Оптимизация диагностики острого панкреатита с использованием трансрезонансного функционального топографа

Основу работы составил анализ 1203 исследований результатов трансрезонансного функционального топографа. У здоровых лиц среднее значение радиоотклика в точке, отражающей состояние поджелудочной железы, — 6,9 V, а стандартное отклонение 0,21 V. Величина ра




Optimization of diagnosis of acute pancreatitis using transresonant functional topographer

The basis of the work was presented by the analysis of 1203 researches of the results of the transresonant functional topographer. In healthy persons average value of radio response in the point reflecting condition of a pancreas radio response is 6,9 V, and a standard deviation 0,21 V. The value of radio response in a pancreas projection more than 6,5 of V in the presence of pains in the epigastria is the evidence of presence of an acute form of pancreatitis of average or high severity in the patient.

РЕКЛАМА

В настоящее время острый панкреатит (ОП) является одной из наиболее важных и далеко не решенных проблем неотложной хирургии. Одной из основных проблем является неуклонный рост заболеваемости острым панкреатитом, которая по различным регионам России колеблется от 38 до 95 человек на 100 тыс. населения [3]. Последние 10 лет в структуре острой абдоминальной патологии ОП стойко занимает третье место [1, 2]. Несмотря на определенные успехи в совершенствовании диагностики острого панкреатита, диагностические ошибки в стационаре достигают 26%, а с подозрением на другие острые хирургические заболевания оперируется до 17,2% больных ОП [3].

Целью настоящего исследования было улучшить дифференциальную диагностику острого панкреатита с помощью использования трансрезонансного функционального топографа.

Материалы и методы исследования

Основу работы составил анализ 1203 исследований результатов трансрезонансного функционального топографа (ТРФТ), выполненных с февраля 2002 г. по март 2013 г. Исследования проводились в хирургических отделениях клиники ГОУ ВПО «Саратовский военно-медицинский институт МО РФ» и МУЗ «Больница скорой медицинской помощи № 1» г. Энгельса. 1082 исследования составили пациенты с болями в животе. 720 больных (59,8% от общего количества исследованных) поступили на лечение в Больницу скорой медицинской помощи № 1 города Энгельса. 362 больных (30%) поступили на лечение в клиники Саратовского военно-медицинского института и 121 человек составили группу сравнения (10% от общего количества исследованных). Группа сравнения состояла из числа слушателей, проходивших обучение в Саратовском военно-медицинском институте. Возраст исследованных варьировал от 16 до 89 лет, в среднем составлял 37,8 года. 915 (76,06%) человек составили мужчины, 288 (23,94%) — женщины. До 18 лет составили 131 человек (10,8% от общего количества обследованных), от 18 до 25 лет — 387 человек (32,1%), от 25 до 45 лет — 185 человек (15,3%), от 45 до 65 лет — 293 человека (24,3%), от 65 до 85 лет — 201 человек (16,7%) и старше 85 лет — 6 человек (0,5%).

