CC BY
10
DOI :10.31718/2077-1096.18.4.41 УДК 616.379-008.64-06-037:612.122 Перцева Н. О., Мошенець К. I.
МОЖЛИВОСТ1 ПРОГНОЗУВАННЯ РОЗВИТКУ УСКЛАДНЕНЬ ЦУКРОВОГО Д1АБЕТУ 1 ТИПУ ЗА ПОКАЗНИКАМИ ГЛ1КЕМ1ЧНОГО КОНТРОЛЮ
ДЗ «Днтропетровська медична академiя МОЗ Украши», м. Днiпро
Метою роботи було розробити математичну модель прогнозування розвитку та прогресування д'абетично) мкроангюпати у хворих на цукровий д'абет 1 типу з використанням показник'т трива-лого мошторування гл1кеми. Було обстежено 62 патента з цукровим д'абетом 1 типу з середн'ш вком в'д 18 до 45 рок'т. Визначали р'тн/ НЬА1с, С-пептида, креатинна кров/ та альбум'турИ. В за-лежност'1 вд рвня НЬА1с пац1ент1в роздлили на групи: група 1 - НЬА1с<7,0 % (п=18), група 2 -НЬА1с>7,0 % (п=44). Проводили тривале монторування глкеми допомогою системи CGMS протя-гом 6 д/'б. До уваги брались максимальне, м1н1мальне значення гл1кеми та розмах гл1кеми. Шляхом використання простого лЫйного регрес1йного анал'зу отримано математичне р1вняння залежно-ст! р1вня альбумнурп вд показника ризниц максимального / мЫмального р'вня глкеми, що дае можли-в'ють прогнозувати прогресування Шабетично)'нефропати у пац1ент1в з цукровим д'абетом 1 типу. Ключов1 слова: цукровш д1абет 1 типу, д1абетичн1 м1кроанпопати, прогнозування, альбумшур1я.
Досл1дження е фрагментом планово)' науково-дослiдно'i' роботи кафедри эндокринологи ДЗ «Дн1пропетровська медична ака-дем1я МОЗ Украни»: «Особливост/' коморб1дних стан1в при ендокринних захворюваннях», № державно)' реестрацп 0116 и004964.
Вступ
Цукровий дiабет (ЦД) е провщною медико-со^альною проблемою сучасноТ медицини. Зп-дно з даними експер^в Всесв^ньоТ оргашзацп охорони здоров'я (ВООЗ), з кожним роком зрос-тае число хворих на ЦД, i на сьогодшшнш день у свт Т'х налiчуеться близько 422 млн. оаб [1]. За-гальний рiвень захворюваност на ЦД майже по-двоТвся з 1980 року, збтьшившись з 4,7% до 8,5%. За прогнозами International Diabetes Federation (IDF) до 2045 року ктькють людей з цим захворюванням сягне 629 млн. Глобальний довщковий зв^ IDF 2017 року, який встановлюе стандарт для оцшки частоти дiабету, зазначае, що в УкраТн зареестровано 2,8 млн хворих на цукровш дiабет i близько 1,2 млн випадш зали-шаються недiагностованими [2]. Па^енти iз ЦД 1-го типу (ЦД 1) складають 5-10% усiх хворих на дiабет. Захворюванiсть на ЦД1, особливо у д^ей вiком до 15 рош, росте в багатьох краТнах свiту. Середнiй рiчний прирют становить 3%. Щорiчно в свт рееструеться 132600 нових випадкiв ЦД 1 серед молодих людей вком до 20 рош [2,3].
Переб^ ЦД 1 супроводжуеться ураженням судин мiкроциркуляторного русла. Патогенетич-ний мехашзм дiабетичних ангiопатiй досить ба-гатофакторний. Проте провщне значення нада-еться пперглкеми та формуванню пов'язаних з нею патолопчних процесiв: неферментативного глкозилювання бiлкiв, активацiТ полiолового шляху обмшу глюкози, прямоТ глюкозотоксично-стi, та порушення синтезу глiкозамiноглiканiв [4]. Це спричинюе порушення з боку ендотелшзале-жних судинних реакцiй як на мiкро- так i на мак-роциркуляторному рiвнi та призводить до фор-
мування хроычних дiабетичних ускладнень [5,6]. Саме дiабетичнi мiкроангiопатN визначають пе-pe6ir, характер ускладнень i прогноз захворю-вання, оскiльки е основною причиною швал^за-цп та смертност цих пацiентiв [5,7].
Мета роботи
Розробити математичну модель прогнозування розвитку та прогресування дiабетично''' мн кроангюпатп у хворих на ЦД 1 з використанням показниш тривалого монiторування глкеми.
Матерiали та методи дослщження
На базi ендокринологiчного вiддiлення ВСП «Клшка медично' академи» (м. Днiпро) протягом 2016-2017 рр. обстежено 62 па^енти iз ЦД 1 вн ком вiд 18 до 45 рош, з них 37 (59,68%) жшок та 25 (40,32)% чоловшв. Тривалiсть захворювання 11,0 (5,0; 18,0) рош, iндекс маси тта (1МТ) 23,06 (20,81; 24,08) кг/м2. Усi пацiенти були на шсулн нотерапп за базисно-болюсною схемою, добова доза шсулшу 45 (35,0; 58,0) Од.
