CC BY
16
on arterial stiffness: methodological issues and clinical applications. Eur Heart J. 2006 Nov 1;27(21):2588-605.
12. Mancia G, De Backer G, Dominiczak A, Cifkova R, Fagard R, Germano G, et al. 2007 Guidelines for the Management of Arterial Hypertension: The Task Force for the Management of Arterial Hypertension of the European Society of Hypertension (ESH) and of the European Society of Cardiology (ESC). J Hypertens. 2007 Jun;25(6):1105-87.
13. London GM, Asmar RG, O'Rourke MF, Safar ME, REASON Project Investigators. Mechanism(s) of selective systolic blood pressure reduction after a low-dose combination of perindopril/indapamide in hypertensive subjects: comparison with atenolol. J Am Coll Cardiol. 2004 Jan 7;43(1):92-9.
14. Nichols WW, Edwards DG. Arterial elastance and wave reflection augmentation of systolic blood pressure: deleterious effects and implications for therapy. J Car-diovasc Pharmacol Ther. 2001 Jan;6(1):5-21.
15. McEniery CM, Yasmin, Hall IR, Qasem A, Wilkinson IB, Cockcroft JR. Normal Vascular Aging: Differential Effects on Wave Reflection and Aortic Pulse Wave VelocityThe Anglo-Cardiff Collaborative Trial (ACCT). J Am Coll Cardiol. 2005 Nov 1;46(9):1753-60.
16. Kappus RM, Fahs CA, Smith D, Horn GP, Agiovlasitis S, Rossow L, et al. Obesity and overweight associated with increased carotid diameter and decreased arterial function in young otherwise healthy men. Am J Hypertens. 2014 Apr;27(4):628-34.
17. Boutouyrie P, Laurent S, Benetos A, Girerd XJ, Hoeks AP, Safar ME. Opposing effects of ageing on distal and proximal large arteries in hypertensives. J Hypertens Suppl Off J Int Soc Hypertens. 1992 Aug;10(6):S87-91.
18. Vlachopoulos C, Aznaouridis K, O'Rourke MF, Safar ME, Baou K, Stefanadis C. Prediction of cardiovascular events and all-cause mortality with central haemo-dynamics: a systematic review and meta-analysis. Eur Heart J. 2010 Aug 1;31(15):1865-71.
19. Hansen TW, Staessen JA, Torp-Pedersen C, Rasmussen S, Thijs L, Ibsen H, et al. Prognostic Value of Aortic Pulse Wave Velocity as Index of Arterial Stiffness in the General Population. Circulation. 2006 Feb 7;113(5):664-70.
20. Hawkins M, Gabriel KP, Cooper J, Storti KL, Sutton-Tyrrell K, Kriska A. The impact of change in physical activity on change in arterial stiffness in overweight or obese sedentary young adults. Vasc Med. 2014 Aug 1;19(4):257-63.
