Диссертация (1140535), страница 10
Текст из файла (страница 10)
(X)10......910923935944953......1980СуммарныеΣ(X) = 123показателиУкр., мл(Y)24...57581781103024Σ(Y) =14629x2y2x*y0...0925169...0576...324933643168412100900…576Σ(y2) =19947270Σ(x2) = 3600174890440900Σ(x*y) =84734) Далее рассчитали значение коэффициента корреляции Пирсона rxy поформуле: Rxy =Rxy =n × ∑ (xi × yi ) − (∑ xi × ∑ yi )[n × ∑ x − (∑ x ) ]× [n × ∑ y − (∑ y ) ]2i2i22ii198 × 8473 − (123 × 14629)[198 × 360 − 123 ]× [198 × 1994727 − 14629 ]22= 0.585) Для определения значимости коэффициента корреляции критическоезначение t-критерия находим по таблице, где при числе степеней свободы f =n-2 = 196 и уровне значимости α = 0.05 значение rтабл = 0,14.Полученное значение rэмп (0,58) > rтабл (0,14), следовательно установленнаякорреляционная связь является статистически значимой.Все выявленные исходные клинические признаки, гипотетически влияющиена развитие интраоперационных геморрагических осложнений, учитывалисьпри проведении корреляционного анализа.
Результаты этих расчетовпредставлены в табл. 2.6.Таблица 2.656Оценка влияния исходных клинических данных на уровеньинтраоперационной кровопотери у пациентов, оперированных по поводуΣxΣyΣx*yΣx*xΣy*yРасчетныйкритерийПирсона (rэмп)*192313913413611171529926169572810,410,500,020,262715146291990104872922519947270,320,18Конкрементымочевого пузыря,простатыСопутств.заболевания СССРубцово- склеротические изменения хир зоныУретральныйкатетер, цистотомаГематурия пригоспитализацииДанныерасчетовПрочиесопутствующиезаболеванияОЗМ пригоспитализацииФакторныепризнакиХр.
воспалит.болезни мочеполовой системыНарушениясистемы гемостазаДГПЖ различными эндоскопическими методами резекции2225123176548420506258473151290,300,210,58* Стандартное значение критерия Пирсона для уровня значимости α ≤ 0,05, степенейсвободы n-2 = 196 из таблицы распределения: rтабл.
(0,05; 1; 198) = 0,14.В результате, практически для всех изученных исходных клиническихпараметров пациентов, оперированных по поводу ДГПЖ, определено наличиестатистически значимой положительной корреляционной связи с уровнеминтраоперационнойкровопотери.Приэтомсредняятеснотасвязиустановлена для следующих признаков: наличие сопутствующих заболеванийсердечнососудистой системы (значение коэффициента Пирсона rэмп = +0,58);коагулопатий (rэмп = +0,50), хронические формы пиелонефрита и простатита(rэмп = +0,41), гематурия перед операцией (rэмп = +0,32) и наличие уретральногокатетера либо цистостомы (rэмп = +0,30).
О слабой силе корреляционной связисвидетельствуют значения коэффициента корреляции по факторам наличия упациента при госпитализации симптомов острой задержки мочи (rэмп = +0,26),конкрементов мочевого пузыря или простаты (rэмп=+0,21) и рубцовосклеротических процессов в зоне хирургического вмешательства (rэмп= +0,18).Для фактора наличия у пациентов прочих сопутствующих заболеваний57(болезни органов дыхания, пищеварения и др.) уровень выявленной связиопределен статистически не значимым rэмп (0,02) < rтабл (0,14). Следовательно,влияние остальной интеркуррентной патологии, выявленной у пациентов сДГПЖ на предоперационном этапе, оказалось не доказанным, что позволилопренебречь данным признаком при формировании повторной выборкипациентов для изучения клинической эффективности метода биполярнойвапорезекции при повышенном геморрагическом риске.2.3.
Статистические методы оценки достоверности результатовисследованияДля обработки полученных данных использовался комплекс математикостатистических методов: расчет относительных и средних величин,стандартных ошибок и показателей оценки вариационных рядов.Выбор метода оценки достоверности различий сравниваемых показателей ивыборокосновывалсянапредварительноманализенормальностираспределения, проведенном по 2-м основным признакам, определяющимотбор пациентов и результатов оперативного лечения в выборку для оценкиклинической эффективности изучаемого оперативного метода.
Распределениеоценивалось для исходного объема простаты и уровня интраоперационнойкровопотери. Ниже приведен пример расчетов для оценки распределениявариационного ряда по критерию – исходный объем простаты при численаблюдений – 198.1. Находим показатели центра распределения:1) Средняя взвешенная.x =∑x • f∑f = 10385,1 / 198 = 52,45x =11018.6198 = 55.652) Медиана.Находим xi, при котором накопленная частота S будет больше ∑f/2 = 100. Этозначение xi = 54.
