CC BY
9
ÍINJJ М1ЖНАРСШНИЙ НЕВРОЛОПЧНИЙ ЖУРНАЛ
INTERNATIONAL NEUROLOGICAL JOURNAL 1
МЕЖДУНАРОДНЫЙ НЕВРОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ ПРАКТИКУЮЧОМУ НЕВРОЛОГУ /TO PRACTICING NEUROLOGIST/
УДК 616.831-005.1-07-08:614.21:616-036.8 DOI: 10.22141/2224-0713.5.107.2019.176707
Фломн Ю.В.1, Гурянов В.Г.2, Кушнеренко О.Л.1, Гаври^в 1.Р.1, Гуляева М.В.1,
Пюнтювська Н.1.1, Соколова Л.1.2
1МЦ «Ун1версальна кл1н1ка «Оберг», м. Ки'в, Укра'на
2Нац1ональниймедичний ун1верситет¡мен10.О. Богомольця, м. Ки'в, Укра'на
Предиктори потреби у стороншй допомозi
у повсякденному житт серед пащенпв, як перебували на стацюнарному лкуванш в штегрованому iнсультному блоцi
Резюме. Актуальтсть. 1нсульт залишаеться nровiдною причиною iнвалiдностi, але яккна медич-на допомога може полiпшитирезультати лiкування. Мета до^дження: визначити предиктори збереження потреби у стороннй допомозi у пацiентiв з iнсультом, якi виписанi з iнтегрованого iнсультного блоку (11Б). Матерiали та методи. Учасниками дослiдження стали пащенти з мозковим тсультом, якi у 2010—2018рр. перебували на стацюнарному лiкуваннi в 1нсультному центрi (Щ), що розташований у багатопрофыьнш лiкарнi та функцюнуе за принципами 11Б. УЫ пащенти були ретельно обстеженi та отримували належне лiкування, у кожного з них при над-ходженнi та перед випискою було проведено ощнювання за основними тсультними шкалами. Дат пацiентiв проспективно вносились до спещального реестру. Як результат лiкування розглядали прикiнцеву ощнку за iндексом Бартел (1Б): при 1Б > 85 балiв ефект лiкування вважався досяг-нутим, у разi 1Б < 80 балiв — недосягнутим. Для ощнки ступеня впливу 40 факторних ознак на ймовiрнiсть неповного функцюнального вiдновлення був використаний метод побудови та анал1зу логктичних моделей регреси. Результати. У дослiдження були включенi 677 пацiентiв вiком вiд 20 до 95рокiв (медiана — 65,9року), 1з них 271 (40,4 %) жiнка. У80,8 % пацiентiв був дiагносmо-ваний шемiчний, а у 19,2 % — геморагiчний тсульт. Медiана ощнки за NIHSS при надходженнi становила 10 балiв. Термiни госпimалiзацii до Щ коливались вiд < 24 год (17,5 % пацiентiв) до понад 180 днiв (17,2 % пацiенmiв), 59,7 % учасникiв були госпimалiзованi протягом перших 30 днiв вiд початку захворювання. Згiдно з результатами однофакторного анал1зу, статистично значу-щий зв'язок зризиком недосягнення ефекту лiкування мали 27факторних ознак, зокрема тип та пiдmип iнсульmу, вiк, наявтсть фiбриляцiiпередсердь, iнсульm в анамнезi, тяжкий неврологiчний дефiциm, когнimивнi порушення та значна функщональна неспроможнiсmь при госпimалiзацii, окремi неврологiчнi порушення (пригнiчення свiдомосmi, дисфаг1я, гемiанопсiя, гемiпарез) та пiдви-щений рiвень маркерiв запалення (С-реактивний быок, швидккть оЫдання ериmроциmiв) у кровi. Вiдповiдно до резульmаmiв багатофакторного анал1зу, сильний та незалежний зв'язок зризиком недосягнення бажаного ефекту лiкування мали вiк патента (вiдношення шанЫв (ВШ) 1,06; 95% довiрчий ттервал (Д1) 1,03—1,10 в середньому на кожен додатковий рiк; р < 0,001), повторний шсульт (ВШ2,8; 95% Д11,3-6,2;р = 0,01), почаmковi оцшки за 1Б (ВШ 0,97; 95% Д10,95-0,98 в середньому при зменшеннi ощнки на кожний бал; р < 0,001), модифiкованою шкалою Ренкiна
© «Ммнародний невролопчний журнал» / «Международный неврологический журнал» / «International Neurological Journal» («Mezdunarodnyj nevralogiceskij zurnal»), 2019 © Видавець Заславський О.Ю. / Издатель Заславский А.Ю. / Publisher Zaslavsky O.Yu., 2019
Для кореспонденцй: Фломш Юрм Володимирович, кандидат медичних наук, завщувач 1нсультним центром, Медичний центр «Ушверсальна шшка «Оберй», вул. Зоолопчна, 3-В, м. КиТв, УкраТна; e-mail: y.flomin@oberig.ua; контактний тел.: +38 (095) 282-34-46.
For correspondence:Yuriy Flomin, MD, PhD, Head ofStroke Center, Medical Center'Universal Clinic"Oberig', Zoolohichna Street, 3-V, Kyiv, 03057, Ukraine; e-mail: y.flomin@oberig.ua; contact phone: +38 (095) 282-34-46.
(ВШ 1,7; 95% Д11,0—2,8 в середньому при збiльшеннi ощнки на кожний бал;р = 0,05) та шдексом мобiльностi Рiвермiд (ВШ 0,87; 95% Д1 0,76—0,99; р = 0,05), а також початкова ощнка сили рук у вiдповiдних роздыах NIHSS (ВШ 1,5; 95% Д11,1—1,9 в середньому на кожний додатковий бал;р = 0,003) та тзня госпiталiзацiя до 1Ц (при надходженнi п^знше 180 днiв вiд початку захворювання ВШ 9,6; 95% Д13,1—29,4; р < 0,001). Площа niд кривою операцшних характеристик АиС = 0,95(95% Д10,93—0,97) свiдчить про вiдмiнну узгоджетсть моделi прогнозування. Висно-вки. Найбыьший вплив на збереження потреби у стороннш допомозi пкля лiкування в 11Б мають вiк патента, тяжесть початкових порушень та перiод захворювання. Незалежн предиктори збереження функщонально'( неспроможностi можуть допомогти кращому ощнюванню прогнозу та оптим1заци прийняття ршень щодо лiкувальноi тактики.
Ключовi слова: нсульт;результати лкування; тдекс Бартел; нтегрований нсультний блок; прогноз; предиктори
Вступ
1нсульт залишаеться одним i3 найчастших нев-ролопчних захворювань i одшею з провщних причин смертносп й швалщносп на нашш планеть У 2016 рощ у свт було зареестровано 13,7 млн нових шсульпв та 5,5 млн пов'язаних з шсультами смертей, а також 116,4 млн втрачених роыв здорового життя внаслщок перенесеного шсульту, що призвiв до перед-часно! смерп або швалщносп (disability-adjusted life years lost) (GBD 2016 Stroke Collaborators, 2019). У кра-!нах бвропи шсульт посщае друге мюце серед найчас-тших причин смерп та залишаеться головною причиною стшко! швалщносп (Aguiar de Sousa D., 2019; Feigin V.L., 2017). Вщ 20 до 35 % пащенпв з гострим шсультом помирають протягом першого мюяця вiд початку захворювання, а серед тих, хто вижив, близь-ко третини стають залежними вiд сторонньо! допомо-ги (Townsend N., 2016). Зпдно з оцiнками дослiдникiв глобального тягаря хвороб (Global Burden of Disease), в Укра!ш у 2016 рощ виникло понад 200 тис. шсульпв i понад 85 тис. оаб померли вщ iнсульту (GBD 2016 Stroke Collaborators, 2019).
