Спосіб багатофакторного аналізу летальності у постраждалих з поєднаною травмою

Реферат: Спосіб багатофакторного аналізу летальності постраждалих з поєднаною травмою, який включає відбір репрезентативних груп за статево-віковими ознаками, механізмом та видом травми, клініко-нозологічною характеристикою пошкоджень, анатомо-функціональною характеристикою шляхом дискримінантного аналізу на основі візуального обстеження, рентгенографічного, томографічного та ультразвукового досліджень в шести анатомофункціональних ділянках: голові, грудній клітці, животі, тазу, хребті та кінцівках, а оцінку функціональних порушень гемодинамічних та респіраторних показників здійснюють шляхом інструментального дослідження із визначенням систолічного артеріального тиску, частоти пульсу та частоти дихальних рухів, оцінку за інтегральними прогностичними шкалами вірогідності виживання TRISS, TRISSCAN та ASCOT, використання параметричних методів дослідження: встановлення кореляційної залежності показника цих шкал від строків летальності в рамках довірливого інтервалу (ДІ95 %), оцінка розрахункової здібності прогностичних шкал на основі AUROC- аналізу, проведення міжгрупового виду статистичного аналізу з визначенням Ттеста Стьюдента для незалежних вибірок та дисперсійного аналізу по Фішеру. UA 79306 U (12) UA 79306 U UA 79306 U 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 Корисна модель належить до галузі медицини, а саме до хірургії та може бути застосована як в загально-хірургічних стаціонарах, так і в спеціалізованих відділеннях політравми та використовуватись для своєчасного й точного прогнозування вірогідності виживання постраждалих, з метою удосконалення діагностично-лікувальної тактики на госпітальному етапі. Поєднана травма є дуже важливою та невирішеною проблемою сучасної медицини. Незважаючи на те, що у структурі травматизму, поєднана травма спостерігається у 8,0-30,0 % випадках, на її частку припадає до 70,0 % летальних випадків (див. Селезнев С. А. Травматическая болезнь и ее осложнения / С. А. Селезнев, С. Ф. Багненко, Ю. Б. Шапот и соавт. - СПб.: Политехника, 2004. - С. 12). В теперішній час, як в закордонній, так і в вітчизняній літературі надається величезний обсяг періодичних видань та дисертаційних робіт, присвячених проблемі поєднаної травми. Але принципи викладання матеріалу та його статистична обробка дуже різноманітні, та не мають алгоритму обробки даних (див. Ярошецкий А.И., Проценко Д.Н., Игнатенко О.В., Гельфанд Б.Р. Интегральные системы в оценке прогноза тяжелой политравмы // Журнал интенсивная терапия.-2007. - №1 - С. 83-91). Наприклад, в лікувальних установах США аналіз роботи здійснюється за допомогою спеціальних статистичних методів (Z-статистика і М-статистика), в основі яких лежить розрахунок індексу TRISS (Trauma and Injury Severity Score) або ASCOT (A Severity Characterization of Trauma) (див. Nathens AB, et al. A resource-based assessment of trauma care in the United States. // J. Trauma.2004.-56(1): 173-8). З наведених даних стає зрозумілою доцільність розроблення уніфікованого багатофакторного алгоритму аналізу летальності у постраждалих з поєднаною травмою. Групи постраждалих формуються з використанням методології стратифікаційної рандомізації. Але ще Шлейтер (університет Каліфорнії) в 2003 році показав, що тільки для коректної рандомізації поєднаної абдомінальної травми необхідна вибірка в 150-170 тис. осіб. Враховуючи, що у нас 56,9 % постраждалих мали поєднані пошкодження, з дуже поліваріабельними ознаками, рандомізація проводилася за комплексом ознак в так званому "змішаному масиві". Фактично вибрати коректну методологію статистичного аналізу неможливо, тому основною ознакою для рандомізації було вибрано характер пошкоджень товстого кишечнику (далі - ТК). Пошкодження ТК вважається одним з несприятливих прогностичних факторів, які оцінюються за максимальним значенням в різних класифікаційних шкалах (Dobernek R.C. Revision and closure of the colostomy// Surg. Clin. North Amer.