CC BY
19
Клштна пед1атр1я
УДК 616.233-002-036.1-037:519.246.8:510.27]-053.5/.-053.66 ¡ЛЬЧЕНКО C.I.
Анпропетровська державна медична академя, кафедра пропедевтики дитячиххвороб
ПРОГНОЗУВАННЯ РОЗВИТКУ XPOHiHHOrO БРОНХПУ В AiTEÉ ТА niAAiTKÎB МЕТОДОМ AOriCTÈHHOÏ РЕГРЕСП
Резюме. Методом лог^тичногрегресп визначет найбшьш значущi предиктори розвитку хротчного бронхту у дтей та пдлткв. Запропоновано адаптовану до практики прогностичну модель з бальною шкалою, що дозволяв практичним лкарям прогнозуватирозвиток хротчного бронхiального запалення у дтей з повтор-ними шфекцшними бронхтами. Впровадженнярезультатiвроботи покращитьранню дiагностику та пер-винну профлактику цього захворювання в дитячому вщ.
Ключовi слова: дти, тдлтки, хрошчний бронхт, прогнозування, логктичнарегреая.
Проблема хротчного бронхгту (ХБ) у дггей та зна-чення ше! патологи в дитячш пульмонологи — предмет багатолгтшх дискусш. Насамперед це стосуеться питань юнування первинного бронхиту у дгтей, мож-ливост його виникнення на тл повторних шфекцш-них бронхтв. Останшми роками з'явились пращ, що свщчать про можливють формування ХБ у дгтей як окремо! нозолопчно! форми [1—3]. Одшею з су-часних й маловивченою е проблема прогнозування ризику розвитку ХБ у дитячому вщь
На сьогодш в медичних дослщженнях юнуе де-кшька пiдходiв до вирiшення питань щодо будування прогностично! моделi. Серед методик значно! поши-реностi набувае метод лопстично! регреси, викорис-тання якого протягом останнього десятилптя було характерним для зарубiжних авторiв, i тшьки тепер логiстична регресiя все частше зустрiчаеться в пра-цях вгтчизняних вчених. Використання цього методу у наукових дослщженнях обгрунтовано, але е дуже незручним у практичнш медициш, оскiльки потре-буе виконання розрахуншв за складною формулою [4]. 1нший пiдхiд полягае у використаннi автомати-зованих систем прогнозування, побудованих, напри-клад, на основi нейромережного аналiзу [5]. Сучаснi комп'ютернi програмнi пакети, таш, наприклад, як Statisticа Neural Networks, дозволяють побудува-ти, «навчити» та використовувати нейронну мережу як замб прогнозування. Недолiком цього методу у практищ е необхщшсть вiдповiдного рiвня знань основ нейромережного аналiзу серед практичних лiкарiв.
Отже, метою дано! роботи була побудова адекватно!, зручно! для застосування у практичнш медициш прогностично! моделi щодо ймовiрностi формування
хрошчного запального процесу в бронхах на rai повторних шфекцшних бронхтв у дггей та шдлггыв.
Матер1али та методи досл1дження
Дослгдження проводилось на 68 диспансерних хворих вгком вгд 10 до 18 рокгв (гз них у 27 дггей був дгагноз рецидивуючого бронхГту, у 41 — первинного ХБ). Аналгзували клшшо-анамнестичш та лабораторно-шструментальш даш (у тому числг по-казники сшрометри, рентгенограми оргашв грудно! клики, дгагностично! бронхоскопи та брашбюпси, електромюграфи дихальних м'язгв, гмуноцитоло-пчних дослгджень бгоматергалу) — усього 66 ознак, у тому числг описаних авторами в працях [7, 8]. За-вданням було створення шкали, що дозволяла б прогнозувати трансформацш рецидивуючого бронхГту в хрошчний гз заданою ймовгршстю. Дослгджувана залежна змшна була бшарною i мала два значення: «так» (е деформашя бронхосудинного рисунку за даними рентгенографи оргашв грудно! клики, що е специфГчним для ХБ) та «ш» (коли даний симптом вгдсутнш). Для статистично! обробки отриманих результат використовувався пакет програм статис-тичного аналГзу Statisticа v6.1®. Загальний алгоритм створення шкали був таким: 1) визначення на шд-ставГ кореляцшного аналГзу перелГку потенщальних предикторГв; 2) множинний регресшний аналГз Гз розрахунком паршальних (часткових) коефщен-пв кореляци i коефщГенпв важливост (importance) Пратта [6], тобто «зважування» предикторГв; 3) визначення бала для кожного предиктора на шдставГ його коефщента важливостц 4) визначення сумарного бала для кожного спостереження (пащента) з вибГрки; 5) обчислення теоретично! ймовГрност залежно!