Критерп виключення: ЦД 2 типу; дiабетичний кетоацидоз на момент включення; вторинний ЦД; 1МТ>40; дiабетична пролiферативна рети-нопатiя; дiабетична нефропатiя IV и V; дiабетич-на стопа (II клас за Вагнером i вище); серцева недостатнють III, IV за NYHA; ппертошчна хвороба, резистентна форма; вроджен та набутi вади серця; перенесет гострий коронарний синдром, гостре порушення мозкового кровооб^у та транзиторна iшемiчна атака; перiод загострення супутньо' хроычноТ патологи; гострi соматичнi захворювання; мюкардит в анамнезi; швидкiсть клубочково' фтьтраци (ШКФ) <45 мл/хв; онколо-гiчнi захворювання до 5 рош вiд повного курсу
терапп; aHrnpeTpoBipycHa терапiя; дiагностованi BipycHi гепатити В та С; BariTHicTb.
Дослщження проводили з дотриманням Гель-сшськоТ декларацп Всесв^ньоТ' медичноТ асо^а-цп про етичнi принципи проведення наукових медичних доcлiджень за участю людини. Bci па-цieнти перед проведенням обстеження подписали добpовiльнy шформовану згоду, схвалену комicieю бiоетики ДЗ «Днтропетровська медична aкaдемiя МОЗ УкраТни.
Дiaгноз ЦД 1 типу встановлювали згiдно дiaг-ностичних критерпв АДА 2016 року та ушфкова-ного клiнiчного протоколу первинноТ, екстреноТ, вторинноТ (cпецiaлiзовaно'0 та третинноТ (висо-коcпецiaлiзовaно'0 медичноТ допомоги «цукровий дiaбет 1 типу у молодих людей та дорослих» № 1021 вщ 29.12.2014 [8,9].
На початку дослщження та через 3 мюяц проводилось визначення piвня HbA1c, креатиш-ну кров^ aльбyмiнypiТ (АУ) та тривале моштору-вання глiкемiТ. Концентpaцiю HbA1c, кpеaтинiнy кpовi та piвень АУ визначали фотоколориметри-чним методом за допомогою автоматичного бю-хiмiчного aнaлiзaтоpa SAPPHIRE 400, Tokio Boeki, Япошя, 2009. ШКФ розраховували за формулою CKD-EPI. C-пептид визначався на iмy-нохiмiчномy електpохемiлюмiнеcцентномy автоматичному aнaлiзaтоpi COBAS e411, Roche Diagnostics GmbH & Hitachi, Япошя, 2012. Тривале мошторування глiкемiТ проводилось за допомогою системи CGMS (Continuous Glucose Monitoring System, Medtronic MiniMed, USA) про-тягом 6 дiб. Дана система вимipюe piвень глюко-зи кожш 10 секунд i усереднюе цi дaнi за 5 хви-лин. Меж1 вимipювaння piвня глюкози даним методом складають вщ 2,2 ммоль/л до 22,2 ммоль/л. Гiпоглiкемieю вважався епiзод знижен-ня piвня глюкози кpовi менше 3,9 ммоль/л. Брались до уваги максимальне та м^мальне зна-чення гткемп та розмах глiкемiТ ^зниця мiж ма-ксимальним та м^мальним значенням гшкемп).
В зaлежноcтi вщ piвня HbA1c пaцieнти були розподтеш на групи: група 1 - HbA1c<7,0 % (n=18), група 2 - HbA1c>7,0 % (n=44). Групу контролю склали 10 практично здорових оаб вщпо-вiдного вку та cтaтi.
Пaцieнтaм з вщсутнютю адекватного глiкемiч-ного контролю (HbA1c вище iндивiдyaльного цн льового piвня та/або чacтi гiпоглiкемiчнi стани) проводилась корек^я теpaпiТ ЦД 1. Вона включала модифкацш схеми шсулшотерапи та акти-вний самоконтроль глкемп.
Статистична обробка pезyльтaтiв проводилась за допомогою Microsoft Excel (Office Home Business 2KB4Y-6H9DB-BM47K-749PV-PG3KT) з програмною надбудовою AtteStat та програмного продукту STATISTICA 6.1 (StatSoftlnc., cеpiйний № AGAR909E415822FA). Для описання вибipко-
вого ненормального розподтення кiлькiсних ознак використовували медiану (Ме) та штер-квартильний розмах (25 %; 75 %); для аналiзу взаeмозв'язкiв мiж рiзними ознаками - кореля-цшний аналiз з розрахунком коефiцieнтiв ранго-воТ кореляцп Спiрмена (р). Коефiцieнт кореляцп у дiапазонi 0,7 < | р | < 1 вказував на сильний ко-реляцшний зв'язок; 0,3 < | р | < 0,7 - на зв'язок середнш сили; 0 < | р | < 0,3 - на слабкий коре-ляцшний зв'язок
Результати дослiдження та 1х обговорення
Групи хворих були порiвнянi за вiком, трива-лiстю захворювання, основними антропометри-чними iндексами, добовою дозою iнсулiну, величиною ШКФ та рiвнем АУ. Середнiй рiвень НЬА1с склав 6,85 (6,65; 7) % у груш 1, 10,95 (9,4; 12)% у груш 2 та 4,35 (4,05; 4,7)% у контрольна груш (рис. 1). Помiрна АУ визначалась у 27,78% па^етчв в груш 1 та у 54,55% па^етчв в груш 2. Виражену АУ зареестрували у 5,56% групи 1 та у 4,55 % групи 2.