Для решения задач исследования была создана электронная база данных в программе Microsoft Excel. База представляла собой табличный формализованный вариант сведений из историй болезни 1082 больных, поступивших с подозрением на ОП. Исследования проводились на трансрезонансных топографах. Данные аппараты имеют сертификат соответствия РОСС RU.ИМ18.В00131 6943001, выданный Федеральной службой по надзору в сфере здравоохранения и социального развития № ФС 022а2005/1919 от 15.06.2005 г. Приборы состоят из приемно-излучающего модуля (ПИМа), радиометрического приемника, блока управления и обработки информации, персонального компьютера и программного обеспечения. Зондирующие КВЧ (мм) радиоволны от источника на фиксированной водной резонансной частоте 65 ГГц КВЧ (мм) диапазона и низкой плотности мощности не более 10 мкВт/см2, направляемые в течение 5 сек на соответствующую топографическую область, взаимодействуют с внутренними молекулярными структурами водной компоненты биологической ткани и возбуждают в биологической ткани дополнительное, вторичное радиоизлучение на другой, более низкой резонансной частоте 1 ГГц СВЧ (дм) диапазона крайне низкой мощности ~10-14–10-13 Вт/см2, но превышающую тепловую ~10-17 Вт. Сенсором, непосредственно воспринимающим радиосигнал с поверхности тела, служит расположенная в модуле миниатюрная, диаметром 3 см, согласованная с телом и водой, двухвибраторная полуволновая полосковая контактная антенна-аппликатор, настроенная на прием магнитной компоненты электромагнитных волн. Приемно-излучающий модуль ставился перпендикулярно к поверхности тела и ориентировался таким образом, чтобы излучающая антенна располагалась строго в каудальном направлении. После чего ПИМ прижимался к телу испытуемого. Давление, оказываемое на ПИМ, должно было быть несильным для того, чтобы не нарушить микроциркуляцию в подлежащих тканях и не получить ложные данные. Показания величины радиоотклика с исследуемой точки на передней брюшной стенке выводились на компьютер через каждые 0,1 сек в виде ряда данных. Измерение продолжалось около 5 сек и из полученных данных, автоматически, за счет встроенной программы на компьютере, вычислялось среднее значение в момент стабилизации сигнала РО. Измерения проводились в вольтах (V) в связи с тем, что мощность РО составляла величину порядка 10-15 Вт/см2. Для регистрации требовалось значительное усиление величины РО, которое было непрактично для написания. Результаты измерения радиометром технически выводились в единицах напряжения на дисплей, и исследователь чаще сталкивался с этими цифрами, поэтому было решено РО измерять в соответствующих его мощности (Вт/см2) значениях шкалы дисплея, выдаваемых в вольтах (V). От начала работы прибора до окончания исследования больного проходило не менее 5 мин. Основу данной методики составили ранее наработанные нами схемы по диагностике острого панкреатита. В завершающей части исследования мы подошли к выбору двух точек на передней брюшной стенке, в которых наиболее полно отражались изменения, происходившие при деструкции в исследуемом органе. Первая точка располагалась в 2 см ниже и на 2 см правее пупка. Данная точка наиболее полно отражала изменения при заболеваниях в правой подвздошной области. Вторая точка находилась на пересечении левой среднеключичной линии с горизонтальным уровнем L1. Эта точка отражала изменения при заболеваниях в поджелудочной железе и желчном пузыре.

Результаты исследования были статистически обработаны на персональном компьютере с помощью пакета статистических программ (ПСП) Statistiсa 10. В процессе статистического анализа результатов исследования применялись параметрические статистические критерии (методы). Применению этих методик предшествовала проверка на непротиворечие нормальному закону распределения результатов исследований. Для проверки на согласованность нормальному закону результатов измерения использовался критерий W Шапиро–Уилка (Shapiro–Wilkstest). Решение о непротиворечии нормальному закону принималось в том случае, если величина уровня значимости критерия W статистики превышает критическое. Критическим уровнем значимости полагали уровень р = 0,05. Для критерия d Колмогорова–Смирнова/Лиллифорcа критическим уровнем считали р = 0,2.

При описании общих свойств полученных результатов использовалась описательная статистика: выборочная средняя (М), стандартная ошибка, дисперсия выборки (δ), стандартное отклонение (σ, SD), медиана (Ме), мода (Мо), максимальное и минимальное значение (Мах, Мin), эксцесс, асимметричность, доверительный интервал (95% ДИ).

Результаты исследования, подчиняющиеся нормальному закону распределения, представлены как M (средняя арифметическая) ± границы 95% ДИ средних значений изучаемых величин (95% ДИ).

Для выявления связи между отдельными показателями нами применялся метод линейного корреляционного анализа (коэффициент корреляции Пирсона, в связи с нормальным распределением в выборках). Значимость коэффициента корреляции оценивали с помощью t-критерия Стьюдента или с использованием Z-критерия Фишера.

При сравнении результатов исследования между собой использовались процедуры дисперсионного анализа. В нашем случае нормально распределенных результатов использовался параметрический вариант дисперсионного анализа. В случае множественных сравнений использовался многофакторный дисперсионный анализ. В этих же процедурах, при необходимости, оценивались частные (парциальные) и множественные корреляции.