У бтьшосп випадыв нефатального iнсульту спо-стерiгаеться поступове вiдновлення порушених функ-цiй, i у термiни вщ 3 мiс. до 10 роыв вщ початку захворювання 40—60 % пащенпв досягають повно! не-залежностi вiд сторонньо! допомоги у повсякденному життi (Duncan P.W., 2000; Hankey G.J., 2007). Одужан-ня шсля iнсульту — складний бюлопчний процес, на темп та траекторш якого впливають багато чинни-ыв (Feng W., 2013). Якiсна медична допомога може зменшити тяжкiсть наслщыв iнсульту (летальнiсть, iнвалiднiсть, витрати), але оптимальна модель орга-нiзацii' шсультно! допомоги у лiкарнi ще не визначена (Sun Y., 2013). Про результати лшування iнсульту у рiзних моделях iнсультноi допомоги в Укра!ш вщо-мо дуже мало, але, зпдно з метааналiзом результатiв дослщжень в iнших кра!нах, iнтегрований шсультний блок (Comprehensive Stroke Unit) пов'язаний зi змен-шенням ризику смерп або залежностi вiд сторонньо! допомоги порiвняно з iншими моделями допомоги (Chan D.K., 2013). Щоб надшно визначати ефектив-нiсть певних л^вальних втручань, необхiднi стандар-тизованi засоби, що дозволяють кiлькiсно оцiнювати
результати лшування i надавати змiстовнi вщповщ на клiнiчнi питання. У випадку гострих сташв, якi можуть мати рiзний перебiг i впливати на численш ор-гани та системи оргашзму людини, таких як шсульт, вибiр методiв оцiнювання результату лшування стае складним завданням (Harrison J.K., 2013). Сучасш концепцп обмежень життедiяльностi наголошують на варiабельностi та динамiчностi взаемозв'язкiв мiж патологiчними змшами, порушеннями функцiй тiла, активною дiяльнiстю та участю у соцiальних процесах (Jette A.M., 2006). Зважаючи на широкий спектр не-врологiчних порушень та функщональних обмежень, що спостертаються у пацiентiв пiсля iнсульту, з метою ощнювання ступеня вщновлення найчастiше ви-користовують шкали повсякденно! життедiяльностi, якi мають тiснiший зв'язок з рiвнем незалежностi, нiж окремi види неврологiчного дефiциту (Lai S.M., 2001). Функщональш оцiночнi шкали дозволяють ыльыс-но оцiнювати (вимiрювати) вплив невролопчного дефiциту та контекстних чинниыв на рiзнi аспекти повсякденно! життедiяльностi пацiента, а також вщ-слщковувати змiни, що вiдбулися протягом певного промiжку часу, що особливо корисно шд час реабш-тацп. Можливють описувати вiдновлення у пацiентiв шсля шсульту з використанням загальноприйнятих шкал полшшуе взаеморозумiння мiж представни-ками рiзних спецiальностей i дозволяе порiвнювати результати лiкування та ефективнiсть рiзних моделей стацiонарноi допомоги при шсульп (Harrison J.K.,
2013). У 1950-х роках Florence Mahoney та Dorothea Barthel на основi Мерилендського шдексу швалщ-ностi (Maryland Disability Index) створили власну шкалу «незалежносп», яка отримала назву «шдекс Бартел» (1Б) i пiзнiше була стандартизована Wade та Collin (Mahoney F.I., 1965; Wade D.T., 1988). Згодом 1Б став найбшьш популярною шкалою для ощнювання повсякденно! життедiяльностi у нейрореабштацп i другою за частотою використання у кшшчних випро-буваннях при шсульп (Quinn T.J., 2009; McArthur K.,
2014). 1Б е валщним засобом для оцiнювання функ-цiонального стану та базово! повсякденно! життедь яльностi у пацiентiв шсля шсульту, яы потребують стацiонарноi реабштаци (Wade D.T., 1987; Weimar C., 2002). Як правило, оцiнку бтьше 80 балiв за 1Б вва-
жають ознакою незалежносп, тодi як оцшка менше 40 балiв свiдчить про сильну залежшсть вiд сторон-ньо! допомоги у повсякденному життi (Sinoff G., 1997; Harrison J.K., 2013).
Мета: визначення прогностичних чинниыв (пре-дикторiв) потреби у стороннiй допомозi у повсякден-нiй життедiяльностi (оцшка за 1Б менше 85 балiв) у пацiентiв, якi перебували на лшуванш в штегровано-му шсультному блоцi (11Б).
Матерiали та методи
Bu6ipua до^дження. ДослГдження було прове-дене в 1нсультному центрi (1Ц), що розташований у багатопрофiльнiй лшарш. Структура i процеси в 1Ц вiдповiдають принципам 11Б (мультидисциплiнарна команда фахiвцiв, що включае лiкарiв-неврологiв, медичних сестер зi спецiальною пiдготовкою з ш-сульту, фiзичних терапевтiв, ерготерапевтiв i лого-педiв; медична допомога вГдповГдно до локальних протоколiв, що розроблеш на основi вiтчизняних i провiдних мiжнародних клiнiчних настанов; визначення шдтипу iнсульту та раннш початок вторинно! профiлактики, початок мiждисциплiнарноi реабшта-цп впродовж 48 годин шсля госпiталiзацii i достатнiй ii обсяг). Учасниками дослiдження стали пашенти з Гнсультом, якГ були послГдовно госпiталiзованi до 1Ц протягом 2010—2018 рошв. У всГх учасникiв до-слiдження були проведенi неврологiчного огляд при надходженш i необхiдне обстеження, що включало нейровiзуалiзацiю (комп'ютерна або магштно-резо-нансна томографiя), вiзуалiзацiю церебральних судин (комп'ютерна або магнiтно-резонансна ангiографiя), трансторакальну ехокардiографiю, реестрацiю елек-трокардюграми, холтерiвський монГторинг, консуль-тацп фахГвшв (кардГолог, нейрохГрург, ендокринолог, уролог, терапевт, ортопед, психГатр тощо) i необхГдш лабораторнГ аналГзи, зробленГ у сертифшованш лабо-раторп.