6(27) • 2010
Кл1тчна пед!атр!я
змшно! вiд сумарного бала методом лопстично! ре-греси; 6) визначення дiапазону теоретичних iмовiр-ностей i вщповщних до них сумарних балiв, при яко-му залежна змiнна фактично набувала значення «ш»;
7) вибiр значення порогового (граничного) бала;
8) перевiрка адекватностi значення порогового бала шляхом обчислення фактично! частоти розвитку хро-шчного бронхiту в групах пащенпв iз сумарним балом менше або бiльше порогового.
Результати та Тх обговорення
До перелшу змiнних, вiдiбрaних як потенцiйнi предиктори за даними кореляцшного aнaлiзу, увь йшло 17 ознак: стаж хвороби (рецидивукш бронхiти) понад 5 рошв, спaдковiсть щодо хронiчних бронхо-легеневих захворювань, перебування на ШВЛ або довга киснева терашя в неонатальному перюд^ по-над 3 бронхгги на рiк, пневмонiя з затяжним пере-бiгом або тяжке гостре ресшраторне захворювання в ранньому ввд, активне пaлiння, м'язова гiпотонiя, деформащя грудно! клiтки або сколiоз, наявшсть за-дишки, зниження рухливостi стшок трахе! та бронхiв при вiзуaльному дослiдженнi пiд час бронхоскопп, двостороннш або гнiйний ендобронхiт, незворотне зниження FEV1 < 80 % вiд норми, рiвень альфа-1-антитрипсину кровi < 0,8 г/л, рiвень сироватково-го трансформуючого фактора росту TGF-Р у кровi
> 100 нг/мл, зниження потенщалу пролiферaцil еш-телiю бронхiв за даними iмуноцитохiмiчного aнaлiзу [8], наявшсть енергодефщиту за даними рiвня СДГ у лiмфоцитaх кровi < 16 опт.од.
Результати множинного регресшного aнaлiзу наведено в табл. 1. При рiвнi знaчущостi р < 0,05—0,001 вiрогiдно були пов'язаш з залежною змiнною тaкi показники: стаж хвороби (коефщент парщально1 кореляцп г = 0,27), кiлькiсть бронхтв на рiк — по-над 3 (г = 0,53), пневмошя з затяжним перебпом або тяжке гостре ресшраторне захворювання в ранньому ввд (г = 0,39), активне палшня (г = 0,45), наявшсть задишки (г = 0,36), двостороннш ендобронхгт (г = —0,44), зниження потенщалу пролiферaцil еш-телiю бронхiв за даними iмуноцитохiмiчного ана-лiзу (г = 0,28), рiвень альфа-1-антитрипсину кровi < 0,8 г/л (г = 0,44). Предиктори, що мали статистич-ний зв'язок iз залежною змiнною з рiвнем р < 0,30, були також використаш у моделi на пiдстaвi емш-ричного досвiду дослiдникiв. 1з двох предикторiв, що мали вiдомi високi рiвнi пaрцiaльноl кореляцп (наявшсть кашлю понад 3 мюящ та понад три бронхгти на рш), до регресiйноl моделi вщбрали той, що мав менший рiвень знaчущостi. Адеквaтнiсть моделi мно-жинно! регресп оцiнювaлaсь за критерiем Фшера — F = 19,46 (р < 0,001) i коефiцiентом детермшаци — R2 = 0,87.
Таблиця 1. Результати множинного регресшного аналзу (фрагмент загальноI таблиц'!)