Результаты и обсуждение

При разработке методики были выбраны две точки на передней брюшной стенке. Точка, которую мы назвали первой, была ассоциирована с острыми заболеваниями правой подвздошной области. Точка, которую мы назвали второй, отражала изменения в желчном пузыре и поджелудочной железе.

Дальнейшие исследования были построены на исследованиях данных точек. В первой точке группа сравнения (ГС) показала среднее значение РО равным 7,14 V. По критерию Колмогорова–Смирнова/Лиллифорcа никаких подтверждений против нормальности, по критерию W Шапиро–Уилка нормальность принята. Стандартное отклонение (σ, SD) составило 0,35 V. Приведенные данные полностью описывают данную выборку.

Описательная статистика полученных данных по величине РО в первой точке для группы сравнения приведена в табл. 1.

Описательная статистика величин РО в первой точке группы сравнения

Медиана, мода практически соответствуют среднему значению и не отклоняются более чем на 20%, эксцесс — 0,11, что подтверждает сглаженность пика нормального распределения, асимметричность не превышает 0,01, что подтверждает нормальное распределение в выборке, возможность использования критерия Стьюдента и графического способа для сравнения этой выборки.

Таким образом, в ходе проведенного нами исследования получены данные, отражающие диапазон распределения величин РО в первой точке — в проекции хвоста поджелудочной железы на переднюю брюшную стенку, на уровне проекции на переднюю брюшную стенку L1 слева, по среднеключичной линии, в группе сравнения, состоящей из относительно здоровых лиц.

Во второй точке группа сравнения показала среднее значение РО 6,9 V. По критерию Колмогорова–Смирнова/Лиллифорcа никаких подтверждений против нормальности, по критерию W Шапиро–Уилка нормальность принята. Стандартное отклонение (σ, SD) составило 0,21 V. Приведенные данные полностью описывают данную выборку. Полученные данные описательной статистики представлены в табл. 2.

Описательная статистика величин РО во второй точке у группы сравнения

Как видно из данных, представленных в табл. 2, медиана, мода практически соответствуют среднему значению и не отклоняются более чем на 20%, эксцесс — 0,09. Из этого можно сделать заключение о том, что сглаженности пика нормального распределения, асимметричность не превышает 0,03, все это подтверждает нормальное распределение в выборке и возможность использования критерия Стьюдента и графического способа для сравнения этой выборки с другими.

На основании этих данных была построена диаграмма, отражавшая диапазон распределения величины РО во второй точке у группы сравнения.

Из 1082 поступивших больных с жалобами на боли в животе 249 человек поступили с направительным диагнозом «острый панкреатит». При дальнейшем обследовании и лечении у 127 пациентов был выявлен острый панкреатит среднетяжелой и тяжелой степени тяжести (у которых впоследствии был верифицирован стерильный мелкоочаговый панкреонекроз), у 122 заболевание носило характер обострения хронического панкреатита и проявлялось отечной формой ОП, легко купировавшейся спазмолитическими препаратами и голодом (рис. 1).

Доля больных с направительным диагнозом «острый панкреатит»

Крайне тяжелые степени тяжести не входили в эту группу из-за определенности патологического процесса и лечебной тактики. Такие больные сразу переводились в отделение реанимации и интенсивной терапии. Для больных, поступавших с диагнозом «острый панкреатит», была выбрана вторая точка (которая располагалась на передней брюшной стенке в 2 см правее и на 2 см ниже пупка). Полученные данные описательной статистики представлены в табл. 3.

Описательная статистика величин РО у больных с направительным диагнозом «острый панкреатит»

Из данных, представленных в табл. 3, видно, что медиана, мода практически соответствуют среднему значению и не отклоняются более чем на 20%, эксцесс –0,1, что свидетельствует о сглаженности пика нормального распределения. Асимметричность не превышает 0,03, все это подтверждает нормальное распределение в выборках и возможность использования критерия Стьюдента и графического способа для сравнения этих выборок. По критерию Колмогорова–Смирнова/Лиллифорcа никаких подтверждений против нормальности, по критерию Шапиро–Уилка нормальность принята для всех этих выборок.

