Медицинская реабилитация

2.2. Методы исследования

2.2.1. Количественная оценка тяжести состояния пострадавших по шкале Арасне-2

Тяжесть состояния всех 223 исследованных пострадавших в группах определяли по шкале АРАСНЕ-2, так как она универсальна, пригодна для широкого диапазона диагнозов и является общепризнанным стандартом при разработке других шкал [64, 230, 265]. Одним из преимуществ шкалы АРАСНЕ-2, по нашему мнению, является включение в ее состав шкалы комы Глазго, что позволяет одновременно учитывать и количественную оценку сознания пострадавших.
Учитывая цели и задачи данной работы, оценку тяжести состояния по шкале АРАСНЕ-2 проводили после распределения пострадавших по группам и подгруппам, т.е. в различные сроки после перенесенной травмы, а также в день проведения исследований функции внешнего дыхания, центральной и периферической гемодинамики.
Шкала АРАСНЕ-2, которую предлагают авторы - разработчики, представлена в виде таблицы с диапазонами отклонений физиологических параметров. Помимо таблицы, в шкалу входят отдельными графами методика расчета баллов в зависимости от возраста (В) пострадавшего и методика расчетов баллов при выявлении хронических заболеваний (С) [265].
Широкому применению зарубежной шкалы АРАСНЕ-2 препятствует, по нашему мнению, неудобство ее использования в отечественной клинической практике. В предлагаемой авторами-разработчиками таблице АРАСНЕ-2, диапазоны показателей расположены слева и справа от диапазона «0» баллов, что создает некоторые трудности при ее заполнении. В приложениях к основной таблице АРАСНЕ-2 отдельными строками идут сведения о возрасте и перенесенных заболеваниях, оцененные в баллах, которые суммируются с табличными показателями. В практической деятельности расположение данных о пострадавшем на нескольких листах также создает трудности при расчетах и рассеивает внимание врача. Поэтому нами был разработан более удобный для практического применения вариант таблицы АРАСНЕ-2, не изменяющий сути самой шкалы. Этот вариант был использован нами в данной работе.
Для большей концентрации внимания врача и лучшего зрительного восприятия нужных для заполнения диапазонов, мы внесли в таблицу ряд изменений.
1. Диапазоны низких и высоких отклонений физиологических переменных размещены по правую сторону таблицы.
2. В существующей таблице АРАСНЕ-2 отсутствует балльная оценка некоторых диапазонов физиологических переменных, поэтому эти диапазоны нами изначально закрашены и обозначены цифрой «0»,что позволяет врачам при заполнении таблицы концентрировать внимание только на диапазонах с пробелами.
3. Так как показатель НСО3 венозной сыворотки в ммоль/л практически никогда не используется в отделении реанимации и интенсивной терапии, то в адаптированной шкале этот показатель исключили.
4. Для удобства практического применения шкалы в общую таблицу мы внесли также те параметры (возраст, хронические заболевания, оперативные вмешательства), которые в основной системе АРАСНЕ-2 даны в приложениях.
5. Справа от шкалы мы добавили столбец, в который выносятся баллы, полученные в каждой строке, что позволяет быстро их суммировать и получать полную оценку по шкале АРАСНЕ-2.
Также в основу адаптированной таблицы для практического использования шкалы АРАСНЕ-2 заложена проанализированная нами поэтапная последовательность действий медперсонала при получении данных об острых физиологических нарушениях у пострадавших в момент их поступления.
1 этап. Еще до поступления лабораторных данных врач может заполнить графу с балльной оценкой по шкале комы Г лазго, выставить баллы в графах «возраст» и «хронические заболевания», сосчитать частоту дыхания (ЧД) и частоту сердцебиений (ЧСС), измерить АД и ректальную температуру. Поэтому эти показатели мы разместили в первых строках таблицы.
2 этап. Практика показывает, что данные общепринятых показателей клинических анализов крови (количество лейкоцитов, индекс гематокрита и пр.) поступают раньше, чем данные биохимических исследований, поэтому результаты клинических анализов разместили на втором месте в таблице.
3 этап. На третьем месте в таблице поместили данные аппаратных методов исследования (напряжение О2 в артериальной крови - РаО2).
4 этап. Из совокупности всех поступивших биохимических анализов вычленение необходимых для таблицы значений (№+, К+, креатинина) требует времени, поэтому графы с данными биохимических методов исследования мы разместили в конце таблицы.
Разработанная нами адаптированная таблица шкалы АРАСНЕ-2 располагается на одном листе, что более удобно для практической деятельности и научно-исследовательской работы.
Ниже приводится пример заполнения адаптированной таблицы шкалы АРАСНЕ-2 у пострадавшего Б. 54 лет из подгруппы А первой группы (таблица 16). И.Б. № 19196. Пострадавший Б. поступил в реанимационное отделение с тяжелым ушибом головного мозга, множественными переломами ребер. При поступлении обнаружена аспирация рвотных масс и крови. Течение ТБ осложнилось двусторонней пневмонией, которая привела к сепсису.
Возраст 54 года соответствует 2 баллам по шкале АРАСНЕ-2. Оценка по шкале комы Глазго равнялась 3 балла (по шкале АРАСНЕ-2, соответственно, 12 баллов). Частота дыхания (ЧД = 4 балла), так как пострадавший находился на ИВЛ. ЧСС 150 уд/мин. (3 балла). Температура ректальная 38,6° С (1 балл). Среднее АД равнялось 69 мм рт. ст. (2 балла, так как для поддержания АД ему капельно вводили допамин). Гематокрит равнялся 45,8% (0 баллов), количество лейкоцитов составило 14,2 х 109/л (0 баллов), рН - 7,7 (3 балла). Напряжение кислорода в артериальной крови (PaO2) 70 мм рт. ст. (1 балл).