^м того, в порiвняннi з контролем основна група мала достовiрно вищi показники НЬА1с, креатиншу, ШКФ та АУ, та достовiрно нижчий С-пептид (р<0,001). Цi ж тенденцп збер^аються i при повторному обстеженнi (табл. 1).
Аналiзуючи даннi тривалого мошторингу глн кемп встановлено, що обидвi групи окремо та основна група в цтому мають суттево вищi показники максимально! глкемп та розмаху гшкемп в порiвняннi з групою контролю (р<0,001) без статистично значущих вщмшностей мiж собою (табл. 2).
При першому дослiдженнi групи хворих не в^знялись за частотою випадмв ппоглкемп: 44,4% випадкiв в груш 1, 43,18% в груш 2 (р=0,798) та 43,55% загалом серед хворих та ЦД 1. Оцшюючи рiвень АУ залежно вщ наявност епiзодiв ппоглкеми не було виявлено статистично значущих розбiжностей мiж групами (табл. 3).
Це пщтверджуеться ранговим кореляцiйним аналiзом, за допомогою якого встановлена вщ-сутнють статистично значущих кореляцiйних зв'язкiв мiж концентрацiею мiкроальбумiну та наявнiстю ппоглкемп, а також iз рiвнем м^ма-льноТ глкемп (р>0,05).
Оцiнюючи лабораторш показники при повторному дослщженш встановлено, що в групi 2 ви-значилась тенденцiя до зниження НЬА1с (р<0,1), який становив 10,95 (9,4; 12)% при першому дослщженш та 9,2 (7,6; 10)% через 3 мюяцк При цьому спостер^алось достовiрне зниження рiвня АУ, яке складало 34,4 (16,8; 51,2) мг/л на початку дослщження та 24 (19,9; 47,6)мг/л при повторному обстеженш (р = 0,043) у груш з недостат-жм контролем гшкеми.
НЬА1с: КЛ-Н(2;70) = 50,6299; р = 0.0000
група 2
група 1
□ Median
□ 25%-75% I Min-Max
Рис. 1. Середнiй рiвень НЬА 1с (%) у групах дослiдження при 1-му обстеженнi (медiана та нтерквартильний розмах - Ме (25 %; 75 %) i мiнiмальне та максимальне значення)
Примтка: KW-H - непараметричний дисперайний аналiз Краскела-Уолса
Таблиця 1
Лабораmорнi показники у групах досл'дження (мед'ана та iнтерквартильний розмах Ме (25 %;75 %))
18
16
14
12
10
8
6
4
2
Показники Група 1 Група 2 Загалом основна Група контролю Розбiжностi мiж групами
(п=18) (п=44) група (п=62) (п=10) р ро-к
ИЬА1с,% 6,85 10,95 9,8 р<0,001 р1-к=0,398 <0,001
1 обст. (6,65; 7) (9,4; 12) (7,4; 11,2) 4,35 р2.к<0,001 Р1-2<0,001
(4,05; 4,7) р<0,001
НЬА1с, % 7 9,2 8,5 Р1-к=0,133 <0,001
2 обст. (6,7; 8,08) (7,6; 10) (7; 9,7) р2.к<0,001 Р1-2=0,117
р мпж обст. * 0,173 0,081 0,104 - - -
С-пептид нг/мл 0,02 (0,01; 0,65) 0,01 (0,01; 0,1) 0,01 (0,01; 0,15) 2,85 (2,6; 3,45) р<0,001 Р1-к=0,002 р2.к<0,001 р1-2=0,670 <0,001
Креатинш, мкмоль/л 1 обст. 91,12 (83,06; 95,87) 96 (89,9; 103,97) 94,6 (86,12; 103,35) 68,5 р<0,001 р1-к=0,033 р2-к<0,001 р1-2=0,193 <0,001
Креатинш, мкмоль/л 2 обст. 96 (94,91; 100,24) 91,16 (86,82; 99,05) 94,91 (88,99; 99,6) (66,5; 84) р<0,001 р1-к=0,001 р2-к=0,002 р1-2=0,735 <0,001
р мiж обст. * 0,237 0,686 0,882 - - -
ШКФ, мл/хв/1,73 м2 79 75 76 р<0,001 р1-к=0,003 <0,001
1 обст. (71; 86) (66; 85) (67; 85) 108,5 р2-к<0,001 р1-2=1,000
ШКФ, мл/хв/1,73 м2 (105; 111) р<0,001
76 74 75 р1-к=0,005 <0,001
2 обст. (65; 83) (69; 80) (69; 80) р2-к<0,001 р1-2=1,000
р мiж обст. * 0,176 0,225 0,954 - - -
АУ, мг/л 23,45 34,4 30,3 р<0,001 р1-к=0,006 <0,001
1 обст. (15,4; 38,9) (16,8; 51,2) (16,8; 44,7) 6,7 р2-к<0,001 р1-2=0,881
(5,5; 9,4) р<0,001
АУ, мг/л 20,9 24 22,8 р1-к=0,025 <0,001
