врачей. - М., 1999.

7. Славин М.Б. Методы системного анализа в медицинских исследованиях. - М., 1989.

В.И. Витер, О.Б. Долгова, Г.А. Вишневский, И.Е. Валамина МОРФОЛОГИЧЕСКИЕ ИЗМЕНЕНИЯ В ЛЕГКИХ УЛИЦ, СКОНЧАВШИХСЯ В СТАЦИОНАРАХ ОТ ЧЕРЕПНО-МОЗГОВОЙ ТРАВМЫ

Кафедра судебной медицины (зав. кафедрой - проф. В.И.Витер)

Ижевской государственной медицинской академии, кафедра судебной медицины (зав. кафедрой - доц. Г.А.Вишневский)

Уральской государственной медицинской академии

Освещены вопросы этиопатогенеза пневмоний, отека легких и др. изменений системы органов дыхания при черепномозговой травме. Представлен комплекс морфологических изменений в легких и зависимость развития изменений

Аннотация научной статьи по прочим медицинским наукам, автор научной работы — Недугов Г. В.

Похожие темы научных работ по прочим медицинским наукам , автор научной работы — Недугов Г. В.