Таблица 16
Пример заполнения адаптированной таблицы шкалы АРАСНЕ-2

Натрий сыворотки равнялся 131 ммоль/л (0 баллов), калий сыворотки - 3,6 ммоль/л (0 баллов). Удвоенные значения креатинина 2,3 ммоль/л (3 балла). Отметим, что у пострадавшего отмечались признаки острой почечной недостаточности, так как диурез был только после больших доз лазикса. Сумма всех баллов равнялась 31. Пострадавший умер, несмотря на интенсивную терапию.

2.2.2. Выбор пострадавших для исследования линейной скорости кровотока в нижней полой вене, жизненной емкости легких и тканевого кровотока

Для исследования ЛСК в НПВ из пяти клинических групп методом случайной выборки отобрали 69 (30,9% от 223) пострадавших мужчин и женщин в возрасте от 18 до 60 лет с различными объемами повреждений. Распределение обследованных пациентов по группам и подгруппам представлено в таблице 17.
ЛСК в НПВ исследовали как перед началом применения разработанных способов лечения, так и после применения различных способов лечения.
Кроме того, допплерографическим методом исследованы 20 здоровых добровольцев. Общее количество исследований составило 118.
ЖЕЛ и реовазографические индексы (РВГ-индексы) в подгруппах А и В четвертой группы определяли в первые дни поступления пострадавших в профильные госпитальные отделения, перед началом применения разработанных способов лечения и после применения сравниваемых способов лечения.
ЖЕЛ исследовали у 84 здоровых добровольцев и у 54 пострадавших четвертой и пятой групп (таблица 17).

Таблица 17
Число исследованных пострадавших в клинических группах и методы исследования

У пострадавших с нарушениями сознания (т.е. у больных первой и второй групп) ЖЕЛ не исследовали, так как методика измерения ЖЕЛ предполагает наличие сознания у исследуемых [72, 191, 248]. ЖЕЛ исследовали у пострадавших четвертой и пятой клинических групп, которым исследовали ЛСК в НПВ с помощью допплерографии.
Реовазографические исследования проведены у тех пострадавших четвертой, пятой клинических групп, которым предварительно исследовали ЛСК в НПВ и ЖЕЛ (всего 35 человек), а также у 10 здоровых добровольцев для контроля (таблица 17).

2.2.3. Исследование линейной скорости кровотока в нижней полой вене

Допплерографическое исследование ЛСК в НПВ под диафрагмой проводили на аппаратах Hewlett Packard Sonos 100 CF, Ultramark-9, датчиками частотой 2,25; 3 и 3,5 мГц. Вначале в режиме сканирования производили визуализацию НПВ под диафрагмой по общепринятой методике. Для оценки состояния кровотока в НПВ под диафрагмой проводили дуплексное исследование при продольном сканировании в допплеровском режиме [54, 68, 77, 124, 291].
Общеизвестно, что ЛСК в НПВ меняется в широких пределах во время вдоха и выдоха, так как возрастание максимальных значений ЛСК сопровождается уменьшением минимальных значений ЛСК, то средние значения ЛСК меняются незначительно [173, 191, 286]. Вследствие этого из совокупности получаемых значений ЛСК при одном исследовании мы регистрировали только максимальные значения линейной скорости кровотока - ЛСК max (далее по тексту - ЛСК).
Перед исследованием все пострадавшие и здоровые добровольцы должны были находиться в спокойном состоянии в горизонтальном положении на спине не менее 5-10 минут.