2 обст. (12,2; 31,6) (19,9; 47,6) (13,8; 43,7) р2-к<0,001 р1-2=1,000
р мiж обст. * 0,866 0,043 0,353 - - -
Примiтки: р - розбiжностi м'ж групами за непараметричним дисперайним анал'зом Краскела-Уоллса (KW-H); апостерiорнi порiвняння - за критерieм Данна, попарнi - за критерieм Манна-Уíтнi (и): р1-к - мiж 1 групою та групою контроля; р2-к - мiж 2 групою та групою контроля; ро.к- мiж основною групою та групою контроля; р1-2 - мiж 1 та 2 групою р у динамц м'ж обстеженнями за критерieм Влкоксона
Таблиця 2
Показники гл/кемп у групах дослдження, ммоль/л (медана та /'нтерквартильний розмах Ме (25 %;75 %))
Показники Група 1 Група 2 Загалом основна Група контролю Розбiжностi мiж групами
(п=18) (п=44) група (п=62) (п=10) р Ро-к
Мiн. глiкемiя 4,2 4,3 4,3 р=0,967 0,879
1 обст. (3,4; 4,7) (2,2; 6,1) (2,75; 5,15) 4,05 (3,95; 4,3)
МЫ. глiкемiя, ммоль/л 2 обст. 4,7 (2,2; 6,2) 4,85 (3,6; 5,4) 4,8 (3,6; 5,4) р=0,258 0,115
р мiж обст. * 0,671 0,139 0,326 - - -
Макс. глiкемiя, ммоль/л 1 обст. 13 (11; 17,5) 16,5 (12,6; 19,5) 15,75 (12,3; 18,95) 5,65 р<0,001 р1-к=0,005 р2-к<0,001 Р1-2=0,191 <0,001
Макс. глiкемiя, ммоль/л 2 обст. 12,8 (10,2; 16) 14,8 (11,4; 16,4) 14,8 (11,4; 16,1) (5,3; 5,95) р<0,001 р1-к=0,006 р2-к<0,001 р1-2=0,694 <0,001
р мiж обст.* 0,866 0,139 0,106 - - -
Розмах глшемм, ммоль/л 1 обст. 8,6 (6,4; 12,7) 10,35 (8,55; 13,65) 10 (7,4; 13,2) 1,55 р<0,001 р1-к=0,003 р2-к<0,001 р1-2=0,368 <0,001
Розмах глiкемiТ, ммоль/л 2 обст. 8,25 (6,3; 11,4) 10 (5,4; 12,5) 8,4 (5,4; 12,5) (1,1; 1,85) р=0,001 Р1-к=0,020 Р2-к=0,001 р1-2=0,811 <0,001
р мiж обст.* 0,327 0,085 0,054 - - -
Прим1тки: р - розб1жност1 м'ж групами за непараметричним дисперайним анал'зом Краскела-Уоллса (KW-H); апостер1орн1 пор1вняння - за критер1ем Данна, попарн1 - за критер1ем Манна-У'тш (и): р1-к - м1ж 1 групою та групою контроля; р2-к - м1ж 2 групою та групою контроля; ро-к- м1ж основною групою та групою контроля; р1-2 - м1ж 1 та 2 групою
р у динамц м1ж обстеженнями за критер1ем Влкоксона
Таблиця 3
Р1вень альбум1нурп (мг/л) в залежност/' в1д наявност1 г1поглкемп (медиана та ¡нтерквартильний розмах Ме (25 %;75 %))
Обстеження Група 1 (п=18) Група 2 (п=44) Загалом основна група (п=62)
гiпоглiкемiя гiпоглiкемiя гiпоглiкемiя
(п=10) так (п=8) нi (п=25) так (п=19) (п=35) так (п=27)
1 обст. 21,7 (12,12; 28,0) 33,25 (21,4; 66,18) 29,0 (16,5; 43,35) 36,33 (17,1; 60,6) 23,5 (15,4; 38,9) 36,33 (20,0; 60,6)
р м1ж групами 0,143 0,282 0,079
2 обст. 20,9 (13,8; 24,1) 20,25 (8,9; 31,6) 22,8 (19,9; 43,7) 28,3 (22,1; 51,8) 22,8 (13,8; 43,7) 28,3 (8,9; 51,8)
р м1ж групами 0,846 0,844 0,976
Прим1тка: р - розб1жност1 м'ж групами за критер1ем Манна-Ут
Не було в^^чено статистично значущих змш рiвнiв гткемп та показника розмаху глкеми у ди-намiцi мiж 1-м та 2-м обстеженням (р>0,05) (табл. 2).
Методом рангово! кореляцп встановлено прямий кореляцшний зв'язок мiж показником НЬА1с та рiвнем АУ: р=0,29 (р<0,016) при пер-шому та р=0,4 (р=0,021) при другому дослщжен-ж. АУ збтьшувалась при збтьшенж максимально'!' глкеми як на початку дослщження так i ж-сля модифкацп терапп: р=0,37 (р=0,002) та р=0,45 (р=0,009) вщповщно.
Крiм того, прямий кореляцiйний зв'язок сере-дньоТ сили виявлено мiж АУ та розмахом глке-мп, як при першому дослiдженнi р=0,51
I (и)
(р<0,001), так i при другому р=0,48 (р=0,004).
