CC BY
65
Таблица 2
Иммунологические параметры слюны у обследованных детей
Норма Всего Без дисбиоза 1 степень 2 степень
IgG, г/л 0,9-2,6 0,32+0,01 0,39+0,07 0,30+0,07 0,28+0,04 р<0,05
sIgA, г/л 0,1-0,15 0,07+0,007 0,08+0,005 0,06+0,001 р<0,05 0,06+0,003 р<0,05
Лизоцим, мкг/мл 17-18 23,1+2,5 24,7+1,2 19,4±4,5 25,3+2,55 р<0,05
ICAM-I, пкг/мл 3,5-4,0 4,1+0,17 4,3+0,8 3,85+1,3 4,1+0,6
еще обратимы и могут быть устранены щадящими методами (воздействием пробиотиков и иммуномодуляторов) на организм.
Л и т е р а т у р а
1. Van der Waaij D. The immunoregulation of intestinal flora; experimental investigations on the development and the composition of the microflora in normal and thymusless mice // Microecol. Therapy. 1984. Vol.14. P. 63 - 74.
2. Петрова П. Г., Кершенгольц Б. М., Кривошапкин
В. Г., Саввинов Д. Д. Медико-экологические проблемы здоровья населения промышленных регионов Республики Саха (Якутия) // Дальневосточный медицинский журнал. - 1999. -№ 1. - С. 8-16.
3. Леванова Л. А., Алешкин В. А., Воробьев А. А.,
Афанасьев С. С., Сурикова Е. В., Алешкин А. В. Состояние нормальной микрофлоры кишечника у детей дошкольного возраста, проживающих в экологически неблагополучном районе // ЖМЭИ. - 2002. - № 1. - С. 64-67.
4. Леванова Л. А., Алешкин В. А., Воробьев А. А., Афанасьев С. С., Зинин-Бернес Н. Н., Алешкин А. В. Микробиоценоз кишечника в критические периоды развития ребенка // Журнал микробиологии, эпидемиологии и иммунологии. - 2001. - № 6. - С. 69-73.
5. Ахременко Я. А. Механизмы нарушений колонизационной резистентности у детей в условиях Севера: Автореф. дис. ... канд. мед. наук. Якутск. - 2004. 23 с.
6. Ахременко Я. А., Красноженов Е. П. Механизмы нарушений колонизационной резистентности в аспекте формирования преморбидных состояний у детей // Дальневосточный медицинский журнал. - 2007. - № 1. - С. 53-56.
УДК 616.24-002.5 + 616-036.865
С. П. Зорина, З. Е. Линева
МОДЕЛИРОВАНИЕ ПЕРВИЧНОЙ ИНВАЛИДНОСТИ ВСЛЕДСТВИЕ ТУБЕРКУЛЕЗА
Представлена разработанная модель для прогнозирования инвалидности у больных туберкулезом легких. Выделены 8 признаков, полученных путем применения метода логистической регрессии. Они позволяют установить наличие риска формирования первичной инвалидности у больных туберкулезом легких при постановке на диспансерный учет и являются основанием для усиления целенаправленных комплексных мероприятий по лечению, профилактике и предупреждению инвалидности больных. Эта модель обладает высокой степенью достоверности: правильность распределения в апробируемой группе составила 90,2 %.
Ключевые слова: туберкулез легких, первичная инвалидность, прогнозирование, модель, профилактика, логистическая регрессия, многомерный анализ, диспансерный учет, достоверность, ROC-анализ.
ЗОРИНА Светлана Павловна - к. м. н., зав. организационно-методическим отделом ГБУ РС (Я) НПЦ «Фтизиатрия».
E-mail: zorinasp@yandex.ru
ЛИНЕВА Зинаида Ефремовна - д. м. н., профессор, с. н. с. ГБУ РС (Я) НПЦ «Фтизиатрия», зав. кафедрой инфекционных болезней, фтизиатрии и дерматовенерологии медицинского института СВФУ им. М. К. Аммосова.
S. P. Zorina, Z. E. Lineva
Modeling of primary disability caused by tuberculosis
A developed model for disability forecasting of patients with pulmonary tuberculosis (TB) is presented in the article. There are 8 features that were detected with a help of logistic regression method. Through these features one can determine if there is a risk of primary disability formation that may occur with dispensary pulmonary TB patients. Also, the features can be used as a basis for strengthening purposeful complex measures of treatment, prophylaxis and prevention of patients’ disability. This model is highly valid: correct distribution in a test group was 90,2 %.
