CC BY
19
УДК 616.831-005-036.11-085-036.86-037
РИЗИК НЕПОВНОГО ФУНКЦ1ОНАЛЬНОГО В1ДНОВЛЕННЯ ТА СТ1ЙКИХ ОБМЕЖЕНЬ ЖИТТеД1ЯЛЬНОСТ1 У ПАЦ1еНТ1В, КОТР1 ПЕРЕБУВАЛИ НА Л1КУВАНН1 В 1НТЕГРОВАНОМУ 1НСУЛЬТНОМУ БЛОЦ1
Ю.В. ФЛОМ1Н
МЦ «Ушверсальна клiнiка "Обер^"», м. Кшв
*Conflict of Interest Statement (We declare that we have no conflict of interest).
*Заява про конфл^ штереав (Ми заявляемо, що у нас немае нiякого конфлiкту штереав). *Заявление о конфликте интересов (Мы заявляем, что у нас нет никакого конфликта интересов).
*No human/animal subjects policy requirements or funding disclosures.
*Жодний i3 об'екпв дослщження (людина/тварина) не пiдпадае пiд вимоги пол^ики щодо роз-криття шформацп фiнансування.
*Ни один из объектов исследования не подпадает под политику раскрытия информации финансирования.
*Date of submission — 8.02.19 *Date of acceptance — 13.02.19
*Дата подачi рукопису — 8.02.19 *Дата ухвалення — 13.02.19 *Дата подачи рукописи — 8.02.19 *Дата одобрения к печати — 13.02.19
Мета роботи - виявити чинники, як асоцюються з недостаттм функщональним eid-новленням або стткими обмеженнями життeдiяльностi у пацieнтiв, Kompi перебували на лжувант в ттегрованому iнсульmнoму блоц (11Б).
Mamepia^u та методи. Учасниками до^дження були 764 пащенти (з них 41,7 % жток) вжом вiд 20 до 95 рок1в (медiана - 66 рок1в, мiжкваpmильний ттервал - 57-75 рок1в), як у 2010-2018pp. були гoспimалiзoванi до 1нсультного центру (1Ц), котрий працюе за принципами 11Б. yci пащенти при гoспimалiзацii були oглянуmi неврологом. Обстеження та лжування здт-снювали вiдпoвiднo до рекомендацт клШчних настанов. У 80,5 % пацiенmiв було дiагнoсmoва-но iшемiчний тсульт, у 19,5 % - гемopагiчний. Проведено однофакторний i багатофакторний аналiз даних. Функщональний стан оцтювали за модифжованою шкалою Ренкта (мШР). Ба-жанийрезультат лжування вважали досягнутим, якщо на момент виписки з лжарт початко-ва оцтка за мШР зменшувалась на > 2 бали або досягала значення < 2 балiв.
Результати. Загальна початкова оцтка за NIHSS становила вiд 0 до 39 балiв (медiана - 10 балiв, мiжкваpmильний ттервал - 6-17 балiв). Протягом nеpшo'i доби вiд початку захворювання до 1Ц було гoспimалiзoванo 17,5 % пацiенmiв, на 2-гу-7-му добу -19 %, на 8-му-14-ту - 7,5 %, на 15-30-ту -14,7 %, на 31-шу-60-ту - 10,3 %, на 61-шу-180-ту - 13,0 %, тзшше 180-i доби -18,0 %. Згiднo з результатами однофакторного аналiзу ризик недосягнення результату лжування асоцтвався з багатьма чинниками: типом i тдтипом Ысульту, вжом пащента, часом вiд початку захворювання до гoспimалiзацii в 1Ц, початковою загальною тяжюстю невpoлoгiчнoгo дефщиту, когнтивних порушень, обмежень мoбiльнoсmi та повсякденног' жиmmедiяльнoсmi, наявтстю та ступенем окремих невpoлoгiчних порушень, наявтстю певних судинних чиннишв ризику фбрилящя передсердь, тютюнопалтня) та ознаками запалення (тдвищення ШОЕ та
вмгсту С-реактивного быка) на момент госпгталгзацгг. Багатофакторний аналгз виявив 4 неза-лежних предиктори, як1 мають найтгснгший зв 'язок з в1дсутн1стю бажаного функщонального результату лтування в 1Ц: в1к пащента (в1дношення шансгв (ВШ) - 1,03 на кожний додатко-вий р1к), початкова тяжюсть Iнсульту (тсля стандартизацгг за рештою чинник1в ВШ - 1,05 на кожний додатковий бал початковог ощнки за ШИ88), загальний функцюнальний стан на момент госпгталгзацгг (ВШ - 2,3 на кожний бал збшьшення початковог оцтки за мШР) та час в1д початку захворювання до початку лтування в 1Ц (пор1вняно з коротшим термтом; ВШ - 3,3-4,2, якщо пащент був госпгталгзований в 1Ц через 15-180 дн1в в1д початку захворювання; ВШ - 9,2, якщо пащент був госттал1зований пгзнгше 6-го м1сяця тсля ¡нсульту). Площа пгд кривою операцтниххарактеристик (АиС) - 0,92 (95 % дов1рчий Iнтервал - 0,89-0,94), що е св1дчен-ням в1дм1нног якост1 модел1 прогнозування та сильного зв'язку зазначеного набору факторних ознак 1зризиком неповного функционального вгдновлення на момент виписки з 1Ц.
Висновки. За результатами однофакторного анал1зу, ризик недостатнього функцюнального в1дновлення та сттких обмежень життед1яльност1 тсля лщвання в 11Б асоцгюеться з низкою факторних ознак, зокрема з тдтипом Iнсульту, видами та тяжюстю невролог1чних I когнтивних порушень та обмежень активностг, деякими чинниками ризику г лабораторними показниками. Багатофакторний аналгз виявив 4 незалежт предиктори сттких обмежень життед1яльност1, що дасть змогу краще прогнозувати тривалгсть Iрезультативнгсть лтування в 1Ц.
Ключов1 слова: шсульт; функцюнальний результат л^вання; модифшована шкала Ренина; штегрований шсультний блок; прогнозування; предиктори вщновлення.