Ha6ip показнитв, що були npoanmi3oeani. Визна-чений набГр даних про кожного з пашенпв був зГбра-ний проспективно i внесений лГкуючими лГкарями до вГдповГдно! бази даних. ПГд час аналГзу як факторнГ ознаки були використаш наступнГ характеристики: вГк та стать пацГента, тип i пГдтип шсульту, локалГзацГя ГшемГчного Гнсульту, преморбГдна оцшка за модифь кованою шкалою Ренкша (МШР), судиннГ фактори ризику (фГбриляшя передсердь, цукровий дГабет, дис-лшГдемГя, артерГальна гГпертензГя, Гнсульт в анамнезГ, курГння, зловживання алкоголем, ожирГння), оцшка за шкалами при госшталГзаци (за шкалою Гнсульту На-цГональних шститупв здоров'я (National Institutes of Health Stroke Scale — NIHSS), 1Б, МШР, шдексом мо-бГльностГ РГвермГд (Rivermead Mobility Index — RMI), мГнГшкалою для дослГдження психГчного статусу (Mini-Mental State Examination — MMSE), Монреаль-ським дослГдженням когнГтивних функцш (Montreal Cognitive Assessment — MOCA), а також оцшка сили право! руки, право! ноги, лГво! руки та лГво! ноги у вГдповГдних роздГлах NIHSS), окремГ види невроло-
гГчних порушень при надходженнГ (порушення свь домостГ, правобГчний гемГпарез, лГвобГчний гемша-рез, афазГя, гомонГмна гемГанопсГя, гемГгГпестезГя, дисфагГя), лабораторнГ показники при надходженнГ (число лейкоцитГв у кровГ, швидкГсть осГдання ери-троцитГв (ШОЕ), рГвень креатинГну, С-реактивного бГлка (СРБ), глГкозильованого гемоглобГну (HbA1c), загального холестерину (ХС), холестерину лшопро-те!нГв низько! щГльностГ (ЛПНЩ) та холестерину ль попроте!нГв високо! щшьносп (ЛПВЩ)). У кожного пацГента, крГм тих, якГ померли, лГкуючим лшарем разом Гз ерготерапевтом перед випискою з 1Ц була визначена оцшка за 1Б. Як результуючГ ознаки при проведенш аналГзу розглядали оцшку за 1Б пГсля ль кування: у разГ оцГнки за 1Б перед випискою з 1Ц > 85 балГв ефект лГкування для пацГента вважався досягну-тим (вихГдна змГнна моделГ Y = 0); в шшому випадку ефект лГкування для пацГента вважався недосягнутим (вихГдна змшна моделГ Y = 1).
Статистичний аналiз. Для кшькГсно! оцшки ступеня впливу факторних ознак на ризик неповно-го функцГонального вГдновлення у пашенпв пГсля Гнсульту за 1Б були використаш метод побудови та аналГзу лопстичних моделей регресГ!. Прогностична яысть моделей оцГнювалася за показниками чутли-востГ (доля вГрно прогнозованих «випадшв») та спе-цифГчностГ (частка правильно прогнозованих «не-випадкГв») (Petrie A., 2009). Для цих величин було розраховано вГдповГдний 95% довГрчий штервал (95% Д1). АдекватнГсть моделей оцГнювалася методом побудови та аналГзу кривих операцшних характеристик (ROC — Receiver Operating Characteristic curve analysis), при цьому розраховувалася площа пГд ROC-кривою (AUC — Area under the ROC curve) та ii 95% Д1. Модель вважаеться адекватною при статистично значимш вГдмшностГ величини AUC вГд величини 0,5 («ПосГбник з бГостатистики», 2018). Вплив фак-торних ознак оцшено за величиною показника вГд-ношення шансГв (ВШ), для яких був розрахований 95% Д1 (Petrie A., 2009). Для вГдбору мГнГмального набору факторних ознак, пов'язаних з ризиком «випадку», при побудовГ багатофакторних моделей про-гнозування в роботГ використано метод покрокового вГдкидання/додавання ознак (stepwise). Оптимальний порГг прийняття рГшення для моделГ визначався шляхом досягнення максимально! чутливосп та специ-фГчностГ за Гндексом Youden («ПосГбник з бГостатистики», 2018). Критичний рГвень значимосп для всГх тестГв був прийнятий акр = 0,05. Статистичний аналГз результатГв дослГдження проводився з використан-ням пакета MedCalc v. 18.11.3 (MedCalc Software Inc, Broekstraat, Belgium, 1993-2018).
Результати
До дослГдження включеш 677 пацГентГв, в яких були визначеш початковий i кГнцевий функцГональний стан за 1Б. Серед цих пацГентГв 40,4 % становили ж1нки та 59,6 % — чоловши. ВГк пацГентГв — в!д 20,4 до 95,7 року (медГана — 65,9 року, мГжквартильний Гнтервал —
57,7—74,9 року). У 80,8 % пащенпв було дiагностовано iшемiчний шсульт, у 19,2 % — геморапчний. Загальна оцiнка за NIHSS при надходженш коливалась вiд 0 до 40 балiв (медiана — 10 балiв, мiжквартильний штер-вал — 6—17 батв). При цьому для 17,5 % пащентав час вщ початку захворювання до госпiталiзацii в 1Ц був вiд 0 до 24 годин вщ початку захворювання, для 19,4 % — вщ 25 годин до 7 дшв, 7,5 % — з 8-го до 14-го дня, 15,3 % — з 15-го до 30-го дня, 10,2 % — з 31-го до 60-го дня, 12,9 % — з 61-го до 180-го дня та 17,2 % — шзшше 180 дшв.
Однофакторн модел
На першому етат анатзу було побудовано лопстич-ш моделi регреси прогнозування ризику недосягнення ефекту лшування за 1Б за кожною iз факторних ознак. У табл. 1 наведеш результати однофакторного анатзу.
Згiдно з результатами однофакторного ан&тзу, ю-нуе статистично значущий зв'язок ризику недосягнення ефекту лшування за 1Б з 27 факторними озна-ками (табл. 1). Зокрема, ризик недосягнення ефекту лшування був бшьшим при атеросклеротичному (ВШ 4,7; 95% Д1 2,0-11,2; р = 0,001) та кардiоемболiчному (ВШ 5,0; 95% Д1 2,1-12,0; р < 0,001) подтипах iшемiч-них шсульпв i геморагiчному iнсультi (ВШ 8,3; 95% Д1 3,3-20,8; р < 0,001) порiвняно з лакунарним подтипом iшемiчного iнсульту. Iмовiрнiсть збереження залежност вiд сторонньоi допомоги шсля лiкування в 1Ц значуще збшьшувалася з вiком (ВШ 1,04; 95% Д1 1,03-1,05 в середньому з кожним додатковим роком; р < 0,001). На вщмшу вщ вшу стать пащента, а також сторона шфаркту при ураженнi басейшв середнiх мозкових артерiй не мали iстотного впли-ву на ризик недосягнення ефекту лшування. Серед судинних факторiв ризику ймовiрнiсть недосягнення бажаного функцюнального результату лiкування значуще збшьшували тiльки фiбриляцiя передсердь (ВШ