Key words: pulmonary tuberculosis, primary disability, forecasting, model, prophylaxis, logistic regression, multivariate analysis, dispensary follow-up, reliability, ROC-curve.
Туберкулез легких является серьезной медикосоциальной проблемой как в Республике Саха (Якутия), так и в других регионах Российской Федерации: отмечается устойчивая тенденция к росту заболеваемости, бациллярности и инвалидности. Во многих регионах Российской Федерации показатель первичной инвалидности вследствие туберкулеза продолжает расти [1]. Первичная инвалидность по туберкулезу легких является показателем неэффективности лечения больных, выявленных в фазе распада, с бактериовыделением, а также с остропрогрессирующим процессом [2, 3]. По данным разных авторов, инвалиды вследствие заболевания туберкулезом - это лица с пониженным качеством жизни, низкими доходами и образовательным уровнем [4, 5, 6]. Такое положение требует разработки методов прогнозирования, с целью профилактики инвалидности среди контингентов больных туберкулезом легких за счет индивидуального подхода к взятым на учет больным с выявленными признаками инвалидности.
Работа выполнена на базе Государственного бюджетного учреждения Научно-практического центра «Фтизиатрия» (ГБУ РС (Я) НПЦ «Фтизиатрия»). Проведен анализ эпидемиологической ситуации и первичной инвалидности за 2004-2008 гг. в РС (Я) с использованием метода определения интенсивного показателя первичной инвалидности, которая характеризует частоту и уровень инвалидности по туберкулезу легких. Изучены 245 больных туберкулезом легких, находящихся под наблюдением ГБУ РС (Я) НПЦ «Фтизиатрия». Сформированы 4 группы наблюдения.
Первая основная группа (п=118) - больные туберкулезом легких, получившие первичную инвалидность за период с 2004 по 2008 годы.
Вторая основная группа (п=30) - больные туберкулезом легких без инвалидности, переведенные в III группу диспансерного учета в результате эффективного лечения. Группа сформирована методом несплошной выборки.
Третья контрольная группа (n=41) - больные туберкулезом легких, получившие первичную инвалидность.
Четвертая контрольная группа (n=26) - больные туберкулезом легких без инвалидности, переведенные в III группу диспансерного учета в результате эффективного лечения. Группа сформирована методом несплошной выборки.
Статистическая обработка и анализ данных проведены с использованием IBM-совместимых компьютеров класса «Pentium» и прикладных программ Microsoft Excel 2003; StatSoft Statistica v6.0; SAS® 9.2 Software for Windows. На основании проведенного анализа 27 предикторов выявлены наиболее значимые признаки развития инвалидности при туберкулезе легких. Каждый признак был закодирован по нескольким параметрам. Цель многомерного анализа - выявить факторы из числа имеющихся, оказывающие наибольшее воздействие на развитие инвалидности у больного туберкулезом легких. Г руппы наблюдения анализировались в сравнении друг с другом. Измерен вклад каждого признака и рассчитаны коэффициенты. Для разработки модели прогнозирования инвалидности по туберкулезу легких был применен метод логистической регрессии, который является известным статистическим методом для определения влияния нескольких факторов на логическую пару исходов, в данном случае исходами стали «инвалид» и «не инвалид».
Вклад отдельных предикторов отражается величиной статистики Вальдах2 (Wald Chi-Square), а также величиной стандартизированного коэффициента регрессии (Standardized Estimate).
В качестве показателя согласия реального распределения наблюдений и прогноза использовался процент правильной переклассификации на основе уравнения логистической регрессии (Concordant), а также величина коэффициента связи D-Зоммера (Somers’D).
Уровень значимости для включения (исключения)
предикторов в уравнение регрессии задавался таким, чтобы достигнутый уровень значимости статистики Вальдах2 (Pr>Chi-Square) для каждого предиктора по окончании пошаговой процедуры не превышал 10 %. Критический уровень значимости для статистических критериев принимался равным 0,05.
Проведена комплексная оценка медицинских и социальных характеристик пациентов первой и второй групп наблюдения для включения данных в многомерный анализ.