Э01 10.26683/2304-9359-2019-1(27)-21-31
ПерелЫ скорочень
MMSE Mini-Mental State Examination
MOCA Montreal Cognitive Assessment
NIHSS National Institutes of Health Stroke Scale
RMI Rivermead Mobility Index
ВСА Внутршня сонна артерiя
ВШ Вщношення шанав
Д1 Довiрчий штервал
1Б 1ндекс Бартел
11Б 1нтегрований шсультний блок
1Ц 1нсультний центр
МШР Модифшована шкала Ренкша
С-РБ С-реактивний бшок
ШОЕ Швидкють осщання еритроцшив
M03K0Bi шсульти е провщною причиною смерт та набуто! швалщносп в свт [1-3]. В Сврот щороку шсульт переносять понад
ФЛОМ1Н Юрт Володимирович к.мед.н., невролог, 3aeidyea41нсультного центру, МЦ«Унiверсальна клшка "Обер^"», Адреса: 03057, м. Кшв, вул. Зоологiчна, 3-В; Тел.: +380445213003, E-mail: y.flomin@oberig.ua https://orcid.org/0000-0002-7123-3659
1,1 млн оаб, з них 13-35 % помирають упро-довж перших 30 дшв вщ початку захворювання, а ri, хто вижив, мають тдвищений ризик ново! roсmталiзащi, повторних шсуль-тсв, деменцп, депресп та шших захворювань [4]. Найчаспшим наслщком шсульту е об-меження життедiяльностi, зумовлене невро-лопчними порушеннями, яке спостер^ають майже у 2/3 пащентсв, яю вижили [5, 6]. Вщ 25 до 50 % пащешив, ко^ пережили шсульт, мають т чи iншi обмеження життедiяльнос-
ть У крашах Свропи iнсульти е причиною близько половини вах рокiв, прожитих з на-бутою iнвалiднiстю [7, 8].
Модифшовану шкалу Ренкiна (мШР) роз-роблено як шструмент, котрий дае змогу ощни-ти загальну тяжюсть обмежень активностей та потребу у стороннш допомозi у пацiентiв пiсля шсульту [9-13]. мШР - це порядкова шкала, зпдно з якою тяжюсть неповносправностi (ш-валiдностi) оцiнюють за наростанням вiд 0 ба-лiв (повна вiдсутнiсть будь-яких симптомiB; яю виникли внаслiдок iнсульту) до 5 балiв (пацiент прикутий до лiжка i потребуе постiйного догляду), 6 балiв означають смерть пащента. Незва-жаючи на те, що в iдеалi оцiнювання за мШР слiд виконувати пiсля повернення пацiента до звичайно! для нього життедiяльностi; у науко-вих дослiдженнях та ктшчнш практицi нерiдко проводять порiвняння функцiонування пацiента до та тсля iнсульту на момент огляду [14-16]. мШР е надiйноЮ; мае пiдтверджену валiднiсть i найчастiше зi шкал використовуеться у кшшч-них випробуваннях методiв лiкування iнсульту [17]. У багатьох дослщженнях результат лку-вання iнсульту залежно вiд оцiнки за мШР по-дiляли на хороший (0-2 бали) та поганий (3-6 балiв) [16]. Установлено, що клЫчне значен-ня мае зменшення ощнки за мШР на 1 бал або бшьше порiвняно з початковою [18-21].
Мета роботи - виявити чинники, яю асо-цiюються з недостатшм функцiональним вщ-новленням або стшкими обмеженнями жит-тедiяльностi у пащеш!в, котрi перебували на лшуванш в iнтегрованому iнсультному блоцi.
Матер1али та методи
Вибiрка
Дослiдження проведено в 1нсультному центрi (1Ц), розташованому в багатопрофшь-нiй лiкарнi - Медичному центрi «Ушверсаль-на клЫка "Обер^"». Структура i процеси в 1Ц вiдповiдають принципам iнтегрованого ш-сультного блоку (11Б): мультидисциплiнарна команда фахiвцiв (лiкарi-неврологИ; медичнi сестри зi спецiальною пiдготовкою з iнсульту; фiзичнi терапевти, ерготерапевти i логопеди), медичну допомогу надають вiдповiдно до ло-кальних протоколiB; розроблених на основi чинних мiжнародних клiнiчних настанов, ви-значення пiдтипу iнсульту та раннш початок вторинно'1 профiлактикИ; початок мiждисци-
плшарно! реабштацп впродовж 48 год тсля гоcпiталiзащi та достатнiй ii обсяг) [22].
Учасниками дослiдження були пащенти з iнсультом, послiдовно госпiталiзованi до 1Ц протягом 2010-2018 рр. У Bcix пацiентiв проведено опис невролопчного статусу при госпь талiзащi. Обстеження передбачало нейровiзу-алiзацiю (комп'ютерна або магштно-резонанс-на томографiя), вiзуалiзацiю церебральних судин (комп'ютерна або магштно-резонансна ангiографiя), трансторакальну ехокардюгра-фш, рееcтрацiю електрокардiограми та огляд кардюлога, консультаци фахiвцiв (нейрохiрург, ендокринолог, уролог, терапевт, ортопед, пси-хiатр тощо) i лабораторнi аналiзи.
Ha6ip показник1в, як1 було проанал1зовано
Певний набiр даних про кожного пащента був зiбраний проспективно i внесений лшуючими лiкарями до бази даних 1Ц. У до-cлiдженнi як початковi використано 36 по-казниюв (факторних ознак): вiк пацiента на момент гоcпiталiзащi, стать, тип шсульту (iшемiчний чи геморагiчний), пiдтип ше-мiчного iнcульту (кардiоемболiчний, атеро-склеротичний, лакунарний або шший), лока-лiзацiя iшемiчного iнcульту в артерiальних басейнах, початкова (при гоcпiталiзацii) за-гальна ощнка за iнcультною шкалою Нащо-нальних iнcтитутiв здоров'я США (National Institutes of Health Stroke Scale (NIHSS)), час вщ початку захворювання до гоcпiталiзацii в 1Ц, початкова ощнка за коротким досль дженням пcихiчного статусу (Mini-Mental State Examination (MMSE)), початкова ощн-ка за Монреальським ощнюванням когштив-них функцш (Montreal Cognitive Assessment (MOCA)), початкова ощнка за мШР, початкова ощнка за шдексом Бартел (1Б), початкова оцiнка за шдексом мобшьносп Рiвермiд (Rivermead Mobility Index (RMI)), тривалicть лiкування в 1Ц, оцiнка сили м'язiв кожно'1 з кшщвок за NIHSS, наявнicть при гостталь зацп порушення cвiдомоcтi, правобiчного гемiпарезу, лiвобiчного гемiпарезу, афазп, гомошмно!' гемiанопcii, гемшпестезп чи дисфагп, судинш чинники ризику (артерь альна гiпертензiя, цукровий дiабет, фiбри-ляцiя передсердь, попереднш iнcульт, тютю-нопалiння, ожиршня (iндекc маси тiла понад 30 кг/м2), зловживання алкоголем) та окремi результати лабораторних доcлiджень при
госпiталiзащi (число лейкоцитiв, ШОЕ, рь вень креатинiну, С-реактивного бшка (С-РБ) та глiкозильованого гемоглобiну). У кожного пащента, крiм тих, хто померли, лшую-чим лшарем перед випискою з 1Ц проведено оцшку за мШР.