В группу с диагнозом «острый панкреатит» входили больные со среднетяжелой и тяжелой степенями тяжести (у которых впоследствии был верифицирован стерильный, чаще всего мелкоочаговый панкреонекроз). Приступ боли, который не снимался базовой терапией (спазмолитиками и противовоспалительными препаратами), требовал применения ингибиторов протеаз, инфузионной терапии, антибиотикотерапии, а иногда и оперативного пособия при нагноении некротических тканей или удаления конкремента из Вирсунгова протока.

Среднее значение РО во второй точке при остром панкреатите составило 5,23 V. Стандартное отклонение (σ, SD) — 0,33 V.

В группу хронических панкреатитов вошли больные с хроническими панкреатитами в стадии неустойчивой ремиссии в удовлетворительном состоянии, с легко снявшимся приступом болей базовой терапией, не требовавшими дополнительных лекарственных препаратов, при отсутствии на фиброгастродуоденоскопии (ФГДС) признаков язвенной болезни и эрозий, при быстрой нормализации показателей диастазы и α-амилазы.

Для хронических панкреатитов среднее значение составило 6,54 V. Стандартное отклонение (σ, SD) — 0,27 V.

Диапазоны острого и хронического панкреатита с достоверностью более 95% не перекрывали друг друга.

В группе сравнения во второй точке среднее значение РО составило 6,9 V. Стандартное отклонение (σ, SD) составило 0,21 V. Данный диапазон величин РО перекрывал более чем на 2/3 диапазон величин РО хронических заболеваний поджелудочной железы и с вероятностью более 95% не затрагивал диапазон острых заболеваний.

На основании этих данных построена диаграмма, отражающая диапазоны распределения величины РО во второй точке у больных, поступивших с диагнозом «острый панкреатит», и в группе сравнения, представленная на рис. 2.

Диапазоны распределения величин РО во второй точке

Чувствительность критерия: «величина РО менее 6 V + боли в эпигастрии», при отсутствии острой язвы на ФГДС, для острых среднетяжелых и тяжелых панкреатитов составила 100%. Специфичность и безошибочность при этих условиях также составила 98%.

Из представленных результатов исследования можно сделать заключение о высокой чувствительности данного метода для диагностики формы острого панкреатита.

Выводы

  1. Точка, ассоциированная с органами правой подвздошной области, находится в проекции хвоста поджелудочной железы на переднюю брюшную стенку, на уровне L1 слева, по среднеключичной линии.
  2. У здоровых лиц среднее значение РО в точке, отражающей состояние поджелудочной железы, 6,9 V, а стандартное отклонение (σ, SD) 0,21 V. Величина РО в проекции поджелудочной железы более 6,5 V при наличии болей в эпигастрии свидетельствует о наличии у пациента острой формы панкреатита средней или тяжелой степени тяжести. Величина РО в точке на передней брюшной стенке в 2 см правее и на 2 см ниже пупка более 6,0 V у больных с панкреатитом требует немедленного перевода в отделение реанимации или интенсивной терапии.

Литература

  1. Климов А. Е., Корольков А. Ю. Антиоксидантная и магнитно-лазерная терапия в комплексном лечении больных панкреонекрозом // Российский медицинский журнал. 2007. № 5. С. 19.
  2. Лысенко В. Г., Слесаренко А. С. Клиническое искусственное питание и оперативная эндоскопия в лечении острого панкреатита и различных форм панкреонекрозов // Вестник интенсивной терапии. 2007. № 1. С. 47.
  3. Пельц В. А. Современное состояние диагностики и хирургического лечения острого панкреатита // Сибирский медицинский журнал. 2010. № 4–1. Т. 25. С. 27–32.

В. В. Масляков1, доктор медицинских наук, профессор
А. В. Брызгунов

ЧУОО ВО Саратовский медицинский университет «Реавиз», Саратов

1 Контактная информация: maslyakov@inbox.ru