№ з/п Предиктор Стандартизованi коефщенти регресГГ Коефщенти парщальноТ кореляцп Коефщент важливост Пратта Бал
Р Похибка Р г Р
1 Стаж хвороби > 5 роюв 0,116 0,059 0,27 0,050 0,05 5
2 ШВЛ у неонатальному анамнезi 0,0999 0,064 0,22 0,122 0,02 2
3 Спадковють щодо ХНЗЛ 0,082 0,066 0,17 0,219 0,04 4
4 Бронхтв на рк > 3 0,297 0,068 0,53 0,000 0,22 2
5 Пневмоыя з затяжним переб^ом у ранньому вЦ 0,206 0,069 0,39 0,005 0,13 13
6 Активне палЫня 0,215 0,061 0,45 0,001 0,09 9
7 Наявнють задишки 0,179 0,065 0,36 0,008 0,10 10
8 Деформащя грудно! кл^ки або сколюз 0,068 0,061 0,15 0,276 0,01 1
9 М'язова ппотоыя 0,119 0,072 0,23 0,106 0,06 6
10 Зниження рухливостi стiнок трахе! та бронхiв 0,088 0,067 0,18 0,196 0,04 4
11 Двостороннiй ендобронхiт -0,191 0,055 -0,44 0,001 0,03 3
12 Пнмний ендобронхiт 0,093 0,059 0,22 0,119 0,02 2
13 Незворотне зниження FEV1 < 80 % вщ норми -0,077 0,072 -0,15 0,292 0,04 4
14 Зниження потеншалу пролiферацi! епiтелiю бронхiв 0,156 0,075 0,28 0,043 0,12 12
15 TGF-Р у кровi > 100 нг/мл 0,078 0,063 0,17 0,217 0,02 2
16 Рiвень альфа-1-антитрипсину кровi < 0,8 г/л 0,226 0,065 0,44 0,001 0,10 10
17 СДГ у лiмфоцитах кровi < 16 опт.од. -0,086 0,060 0,20 0,161 0,01 1
Клтт'чна педтатр!я
6(27) • 2010
Були обчислеш коефщенти важливост (importance), абсолютш значення яких пропорцш-ш стандартизованим коефщентам регресп b i, отже, пропорцшш ступеню внеску кожного предиктора в пояснення значення залежно! змшно! (табл. 1). Най-бшьш висок коефiцiенти важливостi мали таки пре-диктори, як наявнiсть затяжних бронхтв понад 3 на рш (0,22), обтяжений анамнез через тяжке ресшра-торне захворювання в ранньому вщ (0,13), активне палiння (0,09), зниження активност пролiферацiï бронхiального епiтелiю (0,12), низький рiвень альфа-1-антитрипсину кров1 (0,10). Коефiцiенти важливостi надалi були обраш як вагомi значення для створення шкали. Для кожного предиктора визначили кшьысть балiв шляхом множення коефщента важливостi на 100 та округлення до цших (останнiй стовпчик табл. 1).
Для визначення порогового (граничного) бала ви-користано метод лопстично! регресп, де сумарний бал кожного хворого, розрахований за 17 вищепе-релiченими ознаками, виступав як предиктор, а за-лежна змшна залишалась тiею самою. Було отримано рГвняння для залежно! змшно!:
P = exp(z)/(1 + exp(z)), z = B0 + B1 ■ x,
де B0 = 7,186; B1 = 0,111;
x — сума балiв у конкретного пащента;
Р — теоретична ймовiрнiсть розвитку хрошчного бронхгту.
Адекватнiсть моделi лопстично! регресп ощнюва-лась за критерieм хi-квадрат — с2 = 63,4 (р < 0,001), значущiсть коефщенпв регресп (В0, В1) — за крите-рiями Стьюдента i Вальда (р < 0,001). За допомогою даного рiвняння були обчисленi теоретичш значення ймовiрностi деформацп бронхосудинного рисунку для кожного пащента (рис. 1) i дiапазони (95% до-вiрчi iнтервали) прогнозованого ризику розвитку хрошчного бронхгту в групi хворих зi значенням за-лежно'1 змшно'1 «ш» та в групi хворих зi значенням «так» (рис. 2). Виявилось, що деформацiя судинного рисунку практично не реалiзовувалась, якщо теоретична ймовiрнiсть 11 розвитку знаходилась в iнтервалi вiд 0,027 до 0,25, що вщповщае 60 балам за рис. 1. Ця сума була прийнята як порогова.
Шд час практично! перевiрки ефективност про-гнозування ймовiрностi розвитку хронiчного брон-хгту за сумарним балом 60 i вище доведена висока специфiчнiсть (88,9 %) i чутливiсть (100 %) запро-понованого методу (табл. 2). Деяку тенденщю до гiпердiагностики в данш ситуацп, з урахуванням профшактичного напрямку щодо хрошзацп бронхо-легеневого процесу у дней, можна вважати допустимою.