CTarra Ha^mmna ^o pe^aKuiï 10.09.2014
♦
УДК 616.24-007.272-036.1-002.1-071.3:615.859
К.Ю. Гашиноеа ЗАГОСТРЕННЯ ХОЗЛ: АНТРОПОМЕТРИЧН1
ХАРАКТЕРИСТИКИ ХВОРИХ ТА ЧАСТОТА ГОСП1ТАЛ13АЦ1Й
ДЗ «Дтпропетровсъка медична академгя МОЗ Украти»
кафедра факультетсько! mepani'i та ендокринологИ
(зав. - член-кор. НАМН Украти, д. мед. н., проф. Т. О. Перцева)
вул. Дзержинського, 9, Днтропетровеък, 49044, Украта
SE «Dnipropetrovsk medical academy of Health Ministry of Ukraine»
Department of faculty therapy and endocrinology
Dzerzhinsky str., 9, Dnepropetrovsk, 49044, Ukraine Dzerginsky
e-mail: gashynova@mail.ru
Ключов! слова: ХОЗЛ, загострення, антропометричт показники Key words: COPD, exacerbation, anthropometric parameters
Реферат. Обострение ХОБЛ: антропометрические характеристики больных и частота госпитализаций. Гашинова Е.Ю. Исключительная значимость обострений для прогнозирования течения ХОБЛ была отражена в редакции GOLD, 2011, где количество обострений в течение прошлого года было признано одним из главных критериев будущих рисков для пациентов. Целью работы было определение антропометрических показателей, повышающих риск повторной госпитализации в связи с обострением ХОБЛ. Проведен ретроспективный анализ историй болезней стационарных больных, госпитализированных с диагнозом «обострение
ХОБЛ» в терапевтическое отделение КУ «Днепропетровская шестая городская клиническая больница» Днепропетровского областного совета» на протяжении трех лет. Установлено, что ни пол, ни рост, ни вес не влияют на частоту госпитализаций вследствие обострения ХОБЛ. Пожилой возраст также не является фактором, повышающим риск госпитализаций из-за обострения ХОБЛ (несмотря на то, что большинство пациентов стационара составляли пожилые больные, 37% из них были лицами потенциально трудоспособного возраста). Тяжелое обострение ХОБЛ может возникнуть при любом, в том числе менее одного года, стаже заболевания. Среди антропометрических показателей наиболее важным предиктором повторной госпитализации вследствие обострения ХОБЛ является снижение ИМТ <18,5, поэтому его подсчет целесообразен при длительном наблюдении больных.
Abstract. COPD exacerbation: anthropometric characteristics of patients and the frequency of hospital admissions. Gashynova K.Y. Exceptional importance of exacerbations for COPD course prognosing was reflected in the GOLD, 2011, where the number of exacerbations during the past year has been recognized as one of the main criteria of the future risks for patients. The aim of study was to determine the anthropometric indicators that increase the risk of re-hospitalization due to acute exacerbation of COPD. A retrospective analysis of medical records of inpatients who were hospitalized with COPD exacerbation to therapeutic department of CI "Dnipropetrovs'k sixth municipal clinical hospital" of Dnipropetrovsk regional council" during three years was done. It was established that neither sex, nor height, nor weight affect the rate of hospitalization due to COPD exacerbations. Older age is not a factor that increases the risk of hospitalization due to COPD exacerbation (despite the fact that the majority of hospitalized patients were elderly patients, 37% of them were persons ofpotentially working age). Severe exacerbation of COPD may occur in any patients with, even one year, experience of the disease. Among anthropometric indices, the most important predictor of re-hospitalization due to exacerbation of COPD is BMI<18.5, so its calculation is advisable in long-term observation of patients.
Хротчне обструктивне захворювання легень (ХОЗЛ) е одним з основних чинниюв смертносп у всьому свт i за даними Всесвггньо! оргатзаци охорони здоров'я викликае приблизно три мшьйони смертей щороку [11]. У сучаснш пульмонологи загострення визнаеться найбшьш важливим фактором значно! швалщизаци та смертност1 при ХОЗЛ [12]. На невелику частину пащент1в, як! страждають вщ частих загострень (приблизно 10%), припадае бшьше тж 70% загальних витрат на лшування через необхщтсть перебування у стащонар1 та надання невщклад-но1 допомоги [14]. За даними Нащонального реестру виписок 3i стащонару (NHDS), у США юльюсть госттатзацш через ХОЗЛ збшьшилась з 15,9 у 1990 рощ до 23,6 на 10000 oci6 у 2005 рощ [18]. Особливо! уваги при ХОЗЛ потре-бують повтори! госттатзаци. Встановлено, що при них витрати зазвичай значно вище, тж при початковому перебувант у стащонар1 [9].