Для математичного описання даноТ залежно-стi, враховуючи те, що розподт АУ не описував-ся законом нормального розподту, було проведено перетворення первинних даних за методом Бокса-Кокса для отримання нормального розподту змшних, що пщлягали подальшому аналiзу.
Ми спробували спрогнозувати змшу рiвня АУ у обстежених хворих залежно вщ ризницi максимального i мiнiмального рiвню глюкози (розмаху гл^еми) за допомогою простого лшшного регресiйного аналiзу.
Лiнiя регреси описуеться рiвнянням (моделлю):
Y = а + ЬХ, (1),
де Y- прогнозоване значення залежноТ змшноТ,
а - втьний член рiвняння: точка, в яка л^я регресп перетинае ось Y,
Ь - кутовий коефiцiент лшй регресй, X - предикторна змшна, за допомогою яко! можна розрахувати вщповщне значення Y.
За даними регресшного аналiзу, модель за-лежностi рiвня АУ вiд показника ризниц максимального i м^мального рiвню глюкози можна виразити рiвнянням:
Y=3,7817+0,4816xX, (2),
де X - ризниця максимального i мiнiмального рiвню глюкози,
Y- прогнозоване значення рiвня АУ. Кутовий коефiцiент лiнiТ регресп Ь=0,4816, що означае що з кожною додатковою одиницею рiз-ниц максимального i мiнiмального рiвню глюкози середнш рiвень АУ зростае на 0,4816 мг/л.
Оцшка тюноти зав'язкiв проводилася за допомогою розрахунку пар^ального (очищеного вiд впливу шших ознак) коефiцiенту кореляцп та коефiцiенту детермшацп (г2). Парцiальний кое-фiцiент кореляцй склав г=0,54 (р<0,001); iндекс детермшацп г2=28,86 %. Отже у 28,86 % випад-кiв змiни А гткемй призводять до змши АУ, та навпаки - 28,86 % змш АУ пояснюються змшами рiвня розмаху глкемй. Решта вiдсоткiв змiнних Y пояснюються чинниками, як не враховувалися у моделг
Перевiрка значущостi моделi регресп проводилася з використанням F-критерiю Фшера. Зп-дно F-критерiю ^=24,34) модель можна вважати значущою (р<0,001). Оцiнка якостi рiвняння регресп за допомогою середньо!' помилки апрок-симацп (середнього вiдхилення розрахункових значень вщ фактичних) показала, що помилка апроксимацп складае 9,84 %, що не перевищуе 15 % та е цтком допустимою величиною.
Отриман в нашому дослiдженi дан пщтвер-джують залежнiсть розвитку мiкросудинних ускладнень вiд глiкемiчного контролю. Так, в до-слiдженнi DCCT (1983-1993) за участю 1441 патента з ЦД1 були продемонстрован позитивы результати штенсифкацп шсулшотерапй, яка була направлена на досягнення рiвня гткемп якомога ближче до недiабетичного дiапазону. 1н-тенсифiкацiя шсулшотерапп зменшувала прояви помiрноl альбумшурй на 39%, та виражено! альбумшурй на 54%, а також знижувала ризик розвитку пролiферативних та тяжких непролiфера-тивних ретинопатiй на 47%.[10]
За результатами дослщження EDIC, яке роз-почалось у 1994 роцi та включало 96% учасниш DCCT, було визначено, що раннш та штенсив-ний контроль глюкози в кровi за час DCCT зни-жуе ризик дiабетичноl нефропатп на 50% через 18 рокiв та необхщнють хiрургiчного лiкування дiабетичноl ретинопатй на 48% через 17 рош шсля завершення DCCT. [11,12]
^м того, в дослiдженнi DCCT була проана-лiзована варiабельнiсть значень НВА1с пiсля стаб^зацп гткемй протягом 6 мюя^в. Прогре-сування дiабетичних ускладнень оцшювалась
протягом 9 рокiв. Використання показника варiа-бельностi НЬА1с на додаток до власне НЬА1с дозволяло бтьш точно спрогнозувати розвиток мiкросудинних ускладнень. За результатами DCCT збтьшення варiабельностi НЬА1с на 1 % достовiрно асоцiювалось з пiдвищеним ризиком розвитку ретинопатп та нефропатп. [10,13]
Стандартний метод оцiнки компенсацй ЦД за рiвнем НЬА1с вiдображае середнш рiвень глке-мй i не враховуе и коливань. Винайдення та використання систем тривалого мошторингу глке-мй дозволило розрахувати показники варiабель-ностi гткемп (ВР), цкавють до яко! виникла тс-ля оприлюднення результат DCCT [10,14]. Хо-ча на сьогоднiшнiй день немае однозначних до-стовiрних пiдтверджень того, що ВР е незалеж-ним чинником ризику виникнення та прогресу-вання дiабетичних ускладнень, е дослщження, автори яких наголошують на необхщносп оцiнки ВР, оскiльки вiдомо, що мшливють гткемп при-зводить до ендотелiальноl дисфункцп, яку тра-дицшно пов'язують з пошкодженням судин [15,16,17].