2.2.4. Исследование жизненной емкости легких

Параметры ЖЕЛ измеряли на компьютерном спирографе «Spirosift- 3000» (Fucuda Denshi, Япония), основной частью которого является трубка Лилли - преобразователь потока, действующий по принципу регистрации перепада давления в начале и конце трубки. Спирограммы и кривые форсированного выдоха «поток - объем» при использовании «Spirosift-3000» регистрируются и выводятся на дисплей практически одновременно с автоматизированной обработкой полученных данных, что обеспечивает более качественное проведение всех необходимых дыхательных маневров и позволяет визуально оценить полученные кривые.
У пострадавших с трахеостомами аппарат подключали к трахеостомической трубке через переходник. Манжету на трахеостомической трубке перед исследованием предварительно надували, для исключения утечки воздуха. У части больных подгруппы А четвертой группы определить ЖЕЛ не удалось из-за отсутствия достаточного контакта врача с больным.

2.2.5. Реовазографическое исследование тканевого кровотока

РВГ проводили в положении «лежа на спине» через 10 минут после принятия горизонтального положения.
В подтверждение примеров, описанных в специалзированной литературе, собственные наблюдения показали, что пролежни образуются чаще всего на крестце и нижних конечностях. Известно, что нижняя полая вена (НПВ) является основным коллектором поддиафрагмальной части тела, по ней оттекает более 68% общего венозного кровотока от внутренних органов и нижних конечностей [154, 163, 173, 281]. Соответственно, депонирование крови в НПВ при травме должно отражаться, прежде всего, на состоянии кровотока в нижних конечностях. Поэтому РВГ проводили на нижних конечностях.
Для реовазографического исследования тканевого кровотока применяли аппаратно-программный комплекс (НТЦ «Медасс», Россия), включающий двухканальный реограф Р4-02, цифровой преобразователь, персональный компьютер IBM PC (далее по тексту - АПК «Медасс»). Для автоматизированной обработки показателей реограмм использовали программу «Ахиллес» (Белорусский НИИ кардиологии МЗРБ), основанную на биоимпедансном методе контроля сосудистых зон системы кровообращения по общепринятой в клинике методике реовазографии голеней и стоп [38, 115, 116, 134, 150, 192].
Программа ориентирована на оперативную оценку статуса кровообращения в нижних конечностях у больных и позволяет протоколировать результаты исследования в виде распечаток на принтере или путем сохранения их в дисковой памяти компьютера.
АПК «Медасс» анализирует отрезок сигнала за 15 секунд и определяет в каждом автоматически обработанном кардиоцикле пять основных реовазографических показателей. С целью повышения точности результатов по числу обработанных кардиокомплексов происходит усреднение всех показателей. Функциональное состояние сосудов нижних конечностей оценивается сравнением полученных средних значений показателей с установленными диапазонами их нормальных величин. Границы норм реовазографических параметров, полученные с помощью статистического пакета «STATGRAF», согласуются с литературными данными и ориентированы на возрастной диапазон от 15 до 75 лет [38, 45]. Наш опыт показал, что при всех преимуществах АПК «Медасс» он имеет существенные недостатки, так как реагирует на электромагнитные поля работающей рядом электрической аппаратуры. Проводить исследования с помощью АПК «Медасс» в отделении интенсивной терапии в палатах, где работают аппараты ИВЛ, вакуум-аспираторы и другие источники электромагнитных волн, практически невозможно из-за большого количества помех. Поэтому исследования РВГ-индексов проводили в специальном кабинете, выключив другие электроприборы, и только у пострадавших четвертой и пятой клинических групп, которым исследовали ЛСК в НПВ и ЖЕЛ.
Первоначально исследования проводили в области бедер, голеней и стоп. Как показали наши наблюдения, при использовании аппаратнопрограммного комплекса показатели в области стоп были подвержены значительным колебаниям у здоровых лиц в зависимости от температуры окружающей среды, поэтому их нельзя использовать для оценки тканевого кровотока у пострадавших.
При наложении электродов в области бедер у пострадавших даже с тяжелыми травмами и при обширных пролежнях применяемая аппаратура часто не позволяла определить отклонений, что, по-видимому, связано с чувствительностью аппаратуры.
Наиболее объективными были показатели РВГ, полученные с электродов, расположенных в области голеней. У здоровых лиц РВГ-индексы голеней находились в диапазоне установленной нормы, а у исследуемых пострадавших РВГ-индексы регистрировались с отклонениями от нормы, поэтому из всех полученных показателей изучали только индексы, полученные с электродов, расположенных на голенях.
Для количественного анализа РВГ использовали приведенные ниже показатели, установленные разработчиками программы «Ахиллес» [38] (таблица 18).
1. Реографический индекс (РИ). РИ отражает пульсовой прирост объема крови, интенсивность артериального кровенаполнения исследуемой области, т.е. характеризует уровень наполнения артериального русла.
РИ=0,1 х А/Е (Ом), где А - амплитуда систолической волны в вольтах, а Е - размах калибровочного сигнала, соответствующий 0,1 Ом.
2. Индекс эластичности (ИЭ). Индекс эластичности оценивает относительное отличие амплитуды в конце систолы по сравнению с амплитудой систолической волны и косвенно характеризует эластичность артерий исследуемой зоны.
ИЭ=А-В/А, где А - амплитуда систолической волны, а В - амплитуда сигнала в конце систолы.
3. Индекс периферического сопротивления (ИПС) косвенно отражает величину периферического сопротивления, которая в основном зависит от состояния активности сократительных элементов сосудов.
ИПС=1/А, где А - амплитуда систолической волны, а I - амплитуда, соответствующая инцизуре сигнала.
4. Индекс (показатель) венозного оттока (ВО), косвенно характеризуя состояние венозного оттока, оценивает соотношение артериального и венозного кровотока в тканях (таблица 19). Индекс оттока определяется отношением амплитуды диастолической волны к амплитуде систолической волны. ВО=Б/А, где А - амплитуда систолической волны; D - амплитуда диастолической волны.