Статистичний анал1з
Як результуючу ознаку при проведенш аналiзу розглядали оцiнку пацiента за мШР тсля лiкування: при мШР < 2 бали або змен-шеннi початково! оцiнки на > 2 балiв ефект лiкування вважали досягнутим (вихiдна змiнна моделi Y - 0, у вибiрцi було 394 па-цiенти); в шшому випадку ефект лiкування вважали не досягнутим (вихщна змiнна мо-делi Y - 1, у вибiрцi було 370 пацiентiв). Для кшькюно! оцiнки ступеня впливу факторних ознак на ризик неповного функщонально-го вщновлення у пацiентiв пiсля шсульту використано метод побудови та аналiзу ло-гiстичних моделей регресп. Прогностичну яюсть моделей оцiнювали за показниками чутливосп (частка вiрно прогнозованих «ви-падюв») та специфiчностi (частка вiрно прогнозованих «не випадюв»), для цих величин було розраховано вщповщний 95 % довiрчий iнтервал (Д1) [23]. Адекватнiсть моделей оць нювали методом побудови та аналiзу кривих операцшних характеристик (ROC - Receiver Operating Characteristic curve analysis). Роз-раховували площу пiд ROC-кривою (AUC - Area under the ROC curve) та ii 95 % Д1. Модель вважали адекватною при статис-тично значущiй вiдмiнностi величини AUC вiд 0,5 [24]. Вплив факторних ознак оцше-
но за величиною вщношення шансiв (ВШ), для яких розраховано 95 % Д1 [23]. Для вщ-бору м^мального набору факторних ознак, пов'язаних з ризиком «випадку» при побудо-вi багатофакторних моделей прогнозування використано метод покрокового вщкидання/ додавання ознак (Stepwise). Оптимальний пор^ прийняття рiшення для моделi визнача-ли шляхом досягнення максимально'1' ii чут-ливостi та специфiчностi за iндексом Youden [24]. Критичний рiвень значущостi для вах тестiв був прийнятий акр. - 0,05. Для виявлен-ня мшмального набору факторних ознак, яю мають сильний зв'язок iз ризиком недо-сягнення ефекту лiкування за шкалою мШР використано метод покрокового вщкидання/ додавання ознак (Stepwise, iз порогом вщкидання p > 0,1 та порогом додавання p < 0,05) у багатофакторнш моделi регресп з урахуван-ням 36 ознак. Статистичний аналiз результа-^в дослiдження проведено з використанням пакета MedCalc v. 18.11.3 (MedCalc Software Inc, Broekstraat, Belgium, 1993-2018).
Результата
До дослщження залучено 764 пащенти, у яких визначено початковий та кшцевий функщональний стан за мШР. Серед них було 41,7 % жшок i 58,3 % чоловшв. Вш пацiентiв становив вiд 20,4 до 95,7 року (медiана - 66,2 року, мiжквартильний iнтервал - 57,5-74,8 року). У 80,5 % пащешив дiагностовано iше-мiчний шсульт, у 19,5 % - геморапчний. За-гальна оцiнка за NIHSS при госпiталiзацii становила вiд 0 до 39 балiв (медiана - 10 ба-
Таблиця 1. Коефщгенти однофакторних моделей логгстичног регресИ прогнозування ризику недосягнення ефекту лтування при ощнювант за мШР
Факторна ознака Значення коефщ1ента модел1, b ± m Р1вень значущост1 вщмшност1 коеф1ц1ента модел1 в1д 0, p Вщношення шанс1в (95 % дов1рчий 1нтервал)
Тип шсульту iшемiчний Референтний
геморапчний 0,30 ± 0,19 0,12 -
Пщтип инсульту лакунарний Референтний
атеросклеротичний 1,44 ± 0,44 0,002 3,8 (1,6-9,1)
iншi пщтипи 0,19 ± 0,56 0,73 -
кардiоемболiчний 1,48 ± 0,44 0,001 4,4 (1,8-10,4)
геморагiчний 1,55 ± 0,46 < 0,001 4,7 (1,9-11,5)
Продовження табл. 1.