Виключна значущють загострень для прогно-зування nepe6iry ХОЗЛ була вщображена в новш редакци GOLD, 2011. У цьому документ!, навгть у визначент поняття ХОЗЛ, тдкреслено, що загострення та супутня патолопя суттево впли-вають на тяжюсть nepe6iry в окремих шдивь дуум1в. KpiM того, в GOLD, 2011 кшьюсть загострень протягом минулого року була визнана одним з головних критерив майбуттх ризиюв для пащент1в [6, 10]. Аналопчний тдхщ був за-стосований i в Наказ1 № 555 Мшстерства охорони здоров'я Укра!ни вщ 27 червня 2013 року
[4], який нит регламентуе надання медично! допомоги хворим на ХОЗЛ у нашш кра!т.
Згщно !з сучасними даними, проблема адек-ватносп д1агнозу загострення ХОЗЛ при гостта-л1заци кнуе 1 е дуже актуальною [7, 8, 17]. Знания вщносно чинниюв, що викликають або передують загостренню та призводять до виник-нення потреби у стащонарному лшувант, обме-жет та дуже суперечлив1 [9, 14, 15]. Вт1м, оскшьки в окремих випадках повторно! госттатзаци можна запоб1гти, виключно важливим е визначення предиктор1в повернення до лшарт внаслщок загострення ХОЗЛ.
Метою ще! роботи було визначення антропо-метричних показниюв, яю тдвищують ризик повторно! госттал1заци у зв'язку !з загостренням ХОЗЛ.
МАТЕР1АЛИ ТА МЕТОДИ ДОСЛ1ДЖЕНЬ
Проведений ретроспективний анал1з вс1х кторш хвороб стащонарних хворих, яю були госттатзоват з д1агнозом «загострення ХОЗЛ» у терапевтичне вщдшення з пульмонолопчними л1жками комунального закладу «Дншропет-ровська шоста м1ська кттчна лшарня» Дтпро-петровсько! обласно! ради» впродовж трьох роив. Критер1ем виключення кторш хвороб з анатзу була наявтсть кттко-рентгенолопчних ознак легенево! шфшьтраци, ателектазу легень або ексудату у плевральнш порожнит тд час госттатзаци.
На першому етат анатзувалась вщповщтсть встановленого д1агнозу сучасним критер1ям. Д1агноз ХОЗЛ верифшувався за критер1ями, що були викладет в Наказ1 №128 МОЗ Украши вщ 19.03.2007 р. [3], з урахуванням даних пост-бронходшятацшного строметричного обстежен-ня за умови вщповщносп теспв м1жнародним стандартам якоел та рекомендащям вггчизняних вчених [1, 16].
На другому етат анатзувались персональт дат госттатзованих з тдтвердженим д1агнозом загострення ХОЗЛ для вщокремлення oci6, яю потрапляли у стащонар лише одноразово, вщ тих, як! були госттатзоват декшька раз1в про-тягом трьох poKiß.
В ycix хворих також вивчалися антропо-метричт показники (стать, BiK, зр1ст, вага, IMT).
Отримат результати були оброблет i3 застосуванням описово! та аналогично! статистики за допомогою програми «STATISTICA 6.1» (StatSoft Inc., USA, сершний № AGAR909 E415822FA) [2, 5].
Для Bcix показниюв тдраховувалась кiлькicть спостережень (n). Для кшьюсних ознак визна-чались середт величини (М) та середньоквад-ратичт вщхилення (± SD) за умови нормального розподшу або мед1ани (Me) та верхт й нижт квартил1 ([25%-75%]) за умови ненормального poзпoдiлy даних. Нормальтсть розподшення кiлькicниx ознак перев1рялась за методом наглядно! оцшки вщповщних г1стограм з подаль-шим використанням критерто Лштефорса. Poзпoдiлeння вважалось нормальним при р > 0,05. Для анатзу нормально розподшених значень використовувались параметричт, а для ненормально розподшених - непараметричт ме-тоди статистики. Для пор1вняння показниюв двох незалежних груп використовувався t-тест Ст'юдента за умов нормального poзпoдiлy або тест Манна-Уггт за умов ненормального розподшу даних. Яюст ознаки були представлен! у вигляд1 абсолютних значень (n) та вщносних частот (P), що були виражет у частках одинищ або вщсотках (%), i3 зазначенням помилки (± m) або визначенням 95 % дов1рчого штервалу ([95% CI]), що розраховувався за коректованою формулою Biлcoнa [13].