1,42; 95% Д1 1,02-1,98; р = 0,04) та шсульт в aHaMHe3Í (ВШ 1,48; 95% Д1 1,02-2,14; р = 0,04), тсда як для артерiальноi rinepTeH3Í'i, цукрового дiабету, дислшь демп, курiння, зловживання алкоголем й ожиршня статистично значущого впливу не виявлено. Значущий зв'язок з iмовiрнiстю збереження функцюналь-но1 неспроможностi та залежностi вщ сторонньо'1 допомоги мали оцiнка за МШР до iнсульту (ВШ 1,8; 95% Д1 1,4-2,2 в середньому на кожний додатковий бал МШР; р < 0,001) i особливо при надходженш в 1Ц (ВШ 4,8; 95% Д1 3,8-6,1 в середньому на кожний додатковий бал МШР; р < 0,001), а також початкова загальна сума балiв за 1Б (ВШ 0,94; 95% Д1 0,94-0,95 в середньому при зменшенш оцшки на кожний бал; р < 0,001), NIHSS (ВШ 1,3; 95% Д1 1,2-1,4 в середньому при збшьшенш оцшки на кожний бал; р < 0,001), MMSE (ВШ 0,9; 95% Д1 0,89-0,92 в середньому при зменшенш оцшки на кожний бал; р < 0,001) i MOCA (ВШ 0,89; 95% Д1 0,87-0,91 в середньому при зменшенш оцшки на кожний бал; р < 0,001). Наявшсть у пашента вах ввддв невролопчного дефщиту, що аналiзувалися, негативно впливала на ймовiрнiсть вщновлення незалежност вщ сторонньо'1 допомоги, але особливо вагомий вплив мали порушення свщо-мостi та функцп ковтання: при зниженнi рiвня свь домостi при надходженнi (ВШ 8,0; 95% Д1 4,3-14,9; р < 0,001), у разi дисфагп (вШ 6,3; 95% Д1 3,7-10,6; р < 0,001). Ризик збереження потреби у стороннш допомозi у повсякденному життi пiсля лiкування в 1Ц значуще збiльшувався при зростаннi числа балiв за силу м'язiв кшшвок у вiдповiдних роздiлах NIHSS (ВШ вщ 1,8 до 2,1 в середньому на кожний додатковий бал; р < 0,001 для кожно'1 з кшшвок). З лабораторних показниыв значущий прямий зв'язок з вщсутшстю бажаного ефекту лшування мали ШОЕ (ВШ 1,02; 95% Д1 1,01-1,03 в середньому на кожний додатковий 1 мм/год; р < 0,001) та рiвень С-реактивного бшка
Таблиця 1. Коеф1ц1енти однофакторних моделей лопстичноУ регреси прогнозування ризику недосягнення ефекту л '1кування за iндексом Бартел
Факторна ознака Значення коефiцieнта моделi, b ± m Рiвень значущост p вiдмiнностi коефiцieнта моделi вiд 0 ВШ (95% Д1)
1 2 3 4
Пщтипи шсуль- TÍB Лакунарний Референтний
Атеросклеротичний 1,55 ± 0,45 0,001 4,7 (2,0-11,2)
Кардюемболiчний 1,61 ± 0,46 < 0,001 5,0 (2,1-12,0)
1нший 0,90 ± 0,53 0,09 -
Геморагiчний 2,12 ± 0,47 < 0,001 8,3 (3,3-20,8)
BÍK 0,038 ± 0,007 < 0,001 1,04 (1,03-1,05)
Стать Чоловiча Референтний
Жшоча -0,26 ± 0,16 0,10 -
Преморбщна МШР 0,56 ± 0,11 < 0,001 1,8 (1,4-2,2)
Дислтщеммя -0,25 ± 0,21 0,24 -
Заюнчення табл. 1
1 2 3 4
PiBeHb загального ХС* -0,058 ± 0,046 0,21 -
ХС ЛПВЩ* -0,001 ± 0,001 0,42 -
ХС ЛПНЩ* -0,003 ± 0,003 0,45 -
Цукровий дiабет 0,08 ± 0,18 0,65 -
1Б* -0,058 ± 0,004 < 0,001 0,94 (0,94-0,95)
Ожирiння -0,29 ± 0,18 0,10 -
Число лейкоци^в* -0,003 ± 0,013 0,83 -
ШОЕ* 0,019 ± 0,004 < 0,001 1,02 (1,01-1,03)
PiBeHb креатинiну* -0,004 ± 0,002 0,12 -
PiBeHb С-реактивного бтка* 0,032 ± 0,006 < 0,001 1,03 (1,02-1,04)
PiBeHb HbAlc* 0,010 ± 0,021 0,66 -
Час вщ початку захворювання до госпiталiза-ци в 1Ц До 24 годин Референтний
1-ша — 7-ма доба -0,51 ± 0,27 0,05 0,60 (0,36-1,01)
8-ма — 14-та доба -0,19 ± 0,35 0,59 -
15-30-та доба 0,74 ± 0,29 0,01 2,1 (1,2-3,7)
31-ша — 60-та доба 0,57 ± 0,33 0,08 -
61-ша — 180-та доба 0,18 ± 0,30 0,55 -
> 180 дiб 0,08 ± 0,27 0,78 -
Оцiнка за NIHSS* 0,26 ± 0,02 < 0,001 1,3 (1,2-1,4)
Оцшка за MMSE* -0,10 ± 0,01 < 0,001 0,90 (0,89-0,92)
Оцiнка за MOCA* -0,12 ± 0,01 < 0,001 0,89 (0,87-0,91)
Оцшка за МШР* 1,56 ± 0,12 < 0,001 4,8 (3,8-6,1)
Правобiчний гeмiпарeз* 0,54 ± 0,16 0,001 1,7 (1,2-2,4)
Лiвобiчний гeмiпарeз* 0,55 ± 0,16 0,001 1,7 (1,3-2,4)
Афазiя* 0,42 ± 0,17 0,01 1,5 (1,1-2,1)
Гeмiанопсiя* 1,32 ± 0,20 < 0,001 3,7 (2,5-5,5)
Гeмiгiпeстeзiя* 0,67 ± 0,16 < 0,001 2,0 (1,4-2,7)
Дисфагiя* 1,84 ± 0,27 < 0,001 6,3 (3,7-10,6)
Порушення свiдомостi* 2,08 ± 0,31 < 0,001 8,0 (4,3-14,9)
Оцшка сили лiвоí ноги* 0,73 ± 0,08 < 0,001 2,1 (1,8-2,4)
Оцiнка сили лiвоí руки* 0,59 ± 0,07 < 0,001 1,8 (1,6-2,1)
Оцiнка сили право' ноги* 0,73 ± 0,08 < 0,001 2,1 (1,8-2,4)
Оцiнка сили право' руки* 0,61 ± 0,07 < 0,001 1,9 (1,6-2,1)
Оцшка за RMI* -0,39 ± 0,03 < 0,001 0,67 (0,64-0,72)
lшeмiчний шсульт у басeйнi ЛСМА -0,08 ± 0,17 0,63 -
lшeмiчний шсульт у басейн ПСМА 0,04 ± 0,16 0,81 -
Артeрiальна гiпeртeнзiя 0,20 ± 0,22 0,35 -
Фiбриляцiя передсердь 0,35 ± 0,17 0,04 1,42 (1,02-1,98)
1нсульт в анамнeзi 0,39 ± 0,19 0,04 1,48 (1,02-2,14)
Курiння -0,43 ± 0,24 0,08 -
Зловживання алкоголем -0,12 ± 0,24 0,60 -
Примтки: * — при надходженш до 1Ц; ЛСМА — шва середня мозкова артер'ю; ПСМА — права середня мозкова артер1я.
(ВШ 1,03; 95% Д1 1,02-1,04 в середньому на кожний 1 мг/л; р < 0,001), проте аш число лейкоципв, aHi piBHi креатинiну чи глiкозильованого гемоглобiну, aHi piBeHb холестерину чи його фракцш значущого впливу не мали.
Багатофакторна модель
Для визначення м^мального набору предик-торiв, що мають сильний та незалежний зв'язок i3 ризиком недосягнення ефекту лшування за 1Б, був використаний метод створення багатофакторно! регресшно! моделi шляхом покрокового (stepwise) вщкидання/додавання ознак iз порогом вщкидання p > 0,2 та порогом додавання p < 0,1 з урахуванням ydx 40 факторних ознак. У результат такого вiдбору були видшеш дев'ять факторних ознак: вш пaцieнтa, початкова оцiнкa за 1Б, МШР та RMI, час вщ початку захворювання до госпiтaлiзaцil в 1Ц, сила ль во! руки, сила право! руки, шфаркт мозку у бaсейнi право! середньо! мозково! aртерi! та iнсульт в анамнеза Модель логiстично! регресп, побудована на ви-дiленому нaборi ознак, виявилася адекватною (хь квадрат = 404,5 при 14 степенях свободи, p < 0,001). У табл. 2 наведен результати багатофакторного ана-лiзу.