Bix пащента 0,026 ± 0,006 < 0,001 1,03 (1,01-1,04)
Стать чоловiча Референтний
жшоча 0,21 ± 0,15 0,16 -
Початкова загальна ощнка за NIHSS 0,15 ± 0,02 < 0,001 1,2 (1,1-1,2)
Час вщ початку захворювання до госпiталiза-Щ1 в 1Ц* До 24 год 0,02 ± 0,26 0,93 -
1-ша-7-ма доба 0,14 ± 0,34 0,67 -
8-ма-14-та доба 0,76 ± 0,27 0,005 2,1 (1,3-3,6)
15-30-та доба 0,87 ± 0,30 0,004 2,4 (1,3-4,3)
31-ша-60-та доба 0,82 ± 0,28 0,003 2,3 (1,3-4,0)
61-ша-180-та доба 0,86 ± 0,26 0,001 2,4 (1,4-3,9)
Початкова ощнка за MMSE -0,068 ± 0,008 < 0,001 0,93 (0,92-0,95)
Початкова ощнка за MOCA -0,079 ± 0,009 < 0,001 0,92 (0,91-0,94)
Початкова ощнка за мШР 0,91 ± 0,08 < 0,001 2,5 (2,1-2,9)
Початкова ощнка за 1Б -0,025 ± 0,003 < 0,001 0,98 (0,97-0,98)
Тривалють лжування в 1Ц 0,009 ± 0,002 < 0,001 1,01 (1,00-1,01)
Наявшсть гемшарезу праворуч 0,73 ± 0,16 < 0,001 2,1 (1,5-2,8)
Наявшсть гемшарезу лiворуч 0,30 ± 0,15 0,05 1,3 (1,0-1,8)
Наявшсть афазп 0,56 ± 0,16 < 0,001 1,7 (1,3-2,4)
Наявшсть гемiанопсiï 0,59 ± 0,17 0,001 1,8 (1,3-2,5)
Наявшсть гемшпестезп 0,54 ± 0,15 < 0,001 1,7 (1,3-2,3)
Наявшсть дисфагп 1,50 ± 0,22 < 0,001 4,5 (2,9-6,9)
Наявшсть порушення свщомосп 0,99 ± 0,23 < 0,001 2,7 (1,7-4,2)
NIHSS, права рука** 0,44 ± 0,06 < 0,001 1,6 (1,4-1,8)
NIHSS, шва рука** 0,37 ± 0,06 < 0,001 1,4 (1,3-1,6)
NIHSS, права нога** 0,42 ± 0,06 < 0,001 1,5 (1,4-1,7)
NIHSS, шва нога** 0,40 ± 0,06 < 0,001 1,5 (1,3-1,7)
Початкова ощнка за RMI -0,20 ± 0,02 < 0,001 0,82 (0,79-0,85)
Iшемiчний шсульт у басейш лiвоï' ВСА -0,10 ± 0,16 0,53 -
Iшемiчний шсульт у басейш право'' ВСА 0,10 ± 0,16 0,54 -
Артерiальна гiпертензiя 0,27 ± 0,21 0,19 -
Цукровий дiабет 0,20 ± 0,17 0,22 -
Фiбриляцiя передсердь 0,35 ± 0,16 0,02 1,4 (1,0-1,9)
1нсульт у анамнезi 0,25 ± 0,18 0,16 -
Тютюнопалшня -0,53 ± 0,25 0,03 0,6 (0,4-1,0)
Зловживання алкоголем -0,09 ± 0,23 0,69 -
Ожиршня 0,09 ± 0,17 0,59 -
Початкове число лейкоципв -0,008 ± 0,013 0,54 -
Початкова ШОЕ 0,010 ± 0,003 0,001 1,01 (1,00-1,02)
Початковий рiвень креатиншу -0,003 ± 0,002 0,21 -
Початковий рiвень С-РБ 0,012 ± 0,004 0,001 1,01 (1,01-1,02)
Початковий рiвень HbAlc 0,021 ± 0,028 0,47 -
Примтки. * - УЫ часoвi npoмiжки з моменту захворювання до гoспimалiзацii в 1Ц пopiв-нювали за поступленням протягом перших 24 год; ** - ощнка у вiдnoвiднoму роздш NIHSS.
ВСА - внутршня сонна аpmеpiя; 1Б - тдекс Бартел; 1Ц - 1нсультний центр клшки «Обе-рш»; С-РБ - С-реактивний бшок; мШР - модифтована шкала Ренюна; ШОЕ - швидшсть оЫдання еpиmpoциmiв; MMSE - Mini-Mental State Examination; MOCA - Montreal Cognitive Assessment; RMI - RivermeadMobility Index.
лiв, мiжквартильний iнтервал - 6-17 батв). Про-тягом 1-о'' доби вiд початку захворювання до 1Ц було госпiталiзовано 17,5 % пащенпв, на 2-гу-7-му добу - 19 %, на 8-му-14-ту - 7,5 %, на 15-30-ту - 14,7 %, на 31-шу-60-ту - 10,3 %, на 61-шу-180-ту - 13,0 %, пiзнiше 180-о! доби - 18,0 %.
Однофакторн1 модел1
На першому етапi аналiзу було побудова-но лопстичш моделi регресп прогнозування ризику недосягнення бажаного ефекту лшу-вання за шкалою мШР за кожною iз 36 фак-торних ознак (табл. 1).
За результатами однофакторного аналiзу виявлено значущий зв'язок ризику недосягнення ефекту лшування за шкалою мШР з ба-гатьма факторними ознаками (див. табл. 1). Ризик недосягнення ефекту лшування був бшьшим при атеросклеротичному (ВШ -3,8, 95 % Д1 - 1,6-9,1, р = 0,002) та кардю-емболiчному (ВШ - 4,4, 95 % Д1 - 1,8-10,4, р = 0,001) тдтипах iшемiчного шсульту по-рiвняно з лакунарним тдтипом. Виявлено та-кож зростання ризику недосягнення ефекту при геморапчному шсульп (ВШ - 4,7, 95 % Д1 - 1,9-11,5, р < 0,001) порiвняно з лакунарним тдтипом iшемiчного iнсульту. Ри-зик недосягнення ефекту лшування iстотно збшьшувався з вiком пацieнта (ВШ - 1,03, 95 % Д1 -1,01-1,04, р < 0,001 на кожний до-датковий рш). Також виявлено значущий
зв'язок з часом до госпiталiзацii в 1Ц: тзнь ше 74' доби вщ початку захворювання - ВШ
- 2,1-2,4 (95 % Д1 - 1,3-4,3, р < 0,003). ^м того, ризик недосягнення ефекту лшування збшьшувався пропорцшно загальнш почат-ковiй тяжкостi шсульту (оцшка за NIHSS; ВШ - 1,2, 95 % Д1 - 1,1-1,2, р < 0,001), тяжкосп когттивних порушень (оцiнка за ММБЕ та МОСА), обмежень повсякденно'' життeдiяльностi (оцiнка за 1Б), мобiльностi (оцшка за ЯМ1), ступеню неповносправностi (оцшка за мШР), наявносп та тяжкосп пору-шення свiдомостi та певних видiв невроло-гiчного дефiциту (гемшарез, гемiгiпестезiя, гемiанопсiя, афазiя, дисфагiя) (див. табл. 1).