Для номшальних та порядкових ознак також обчислювались Me [25%-75%]. BiporiflHicTb вщ-мшностей яюсних ознак проводилась переважно за критер1ем Xi-квадрат (%2), а при n < 5 за точним критер1ем Oimepa для частот. Для оцшки в1рог1дност1 вщмшностей м1ж бшарними HOMi-нальними ознаками усередит одте! або в двох групах пор1внювались [95% CI] та використо-
вувалась опцш «тест вщзнак для пропорцш». При анал1з1 Bcix титв даних значущими вва-жались вщмшносп м1ж трупами при р < 0,05.
РЕЗУЛЬТАТИ ТА IX ОБГОВОРЕННЯ
У ход1 проведеного ретроспективного анал1зу було виявлено 536 icToprn стащонарних хворих, яю були госттал1зоват протягом трьох роив з д1агнозом «загострення ХОЗЛ» у терапевтичне вщдшення з пульмонолопчними л1жками кому-нального закладу «Дтпропетровська шоста м1ська клшчна лшарня» Дншропетровсько! об-ласно! ради». До остаточного анатзу були вщь 6paHi 162 icTopii хвороби, в яких д1агноз загострення ХОЗЛ, що потребуе госттал1заци, був тдтверджений як кттко-анамнестичними, так i строметричними показниками, та в яких були вщсутт ознаки критерив виключення.
За даними проведеного дослщження, протягом трьох рок1в у терапевтичне вщдшення з пульмонолопчними л1жками i3 загостренням були госттал1зоват XBopi на ХОЗЛ ycix ступетв тяжкост1 nepeöiry (рис. 1): легкого (I стад1я) - 14 випадюв, пом1рного (II стадш) - 44, тяжкого (III стадш) - 85 та дуже тяжкого (IV стад1я) - 19 випадюв, тобто контингент госттал1зованих був досить неоднорщний.
Очшуваним виявився факт, що у в1ропднш (р < 0,001) бшьшосп випадюв госттал1зацш XBopi мали тяжкий i дуже тяжкий nepeöir захво-рювання. Однак вельми неспод1ваним було те, що досить велику кiлькicть (бшьше третьо! час-тини) госттал1зованих внаслщок загострення складали XBopi з легким та пом1рним ХОЗЛ. Ця знахщка тдтверджуе точку зору, що навггь при незначнш обструкци дихальних шлях1в у хворих на ХОЗЛ можлив1 тяжи загострення, KOTpi потребують надання стащонарно! допомоги.
Майже yci госттал1зоват XBopi належали до старших вшових груп: вш пащент1в тд час госттатзаци становив 63,00 [55,00-70,00] роки, а найстаршому пащенту виповнилося 90. Вт1м, як показали результати анатзу, на вщмшу вщ загальноприйнятих уявлень, тяжке загострення ХОЗЛ, що потребуе госттатзаци, може ви-никнути й до 40 рок1в (3 особи (1,85 ± 1,06%)). Притому молодшому хворому було лише 33. У 60 випадках (37,0 ± 3,79%) госттал1зованим хворим ще не виповнилося 60 роив, тобто вони знаходились у потенцшно працездатному вщ1. Але все ж таки у переважаючш (р < 0,001) бшьшосп випадюв (131 (80,86 ± 3,09 %)) rocni-татзованим внаслщок загострення пащентам було бiльшe 50 роив.
ШСтад1я1 □Стад!яИ □ ОвдяШ □ Стад1я1У
Рис. 1. Вщсотковий розподш за ступеней тяжкосп перебпу ХОЗЛ хворих, госштал!зованих ¡з загостренням
Серед госттатзованих 1з загостренням була переважна бшьшкть (р < 0,001) чоловтв - 120 ос1б (74,07 ± 3,44%). Незважаючи на те, що очь кувано (перш за все, враховуючи наявтсть в анамнез! традицшно! прихильносп до тютюно-патння) серед хворих превалювали особи чоло-в1чо! стат1, увагу привернув 1 той факт, що жшки склали бшьше чверт1 тих, хто потрапив до стащонару через ХОЗЛ.
