Приложение 2. Определение продолжительности проходимости протеза, артерий или шунтов

Несмотря на некоторые неточности, life table метод (LT) — анализ таблиц жизни — является одним из лучших и самым ис­пользуемым способом вычисления про­ходимости протезов у пациентов после

реваскуляризации в различные временные отрезки и сроки наблюдения. Равнознач­ным методом является анализ выживае­мости Kaplan—Meier (KM). Ниже описы­ваются и сравниваются обе методики.

Лучше всего охарактеризовали метод анализа таблиц жизни Peto и соавт. в двух статьях "British Journal of Cancer" в 1976 и 1977 гг., но ранее подобный метод опи-

сывался Berkson и Cage в 1950 г., Cutler и Ederer в 1958 г. В методе есть две черты, которые характеризуют оперативное вмешательство. Первая — та, что откла­дывается на кривой выживаемости — на­пример, случаи тромбозов протеза, кото­рые группируются по временным интер­валам. После этого вычисляются уровни выживаемости для каждого интервала и используются для вычисления кумуля­тивной проходимости, объясняющей по­лученную кривую. Вторая важная черта — допущение, что те пациенты, которые "теряются" в отдаленном периоде наблю­дения в определенном интервале (так на­зываемые сенсорные данные), рассмат­риваются как выбывшие в середине ин­тервала. Благодаря этому допущению выполняется характерная для методики анализа таблиц жизни коррекция вычис­ленного уровня тромбозов в данном ин­тервале:

Эта коррекция предполагает, что вы­бывшие индивидуумы пополняют группу риска только до середины интервала. Вышеприведенная формула математи­чески эквивалентна возрастанию уровня тромбозов на число ожидаемых тромбо­зов у половины из выбывшей группы:

Следующее последствие такого допу­щения для сенсорных данных или вы­бывших — уровень тромбозов принимает­ся одинаковым для всего интервала. Поэ­тому не является строго необходимым поступенчатое отображение графика таб­лиц жизни, так как кумулятивная прохо­димость — это результирующая условной вероятности в конце интервала, основан­ная на уровне тромбозов для всего интер­вала. График может быть представлен как прямые отрезки, соединяющие точки между рассчитанными уровнями прохо­димости в конце каждого интервала. При таком виде графика отрезки между ко­нечными точками интервалов не содер­жат случаев тромбоза протеза.

Анализ таблиц жизни должен вклю­чать следующие колонки в таблице (даны в алфавитном порядке): А — интервалы в 1 мес; В — количество протезов в груп­пе риска на момент начала наблюдения; С — количество тромбозов в течение ин­тервала; D — количество пациентов, вы­бывших из наблюдения в результате смерти, потерянных из виду или у кото­рых закончился период наблюдения в те­чение данного временного интервала (последние 3 колонки в дальнейшем ис­пользуют для вычислений); Е — уровень тромбозов в течение интервала; F — ку­мулятивная проходимость шунтов (в бо­лее общем плане — выживаемость); G — стандартная ошибка, %. Кумулятивный уровень смертности не является обяза­тельной частью таблицы LT.

Ниже приведены в наиболее простом виде вычисления для каждой колонки на основании приведенного в таблице при­мера. Интервал в месяцах (А) может быть выбран любой, меньший длительности

Таблица 6.4. Пример анализа таблиц жизни
А	В	С	D	Е	F, %	G, %
0—6				0,048	95,2	2,6
6—12				0,169	79,1	4,71
12—18				0,102	71,0	5,46
18—24				0,091	64,6	5,79
24—30				0,051	61,3	6,03
30—36				0,087		6,11
36-42				0,036		6,8
42-48				0,000		7,18
48—54				0,000		7,81
54—60				0,057	50,9	8,41
60—66				0,000	50,9	8,92
66—72				0,000	50,9	9,89
72—76				0,000	50,9	20,59

всего периода наблюдения, интервалы необязательно должны быть равными. Первым полезно обозначить временной интервал от 0 до 1 мес для оценки ранних тромбозов; следующий наиболее часто применяемый интервал — от 3 до 6 мес. Меньшие интервалы означают большую точность оценки. Количество протезов в группе риска в начале исследования в первом временном интервале (В) — ко­личество шунтов, включенных в исследо­вание, количество протезов в следующих колонках получается вычитанием коло­нок С и D из В. Количество выбывших из исследования (С): пациенты с проходи­мыми протезами в предыдущих времен­ных интервалах, которые погибли или потеряны для наблюдения в течение дан­ного временного интервала. Проходи­мость шунтов в данном временном ин­тервале (Е) равна "1 -уровень тромбозов в данном интервале", который в свою оче­редь вычисляется делением колонки С на колонку В минус половину колонки D, согласно приведенным выше теоретичес­ким соображениям. Кумулятивная про­ходимость (F) равна 100 % в первом вре­менном интервале, для каждого после­дующего интервала она вычисляется ум­ножением уровня проходимости для данного интервала на предыдущую куму­лятивную проходимость. Стандартная ошибка (G), % равна 100 х F х квадрат­ный корень из (1-F)/B, где F равно ку­мулятивной проходимости и В — коли­чество протезов в группе риска в начале интервала.