За останн роки була розроблена велика кть-кiсть математичних методiв оцiнки ВГ. Кожен з цих методiв мае сво! особливостi. Проте, жоден з них, нараз^ не може розцшюватись, як штегро-ваний критерш оцiнки ВГ. Визначення ВР в реа-льнiй клiнiчнiй практик зустрiчаеться з низкою проблем. По-перше, для бiльшоТ точностi необ-хщно розраховувати декiлька iндексiв ВГ. Подруге, деяк показники (MAGE, Аи^ CONGA) були спецiально розробленi для безперервноУ реестрацп показникiв глкемй i вимагають наяв-ностi систем тривалого моыторування глiкемiТ, з використанням вщповщного програмного забез-печення [18].
Запропонований нами споаб прогнозування розвитку та прогресування дiабетичноl мiкроан-гюпатй (на прикладi дiабетичноl нефропатй) у хворих на ЦД 1 не вимагае використання спецн ального програмного забезпечення. Розрахунок можливо проводити, використовуючи дан самоконтролю гткемп в умовах реальной кл^чноУ практики.
Висновки
1. В результат проведеного дослiдження встановлено, що на розвиток мiкросудинних ускладнень при ЦД 1, на прикладi дiабетичноl нефропатй (ДН) окрiм власне ппергткемп (яку визначали за рiвнем максимальной глiкемй та показником НЬА1с) мае значення збiльшення показника розмаху гткемп.
2. Шляхом використання простого лiнiйного регресiйного аналiзу отримано математичне рiв-няння залежностi рiвня АУ вщ показника рiзницi максимального i мiнiмального рiвню глюкози у хворих на ЦД 1, що дае можливють прогнозува-ти прогресування Дн у па^етчв iз ЦД 1.
3. Прогнозування ризику розвитку та прогресування АУ при ЦД 1 повинно використовува-
тись в кшшчнш практик з метою виявлення па-^енпв високого ризику розвитку ДН для своеча-сного проведення профтактичних та лкуваль-них заходiв.
Перспективи подальших дослiджень
В подальшому плануеться оцiнити вплив ва-рiабельностi глкеми на формування хрошчних ускладнень та дослiдити можливостi прогнозу-вання ix прогресування у па^етчв з ЦД другого типу.
References
1. Diabetes Key facts [digital resource]. World Health Organization. Available from: http://www.who.int/mediacentre/factsheets/fs312/en/.
2. IDF Diabetes Atlas. 8th ed. 2017 [digital resource]. International Diabetes Federation. Available from: http://diabetesatlas.org/IDF_Diabetes_Atlas_8e_interactive_EN.
3. Diabetes Basics [digital resource]. American Diabetes Association. Available from: http://www.diabetes.org/diabetes-basics/type-1/?loc=util-header_type1
4. Saberzadeh-Ardestani B, Karamzadeh R, Basiri M, et al. Saber-zadeh-Ardestani B. Type 1 Diabetes Mellitus: Cellular and Molecular Pathophysiology at A Glance. Cell J. 2018; 20(3): 294-301. doi: 10.22074/cellj.2018.5513
5. Tsytovskyi MN. Statystychnyi, klinichnyi ta morfolohichnyi aspekty vplyvu tsukrovoho diabetu na stan sertsevo-sudynnoi systemy [Statistical, clinical and morphological aspects of the influence of diabetes mellitus on the state of the cardiovascular system]. Naukovyi visnyk Uzhhorodskoho universytetu, seriya «Medytsyna». 2017; 55: 167-77. [Ukrainian]
6. Barrett EJ, Liu Z, Khamaisi M, et al. Diabetic microvascular disease: an endocrine society scientific statement. J Clin Endocrinol Metab. 2017; 102(12): 4343-410. doi: 10.1210/jc.2017-01922
7. Khalil H. Diabetes microvascular complications-A clinical update. Diabetes Metab Syndr. 2017; Suppl 1: S133-S139. doi: 10.1016/j.dsx.2016.12.022
8. American Diabetes Assosiation: Standards of Medical Care in Diabetes—2016. Diabetes Care. 2016; 39(Suppl 1).
9. Nakaz MOZ Ukrainy № 1021 vid 29.12.2014. Unifikovanyi klinichnyi protokol pervynnoi, vtorynnoi (spetsializovanoi) ta tretynnoi (vysokospetsializovanoi) medychnoi dopomohy. Tsukrovyi diabet 1 typu u molodykh lyudey ta doroslykh [Unified clinical protocol of primary, secondary (specialized) and tertiary (highly specialized) medical aid. Diabetes mellitus type 1 in young people and adults]. Kyiv, 2014.
10. Diabetes Control and Complications Trial Research Group. Nathan DM, Genuth S, et al. Diabetes Control and Complications Trial Research Group. The effect of intensive treatment of diabetes on the development and progression of long-term complications in insulin-dependent diabetes mellitus. N Engl J Med. 1993; 329(14): 97786.