Тривалкть захворювання на момент надход-ження до лшарт не була великою й становила 6,00 [4,00-8,00] роив. Це може свщчити про те, що навггь при малому стаж1 недугу (6 ос1б (3,70 ± 1,48 %) хворши лише протягом одного року на момент потрапляння до стащонару), у пащент1в з ХОЗЛ може виникнути загострення, яке потребуватиме госттатзаци. Проте не мож-на 1гнорувати й припущення, що бшьшють ос1б з ХОЗЛ звертаються за медичною допомогою лише при значних кттчних симптомах, тобто реальна триватсть захворювання могла суттево вщр1знятися вщ задокументовано!.
У 130 випадках (80,25 ± 3,13%) хвор1 були курцями, таким чином тих, хто курив, було в1ро-гщно бiльшe (р < 0,001), тж тих, хто не курив на момент госттал1заци. Достов1рних вшових та статевих вщзнак згщно з наявтстю або вщ-суттстю патння нами не було встановлено. Стаж куршня, пасивне куршня та кшьюсть екс-курщв у ход1 ретроспективного дослщження ощнити було неможливо через вщсуттсть в 1стор1ях хвороби вщповщно! шформаци.
При детальному анатз1 вс1х загострень ХОЗЛ, що потребували госттал1заци, з'ясовано, що у 112 випадках (69,14 ± 3,63%) хвор1 були госттатзоват лише однократно протягом трьох роив. Однак майже третя частина етзод1в пере-бування у стащонар1 через загострення ХОЗЛ -50 (30,86 ± 3,63%) - була зумовлена госттатза-щею одних 1 тих самих пащент1в.
Таким чином, для другого етапу анал1зу нами було видшено дв1 групи хворих: група I (112 ос1б) - т1, що були госттатзоват одноразово, та група II (19 ос1б) - т1, що були госттатзоват внаслщок загострення ХОЗЛ два 1 бшьше раз1в протягом трьох роив. Детальт антропометричт дат хворих групи I та групи II наведет у таблищ.
Обидв1 групи були пор1внят за статтю - в них зустр1чались як жшки, так 1 чоловши, притому остант становили переважну (р < 0,001) бшь-ш1сть в обох випадках. Статистичт вщмшносп за вшом м1ж пащентами обох груп також не були в1ропдними. При поглибленому анатз1 встановлено, що в обох трупах вш пащент1в коливався в досить широких межах - вщ 33 до 90 роив у грут I (рис. 2) та вщ 47 до 81 року у грут II (рис. 3).
Р1зниця м1ж наймолодш1м та самим старим пащентом групи I становила майже 60 роив, у той час як у грут II ця р1зниця дор1внювала лише 34 рокам. Також, на вщмшу вщ групи II, де був лише один хворий у вщ1 65-70 роив (5,26 ± 5,12%), у грут I ця вшова категор1я була найчислентшою.
50 45 40
и -Э-> *
и
& 30
13
§ 25
20 15 10 5 0
1 1
г
1
\
1,
^^__
20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 100 В1ков1 категори (верхнш л1мгг), роки
Рис. 2. Розподш за вжом пащентш групи I
Пащенти групи I та групи II суттево не вщр1знялись за зростом та загальною вагою (табл.). Але для бшьш точно! антропометрично! характеристики доцшьним вважався тдрахунок у кожного з них 1МТ.