Також установлений зв'язок мiж вщ-сутнiстю бажаного функщонального вщ-новлення i тривалiстю лшування в 1Ц (ВШ
- 1,01, 95 % Д1 - 1,00-1,01, р < 0,001), на-явтстю деяких чинникiв ризику iнсульту, зокрема фiбриляцii передсердь (ВШ - 1,4, 95 % Д1 - 1,0-1,9, р = 0,02) i тютюнопалш-ня (ВШ - 0,6, 95 % Д1 - 0,4-1,0), тдвище-ною ШОЕ (ВШ - 1,01, 95 % Д1 - 1,00-1,02, р = 0,001) та високим рiвнем С-РБ (ВШ - 1,01, 95 % Д1 - 1,00-1,02, р = 0,001) при гостта-лiзацii в 1Ц. Зв'язок з тривалютю лiкування в 1Ц, iмовiрно, зумовлений нижчим темпом функцiонального вщновлення у пацieнтiв, у яких бажаний результат не був досягнутий, тодi як тдвищеш маркери запалення можуть свiдчити про активнiсть супутнiх захворю-
Таблиця 2. Коефщгенти 4-факторног моделг логгстичног регресп прогнозування ризику недосягнення ефекту лтування за мШР
Факторна ознака Значення коефщ1ента модел1, Ь ± т Р1вень значущост1 вщмшносл коефщ1ента модел1 в1д 0, р Вщношення шанав (95 % дов1рчий 1нтервал)
Вш пацieнта 0,028 ± 0,009 0,002 1,03 (1,01-1,05)
Початкова загальна оцшка за NIHSS 0,048 ± 0,018 0,007 1,05 (1,01-1,08)
Час вщ початку захворювання до гостталь зацп в 1Ц* До 24 год Референтний
1-ша-7-ма доба 0,40 ± 0,33 0,22 1,5 (0,8-2,9)
8-ма-14-та доба 0,47 ± 0,44 0,28 1,6 (0,7-3,8)
15-30-та доба 1,27 ± 0,37 0,001 3,6 (1,7-7,3)
31-ша-60-та доба 1,18 ± 0,41 0,004 3,3 (1,5-7,3)
61-ша-180-та доба 1,44 ± 0,40 < 0,001 4,2 (1,9-9,2)
Пiзнiше 180-о'' доби 2,22 ± 0,36 < 0,001 9,2 (4,5-18,9)
Початкова оцшка за мШР 0,84 ± 0,13 < 0,001 2,3 (1,8-3,0)
Примтки. 1Ц - 1нсультний центр клшши «Оберт»; мШР - модифшована шкала Ренкiна. 26 Ендоваскулярна нейрорентгенох1рурпя • 2019 • № 1(27)
вань чи появу ускладнень. Для решти показ-никiв статистично значущих вiдмiнностей ризикiв не виявлено (р > 0,05).
Багатофакторна модель
У результат покрокового вщкидання/до-давання ознак у багатофакторнiй моделi ре-гресп видiлено 4 факторнi ознаки: вш пащен-та, початкова ощнка за NIHSS, час до госпь талiзащi в 1Ц та початковий функщональний стан пацieнта за мШР (табл. 2). Логiстична модель регресп, побудована на видiленому наборi ознак, адекватна (х2 - 212,5 при 9 степенях свободи, р < 0,001).
При багатофакторному аналiзi (див. табл. 2) виявлено, що ризик недосягнення бажаного ефекту лшування за шкалою мШР мае незалежний прямий зв'язок iз вшом пащента (ВШ - 1,03, 95 % Д1 - 1,01-1,05, р = 0,002, у середньому на кожний додатко-вий рш) при стандартизацп за тяжюстю ш-сульту (початкова ощнка за NIHSS), часом вiд початку захворювання до roсmталiзащi в 1Ц та початковим ступенем неповносправ-ност (початкова оцiнка за мШР). Установлено, що ризик недостатнього функщонально-го вiдновлення пацiента i недосягнення бажаного ефекту лшування на момент виписки прямо пропорцшно залежить вщ тяжкостi iнсульту при госппишзацп (ВШ - 1,05, 95 % Д1 - 1,01-1,08; р = 0,007, у середньому на кожний додатковий бал початково'1' ощнки за NIHSS) при стандартизацп за вшом, часом до roсmталiзащi в 1Ц та початковою оцiнкою за мШР, а також вщ часу вщ початку захворювання до roсmталiзащi в 1Ц. Якщо пащ-ент був госпiталiзований у перiод мiж 15-м i 60-м днем вщ початку захворювання, то ВШ - 3,3-4,2 (95 % Д1 - 1,5-9,2, р < 0,005), якщо тзшше 6-го мюяця, то ймовiрнiсть хорошо-го функцiонального вiдновлення значно мен-ша (ВШ - 9,2, 95 % Д1 - 4,5-18,9, р < 0,001). Виявлено також зростання (р < 0,001) ризику недосягнення ефекту лшування за мШР зi збшьшенням ступеня неповносправносп пащента на початку лшування (ВШ - 2,3, 95 % Д1 - 1,8-3,0), у середньому на кожний бал зростання початково'1 ощнки за мШР (при стандартизацп за трьома шшими факторами). На рисунку наведено криву операцшних характеристик побудовано! модель
■ /
■ / /
/ /
■ / уГ /
:
А и С = 0.823 Р < 0.001
О 20 40 60 80 100
ЮО-ЯресШсМу
Рис. ЯОС-крива 4-факторног логгстичног модел1 прогнозування ризику недосягнення ефекту лгкування (за модиф1кованою шкалою Ренюна)
Площа тд кривою операцшних характеристик АиС - 0,82 (95 % Д1 - 0,79-0,85), що е свщченням доброх узгодженосп моделi прогнозування та сильного зв'язку набору з 4 факторних ознак (вш пацiента, початкова ощнка за NIHSS, час до госпiталiзацii в 1Ц та початковий функщональний стан пащента за мШР) з ризиком недосягнення бажаного ефекту лшування за мШР.