Таблица 18
Сводная таблица градационных пределов реовазографических индексов, установленных при разработке программы «Ахиллес»

Таблица 19
Г радационные пределы индексов венозного оттока, установленные при разработке программы «Ахиллес»

2.3. Регистрация полученных данных. Статистическая обработка результатов исследования

Полученные данные регистрировали в виде выписок из историй болезни, спирограмм, допплерограмм, реовазограмм, фотографий, видеоматериалов, записей на магнитных носителях, индивидуальных карт исследования пострадавших с сочетанной травмой.

Статистическая обработка результатов исследования

При сравнении выборочных средних значений параметров исследуемых групп, имеющих нормальное распределение, использовали оценку с помощью критерия Стьюдента, или Т-критерия. Проверяемый T- критерий выражается в виде отношения разности средних значений выборок к ошибке данной разности:

Т
M, - M 2
sd
где M, и M2 - выборочные средние значения параметров
сравниваемых групп, а sd - стандартная ошибка разности выборочных средних значений.
Так как в данном исследовании сравнивались как равночисленные, так и не равночисленные выборки, стандартную ошибку рассчитывали по формуле:
sd =.
2 (M,- M,) 2 + 2 (M 2,-M,)2 ^ п, + п2 ^
(П1 + п2 - 2) v П1П2 у
где п, и п2 - объем выборок первой и второй сравниваемых групп соответственно.
По рассчитанному Т-критерию и числу степеней свободы /=П]+п2-2 по таблице определяли уровень значимости Р. Уровень значимости определяется при помощи доверительной вероятности. Доверительной вероятностью называют вероятность, которая признается достаточной для уверенного суждения о параметрах генеральной совокупности на основании известных выборочных показателей. Обычно в медико-биологических исследованиях достаточным является значение доверительной вероятности 95%, или 0,95. Иначе говоря, параметр генеральной совокупности попадает внутрь интервальной оценки, построенной с использованием выборочных средних значений с вероятностью, превышающей 95%. При этом вероятность выхода истинного значения параметра за пределы границ не превышает Р = 1 - 0,95 = 0,05, или 5%. Таким образом, различие средних значений подтверждается, если уровень значимости P не превышает 0,05.
При статистической обработке данных клинических исследований был использован метод сравнения доли признака в двух совокупностях.
Проверяли нулевую гипотезу Н0 о равенстве генеральных долей признака Н0: pj = р2. Для этого были взяты две независимые выборки объемом nj и n2. Выборочные доли признака равны соответственно wj=mj/nj и w2=m2/n2, где mj и т2 - соответственно число элементов первой и второй выборок, обладающих данным признаком.
При достаточно больших nj и n2, выборочные доли wj=mj/nj и w2=m2/n2 имеют приближенно нормальный закон распределения с математическими
Р1 (1 - Pi)
ожиданиями, или средними величинами, pj и р2 и дисперсиями и
Р 2 (1 - Р2)
т.е. N
r Pi(1 - Pi) Л