Оценка возрастно-полового состава обследованных больных показала, что первая и вторая группы наблюдения статистически значимо не различаются по полу (р=0,1816; Pearson Chi-square=1,7843) и возрасту (U-критерий Манна-Уитни=3201; р=0,2968), следовательно, группы сопоставимы по данным показателям. В первой группе мужчины составили 74,6 %, женщины - 25,4 %; во второй группе мужчины составили 65 %, женщины - 35 %. Наибольшую долю в обеих группах составили пациенты в возрасте 20-29 лет: 37,3 % в первой и 38,3 % во второй группах.
Для характеристики социального статуса лиц, впервые признанных инвалидами, из различных социальных признаков были отобраны наиболее статистически значимые (по значению Pearson Chi-square, p): наличие социальной дезадаптации,
пребывание в системе ФСИН, социальный статус, семейное положение, образовательный уровень, наличие вредных привычек и материально-бытовые условия жизни.
Статистически значимое различие между группами отмечалось по такому признаку, как наличие вредных привычек (р=0,0000; Pearson Chi-square =24,4306; df=3). Больных туберкулезом без вредных привычек в первой группе было 23,7 %, во второй -50 %. Диагноз алкоголизм, подтвержденный наркологом, в первой группе был диагностирован в 47,5 % случаев, а во второй группе - 13,3 %.
Изученные группы больных туберкулезом легких существенно отличались по уровню образованности (р=0,00171; Pearson Chi square=12,74215; df=2). В первой группе наблюдения преобладали больные со средним и незаконченным средним образованием
- 67,8 %, со средним специальным образованием
- 25,4 %, больных с высшим и незаконченным высшим образованием было в три раза меньше, чем во второй группе (6,9 % против 21,7 %).
По материальному положению группы также статистически значимо различались: р=0,0004; Pearson Chi-square=12,3823; df=1. В первой группе было в три раза больше лиц, имеющих неудовлетворительные материально-бытовые условия, чем во второй (39 % и 13,3 % соответственно).
Для оценки медицинских факторов были изучены
14 медицинских признаков и из них выделены наиболее статистически существенные (по значению Pearson Chi-square, p): метод выявления, клиническая форма туберкулеза и характеристики туберкулезного процесса, наличие ЛУ.
Метод выявления больных туберкулезом является ведущим прогностическим признаком инвалидности. По данному признаку изученные группы существенно различались: в первой группе при медицинском
осмотре выявлено 29,7 % больных против 78,3 % во второй группе наблюдения. Наибольшую долю в первой группе составили больные, выявленные по обращаемости, - 48,3 %, во второй группе по обращаемости выявлено всего 15,0 % больных.
Существенное количество больных из первой группы наблюдения были взяты на учет из учреждений ФСИН - 20,3 %, во второй группе данная категория больных составила лишь 5,0 %. В обеих группах доля выявленных больных по контакту была практически одинакова (1,7 % и 1,6 %
соответственно).
Среди больных туберкулезом первой группы наибольшую долю составили пациенты с ин-фильтративной и диссеминированной формами туберкулеза (50,8 % и 27,9 % соответственно). Среди пациентов второй группы преобладали очаговые и инфильтративные формы туберкулеза (15,0 % и 70,0 % соответственно). Большое прогностическое значение выхода на инвалидность по туберкулезу имеет объем поражения в легких (p=0,0000; Pearson Chi square = 53,4665; df=3). Инфильтративные и диссеминированные процессы в первой группе имели более тяжелое течение и больший объем поражения, чем во второй группе. Так, в первой группе исследуемых превалировали пациенты с распространенным туберкулезным поражением в обоих легких, что составило 39,8 %, во второй группе пациентов наи-
большую долю составили больные туберкулезом с поражением одной доли легкого - 48,3 %.
При прогнозировании выхода на инвалидность больного туберкулезом в обязательном порядке необходимо учитывать такие признаки, как наличие распада в легочной ткани, очагов обсеменения и бактериовыделение. Выявлены статистически значимые различия между первой и второй группами больных по следующим признакам: распад легочной ткани в первой группе выявлен в 82,2 %, во второй - 43,3 %; очаги обсеменения в первой группе выявлены у 72,9 %, во второй - у 13,3 %; бактериовыделение в первой группе обнаружено у 99,1 %, во второй - у 75,0 %.
Казеозная пневмония в первой группе наблюдения встречалась в 4,5 раза чаще, чем во второй группе.