Обговорення
Ощнювання тяжкосп наслiдкiв мозкових iнсультiв пов'язане зi значними труднощами, оскiльки судиннi ураження головного мозку спричиняють широкий спектр невролопч-них порушень та обмежень життедiяльностi, якi можуть траплятися у рiзних комбiнацiях i мати рiзний ступiнь тяжкостi [25 - 27]. З огля-ду на це, для ощнювання ступеня вщновлення тсля iнсульту найчастiше використовують не окремi види неврологiчного дефiциту, а шка-ли повсякденноi життедiяльностi, якi мають тiснiший зв'язок з рiвнем незалежносп вiд сторонньо! допомоги [20, 28]. У нашому до-слiдженнi шляхом ретроспективного аналiзу великоi бази даних пащешив (п = 764), як перебували на стацiонарному лiкуваннi в 1Ц, котрий функцiонуе за принципами ПБ, виявлено зв'язки мiж характеристиками пацiентiв (факторними ознаками) та ризиком недостат-
нього функцiонального вiдновлення (змен-шення початково'1 оцiнки за мШР на < 1 бал) або стшких обмежень життедiяльностi (мШР > 2 бали на момент виписки), що ми вважали недосягненням ефекту лiкування.
Однофакторний аналiз свiдчив, що ризик недосягнення ефекту л^вання асощюеться з багатьма чинниками: типом i пiдтипом ш-сульту, вiком пащента, часом до госпiталiзацii в 1Ц, початковою загальною тяжкiстю невро-лопчного дефiциту, когнiтивних порушень, обмежень мобшьносп та повсякденно'1 жит-тедiяльностi, наявшстю i ступенем окремих видiв невролопчних порушень, наявнiстю де-яких судинних чинниюв ризику та ознаками запалення на момент госпiталiзацii. Велике прогностичне значення вiку, рухових та ког-нiтивних порушень у пацiентiв тсля iнсульту також продемонстроване в шших дослщжен-нях [29 - 32]. На вщмшу вiд нас R.E. Petrea зi спiвавт. за результатами аналiзу даних когор-ти учасниюв Фремiнгемського дослiдження встановили, що швалщнють пiсля iнсульту асоцiюеться з жшочою статтю [33].
Багатофакторний аналiз дав змогу вияви-ти чотири незалежних предиктори, якi мають найтiснiший зв'язок з вщсутнютю бажаного функцiонального результату л^вання: вiк пацiента, початкова тяжкють iнсульту, час вiд початку захворювання до початку л^вання в 1Ц i загальний функцiональний стан на момент
References
1. GBD 2016 Causes of Death Collaborators. Global, regional, and national age-sex specific mortality for 264 causes of death, 1980-2016: a systematic analysis for the Global Burden of Disease Study 2016. Lancet. 2017 Sep 16; 390(10100):1151-210. doi: https://doi. org/10.1016/S0140-6736(17)32152-9.
2. GBD 2016 DALYs and HALE Collaborators. Global, regional, and national disability-adjusted life-years (DALYs) for 333 diseases and injuries and healthy life expectancy (HALE) for 195 countries and territories, 1990-2016: a systematic analysis for the global burden of disease study 2016. Lancet. 2017 Sep 16; 390(10100):1260-344. doi: https://doi.org/10.1016/ S0140-6736(17)32130-X.
3. Feigin VL, Norrving B, Mensah GA. Global Burden of Stroke. Circ Res. 2017 Feb 3;120(3):439-48. doi: 10.1161/CIRCRESAHA.116.308413.
4. Bejot Y, Bailly H, Durier J, Giroud M. Epidemiology of stroke in Europe and trends for the 21st century. PresseMed. 2016 Dec;45(12 Pt 2):e391-8. doi: 10.1016/j.lpm.2016.10.003.
госпiталiзацii. З огляду на отримаш результа-ти, можна припустити, що включення у про-гностичну модель в^, ощнки невролопчного дефщиту та функщонального стану пацiента дасть змогу краще прогнозувати тривалiсть госпiталiзацii, а велика прогностична роль часу до госпiталiзацii вказуе на важливють якомога раннього початку лiкування пащента в 11Б з дотриманням уах ключових рекоменда-цiй клiнiчних настанов, зокрема забезпечення достатнього обсягу комплексно'1 мiждисциплi-нарно'1 реабшггаци. Це припущення потребуе проведення додаткових дослiджень.
Висновки
За результатами однофакторного аналiзу, ризик недостатнього функщонального вщ-новлення та стшких обмежень життедiяль-ностi тсля лшування в iнтегрованому шсуль-тному блощ асоцiюеться з низкою факторних ознак, зокрема з пiдтипом шсульту, видами та тяжкiстю неврологiчних i когнiтивних порушень та обмежень активносп, деякими чинниками ризику i лабораторними показниками.
Багатофакторний аналiз дозволив вияви-ти обмежений набiр з 4 незалежних предик-торiв стiйких обмежень життедiяльностi, що дасть змогу краще прогнозувати тривалють i результативнiсть лiкування в iнтегрованому шсультному центрi.
5. Wolfe CDA. The impact of stroke. Br Med Bull. 2000; 56:275-86.
6. Wahlgren N, Ahmed N, Davalos A, et al. Thrombolysis with alteplase for acute ischaemic stroke in the Safe Implementation of Thrombolysis in Stroke-Monitoring Study (SITS-MOST): an observational study. Lancet. 2007; 369:275-82.
7. Olesen J, Leonardi M. The burden of brain diseases in Europe. Eur J Neurol. 2003;10:471-7.
8. Carmo JF, Morelato RL, Pinto HP, Oliveira ERA. Disability after stroke: a systematic review. Fisioter Mov, Curitiba. 2015 Apr-June;28(2):407-18. doi: http://dx.doi.org.10.1590/0103-5150.028.002.AR02
9. Rankin J. Cerebral vascular accidents in patients over the age of 60. II. Prognosis. Scott Med J. 1957;2:200-15.
10. De Hann R, Limburg M, Bossuyt P, van der Meulen J, Aaronson N. The clinical meaning of Rankin 'Handicap' grade after stroke. Stroke 1995 Nov;26(11):2027-30.
11. Kwon S, Hartzema AG, Duncan PW, Min-Lai S. Disability measures in stroke: relationship among the Barthel Index, the Functional Independence Measure, and the Modified Rankin Scale. Stroke. 2004 Apr;35(4):918-23.
12. Quinn TJ, Dawson J, Walters MR, Lees KR. Exploring the reliability of the modified Rankin Scale. Stroke. 2009;40:762-6.