-1991. - Vol. 71, N 1. P. 193-201). Виходячи із вищенаведеного, необхідним є проведення порівняння в групах, що рандомізовані за ознаками відкритої та закритої травми, а також за клініко-нозологічними формами пошкоджень. В основу корисної моделі поставлено задачу удосконалення статистичної обробки та аналіз летальності у постраждалих з поєднаною травмою, з можливістю проводити кореляційний зв'язок з предикторами ускладнень перебігу травматичного процесу та подальшого використання результатів для прогнозування вірогідності виживання та обґрунтування вибору диференційованої хірургічної тактики. Запропонований спосіб включає оцінку анатомічних пошкоджень постраждалого шляхом дискримінантного аналізу на основі візуального обстеження, рентгенографічного, гомографічного та ультразвукового досліджень в шести анатомо-функціональних ділянках голові, грудній клітці, животі, тазу, хребті та кінцівках, а оцінку функціональних порушень гемодинамічиих та респіраторних показників здійснюють шляхом інструментального дослідження із визначенням систолічного артеріального тиску, частоти пульсу та частоти дихальних рухів, причому як оціночну шкалу використовують шкали анатомо-функціональної оцінки травм TRISS, TRISSCAN або ASCOT, при застосуванні яких встановлюються строки можливої смерті постраждалого, які обчислюються за формулою: Годин = - 0,6370+0,34878 × ВВ%, де ВВ - показник вірогідності виживання за шкалами TRISS та TRISSCAN (в %). За отриманими даними, використовуючи шкалу ASCOT, встановлюються строки можливої смерті постраждалого, які обчислюються за формулою: Годин = - 1,041+0,263 × ВВ%, де ВВ - показник вірогідності виживання за шкалою ASCOT (в %). Формули мають обмеження: прогнозування статистично недостовірне при встановленні показника за шкалою TRISS ВВ>56 %, так як ДІ70 %, так як ДІ95 %ВВ дорівнює 46,7-70,7 (в %). Для впровадження запропонованого способу проведено багатофакторний аналіз летальності постраждалих з поєднаною травмою з використанням наступного алгоритму обробки даних (див. Фіг. 1): 1 UA 79306 U 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 Етап 1. Відбір репрезентативних груп за статево-віковими ознаками, механізмом та видом травми, клініко-нозологічною характеристикою пошкоджень; Етап 2. Порівняння емпіричних частот даних на основі дескриптивного аналізу: встановлення різниці між розподілом емпіричних частот методами непараметричного виду статистичного аналізу; встановлення статистичної достовірності в різниці між отриманими даними в репрезентативних групах, шляхом застосування методу трансгресії рядів та методу "аналізу життя" по Каплану-Мейєру; Етап 3. Анатомо-функціональна оцінка кожного постраждалого за прогностичними шкалами вірогідності виживання: удосконалення діагностично-лікувальних заходів на госпітальному етапі в залежності від тяжкості стану постраждалого та показника прогностичних шкал вірогідності виживання. Для здобуття статистичної значимості результатів дослідження використовується наступний принцип: число порівнюваних ознак в двох групах має бути не менше 1/5 від числа постраждалих. Для встановлення різниці між розподілом емпіричних частот померлих застосовано % - критерій Пірсона. Для встановлення сили зв'язку між змінними застосовано поліхоричний коефіцієнт зв'язку (С) Пірсона. Але порівняння емпіричних частот даних не відображає вплив інших факторів на прогнозування перебігу травматичного процесу. Для проведення параметричного виду статистичного аналізу використовуються дані інтегральної математичної моделі прогнозування вірогідності виживання з розрахунком індексу TRISS або ASCOT. Отримані дані прогностичних шкал вірогідності виживання постраждалих представлено у відсотках (%) та для різних вибірок досліджень - як залежна змінна (М±m). У випадках коли результати даних підпорядковуються нормальному розподілу, результати наводяться як: М±m та ДІ95 % (М - середнє значення, m-стандартна похибка, ДІ95 % - довірливий інтервал з міn-мах значенням). Перевірка вибірки на нормальність проводиться за допомогою W-критерію ShapiroWilk. При цьому стає можливим проведення міжгрупового статистичного виду аналізу (наприклад: Т-тест Стьюдента для незалежних вибірок). Оцінку ступеня взаємозв'язку між даними проводили шляхом обчислення коефіцієнта лінійної кореляції по Пірсону (rр). Для встановлення градації сили зв'язку застосовано шкалу Чертока (|rs|