11. de Boer IH. DCCT/EDIC Research Group. Kidney disease and related findings in the diabetes control and complications trial/epidemiology of diabetes interventions and complications study. Diabetes Care. 2014; 37(18): 24-30. doi:10.2337/dc13-2113
12. DCCT/EDIC Research Group. Aiello LP, Sun W, et al. Intensive diabetes therapy and ocular surgery in type 1 diabetes. N Engl J Med. 2015; 372(18): 1722-33. doi: 10.1056/NEJMoa1409463
13. Kilpatrick ES, Rigby AS, Atkin SL, et al. A1C variability and the risk of microvascular complications in type 1 diabetes: data from the Diabetes Control and Complications Trial. Diabetes Care. 2008; 31(11): 2198-202. doi: 10.2337/dc08-0864
14. Lachin JM, Bebu I, Bergenstal RM, et al. Association of glycemic variability in type 1 diabetes with progression of microvascular outcomes in the Diabetes Control and Complications Trial. Diabetes Care. 2017; 40(6): 777-83. doi: 10.2337/dc16-2426
15. Prazny M, Skrha J, Soupal J, Skrha JJr. Glycemic variability and microvascular complications of diabetes. Cas Lek Cesk. 2017; 156(6): 308-13.
16. Smith-Palmer J, Brandle M, Trevisan R, et al. Assessment of the association between glycemic variability and diabetes-related complications in type 1 and type 2 diabetes. Diabetes Res Clin Pract. 2014; 105(3): 273-84. doi: 10.1016/j.diabres.2014.06.007
17. Hoffman RP, Dye AS, Huang H, Bauer JA. Effects of glucose control and variability on endothelial function and repair in adolescents with type 1 diabetes. ISRN Endocrinol. 2013; 876547. Available from: https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC3893838. doi: 10.1155/2013/876547
18. Service FJ. Glucose variability. Diabetes. 2013; 62(5): 1398-404. doi: 10.2337/db12-1396
Реферат
ВОЗМОЖНОСТИ ПРОГНОЗИРОВАНИЯ РАЗВИТИЯ ОСЛОЖНЕНИЙ САХАРНОГО ДИАБЕТА 1 ТИПА ПО ПОКАЗАТЕЛЯМ ГЛИКЕМИЧЕСКОГО КОНТРОЛЯ Перцева Н.О., Мошенец Е.И.
Ключевые слова: сахарный диабет 1 типа, диабетические микроангиопатии, прогнозирование, альбуминурия.
Целью работы было разработать математическую модель прогнозирования развития и прогресси-рования диабетической микроангиопатии у больных сахарным диабетом 1 типа с использованием показателей длительного мониторирования гликемии. Было обследовано 62 пациента с сахарным диабетом 1 типа в возрасте от 18 до 45 лет. Определяли уровни HbA1c, C-пептида, креатинина крови и альбуминурии. В зависимости от уровня HbA1c пациентов разделили на группы: группа 1 -HbA1c<7,0% (n = 18), группа 2 - HbA1c> 7,0% (n = 44). Проводили длительное мониторирование гликемии помощью системы CGMS течение 6 суток. Учитывались максимальное, минимальное значение гликемии и размах гликемии. Путем использования простого линейного регрессионного анализа получено математическое уравнение зависимости уровня альбуминурии от показателя разности максимального и минимального уровня гликемии, что позволяет прогнозировать прогрессирование диабетической нефропатии у пациентов с сахарным диабетом 1 типа.
Summary
POTENTIALS TO PREDICT THE DEVELOPMENT OF DIABETES 1 TYPE COMPLICATIONS BY GLUCOSE CONTROL INDICATORS Pertseva N^., Moshenets K.I.
Key words: diabetes mellitus type 1, diabetic microangiopathy, prognostication, albuminuria.
Diabetes mellitus is recognized as a new non-infectious «epidemic of the XXI century» due to its steady increase in morbidity and a number of medical and social problems. These problems are associated with disability and mortality of patients resulted from the development of chronic complications of the disease. Hyperglycemia plays a major role in the development of diabetic complications. Diabetic microangiopathies predetermine the course and prognosis of the disease. HbA1c level and glucose variability are the complementary characteristics of glucose control. The aim of the study was to develop a mathematical model for predicting the development of diabetic microangiopathy in patients with diabetes type 1 by using continuous glucose monitoring system (CGMS). 62 patients (aged 18-45 years) with type 1 diabetes mellitus were examined. Clinical laboratory examination included: assessment of the of HbA1c level, C-peptide level, levels of blood creatinine and albuminuria. Patients were divided into groups: group 1 had HbA1c<7.0% (n = 18),
group 2 had HbA1c> 7.0% (n = 44). Long-term monitoring of blood glucose levels was conducted with using the CGMS system during 6 days. Maximum blood glucose level, minimum blood glucose level and the difference of maximum and minimum blood glucose levels were accounted. The mathematical equation was obtained by using the simple linear regression analysis. This mathematical equation shows relationship between the level of albuminuria and the difference between maximum and minimum blood glucose levels. It can be used to predict the progression of diabetic nephropathy in patients with type 1 diabetes. We suggested the method for prognosticating the development and progression of diabetic microangiopathy (on an example of diabetic nephropathy) in patients with diabetes mellitus type 1 that does not require special software. This calculation may be performed using self-monitoring of blood glucose in clinical practice.
D0l:10.31718/2077-1096.18.4.47 УДК 616.831.94-005.1-036-07:616 Полковн'шова К. Ю.