13. Kwakkel G, Lannin NA, Borschmann K, et al. Standardized measurement of sensorimotor recovery in stroke trials: Consensus-based core recommendations from the Stroke Recovery and Rehabilitation Roundtable. Int J Stroke. 2017 Jul;12(5):451-61. doi: 10.1177/1747493017711813.
14. Kasner SE. Clinical interpretation and use of stroke scales. Lancet. Neurol. 2006 Jul;5(7):603-12.
15. Quinn TJ, Dawson J, Walters MR, Lees KR. Functional outcome measures in contemporary stroke trials. Int J Stroke. 2009 Jun;4(3):200-5. doi: 10.1111/j.1747-4949.2009.00271.x.
16. Balu S. Differences in psychometric properties, cutoff scores, and outcomes between the Barthel Index and Modified Rankin Scale in pharmacotherapy-based stroke trials: systematic literature review. Curr Med Res Opin. 2009 Jun;25(6):1329-41. doi: 10.1185/03007990902875877.
17. Quinn TJ, Dawson J, Walters MR, Lees KR. Reliability of the modified Rankin Scale: a systematic review. Stroke. 2009 0ct;40(10):3393-5. doi: 10.1161/ STR0KEAHA.109.557256.
18. Dromerick AW, Edwards DF, Diringer MN. Sensitivity to changes in disability after stroke: a comparison of four scales useful in clinical trials. J Rehabil Res Dev. 2003 Jan-Feb;40(1):1-8.
19. Huybrechts KF, Caro JJ, Xenakis JJ, Vemmos KN. The prognostic value of the modified Rankin Scale score for long-term survival after first-ever stroke. Cerebrovasc Dis. 2008;26(4):381-7. doi: 10.1159/000151678.
20. Lai SM, Duncan PW. Stroke recovery profile and the Modified Rankin assessment. Neuroepidemiology. 2001 Feb;20(1):26-30.
21. Weimar C, Kurth T, Kraywinkel K, et al. Assessment of functioning and disability after ischemic stroke. Stroke. 2002; 33:2053-9.
22. Guliaieva M, Flomin Y, Gulyayev D. Stroke Center at "Oberig" Clinic: 5 years of effective fight against stroke
(Ukrainian). Sudynni Zahvoriuvannya Holovnoho Mozku (Ukrainian). 2015; 3-4:54-56.
23. Petrie A, Sabin C. Medical Statistics at a Glance. 3rd ed. Oxford, UK: Wiley-Blackwell, 2009. 180 p.
24. Hujanov VG, Lyakh YE, Pariy VD, et al. Biostatistics Manual. Medical Research Analysis in EZR (R-statistics) (Ukrainian). Kyiv: Vistka, 2018. 208 p.
25. De Haan EH, Nys GM, Van Zandvoort MJV. Cognitive function following stroke and vascular cognitive impairment. Curr Opin Neurol. 2006 Dec;19(6):559-64.
26. Teasel R, McRae M, Foley N, Bhardwaj A. The incidence and consequences of falls in stroke patients during inpatient rehabilitation: factors associated with high risk. Arch Phys Med Rehab. 2002;83:329-33.
27. Whyte EM, Mulsant BH. Post-stroke depression: epidemiology, pathophysiology, and biological treatment. Biol Psychiatry. 2002;52;253-64.
28. Barak S, Duncan PW. Issues in selecting outcome measures to assess functional recovery after stroke. Neuro Rx. 2006 0ct;3(4):505-24.
29. Hallevi H, Albright KC, Martin-Schild SB, Barreto AD, Morales MM, Bornstein N; VISTA investigators. Recovery after ischemic stroke: criteria for good outcome by level of disability at day 7. Cerebrovasc Dis. 2009;28(4):341-8. doi: 10.1159/000229552.
30. Hardie K, Hankey GJ, Jamrozik K, Broadhurst RJ, Anderson C. Ten-year risk of first recurrent stroke and disability after first-ever stroke in the Perth Community Stroke Study. Stroke. 2004;35(3):731-5.
31. Starosta M, Redlicka J, Brzezianski M, Niwald M, Miller E. [Brain stroke - risk of disability and possibilities of improvment in motor and cognitive functioning]. [Article in Polish] Pol Merkur Lekarski. 2016 Jul 29;41(241):39-42.
32. Yang Y, Shi YZ, Zhang N, et al. The disability rate of 5-year post-stroke and its correlation factors: A national survey in China. PLoS One. 2016 Nov 8;11(11):e0165341. doi: 10.1371/journal.pone.0165341.
33. Petrea RE, Beiser AS, Seshadri S, et al. Gender differences in stroke incidence and poststroke disability in the Framingham heart study. Stroke. 2009;40(4):1032-7.
РИСК НЕПОЛНОГО ФУНКЦИОНАЛЬНОГО ВОССТАНОВЛЕНИЯ И СТОЙКИХ ОГРАНИЧЕНИЙ ЖИЗНЕДЕЯТЕЛЬНОСТИ У ПАЦИЕНТОВ, НАХОДИВШИХСЯ НА ЛЕЧЕНИИ В ИНТЕГРИРОВАННОМ ИНСУЛЬТНОМ БЛОКЕ
Ю.В. ФЛОМИН
МЦ «Универсальная клиника "Обериг"», г. Киев
Цель работы - выявить факторы, которые ассоциируются с недостаточным функциональным восстановлением или устойчивыми ограничениями жизнедеятельности у пациентов, находившихся на лечении в интегрированном инсультном блоке (ИИБ).
Материалы и методы. Участниками исследования были 764 пациента (из них 41,7 % женщин) в возрасте от 20 до 95 лет (медиана - 66 лет, межквартильный интервал - 57-75 лет),
которые в 2010-2018 гг. были госпитализированы в Инсультный центр (ИЦ), работающий по принципу ИИБ. Все пациенты при поступлении были осмотрены неврологом. Обследование и лечение осуществляли в соответствии с рекомендациями клинических руководств. У 80,5 % пациентов был диагностирован ишемический инсульт, у 19,5 % - геморрагический. Проведен однофакторный и многофакторный анализ данных. Функциональное состояние оценивали по модифицированной шкале Ренкина (мШР). Желаемый результат лечения считали достигнутым, если на момент выписки из больницы начальная оценка по мШР уменьшалась на > 2 балла или достигала значения < 2 баллов.