Model: Logistic regression (logit) у = exp(-7,186 + 0,111*x)/(1 + exp(-7,186 + 0,111*x))
1,2 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0 -0,2
0 20 40 60 80 100 120 140
Рисунок 1. Залежтсть теоретичноï ймовiрностi розвитку xpoHi4Horo 6poHxiry в д сумарного бала
Рисунок 2. Д'апазон (95% дов'рчий ¡нтервал) теоре-тичних ¡мов1рностей розвитку хрошчного бронх '¡ту в групах пац1ент1в з вщсутнстю («нi») i наявнстю («так») деформацп бронхосудинного рисунку
Таблиця 2. Перев>рка адекватност моделi (сумарний бал понад 60)
Д1агноз Фактично За моделлю
Абс. %
Рецидивуючий бронх^ Так 27 3 11,1
Hi 0 24 88,9
Хроычний 6pOHXiT Так 41 41 100,0
Hi 0 0 0,0
Чутливють 100,0
Специфiчнiсть 88,9
Безпомилковють (точнють) 95,6
Хибна негативна вщповщь 0,0
Хибна позитивна вщповщь 11,1
6(27) • 2010
Клтт'чна пед!атр!я
Таким чином, на 0CH0Bi клiнiко-анамнестичних та лабораторно-шструментальних даних i3 викорис-танням методiв регресiйного аналiзу була створена зручна, клшчно адаптована шкала, що дозволяе з точнiстю 95,6 % прогнозувати розвиток хрошчного бронхiту у дией та пiдлiткiв та дiагностувати його. Впровадження результатiв роботи у практичну педiа-трiю сприятиме покращенню дiагностики та первин-но! профшактики ще! патологи.
Список л1тератури
1. Смирнова М.О., Розинова Н.Н., Костюченко М.В. и др. Клинические и патогенетические особенности разных вариантов хронического бронхита у детей//Рос. вестник перинато-логии и педиатрии. — 2007. — № 3. — С. 22-27.
2. Рачинский С.В., Волков И.К. Хронические бронхиты у детей//Пульмонология . — 2004. — № 2. — С. 36-39.
3. Антипкш Ю.Г., Арабська Л.П., Смирнова О.А та н. Сучаст пiдходи до дiагностики, профыактики реци-
Ильченко С.И.
Днепропетровская государственная медицинская академия, кафедра пропедевтики детских болезней
ПРОГНОЗИРОВАНИЕ РАЗВИТИЯ ХРОНИЧЕСКОГО БРОНХИТА У ДЕТЕЙ И ПОДРОСТКОВ МЕТОДОМ ЛОГИСТИЧЕСКОЙ РЕГРЕССИИ
Резюме. Методом логистической регрессии определены наиболее значимые предикторы развития хронического бронхита у детей и подростков. Предложена адаптированная к практике прогностическая модель с балльной шкалой, что позволяет практическим врачам прогнозировать развитие хронического бронхиального воспаления у детей с повторными инфекционными бронхитами. Внедрение результатов работы улучшит раннюю диагностику и первичную профилактику этого заболевания в детском возрасте.
Ключевые слова: дети, подростки, хронический бронхит, прогнозирование, логистическая регрессия.
дивуючих i хротчних 6poHximie у dimeü. — Кшв, 2003. — 121 с.
4. Боровиков В. STATISTICA. Искусство анализа данных на компьютере: Для профессионалов. — 2-е изд. — СПб., 2003. — 688 с.
5. Нейронные сети. STATISTICA Neural Networks: Пер. с англ. — М, 2001. — 182 с.
6. Pratt J.W. Dividing the indivisible: using simple symmetry to partition variance explained / Ed. by T. Pukkila, S. Puntanen // Proceedings of the Second International Tampere Conference in Statistics. — Tampere, Finland: University of Tampere. — Р. 245-260.
7. Дука Е.Д., Ильченко С.И. Диагностическая значимость уровня трансформирующего фактора роста у детей с рецидивирующими и хроническими бронхитами // Здоровье ребенка. — 2008. — № 6. — С. 23-25
8. 1льченко С.1., Бондарева В.О. Результати iмуноцитохi-мiчних дожджень слизовог оболонки бронхiв у дiтеü з рецидив-ними та хротчними бронхiтами // Медичт перспективи. — 2008. — № 2. — С. 74-77
Отримано 17.08.10 □
Ilchenko S.I.
Dnipropetrovsk State Medical Academy, Chair of Propaedeutics of Children's Diseases, Dnipropetrovsk, Ukraine
PREDICTION OF THE CHRONIC BRONCHITIS DEVELOPMENT IN CHILDREN AND ADOLESCENTS BY THE LOGISTIC REGRESSION METHOD
Summary. The most significant predictors of development of the chronic bronchitis in children and adolescents were defined by the logistic regression method. The adapted for practice prognostic model with a scores scale was offered, that allow for practical doctors to predict development of a chronic bronchial inflammation in children with recurrent infectious bronchitis. Introduction of results of the work will raise early diagnostics and primary prophylaxis of this disease in children's age.
Key words: children, adolescents, chronic bronchitis, prediction, logistic regression.