Вiдповiдно до результапв багатофакторного aнaлiзу, сильний та незалежний зв'язок з ризиком збереження потреби у стороннш допомозi пiсля лшування в 1Ц мали декiлькa показнишв (табл. 2). Зокрема, ризик недосягнення бажаного функцю-нального результату лшування за 1Б збiльшувaвся з вшом пaцieнтa (ВШ 1,06; 95% Д1 1,03-1,10 в се-
редньому на кожен додатковий рш; р < 0,001). Ста-тистично значущий та незалежний вплив на ймовiр-шсть досягнення бажаного ефекту лiкування мали початковi оцiнки за 1Б (ВШ 0,97; 95% Д1 0,95-0,98 в середньому при зменшенш оцiнки на кожний бал), МШР (ВШ 1,7; 95% Д1 1,0-2,8 в середньому при збшьшенш оцшки на кожний бал) та RMI (ВШ 0,87; 95% Д1 0,76-0,99; р = 0,05). Вагомий вплив на шанси вщновити незалежнiсть вiд сторонньо! допо-моги у повсякденному життi також мала початкова оцшка сили рук у вщповщних роздiлах NIHSS (ВШ 1,5; 95% Д1 1,1-1,9; р = 0,003). Значно зменшувала-ся ймовiрнiсть незалежностi у тому раз^ коли паш-ент був госпiталiзований в 1Ц пiзнiше 60 дшв (ВШ 3,5; 95% Д1 1,0-12,0; р = 0,04), i особливо — шзшше 180 днiв (ВШ 9,6; 95% Д1 3,1-29,4; р < 0,001) вщ початку захворювання. Iмовiрнiсть досягнення ефекту лшування iстотно зменшувалась i у разi повторного iнсульту (ВШ 2,8; 95% Д1 1,3-6,2; р = 0,01). Також несприятливий вплив на функщональний результат лшування мав iнфаркт мозку у басейш право! середньо! мозково! артерп, хоча у цьому разi ефект не був статистично значущим.
На рис. 1 наведено криву операцшних характеристик побудовано! моделi.
Площа пiд кривою операцiйних характеристик АиС = 0,95 (95% Д1 0,93-0,97), що е свщченням вiдмiнно! узгодженост моделi прогнозування та сильного зв'язку видшеного набору з 9 факторних ознак з ризиком збереження потреби у стороннш допомозi (оцшка за 1Б < 80 балiв) на момент ви-писки з 1Ц.
Таблиця 2. Дев'ятифакторна модель прогнозуванняризику недосягнення ефектул'1кування за 1Б
Факторна ознака Значення коефiцieнта моделi, b ± m Рiвень значущостi p вiдмiнностi коефiцieнта моделi вiд 0 ВШ (95% Д1)
BiK патента 0,062 ± 0,016 < 0,001 1,06 (1,03-1,10)
Оцшка за 1Б* -0,034 ± 0,009 < 0,001 0,97 (0,95-0,98)
Час вщ початку захворювання до госпiталiзацií в 1Ц До 24 годин Референтний
1-ша — 7-ма доба -0,27 ± 0,52 0,60 -
8-ма — 14-та доба -0,67 ± 0,67 0,32 -
15-30-та доба 0,58 ± 0,56 0,30 -
31-ша — 60-та доба 0,79 ± 0,65 0,23 -
61-ша — 180-та доба 1,26 ± 0,63 0,04 3,5 (1,0-12,0)
> 180 дiб 2,26 ± 0,57 < 0,001 9,6 (3,1-29,4)
Оцшка за МШР* 0,51 ± 0,27 0,05 1,7 (1,0-2,8)
Оцшка сили лiвоí руки 0,39 ± 0,13 0,003 1,5 (1,1-1,9)
Оцшка сили право' руки 0,39 ± 0,12 0,001 1,5 (1,2-1,9)
Оцшка за RMI* -0,14 ± 0,07 0,03 0,87 (0,76-0,99)
1нфаркт мозку у басейн ПСМА 0,58 ± 0,33 0,08 1,8 (0,9-3,4)
1нсульт в анамнезi 1,03 ± 0,40 0,01 2,8 (1,3-6,2)
Примтка: * — при надходженн в 1Ц.
- /
J Чутлив1сть: 84,2 Г Специф1чнють: 91,8 Г Критерт: > 0,659
_ /
-
_ /
AUC = 0,952 Р < 0,001
. . . . . .
О 20 40 60 80 100 % Специф1чшсть
Рисунок 1. ROC-крива 9-факторноiлопстично'/'
модел'1 прогнозування ризику недосягнення бажаного ефекту лкування (оцнка за 1Б < 85 балв при виписЦ1)
Обговорення
У цьому дослщженш ми проаналiзували даш до-сить велико! Btóipm пащенпв pÍ3Horo вшу, тяжкост та стадп захворювання, якi перебували на стацюнар-ному лiкyваннi в 11Б, i визначили предиктори недосягнення бажаного результату функщонального ль кування — вiдновлення незалежностi вщ сторонньо! допомоги, про що свщчила оцiнка менше 85 балiв за 1Б на момент виписки. Декшька закордонних груп дослiдникiв ранiше продемонстрували, що лiкyвання в iнсyльтномy блощ i особливо в 11Б ютотно зменшуе ризик смертi чи швалщносп у пацiентiв пiсля шсуль-ту (Langhome P., 2013; Chan D.K., 2013; Stroke Unit Trialists' Collaboration, 2013). Водночас iншi групи не виявили ютотних переваг 11Б стосовно полшшення фyнкцiональних резyльтатiв порiвняно з шшими моделями стацiонарно! допомоги пашентам з iнсyльтом (Lange M.C., 2017).