При анал1з1 1МТ, згщно з рекомендацшми Всесвггньо! оргатзаци охорони здоров'я (ВООЗ) [19], хворими з1 зниженою вагою вважались т1, хто мали 1МТ < 18,5; з нормальною - при 18,5 < 1МТ < 25; з тдвищеною вагою - при
1МТ > 25. У ход1 пор1вняння було встановлено, що в грут I цей показник коливався в дуже широких межах (в1д 16,96 до 54,77). У грут II мшмальне значения 1МТ становило 15,53, а максимальне - 38,06. Тобто на в1дм1ну в1д групи I, серед хворих з багатократною госттатзащею були присутн1 особи з тяжким (1МТ < 16) зни-женням маси 1, навпаки, не зустр1чались хвор1 з тяжким (1МТ > 40) збшьшенням ваги.
Рис. 3. Розподш за вжом пащент1в групи II
Антропометричш даш хворих, що були госпгтал1зоваш внаслвдок загострення ХОЗЛ
Показники ГрупаI (n = 112) Група II* (n = 19) P
Стать: 1) чолов1ки, n (Р [95 % CI]) 2) жшки, n (Р [95 % CI]) 79 (0,71 [0,62-0,78]) 33 (0,29 [0,22-0,38]) 16 (0,84 [0,60-0,96]) 3 (0,16 [0,05-0,40]) 0,239 0,239
Bík Med [25 %-75 %], роки 65,00 [55,00-69,00] 59,00 [53,00-73,00] 0,882
Зркт M ± SD, см 169,45 ± 8,46 171,26 ± 8,01 0,387
Вага Med [25 %-75 %], кг 75,00 [69,00-85,00] 70,00 [60,00-90,00] 0,253
IMT Med [25 %-75 %], кг/м2 26,12 [23,62-29,73] 25,71 [20,78-28,38] 0,137
IMT: IMT < 18,5, n (Р ± m, %) 18,5 < IMT < 25, n (Р ± m, %) IMT > 25, n (P ± m, %) 3 (2,68 ± 1,53) 40 (35,71± 4,53) 69 (61,61 ± 4,60) 3 (15,79 ± 8,37) 6 (31,58 ± 10,66) 10 (52,63 ± 11,45) 0,039 0,727 0,460
Прим1тка . * - даш групи II наведен! для першо! зареестровано! госшташзацп.
У щлому, вщсоток хворих з нормальною або пщвищеною вагою в1рогщно не вщр1знявся в грут I та грут II. Але вщсоток хворих з 1МТ < 18,5 серед тих, хто мав дв1 та бшьше госттатзацш протягом трьох роив, був майже в ш1сть раз1в вище, тж у хворих, яю були гост-тал1зоват!з загостренням ХОЗЛ одноразово.
висновки
1. Ат стать, ат зр1ст, ат вага не впливають на частоту госттал1зацш внаслщок загострення ХОЗЛ.
2. Похилий вш не е фактором, що пщвищуе ризик госттал1зацш через загострення ХОЗЛ. Незважаючи на те, що бiльшicть пащент1в ста-щонару складали лггт хвор1, 37 % з них були особами потенцшно працездатного вшу.
3. Тяжке загострення ХОЗЛ може виникнути при будь-якому (навггь менше одного року) ста-ж1 захворювання.
4. Серед антропометричних показниюв най-бшьш важливим предиктором повторно! гост-татзаци через загострення ХОЗЛ е зниження 1МТ < 18,5, тому його пщрахування е дощльним при тривалому спостережент хворих.
СПИСОК Л1ТЕРАТУРИ
1. 1нструментальш методи дocлiджeння фyнкцii зовшшнього дихання при захворюваннях бронхо-легенево! системи: метод. рекомендацй / Ю.М. Мос-товий, Т. В. Константинович^черельо, О.М. Колош-ко, Л.В. Распутша. - Biнниця, 2000. - 36 с.
2. Лапач С.Н. Статистические методы в медико-биологических исследованиях с использованием Exel / С.Н. Лапач, A.B. Губенко, П.Н. Бабич. - К. : Морион, 2000. - 320 с.
3. Про затвердження клМчних пpoтoкoлiв на-дання медично! допомоги за cпeцiaльнicтю "Пуль-мoнoлoгiя": наказ МОЗ Укра!ни №128 вщ 19.03.2007р. / МОЗ Украши. - Оф1ц. вид. - К., 2007. - 146 с.