Примерно равноценный альтернатив­ный метод оценки проходимости — вы-

живаемость Kaplan—Meier (KM), кото­рый также называется product-limit. В этой методике данные не группируются по временным интервалам. События на кривой выживаемости отражают тромбоз каждого протеза. Никаких допущений об уровне тромбозов у выбывших больных не делается. В противоположность мето­ду таблиц жизни кривая выживаемости выглядит ступенчато, так в промежутки между событиями ничего не известно об уровне тромбозов. Можно рассматривать метод Kaplan—Meier как метод анализа таблиц жизни с маленькими интервала­ми, каждый из которых содержит одно событие. Те же данные, что и в примере первой методики, отражены в табл. 6.5 и графике Kaplan—Meier.

Метод анализа таблиц жизни позволя­ет оперировать большими группами дан­ных, что и является главным аргументом в пользу использования этой методики. Однако исследования проходимости шун­тов чаще не имеют дело с такими боль­шими группами данных и к тому же с внедрением компьютеров это неудобс­тво легко преодолимо. Анализ таблиц жизни нельзя использовать для группы, меньшей 30, тогда как метод Kaplan-Meier применим к любому количеству. Обе методики допустимы, если правиль­но используются и документируются. Данные на графиках 1 и 2 сравнивались между собой и в каждом случае поздние уровни проходимости были эквивалент­ны (рис. 6.14; 6.15).

Полные данные при использовании той или иной методики должны быть сведены в таблицы в каждой научной ра-

Таблица 6.5. Пример анализа выживаемости Kaplan—Meier

А	В	С	D	Е	F,%	G,%
2,5				0,016	98,4	1,54
3,2				0,000	98,4	1,55
4,1				0,016	96,8	2,18
4,4				0,000	96,8	2,2
4,6				0,017	95,2	2,68
6,2				0,017	93,6	3,08
6,4				0,017	92,0	3,42
*	*	*	*	*	*	*
70,9				0,000	50,7	17,79
71,5				0,000	50,7	20,55
75,3				0,000	50,7	25,17
75,7				0,000	50,7	35,59

Условные обозначения (A—G) те же, что в табл. 6.4. Конечные точки исследования — те же.

5 - 4886

Рис. 6.14. Кривая прохо­димости. Анализ таблиц жизни.

боте с целью возможности проверки дан­ных, даже если редактор настаивает на публикации только графиков. Количест­во пациентов в группе риска в начале каждого интервала (периодически для Kaplan—Meier анализа) или стандартная ошибка для каждого вычисленного пока­зателя проходимости должны быть отоб­ражены при помощи "столбиковой" диа­граммы. При сравнении множественных кривых или графиков эти "столбики" мо­гут накладываться на кривую. Располагая столбики в противоположном графику направлении или используя выбранные интервалы вместо всех, можно избежать этого. Если рассчитанная стандартная ошибка проходимости превышает 10 %, кривая либо не должна отображаться, ли­бо должна быть представлена как преры­вистая линия, что означает ненадежность оценки. Сравнение кривых проходимос­ти (выживаемости) производится с помо­щью лог-ранк-теста.

Когда это возможно, отдельные расче­ты анализа таблиц жизни метода должны производится для каждого этапа опера­тивного вмешательства. В общем не ре­комендуется смешивать данные об опера­циях на различных уровнях инфраингви-

нальных артерий, а, например, опублико­вывать результаты бедренно-подколенно-го выше щели, ниже щели и бедренно-берцовые шунтирования раздельно. Ког­да это можно, особенно если делается вывод о существовании различий, долж­ны опубликовываться отдельные графи­ки и диаграммы результатов операций, выполняемых по разным показаниям (перемежающаяся хромота и критичес­кая ишемия), с различными путями от­тока, факторами риска и лечения, кото­рые влияют на проходимость (например, с дезагрегантами и без них, с диабетом и без него), тем более при попытках вы­явить различия между группами боль­ных. В некоторых случаях взаимозави­симость переменных будет ограничивать значимость выводов о различиях в этих подгруппах. В таких ситуациях жела­тельно применять регрессионный ана­лиз Сох.

Часто авторы, сообщающие о реваску-ляризациях, не публикуют данные о тром­бозах в ближайшем периоде, а затем ис­ключают эти случаи из дальнейшего ана­лиза кумулятивной проходимости. К при­меру, если тромбоз в ближайшем периоде наступает в 25 % случаев, а затем в тече-

Рис. 6.15. Кривая прохо­димости Kaplan—Meier (данные см. в табл. 64).

ние отдаленного периода наблюдения 80 % шунтов проходимы, то кумулятив­ная проходимость у первично опериро­ванных больных составляет только 60 %. Подобно этому, при том же уровне бли­жайших тромбозов, если ²/₃ шунтов оста­ются проходимы, кумулятивная прохо­димость составляет меньше 50 %.

Дата добавления: 2015-10-21