V

и N
r Pi(1 - Pi)Л

V n2
pj = p2 =P разность wj - w2 имеет нормальный закон распределения с математическим ожиданием M (w1 - w2)=P - P=0 и дисперсией
При справедливости гипотезы Н0:
S - w2 =°щ + S = P(1 - Р)
r1 1 ^
1
V n1 n2 J
t =
w1 - w2
s
w1 - w2
i
я1 - §)
r 1 1 ^
1
V n1 n2 J
Поэтому статистика имеет нормальное распределение N(0;1).
В качестве известного значения р, входящего в выражение для статистики t, берут ее наилучшую оценку €, равную выборочной доле признака, если две выборки смешать в одну, т.е. € = m1 +m2. Границы доверительного интервала
n1 + n2
1 rv2
выбирают по такому же правилу, как и в случае сравнения выборочных средних значений, т.е. при доверительной вероятности 0,95, при конкурирующей гипотезе Hj. Если t < t095, то гипотеза Н0 о равенстве долей признака принимается, если t > t095, то нулевая гипотеза отвергается и принимается конкурирующая гипотеза Hj, а доли признака считаются различными.
Для сравнения данных параметров вариационных рядов использовали корреляционный анализ. Понятие корреляции отражает связь между параметрами вариационных рядов. Наглядно такую связь легко представить, если отобразить на координатной плоскости значения одного ряда по оси абсцисс, а другого - по оси ординат. В случае наличия связи между параметрами рядов точки, общее количество которых равно числу наблюдений, будут образовывать некоторую кривую (чаще прямую), которая и отображает взаимозависимость параметров.
На практике же исследователя интересует не сама зависимость одной переменной от другой, а теснота связи между исследуемыми параметрами, которую можно выразить одним числом. Эта характеристика называется коэффициентом корреляции. В случае корреляционного анализа два рассматриваемых вариационных ряда считаются равноправными в причинном смысле. Силу и выраженность линейной зависимости между двумя случайными величинами х1 и Х2, имеющими нормальное распределение, обычно оценивают с помощью коэффициента корреляции Пирсона, который рассчитывается по формуле:
r =
У (х1г - х э - (х 2г - х 2)
2i _, где X1 и X2i
VZ (х " - х,) 2 у (х 2, - х 2)2
соответствующие значения параметра в /-наблюдении, а х1 и х2 - средние значения рядов, состоящих из n наблюдений.
Величина коэффициента корреляции всегда заключено в пределах -J £ r £ J. Если r < 0, то это значит, что с увеличением в вариационном ряду наблюдаемых величин х1 соответствующие им значения х 2 второго вариационного ряда в среднем уменьшаются. Если r > 0, то с увеличением значений одного параметра другой параметр также в среднем возрастает. Если r = 0, то это значит, что параметры Х1 и X2 абсолютно независимы. При r = 1 между параметрами существует прямо пропорциональная функциональная зависимость, что для медико-биологических исследований встречается крайне редко. Чем больше абсолютная величина коэффициента корреляции, тем при данном объеме выборки больше доверительная вероятность того, что характер связи действительно соответствует полученному коэффициенту корреляции.
Вычисленный коэффициент корреляции является выборочной оценкой коэффициента корреляции генеральной совокупности, а значит, как и любая случайная величина, имеет ошибку sr. Отношение выборочного коэффициента корреляции к своей ошибке является критерием для проверки нулевой гипотезы о равенстве нулю коэффициента корреляции генеральной совокупности, или соответственно о независимости случайных величин Х1 и
X,
t = r -
n - 2
1-rz
Число степеней свободы для проверки критерия равно f = n -2, гипотезу проверяют по таблицам распределения Стьюдента в соответствии с выбранным уровнем значимости. Если вычисленное значение превзойдет или окажется равным соответствующему табличному значению, нулевую гипотезу отвергают.
При выборках малых объемов (n < 30) расчет коэффициента корреляции по приведенным выше формулам дает заниженные оценки соответствующего параметра генеральной совокупности. В таком случае лучше применять z-преобразование Фишера:
z =
1/
/2
- In
1 + r
1 - r
68
Переменная z принимает свои значения в интервале от - до + бесконечности, распределение этой величины приближенно нормальное. Тогда критерием достоверности является показатель: tz = z-д/n - 3.
По таблице распределения Стьюдента для выбранного уровня значимости Р и числа степеней свободы f = n -2 проверяют нулевую гипотезу о том, что в генеральной совокупности этот параметр равен нулю. Гипотезу отвергают на выбранном уровне значимости, если t z превзойдет соответствующее табличное значение.