Результаты. Общая начальная оценка по NIHSS составляла от 0 до 39 баллов (медиана - 10 баллов, межквартильный интервал - 6-17 баллов). В течение первых суток от начала заболевания в ИЦ были госпитализированы 17,5 % пациентов, на 2-7-е сутки - 19 %, на 8 - 14-е - 7,5 %, на 15-30-е - 14,7 %, на 31-60-е - 10,3 %, на 61-180-е - 13,0 %, позднее 180-х - 18,0 %. Согласно результатам однофакторного анализа риск недостижения результата лечения ассоциировался со многими факторами: типом и подтипом инсульта, возрастом пациента, временем от начала заболевания до госпитализации в ИЦ, начальной общей тяжестью неврологического дефицита, когнитивных нарушений, ограничений мобильности и повседневной жизнедеятельности, наличием и степенью отдельных неврологических нарушений, наличием определенных сосудистых факторов риска (фибрилляция предсердий, курение) и признаками воспаления (повышение СОЭ и содержания С-реактивного белка) на момент госпитализации. Многофакторный анализ выявил 4 независимых предиктора, имеющих тесную связь с отсутствием желаемого функционального результата лечения в ИЦ: возраст пациента (отношение шансов (ОШ) - 1,03 на каждый дополнительный год), начальная тяжесть инсульта (после стандартизации по остальным факторам ОШ - 1,05 на каждый дополнительный балл начальной оценки NIHSS), общее функциональное состояние на момент госпитализации (ОШ - 2,3 на каждый балл увеличения начальной оценки по мШР) и время от начала заболевания до начала лечения в ИЦ (по сравнению с более коротким термином, ОШ - 3,3-4,2, если пациент был госпитализирован в ИЦ через 15-180 дней от начала заболевания, ОШ - 9,2, если пациент был госпитализирован позднее 6-го месяца после инсульта). Площадь под кривой операционных характеристик (AUC) - 0,92 (95 % доверительный интервал - 0,89-0,94), что свидетельствует об отличном качестве модели прогнозирования и сильной связи упомянутого набора факторных признаков с риском неполного функционального восстановления на момент выписки из ИЦ.
Выводы. По результатам однофакторного анализа, риск недостаточного функционального восстановления и устойчивых ограничений жизнедеятельности после лечения в ИИБ ассоциируется с рядом факторных признаков, в частности с подтипом инсульта, видами и тяжестью неврологических и когнитивных нарушений и ограничений активности, некоторыми факторами риска и лабораторными показателями. Многофакторный анализ выявил 4 независимых предиктора устойчивых ограничений жизнедеятельности, что позволит лучше прогнозировать продолжительность и результативность лечения в ИЦ.
Ключевые слова: инсульт; функциональный результат лечения; модифицированная шкала Ренкина; интегрированный инсультный блок; прогнозирование; предикторы восстановления.
THE RISK OF INCOMPLETE FUNCTIONAL RECOVERY AND SUSTAINED DISABILITY IN PATIENTS TREATED IN AN INTEGRATED STROKE UNIT
Yu.V. FLOMIN
MC «Universal Clinic "Oberig"», Kyiv
Objective - to identify factors that are associated with incomplete functional recovery or sustained disability in patients managed at a Comprehensive Stroke Unit (CSU).
Materials and methods. We included 764 patients (41.7 % of women) aged from 20 to 95 years (median - 66 years, interquartile interval 57-75 years), who were in period from 2010 to 2018 admit-
ted to our Stroke Center (SC) operating as a CSU. Upon admission all participants were examined by a Neurologist. Work-up and treatment were in line with recommendations of clinical guidelines. Ischemic stroke was diagnosed in 80.5 % of the patients, hemorrhagic stroke - in 19.5 %. Univariate and multivariate analyses were performed. The functional state was assessed using a modified Rankin scale (MRS). We The considered that the desired outcome was achieved if, at the time of discharge from the hospital, the initial MRS score decreased by > 2 or reached < 2.
Results. The baseline NIHSS score ranged from 0 to 39 (median - 10, interquartile interval 6-17). 17.5 % of patients were admitted to our SC in the 1st day, 19.0 % - between 2 and 7 days, 7.5 % -between 8 and 14 days, 14.7 % - between 15 and 30 days, 10.3 % - between 31 and 60 days, 13.0 % - between 61 and 180 days, and 18.0 % - later than 180 days after the stroke onset. According to the univariate analysis, the risk of not achieving the desired outcome was associated with many factors: stroke type and subtype, the patient's age, time delay before SC admission, the initial severity of stroke, cognitive impairment, limitations of mobility and ADLs, the presence and severity of certain types of neurological deficit, in addition to certain vascular risk factors (atrial fibrillation, smoking) and signs of inflammation (increased erythrocyte sedimentation rate and C-reactive protein) on admission. Multivariate analysis revealed 4 independent predictors that are strongly associated with the lack of the desired functional outcome: patient age (odds ratio (OR) - 1.03, on average, for each additional year), initial stroke severity (after adjustment to the rest of factors, OR - 1.05, on average, for each additional point of the baseline NIHSS score), global disability on admission (OR - 2.3, on average for each point of the initial MRS score) and the time from stroke onset to the SC admission (compared with a shorter delay, OR - 3.3-4.2, if the patient was hospitalized between 15 and 180 days from the onset, OR - 9.2 if admitted later than 6 months after the onset). The area under the curve of operational characteristics - 0.92 (95 % CI 0.89-0.94) proved the excellent quality of the prediction model and the strong link of this set of factors to the risk of incomplete functional recovery at the time of discharge.
Conclusions. According to the results of univariate analysis, the risk of incomplete functional recovery and sustained disability after treatment is associated with a wide range of factors, such as stroke type and subtype, severity of neurological and cognitive deficit, activities limitations, certain risk factors and laboratory abnormalities. Multivariate analysis identified 4 independent predictors of sustained disability, which may help us better predict the length of stay and the outcome of treatment.
Key words: stroke; functional outcome; modified Rankin scale; Comprehensive Stroke Unit; prognostication; predictors of recovery.