Лекарственная устойчивость к препаратам выявлялась в 2-3 раза чаще у больных туберкулезом
Таблица 1
Совокупность признаков, позволяющих прогнозировать исход «инвалид-не инвалид», полученных в результате применения
метода логистической регрессии
Признаки Коэффицент логистической регрессии
Вероятность прогноза «инвалид-не инвалид» К -7,0783
Материально-бытовые условия проживания К1 -1,4690
Является ли БОМЖ К2 -4,8232
Вредные привычки К3 0,7515
Метод выявления К4 0,8258
Клиническая форма при взятии на учет К5 0,7046
Объем поражения в легких К6 0,8145
Очаги обсеменения К7 1,7964
Уровень СОЭ при первичном исследовании К8 0,1526
первой группы, чем второй. В первой группе устойчивость к изониазиду выявлена у 48,3 %, во второй
- у 20,0 %; к рифампицину у 60,2 % и 20,0 % соответственно; устойчивость к стрептомицину в первой группе - у 72,0 %, во второй - у 25,0 %; к канамицину - у 33,9 и 11,7 %; к этамбутолу - у 29,7 и 15,0 %; к препаратам группы фторхинолонов в первой группе выявлено у 13,6 %, во второй - у 1,7 % больных туберкулезом.
Больные первой группы наблюдения выявлялись в более тяжелом состоянии, с распространенным процессом в фазе распада и обсеменения и наличием различных сопутствующих заболеваний, что приводит к более выраженной воспалительной реакции со стороны картины периферической крови.
В результате проведенного анализа было выделено 8 признаков инвалидности, что свидетельствует
о том, что различие между исходами «инвалид»
- «не инвалид» определяется достаточно большим спектром показателей. Совпадение факта и расчёта по градациям признаков «инвалид» и «не инвалид» в группах исследования был обеспечен в 95,2 % случаев (Concordant), коэффициент связи (Somers’D) составил 0,905, что является достаточно высоким показателем достоверности (табл. 1).
На основании данных этой таблицы создана математическая модель с высокой достоверностью прогнозирования исхода «инвалид» - «не инвалид» индивидуально для каждого больного туберкулезом:
beta = -7,0783 + (-1,4690 * Xt) + (-4,8232 * Х2) +
+ (0,7515 * Х3) + (0,8258 * Х4) + ( 0,7046 * Х5 ) +
+(0,8145 * Х6) + (1,7964 * Х7) + (0,1526 * Х8) (1)
где Хр Х2 и т. д. - коды соответствующих признаков 1, 2 и т. д.
Для работы с моделью составлена кодировочная
таблица (табл. 2), в которой представлен набор из 8 отобранных признаков, коэффициент и коды составляющих для каждого признака. Отдельным признаком выделена вероятность «инвалид» - «не инвалид», коэффициент которой составил -7,0783.
Для полученного значения [beta] вычисляется вероятность [р] по формуле:
p = exp( beta ) (2)
1 + exp( beta )
При р>0,5 у больного есть вероятность развития инвалидности, при p<0,5 вероятности развития инвалидности нет.
Для его иллюстрации приводятся примеры расчета вероятности градации «инвалид» - «не инвалид».
Больной А., 36 лет. Материально-бытовые условия проживания (Xj) - 1; является ли БОМЖ (Х2) - 0; вредные привычки (Х3) - 1; метод выявления (Х4) - 2; диагноз при взятии на учет (Х5) - 4; объем поражения в легких (Х6) - 3; фаза обсеменения (Х7) - 1;
уровень СОЭ при первичном обследовании (Х8) -25 (мм/ч). При решении уравнения регрессии
beta=4,7291 вероятность p(beta)>0,5. На основании такого результата можно сделать заключение, что у больного имеется риск исхода «инвалид». В действительности данному больному через год после взятия на диспансерный учет с диагнозом инфильтративный туберкулез правого легкого в фазе распада и обсеменения, с неэффективным исходом основного курса химиотерапии, установлена II группа инвалидности.