Зпдно з однофакторним аналiзом, значущий вплив на шанси вщновлення незалежностi вiд сторонньо! допомоги у пащенпв, якi перебували на ль кyваннi в нашому 1Ц, мали пiдтип iнсyльтy, вiк па-цiента, наявнiсть фiбриляцi! передсердь та шсульту i в анамнезi, початковi оцiнки за NIHSS, 1Б, МШР, RMI, MMSE, MOCA, певнi види невролопчних пору-шень (особливо пригшчення свiдомостi та дисфагiя), тяжкiсть парезiв кiнцiвок за NIHSS та шдвищений рiвень деяких запальних маркерiв у кровь При бага-тофакторному аналiзi прогностичне значення збере-гли вш пацiента, iнсyльт в анамнезi, початковi оцiнки за 1Б, МШР та RMI, сила верхшх кiнцiвок за NIHSS. Крiм того, проявився несприятливий ефект шзньо! госпiталiзацi! (пiзнiше 60 дшв вiд початку захворю-
вання). Багато дослщнишв також дiйшли висновку щодо несприятливого впливу старшого вшу пащ-ента на результати лшування iнсульту (Kwakkel G., 1996; Jeng J.S., 2008; Derex L., 2009; Forti P., 2013; Knoflach M., 2012; Gattringer T., 2019). Разом Í3 тим е групи, як дiйшли протилежних висновкiв щодо впливу вшу i наголошують, що похилий чи старе-чий вiк пащента не повинен бути перешкодою на шляху до яшсного лiкування та повноцшно! реабь лiтацii пiсля шсульту (Denti L., 2008; Béjot Y., 2010; Gattellari M., 2009; Cocho D., 2018). Очевидно, це питання потребуе подальшого вивчення. Результати деяких дослщжень свiдчать про значущий зв'язок мiж типом та шдтипом iнсульту i результатами його лшування (Sprigg N., 2007; Schepers V.P., 2008). Однак ми не виявили такого зв'язку при багатофакторному аналiзi, за винятком статистично незначущого впливу шфаркту мозку у басейш правоi середньоi мозковоi артерп. Практично вш дослiдники погоджуються зi значущим впливом початково'1' тяжкостi iнсульту, яку оцшювали за допомогою iнсультних шкал (здебшь-шого NIHSS), i зокрема тяжкост рухових порушень в ранньому перiодi захворювання на функцюналь-нi результати лшування iнсульту (Kwakkel G., 1996; Jeng J.S., 2008; Prabhakaran S., 2008; Stinear C.M., 2017). Але е дослщження, результати яких ставлять шд сумнiв прогностичне значення початково'1' оцшки за NIHSS, принаймнi у пашенпв iз кiрковими вог-нищами та стосовно когнiтивних функцiй та участ у соцiальних процесах (Glymour M.M., 2008).
Висновки
Шляхом аналiзу даних достатньо велико'1 вибiрки пащенпв, якi були ретельно обстеженi й отримали на-лежне лiкування та достатнш обсяг стацiонарноi мiж-дисциплшарно'! реабiлiтацii в 11Б, були визначеш предиктори потреби у стороннш допомозi у повсякденно-му житп пiсля виписки з лiкарнi. Крiм вiку пацiента, найбiльш вагомий зв'язок з ризиком залежност мали повторний шсульт, тяжкий неврологiчний дефiцит, зна-чнi функцiональнi обмеження та когнггивш порушення при надходженнi, а також дуже пiзня госпiталiзацiя до 1Ц. Якщо прогностичне значення цих показниыв буде пiдтверджене у незалежних дослщженнях, це може до-зволити точшше оцiнювати прогноз пацiентiв i сприяти оптимiзацii прийняття рiшень щодо тактики лшуваль-них заходiв.
Конфлiкт штереив. Автори заявляють про вщ-сутнiсть конфлiкту iнтересiв при пiдготовцi дано! стати.
1нформашя щодо внеску автор1в: Фломт Ю.В. — концепцiя та дизайн дослщження, збiр даних, написан-ня рукопису: Гур'янов В.Г. — аналiз даних, редагування тексту; Кушнеренко О.Л. — збiр та обробка даних; Гаври-лiв 1.Р. — збiр та обробка даних; Пюнтшвська Н.1. — збiр та обробка даних; Соколова Л.1. — дизайн дослщження, редагування тексту.
Список лператури
1. GBD 2016 Stroke Collaborators. Global, regional, and national burden of stroke, 1990-2016: a systematic analysis for the Global Burden of Disease Study 2016. Lancet Neurol. 2019 May. 18(5). 439-458. https://doi.org/10.1016/S1474-4422(19)30034-1.
2. Townsend N, Wilson L, Bhatnagar P. et al. Cardiovascular disease in Europe: epidemiological update 2016. Eur. Heart J. 2016. 37. 3232-3245. https://doi.org/10.1093/eurheartj/ehw334.
3. Feigin V.L., Norrving B, Mensah G.A. Global burden of stroke. Circ. Res. 2017. 120. 439-448. doi: 10.1161/CIRCRESABA. 116.308413.
4. Aguiar de Sousa D, von Martial R., Abilleira S, Gattringer T, Kobayashi A., Gallofre M. et al. Access to and delivery of acute isch-aemic stroke treatments: A survey of national scientific societies and stroke experts in 44 European countries. European Stroke Journal. 2019. 4(1). 13-28. https://doi.org/10.1177/2396987318786023.
5. Duncan P.W., Lai S.M., Keighley J. Defining post-stroke recovery: implications for design and interpretation of drug trials. Neuropharmacology. 2000 Mar 3. 39(5). 835-41.
6. Hankey G.J, Spiesser J., Hakimi Z, Bego G, Carita P., Gabriel S. Rate, degree, and predictors of recovery from disability following ischemic stroke. Neurology. 2007May 8. 68(19). 1583-7.
7. Feng W, Belagaje S.R. Recent advances in stroke recovery and rehabilitation. Semin Neurol. 2013 Nov. 33(5). 498-506. https://doi. org/10.1055/s-0033-1364215.
8. Sun Y, Paulus D., Eyssen M., Maervoet J., Saka O. A systematic review and meta-analysis of acute stroke unit care: what's beyond the statistical significance? BMC Med. Res. Methodol. 2013 Oct 28. 13. 132. https://doi.org/10.1186/1471-2288-13-132.
9. Lai S.M., Duncan P.W. Stroke recovery profile and the Modified Rankin assessment. Neuroepidemiology. 2001 Feb. 20(1). 26-30.
10. Harrison J.K., McArthur K.S., Quinn T.J. Assessment scales in stroke: clinimetric and clinical considerations. Clin. Interv. Aging. 2013. 8. 201-11. https://doi.org/10.2147/CIA.S32405.
11. Mahoney F.I, Barthel D. Functional evaluation: the Barthel Index. Md State Med. J. 1965. 14. 56-61.
12. Quinn T.J., Dawson J., Walters M.R., Lees K.R. Functional outcome mea-sures in contemporary stroke trials. Int. J. Stroke. 2009. 4. 200-205. https://doi.org/10.1111/j.1747-4949.2009.00271.x.
13. McArthur K., Fan Y, Pei Z, Quinn T. Optimising outcome assessment to improve quality and efficiency of stroke trials. Expert Rev. Pharmacoecon Outcomes Res. 2014 Feb. 14(1). 101-11. https:// doi.org/10.1586/14737167.2014.870479.
14. Wade D.T., Collin C. The Barthel ADL Index: a standard measure of physical disability. Int. Disabil. Stud. 1988. 10. 64-67.
15. Chan D.K., Cordato D, O'Rourke F, Chan D.L., PollackM., Middleton S., Levi C. Comprehensive stroke units: a review of comparative evidence and experience. Int. J. Stroke. 2013 Jun. 8(4). 260-4. https://doi.org/10.1111/j.1747-4949.2012.00850.x.
16. Hurianov V.G., Lyakh Y.E., Pariy V.D., Korotkyi O.V., Chalyi O.V., Chalyi K.O., Tsekhmister Y.V. Biostatistics Manual. Medical Research Analysis in EZR (R-statistics). Kyiv: Vistka, 2018. 208p. (in Ukrainian).
17. Petrie A., Sabin C. Medical Statistics at a Glance, 3rd ed. Oxford, UK: Wiley-Blackwell, 2009. 180p.
18. Sinoff G, Ore L. The Barthel activities of daily living index: self-reporting versus actual performance in the old-old (> or = 75 years). J. Am. Geriatr. Soc. 1997. 45. 832-836.
19. Weimar C, Kurth T, Kraywinkel K. et al. Assessment of Functioning and disability after ischemic stroke. Stroke. 2002. 33. 2053-2059.