ОСОБЛИВОСТ1 КЛ1Н1ЧНОГО ПЕРЕБ1ГУ СУБАРАХНОЩАЛЬНОГО КРОВОВИЛИВУ НЕТРАВМАТИЧНОГО ГЕНЕЗУ У ГОСТРОМУ ПЕР1ОД1 ЗАХВОРЮВАННЯ
ДУ «3anopi3bKa медична акаде1^я пюлядипломно!' ocbîtm МОЗ Украши»
Мета досл'дження: вивчити клМко-статистичну характеристику, особливостi перебгу захворю-вання, динамку результат'¡в неврологiчних шкал i структуру ускладнень у стацонарних хворих, госп'!тал'!зованих з приводу субарахноУдального крововиливу нетравматично)' ет'!олог'!)'. Обстежено 87 пацieнтiв ¡з субарахно'Удальним крововиливом, з них 38 (43,68%) - з ¡зольованим, 14 (16,09%) - з субарахно'Удально-паренх'шатозним, 29 (33,33%) - з субарахно'Удально-вентрикулярним, 6 (6,9%) - з субарахно'Удально-паренх'шатозно-вентрикулярним крововиливом, загальна кшькють змiшаних кро-вовиливв складала 56,32%. У рутинне кл1'н1'чне обстеження були додатково включенi шкала C.S. Ogilvy et B. S. Carter та шкала GOSE. Бтьшють хворих дано)' вибiрки мали найлегший ступнь тяжкост! субарахноУдального крововиливу зг/'дно класи^кацУУ Всесв1тньо'У оргашзацИ нейрохiрургiв - 33 пац/'ента (37,93%), що в/'дпов/'дае 15 балам за шкалою ком Гпазго та в'дсутност'! рухового та мов-ного дефциту. Друга ступнь тяжкост! дагностована у 37 чоловк (42,53%), це 13-14 балв за шкалою ком Глазго та в'дсутн'ють рухового i мовного дефциту. Наступна невелика когорта пацieнтiв вiдносилася до 3 ступеню тяжкостi - 14 хворих (16,09%), вони мали 13-14 бал'в за шкалою ком Глазго та певного ступеню вираженост!' руховий i / або мовний деф/'цит. Двi людини були вднесен до 4 ступеню тяжкост! (2,30%) ¡з 7-12 балами за шкалою ком Глазго та наявнстю / в'дсутн'стю рухового i / або мовного дефциту. Один хворий (1,15%) належав до категор'УУ крайного 5 ступеню тяжкостi ¡з 3-6 балами за шкалою ком Глазго та наявнстю / в'дсутн'ютю рухового i / або мовного дефциту. В'дсоток в1'рог1'дностi прогнозу субарахноУдального крововиливу 78-80% успшного результату зг/'дно узагальнюючо'У класиф 'кацШно'У шкали для оц!нки прогнозу результату субарахноУдального крововиливу (C.S. Ogilvy et B.S. Carter) мали 76 хворих ¡з балами в!д 0 до 2 (87,36%). Три бали та 65-67%, менш успшний результат продемонстрували 10 хворих (11,49%). У одного хворого (1,15%) нараховано 25%, несприятливий результат та сумарн! 4 бали. Виявлен! наступн! фак-тори ризику розвитку субарахноУдального крововиливу: наявнсть в с'шейному анамнезi даного за-хворювання у родич'т; наявнсть в анамнезi шк'дливих звичок: пал!ння; зловживання алкоголем; на-явнсть в анамнезi г!пертон!чно'У хвороби, атеросклерозу та г!перхолестеринемУУ. 1з супутнх хвороб найбльш широко були представленi такi захворювання, як ¡шем!чна хвороба серця, виразкова хвороба шлунка, цукровий д'абет.
Ключов1 слова: субарахноТдальний крововилив, Шкала Всесвтньо!' федерацп' нейрох1рурпв (WFNS), шкала Ханта-Хесса, шкала Fisher, шкала C.S. Ogilvy et B.S. Carter, шкала GOSE.
Робота e фрагментом НДР кафедри нервових хвороб ДЗ «Запор!зька медична академ!я пюлядипломноТ осв!ти МОЗ УкраТни»: «Комплексна д!агностика та алгоритми прогнозування переб!гу субарахноТдальних кро-вовилив!в у хворих р!зних вкових груп», № держ. реестрацп 0115U000657.
В УкраМ щороку вщбуваеться до 5 тисяч про те, що смертнють за 30 дшв становила 36 %
аневризматичних крововиливiв при середньому [5]. Загальнонацюнальне данське дослщження
показнику захворюваност 12 випадш / 100 ти- показало, що аналопчний 30-денний показник
сяч чоловк на рк на 42 мтьйони населення смертносп становив 38% [6]. Тенденцп та дете-
[1,2,3]. рмшанти багатонацюнального мошторингу Все-
Субарахнощальний крововилив (САК) стано- св^ньоТ оргашзаци' охорони здоров'я в дослн
вить лише 5% вах випадш шсульту [4], але мае дженш серцево-судинних захворювань (цослн
досить висок показники смертност та необоро- дження шсульту WHO MONICA), велике спосте-
тну втрату працездатностк Ретроспективне ко- реження за 11-ма популя^ями в бврош та КитаТ
гортне дослщження у двох великих норвезьких повщомили про те, що смертнють протягом 30
популя^ях за перюд з 1984 по 2007 рр. свщчило дшв становить 42%. Огляд даних показниш