Больной Б., 31 год. Материально-бытовые
условия проживания (Xt) - 1; является ли БОМЖ (Х2) - 0; вредные привычки (Х3) - 1; метод выявления (Х4) - 1; диагноз при взятии на учет (Х5) - 4; объем поражения в легких (Х6) - 1; фаза обсеменения
(Х7) - 0; уровень СОЭ при первичном обследовании
Таблица 2
Кодировочная таблица
№ признака Коэффициент (К) Признаки Код (X)
- -7,0783 Инвалид-не инвалид beta
Социальные
Материально-бытовые условия: Х1
1 -1,4690 > не удовлетворительные 0
> удовлетворительные 1
Является ли БОМЖ: Х2
2 -4,8232 > нет 0
> да 1
Вредные привычки: Х3
3 0,7515 > нет 0
> есть 1
Медицинские
Метод выявления: Х4
> медосмотр 1
4 0,8258 > по обращаемости 2
> из заключения 3
> по контакту 4
Клиническая форма: Х5
> туберкулема 1
> очаговый туберкулез 2
> диссеминированный туберкулез 3
5 0,7046 > инфильтративный туберкулез 4
> казеозная пневмония 5
> фиброзно-кавернозный туберкулез 6
> туберкулез сегментарных бронхов 7
> кавернозный туберкулез 8
Объем поражения легких: Х6
> 1-2 сегмента 1
6 0,8145 > доля 2
> одно легкое 3
> оба легких 4
Очаги обсеменения: Х7
7 1,7964 > нет обсеменения 0
> есть обсеменение 1
8 0,1526 СОЭ при первичном исследовании. Х8
-
Таблица З
Эффективность применения метода
Градация Действительное распределение Распределение после применения модели Правильность распределения в %
Инвалид 25 23 92,0
Не инвалид (III ГДУ) 16 14 87,5
Всего 41 37 90,2
beta
100
80
2? 60
о
со
40
20
Sensitivity : 80,5 Specificity: 88,5
_L
_L
20
40 60
100-Specificity
80
100
Рис. ROC - кривая для распределения групп наблюдения после применения модели риска формирования инвалидности
(Х8) - 10. В данном случае beta =-3,9249, вероятность P(beta)<0,5, что указывает на отсутствие риска исхода «инвалид» у данного больного. В действительности у больного Б. установлено клиническое излечение туберкулеза легких через 2,5 года после взятия на диспансерный учет, он переведен в III неактивную группу учета.
Полученная регрессионная модель инвалидности апробирована на контрольных группах: из 41 больного туберкулезом легких 16 состоят под наблюдением в III группе диспансерного учета - «лица с неактивным туберкулезным процессом после клинического излечения», а 25 являются инвалидами по туберкулезу и продолжают состоять в активных группах диспансерного учета (табл. З). Правильность распределения «инвалид» - «не инвалид» при использовании данного метода в апробированных группах составила 90,2 %.
Для определения качества применения модели для
контрольных групп наблюдения был применен ROC-анализ (рис.).
При построении ROC-кривой, для проверки качества распределения пациентов из 3 и 4 групп наблюдения отмечается очень хорошее качество модели, так чувствительность составила 80,5, специфичность - 88,5, АиС - 0,864.
На основании вышеизложенного следует, что предложенный метод обладает высокой достоверностью прогнозирования развития инвалидности. Внедрение данного метода в практику противотуберкулезных учреждений окажет значительную помощь врачам-фтизиатрам в прогнозировании риска развития инвалидности на ранних стадиях заболевания туберкулезом, что позволит назначать адекватную терапию и тем самым снизить частоту первичного выхода на инвалидность.
Л и т е р а т у р а
1. Гришина Л. П., Лунев В. П., Байраков В. И. Тенденции первичной инвалидности взрослого населения в Российской Федерации за 2001-2005 гг. // Здравоохранение РФ. - 2006. - № 6. - С. 30-32.
2. Клочиха А. В., Запарий С. П., Калашникова С. Н. Медико-социальная характеристика первичной инвалидности населения вследствие туберкулеза в Омской области // Омский научный вестник. - 2006. - № 10. - С. 72-74.
3. Худушина Т. А., Маслакова М. Г. Влияние различных факторов на состояние трудоспособности впервые выявленных больных туберкулезом // Проблемы туберкулеза. - 1994. - № 5. - С. 17-19.
4. Вишневская Л. К. Причинные факторы инвалидности вследствие туберкулеза легких // Проблемы туберкулеза и болезней легких. - 2005. - № 7. - С. 13-15.
5. Горбач Л. А. Качество жизни больных туберкулезом органов дыхания // Белорус. мед. журн. - 2002. - № 1. -
С. 43-46.
6. Гнездилова Е. В. Социальные характеристики инвалидов по туберкулезу легких // Восьмой национальный конгресс по болезням органов дыхания: Сб. резюме. - М., 1998. - С. 276.