20. Wade D. T, Hewer R.L. Functional abilities after stroke: measurement, natural history, and prognosis. J. Neurol. Neurosurg. Psychiatry. 1987. 50. 177-182.
21. Langhorne P., Fearon P., Ronning O.M, Kaste M, Paloma-ki H, Vemmos K. et al.; Stroke Unit Trialists' Collaboration. Stroke unit care benefits patients with intracerebral hemorrhage: systematic review and meta-analysis. Stroke. 2013 Nov. 44(11). 3044-9. https:// doi.org/10.1161/STROKEAHA.113.001564.
22. Chan D.K., Cordato D, O'RourkeF., Chan D.L., PollackM., Middleton S., Levi C. Comprehensive stroke units: a review of comparative evidence and experience. Int. J. Stroke. 2013 Jun. 8(4). 260-4. https://doi.org/10.1111/j.1747-4949.2012.00850.x.
23. Stroke Unit Trialists' Collaboration. Organised inpatient (stroke unit) care for stroke. Cochrane Database Syst. Rev. 2013 Sep 11. 9. CD000197. https://doi.org/10.1002/14651858.CD000197.pub3.
24. Lange M.C., de Araujo T.F., Ferreira L.F., Ducci R.D., Novak E.M., Germiniani F.M., Zetola V.F. Comparing the Comprehensive Stroke Ward Versus Mixed Rehabilitation Ward-The Importance of the Team in the Acute Stroke Care in a Case-Control Study. Neurohospitalist. 2017 Apr. 7(2). 78-82. https://doi. org/10.1177/1941874416671647.
25. Bejot Y, Rouaud O., Jacquin A., Osseby G.V., Durier J., Manckoundia P. et al. Stroke in the very old: incidence, risk factors, clinical features, outcomes and access to resources — a 22-year population-based study. Cerebrovasc. Dis. 2010 Jan. 29(2). 111-21. https://doi.org/10.1159/000262306.
26. Gattellari M., Worthington J., Jalaludin B., Mohsin M. Stroke unit care in a real-life setting: can results from randomized controlled trials be translated into every-day clinical practice? An observational study of hospital data in a large Australian population. Stroke. 2009 Jan. 40(1). 10-7. https://doi.org/10.1161/ STROKEAHA.108.523548.
27. Forti P., Maioli F, Procaccianti G., Nativio V., Lega M.V., Coveri M. et al. Independent predictors of ischemic stroke in the elderly: prospective data from a stroke unit. Neurology. 2013 Jan 1. 80(1). 29-38. https://doi.org/10.1212/WNL.0b013e31827b1a41.
28. Knoflach M., Matosevic B., Rucker M., Furtner M., Mair A., Wille G. et al. Austrian Stroke Unit Registry Collaborators. Functional recovery after ischemic stroke — a matter of age: data from the Austrian Stroke Unit Registry. Neurology. 2012. 78. 279-285. https://doi. org/10.1212/WNL.0b013e31824367ab.
29. Derex L., Nighoghossian N. Thrombolysis, stroke-unit admission and early rehabilitation in elderly patients. Nat. Rev. Neurol. 2009. 5. 506-511.
30. Cocho D., Yarleque S., Boltes A., Espinosa J., Ciurans J., Pont-Sunyer C., Pons J. Clinical Outcome of Ischemic Stroke in Old Patients Versus Oldest-Old. J. Stroke Cerebrovasc. Dis. 2018 Dec. 27(12). 3657-3661. https://doi.org/10.1016/j.jstrokecerebrovas-dis.2018.08.041.
31. Jeng J.S., Huang S.J., Tang S.C., Yip P.K. Predictors of survival and functional outcome in acute stroke patients admitted to the stroke intensive care unit. J. Neurol. Sci. 2008Jul 15. 270(1—2). 60-6. https://doi.org/10.1016/j.jns.2008.01.015.
32. Denti L., Agosti M., Franceschini M. Outcome predictors of rehabilitation for first stroke in the elderly. Eur. J. Phys. Rehabil. Med. 2008 Mar. 44(1). 3-11.
33. Prabhakaran S, Zarahn E, Riley C. et al. Inter-individual variability in the capacity for motor recovery after ischemic stroke. Neurorehabil. Neural. Repair. 2008 Jan-Feb. 22(1): 64-71. https:// doi.org/10.n77/1545968307305302.
34. Gattringer T, Posekany A., Niederkorn K, Knoflach M, Poltrum B, Mutzenbach S. et al.; the Austrian Stroke Unit Registry Collaborators. Predicting Early Mortality of Acute Ischemic Stroke: Score-Based Approach. Stroke. 2019 Feb. 50(2). 349-356. https:// doi.org/10.1161/STROKEAHA.118.022863.
35. Stinear C.M. Prediction of motor recovery after stroke: advances in biomarkers. Lancet Neurol. 2017 Oct. 16(10). 826-836. https://doi.org/10.1016/S1474-4422(17)30283-1.
36. Glymour M.M., Berkman L.F., Ertel K.A., Fay M.E., Glass T.A., Furie K.L. Lesion characteristics, NIH stroke scale, and functional recovery after stroke. Am. J. Phys. Med. Rehabil. 2007. 86. 725-733. https://doi.org/10.1097/ PHM.0b013e31813e0a32.
37. Jette A.M. Toward a common language for junction, disability, and health. Phys. Ther. 2006. 86. 726-34.
38. Mizrahi E.H., Fleissig Y, Arad M, Kaplan A., Adunsky A. Functional outcome of ischemic stroke: a comparative study of diabetic and non-diabetic patients. Disabil. Rehabil. 2007Jul 30. 29(14). 1091-5. https://doi.org/10.1080/09638280600929177.
39. Sprigg N, Gray L.J, Bath P.M., Lindenstrnm E, Boysen G, De Deyn P.P. et al. TAISTInvestigators. Early recovery and junctional outcome are related with causal stroke subtype: data from the tinzaparin in acute isch -emic stroke trial. J. Stroke Cerebrovasc. Dis. 2007Jul-Aug. 16(4). 180-4. https://doi.org/10.1016/jjstrokecerebrovasdis.2007.02.003.
40. Schepers V.P., Ketelaar M., Visser-Meily A.J, de Groot V., Twisk J.W., Lindeman E. Functional recovery differs between ischa-emic and haemorrhagic stroke patients. J. Rehabil. Med. 2008 Jun. 40(6). 487-9. https://doi.org/10.2340/16501977-0198.
41. Kwakkel G, Wagenaar R.C., Kollen B.J., Lankhorst G.J. Predicting disability in stroke-a critical review of the literature. Age Ageing. 1996Nov. 25(6). 479-89.