4. Про затвердження та впровадження медико-тexнoлoгiчниx flOKyMeHTiB 3i стандартизацй медично! допомоги при хрошчному обструктивному захворю-BaHHi легень: наказ МОЗ Украши № 555 вщ 27.06.2013 / МОЗ Украши. - Офщ. вид. - К., 2013. - 3 с.
5. Реброва О.Ю. Статистический анализ медицинских данных. Применение пакета прикладных программ STATISTICA / О. Ю. Реброва. - М.: Ме-диасфера, 2002. - 312 с.
6. Фещенко Ю.И. Новая редакция глобальной инициативы по ХОЗЛ / Ю.И. Фещенко // Укр. пульмонол. журнал. - 2012. - № 2. - С. 6-8.
7. Acute exacerbations of COPD in the United States: inpatient burden and predictors of costs and mortality / P.N. Perera, E.P. Armstrong, D.L. Sherrill G.H. Skrepnek // COPD. - 2012. - Vol. 9. - P.131-141.
8. Baker Christine L Risk assessment of readmissions following an initial COPD-related hospitalization / L. Christine Baker, H. Kelly Zou, Jun Su R // Inter. J. COPD. - 2013. - Vol. 8. - P. 551-559.
9. Elixhauser A. Readmissions for Chronic Obstructive Pulmonary Disease, 2008 [Electronic Resource] / A. Elixhauser, D. Au, J. Podulka. - HCUP Statistical Brief # 121. September 2011. Agency for Healthcare Research and Quality, Rockville, MD. Режим доступу : http://www.hcup-us.ahrq.gov/reports/statbriefs/sb121.pdf
10. Global Initiative for Chronic Obstructive Lung Diseases (GOLD). Global strategy for diagnosis, management, and prevention of chronic obstructive pulmonary disease. NHLBI/WHO workshop report [Electronic
Resource] / WHO, 2011. - Режим доступу: http://www.goldcopd.com/.
11. Chronic obstructive pulmonary disease: current burden and future projections / A.D. Lopez, K. Shibuya, C. Rao [et al.] // Eur. Resp. J. - 2006. - Vol. 27. - P. 397412.
12. Natural history of chronic bronchitis and emphysema / C. M. Fletcher, R. Peto, C. M. Tinker, F.E. Spei-zer. - Oxford : Oxford University Press, 1976. - 272 p.
13. Newcombe R.G. Two-Sided Confidence Intervals for the Single Proportion: Comparison of Seven Methods / R.G. Newcombe // Statistics in Medicine. - 1998. -Vol. 17. - P. 857-872.
14. Oostenbrink J.B. Resource use and risk factors in high-cost exacerbations of COPD / J.B. Oostenbrink, M. P. Rutten-van Molken // Resp. Medicine. - 2004. -Vol. 98. - P. 883-91.
15. Prediction model for COPD readmissions: catching up, catching our breath, and improving a national
problem / A. Bravein, K. Lukasz, P. Arvin [et al.] // J. Community Hospital Inter. Medicine Perspectives. -2012. - Vol 2, N 1. - P. 302-304.
16. Series ATS/ERS task force: Standardisation of lung function testing [Text] / V. Brusasco [et al.] // Eur. Resp. J. - 2005. - Vol. 26. - P. 319-338.
17. Stein B.D. Hospitalizations for acute exacerbations of chronic obstructive pulmonary disease: how you count matters / B.D. Stein, J.T. Charbeneau, T.A. Lee [et al.] // COPD. - 2010. - Vol. 7. - P. 164-171.
18. Trends in hospitalization with chronic obstructive pulmonary disease - United States, 1990-2005 / D.W. Brown, J. B. Croft, K. J. Greenlund, W. H. Giles // COPD. - 2010. - Vol. 7. - P. 59-62.
19. WHO. Physical status: the use and interpretation of anthropometry / Report of a WHO Expert Committee. WHO Technical Report Series 854. - Geneva: World Health Organization, 1995. - 36 p.