Таким образом, медиана равна 54582. Рассчитываем показатели вариации:1) Абсолютные показатели вариации.Размах вариации (R)- разность между максимальным и минимальнымзначениями признака первичного ряда.R = Xmax - XminR = 100 - 15 = 852) Среднее линейное отклонение.∑|xi - x | • f3389.19d=d=198 = 17.12∑fТо есть, каждое значение ряда отличается от другого в среднем на 17.123) Дисперсия.D=∑(xi - x )2 f83060.03D=198 = 419.5∑f4) Несмещенная оценка дисперсии (исправленная дисперсия).∑(xi - x )2 f83060.03S2 =S2=197 = 421.62∑f-1Среднее квадратическое отклонение.σ = D = 419.495 = 20.48Следовательно, каждое значение ряда отличается от среднего значения 52,45в среднем на 20.485) Оценка среднеквадратического отклонения.s = S2 = 421.62 = 20.533.
Определяем относительные показатели вариации.1) Коэффициент вариации.v=σ 20.48=100% = 36.8% = 39,0%x 55.65Поскольку v>30% ,но v<70%, то вариация умеренная.2) Линейный коэффициент вариации.Kd =d 17.12=100% = 30.76% = 32,64%x 55.65593) Коэффициент осцилляции.Kr =R85= 55.65100% = 152.74% = 162,06%x4. Рассчитываем показатели формы распределения.1) Степень асимметрии.Наиболее точным и распространенным показателем асимметрии являетсямоментный коэффициент асимметрии.As = M3/s3где M3 - центральный момент третьего порядка,s - среднеквадратическое отклонение.M3 = 545460.43/198 = 2754.852754.85As = 20.483 = 0.32Положительная величина указывает на наличие правосторонней асимметрии.Оценка существенности показателя асимметрии дается с помощью среднейквадратической ошибки коэффициента асимметрии:sAs =6(n-2)(n+1)(n+3)Если выполняется соотношение |As|/sAs < 3, то асимметрия несущественная,ее наличие объясняется влиянием различных случайных обстоятельств.
Еслиимеет место соотношение |As|/sAs > 3, то асимметрия существенная ираспределениепризнакавгенеральнойсовокупностинеявляетсясимметричным.Расчет центральных моментов проводили в аналитической таблице:sAs =6(198-2)(198+1)(198+3) = 0.17Таким образом, проведенные расчеты доказали, что в анализируемом рядураспределения наблюдается несущественная асимметрия (0.32/0.17 = 1.87<3),и для оценки достоверности сравниваемых величин можно использоватьпараметрические методы.60В этой связи при сравнении двух рядов данных по их средним величинам ивеличинам стандартных отклонений от средней, нами использовалосьсоотнесение величин по t-критерию Стьюдента. Полученные результатысоотносились с табличными величинами, с учетом степеней свободы иколичества числа наблюдений, затем определялась значимость различий (р).Различия считались достоверными при уровне значимости р < 0,05.Обработка данных проводилась с применением специализированных пакетовприкладных программ SPSS 13.0 и STATISTICA- 6.02.4.
Методы обследования и предоперационной подготовки пациентовПеред поступлением в стационар для оперативного лечения все пациентыпроходили предоперационное дообследование в стандартном объеме, котороевключало в себя сбор анамнеза, данных анкетирования, осмотра, а так жеданных инструментальных и лабораторных обследований. Сбор анамнезамало чем отличался от стандартного опроса пациента.
Все пациентызаполняли анкеты по международной шкале оценки простатическихсимптомов (IPSS - International Prostatic Symptom Score). Оценивали качествожизни по стандартизованной оценке показателя качества жизни больного вбаллах (QoL). Если в анамнезе у пациентов присутствовали данные о наличиехронических воспалительных заболеваний мочеполовых органов, тогдапроводилось исследование секрета простаты, брались мазки из уретры,выполнялся посев мочи для выявления роста бактериальной флоры сопределением чувствительности к антибактериальным препаратам.
Пациентыпостоянно принимающие антикоагулянты непрямого действия на фоне ранееперенесенных операций (АКШ, стентирование коронарных артерий). А такжепациентыстрадающиеразличнымикоагулопатиями,включалисьвисследование на общих основаниях. Данным пациентам выполняласькоагулограмма.61Урологический осмотр естественно включал осмотр наружных половыхорганов и выявление сопутствующей урологической патологии (фимоз,водянка и др.).Основным аспектом в осмотребыло ПРИ (пальцевоеректальное исследование). Все диагностические и лечебные манипуляции напростате проводились только после взятия крови на ПСА общ. Во времяпальцевогоректальногоисследованияоценивалсяразмерпростаты,консистенция, симметричность долей, подвижность стенки прямой кишки.Инструментальные обследования включали в себя:-ультразвуковое исследование органов мочеполовой системы,-трансректальное ультразвуковое исследование;-урофлоуметрия (по показаниям комплексное уродинамическое-исследование);-обзорная, экскреторная урография (по показаниям)-уретроцистография (по показаниям).При этом оценивалось состояние верхних мочевых и нижних мочевых путей.При выявлении сопуствующей патологии препятствующей проведениюоперации (корраловидный нефролитиаз, наличие крупных конкрементов иликист почек нарушающих уродинамику, опухоли верных мочевых путей)больные предварительно пролечивались по поводу выявленной патологии.Размеры, пространственное расположение, конфигурация, эхоструктура,симметричность, объем предстательной железы, объем узлов гиперплазииоценивались во время трансректального ультразвукового исследования.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