OTpuMaHo/Received 11.05.2019 Pe^H30BaH0/Revised 29.05.2019 npMMHZTOgogpyKy/Accepted 20.06.2019 ■
Фломин Ю.В.1, Гурянов В.Г.2, Кушнеренко О.Л.1, Гаврылив И.Р.1, Гуляева М.В.1, Пионтковская Н.И.1, СоколоваЛ.И.2 1МЦ «Универсальная клиника «Обериг», г. Киев, Украина
Национальный медицинский университет им. А.А. Богомольца, г. Киев, Украина
Предикторы потребности в посторонней помощи в повседневной жизни среди пациентов, находившихся на стационарном лечении в интегрированном инсультном блоке
Резюме. Актуальность. Инсульт остается ведущей причиной инвалидности, но качественная медицинская помощь может улучшить результаты лечения. Цель исследования: определить предикторы сохранения потребности в посторонней помощи у пациентов с инсультом, выписанных из интегрированного инсультного блока (ИИБ). Материалы и методы. Участниками исследования стали пациенты с мозговым инсультом, которые в 2010—2018 гг. находились на стационарном лечении в Инсультном центре (ИЦ), который расположен в многопрофильной больнице и функционирует по принципам ИИБ. Все пациенты были тщательно обследованы и получали надлежащее лечение, у каждого из них при поступлении и перед выпиской было проведено оценивание по основным инсультным шкалам. Данные пациентов проспективно вносились в специальный реестр. Как результат лечения рассматривали заключительную оценку по индексу Бартел (ИБ): при ИБ > 85 баллов эффект лечения считался достигнутым, в случае ИБ < 80 баллов — недостигнутым. Для оценки степени влияния 40 факторных признаков на риск неполного функционального восстановления был использован метод построения и анализа логистических моделей регрессии. Результаты. В исследование были включены 677 пациентов в возрасте от 20 до 95 лет (медиана — 65,9 года), из них 271 (40,4 %) женщина. У 80,8 % пациентов был диагностирован ишемический, у 19,2 % — геморрагический инсульт. Медиана оценки по NIHSS при поступлении составила 10 баллов. Сроки госпитализации в ИЦ колебались от < 24 ч (17,5 % пациентов) до свыше 180 дней (17,2 % пациентов), 59,7 % участников были госпитализированы в течение первых 30 дней от начала заболевания. Согласно результатам однофакторного анализа, статистически значимую связь с риском недостижения эффекта лечения имели 27 факторных признаков, в частности тип и подтип инсульта, возраст, наличие фибрилляции предсердий, инсульт в анамнезе, тя-
желый неврологический дефицит, когнитивные нарушения и значительная функциональная несостоятельность при госпитализации, отдельные неврологические нарушения (угнетение сознания, дисфагия, гемианопсия, гемипарез) и повышенный уровень маркеров воспаления (С-реактивный белок, скорость оседания эритроцитов) в крови. Соответственно результатам многофакторного анализа, сильную и независимую связь с риском недостижения эффекта лечения имели возраст пациента (отношение шансов (ОШ) 1,06; 95% доверительный интервал (ДИ) 1,03—1,10 в среднем на каждый дополнительный год; р < 0,001), повторный инсульт (ОШ 2,8; 95% ДИ 1,3-6,2; р = 0,01), исходная оценка по ИБ (ОШ 0,97; 95% ДИ 0,95-0,98 в среднем при уменьшении оценки на каждый балл; р < 0,001), модифицированной шкале Ренкина (ОШ 1,7; 95% ДИ 1,0-2,8 в среднем при увеличении оценки на каждый балл; р = 0,05) и индексу мобильности Ривермид (ОШ 0,87; 95% ДИ 0,76-0,99; р = 0,05), а также первоначальная оценка силы рук в соответствующих разделах NIHSS (ОШ 1,5; 95% ДИ 1,1-1,9 в среднем на каждый дополнительный балл; р = 0,003) и поздняя госпитализация в ИЦ (при поступлении позднее 180 дней от начала заболевания ОШ 9,6; 95% ДИ 3,1-29,4; р < 0,001). Площадь под кривой операционных характеристик АиС = 0,95 (95% ДИ 0,93-0,97) свидетельствует об отличной согласованность модели прогнозирования. Выводы. Наибольшее влияние на сохранение потребности в посторонней помощи после лечения в ИИБ имеют возраст пациента, исходная тяжесть нарушений и период заболевания. Независимые предикторы сохранения функциональной несостоятельности могут помочь лучшей оценке прогноза и оптимизации принятия решений относительно лечебной тактики.
Ключевые слова: инсульт; результаты лечения; индекс Бартел; интегрированный инсультный блок; прогноз; предикторы
Yu.V. Flomin1, V.H. Huryanov2, O.L. Kushnerenko1, I.R. Gavryliv1, M.V. Gulyayeva1, N.I. Piontkivska1, L.I. Sokolova2 1MC "Universal Clinic "Oberig", Kyiv, Ukraine 2Bogomolets National Medical University, Kyiv, Ukraine
Predictors of dependency in post-discharge activities of daily living among stroke in-patients managed in a comprehensive stroke unit
Abstract. Background. Stroke remains a leading cause of disability, but high-quality medical care may contribute to better outcomes. The aim of the study was to identify predictors of dependency in stroke patients discharged from a comprehensive stroke unit. Materials and methods. Patients with a cerebral stroke consecutively admitted in 2010—2018 to our stroke center, general hospital-based and operating as a comprehensive stroke unit, were included in the study. All patients were thoroughly examined and received appropriate evidence-based treatment; both upon admission and before discharge they were assessed using common stroke scales. Patients' data were prospectively entered in a special register. If the Barthel index at discharge was > 85, the treatment goal was considered achieved, if Barthel index was < 80 — not achieved. In order to assess the influence of 40 variables on the risk for dependency, the method of constructing and analyzing logistic regression models was used. Results. Six hundred and seventy-seven patients aged 20 to 95 years (median 65.9 years), of them 271 (40.4 %) women, were enrolled. 80.8 % of participants had ischemic stroke, and 19.2 % — hemorrhagic stroke. The median baseline National Institutes of Health Stroke Scale score was 10. The time of admission to the stroke center ranged from < 24 hours (17.5 % of patients) to over 180 days (17.2 % of patients), and 59.7 % of the participants were hospitalized within first 30 days from the stroke onset. According to the univariate analysis, 27 characteristics had a statistically significant correlation with the risk of treatment failure, including the type and subtype of stroke, age, atrial fibrillation, recurrent stroke, severe neurological deficits,
cognitive impairment and significant functional limitations upon admission, certain neurological impairments, such as decreased level of consciousness, dysphagia, hemianopia, hemiparesis and elevated blood inflammation markers (C-reactive protein, eryth-rocyte sedimentation rate). In multivariate analysis, age (odds ratio (OR) 1.06; 95% confidence interval (CI) 1.03-1.10 on average per additional year, p < 0.001), recurrent stroke (OR 2.8; 95% CI 1.3-6.2, p = 0.01), initial Barthel index (OR 0.97; 95% CI 0.95-0.98 on average per each point decrease; p < 0.001), modified Rankin scale score (OR 1.7; 95% CI 1.0-2.8 on average per each point increase; p = 0.05) and Rivermead mobility index (OR 0.87; 95% CI 0.76-0.99, p = 0.05) as well as baseline arm scores in the National Institutes of Health Stroke Scale items (OR 1.5; 95% CI 1.1-1.9 on average per each additional point, p = 0.003) and late admission to the stroke center (OR 9.6 %; 95% CI 3.1-29.4, p < 0.001, if over 180 days from stroke onset) showed strong and independent association with risk of dependency after discharge. The area under the operational curve 0.95 (95% CI 0.93-0.97) indicates an excellent consistency of the prognostic model. Conclusions. Patient's age, severity of the initial impairments and the period of the disease had the greatest impact on risk for remaining dependant after discharge from the comprehensive stroke unit. Identifying independent predictors of functional outcome can help to improve prognostication and optimize decision-making on treatment strategy.
Keywords: stroke; treatment outcomes; Barthel index; comprehensive stroke unit; prognosis; predictors