REFERENCES
1. Mostoviy YuM, Konstantinovich-Chicherel'o TV, Koloshko OM, Rasputina LV. [Instrumental methods of respiratory function testing in patients with bronchopulmonary diseases]. Vinnitsya; 2000. Russian.
2. Lapach SN, Gubenko AV, Babich PN. [Statistic methods in medical-biological investigations by means of Exel] Kiev: Morion; 2000. Russian.
3. [On approval of clinical protocols of care in "Pulmonology" specialty]. Order N 128 of MOH of Ukraine. March 19; 2007. Ukrainian.
4. [On approval and implementation of medical and technological documents on standardization of medical care in chronic obstructive pulmonary disease]: Order N 555 MoH of Ukraine. June 27; 2013. Ukrainian.
5. Rebrova OYu. [Statistical analysis of medical data. Application of software package STATISTICA] Moscow. Mediasphera; 2002. Russian.
6. FeshchenkoYul. [New edition of Global Initiative for Chronic Obstructive Pulmonary Diseases]. Uk-rains'kiy pul'monologichniy zhurnal. 2012;2:6-8. Russian.
7. Perera PN, Armstrong EP, Sherrill DL, Skrepnek GH. Acute exacerbations of COPD in the United States: inpatient burden and predictors of costs and mortality. COPD. 2012;9:131-41.
8. Baker CL, Zou KH, R JunSu. Risk assessment of readmissions following an initial COPD-related hospi-talization. International Journal of COPD. 2013;8:551-9.
9. Elixhauser A, Au D, Podulka J. Readmissions for Chronic Obstructive Pulmonary Disease, 2008. HCUP Statistical Brief N 121. September 2011. Agency for Healthcare Research and Quality, Rockville, MD. [cited 2014 Aug 15]; [about 2 p.]. Available from: http://www.hcup-us.ahrq.gov/reports/statbriefs/sb121.pdf
10. Global Initiative for Chronic Obstructive Lung Diseases (GOLD). Global strategy for diagnosis, management, and prevention of chronic obstructive pulmonary
disease. NHLBI/WHO workshop report WHO, 2011. [cited 2014 Aug 15]; Available from: http://www.goldcopd.com/.
11. Lopez A, Shibuya K, Rao C. et al. Chronic obstructive pulmonary disease: current burden and future projections. European Respiratory Journal. 2006;27:397-412.
12. Fletcher CM, Peto R, Tinker CM, Speizer FE. Natural history of chronic bronchitis and emphysema. Oxfor: Oxford University Press; 1976.
13. Newcombe RG. Two-Sided Confidence Intervals for the Single Proportion: Comparison of Seven Methods. Statistics in Medicine. 1998;17:857-72.
14. Oostenbrink JB, Rutten-van Molken MP. Resource use and risk factors in high-cost exacerbations of COPD. Respiratory Medicine. 2004;98:883-91.
15. Bravein AA, Lukasz K, Arvin P. et al. Prediction model for COPD readmissions: catching up, catching our breath, and improving a national problem. Journal of Community Hospital Internal Medicine Perspectives. 2012;2(1):302-4.
16. Brusasco V. et al. Series ATS/ERS task force: Standardisation of lung function testing. European Respiratory Journal. 2005;26:319-38.
17. Stein BD, Charbeneau JT, Lee TA. et al. Hospi-talizations for acute exacerbations of chronic obstructive pulmonary disease: how you count matters. COPD. 2010;7:164-71.
18. Brown DW, Croft JB, Greenlund KJ, Giles WH. Trends in hospitalization with chronic obstructive pulmonary disease. United States, 1990-2005. COPD. 2010;7:59-62.
19. WHO. Physical status: the use and interpretation of anthropometry. Report of a WHO Expert Committee. WHO Technical Report Series 854. Geneva: World Health Organization, 1995;36.
CTarra Ha^mmna ^o pe^aKuir 29.08.2014
