Диссертация (1140680), страница 11
Текст из файла (страница 11)
Средний уровеньPSA, колеблясь в пределах 3,2-3,9 нг/мл среди пациентов групп БТУР и 4,25,1 нг/мл – групп ТУЭБ, также был сопоставимым (р = 0,340; р = 0,173).Поклиническимпоказателямразличиймеждусравниваемымигруппами не установлено. Среди пациентов БТУР разность показателейQmax в мл/с и PVR в мл составила всего 1,6 (р = 0,107; р = 0,913). В группеТУЭБ разность показателей Qmax была 0,5 мл/с (р = 0,426), PVR – 4,3 мл (р =0,735).Анализ исходных баллов по шкале IPSS между группами пациентовБТУР и ТУЭБ показал возможность сопоставления результатов.
В группахБТУР предоперационная оценка составила в среднем 24,3 и 24,9 баллов (р =0,619), причем в обеих группах обструктивная симптоматика превышалаирритативную почти в 2 раза. В основной и контрольной группах ТУЭБобщий балл IPSS составил 25,0 и 25,4 (р = 0,326), а соотношениеирритативного и обструктивного компонента было таким же, как и в группахБТУР.Средний балл по шкале качества жизни QoL варьировал в пределах 4,85,2 без существенной разности по группам сравнения (р = 0,174; р = 0,671).Группысравнениятакжеанализировалисьпоисходнымданнымцистометрии, в частности гиперактивность детрузора до операции БТУРотмечалась у 40 и 44% пациентов (р = 0,727), до ТУЭБ – у 46 и 48%пациентов (р = 0,873), что свидетельствовало о возможность сравнения этихпоказателей.Количество пациентов с осложненным течением ДГПЖ былоодинаковым в основных и контрольных группах - по 44,0% в каждой группеБТУР (р=1,000) и по 28,0% - в группах ТУЭБ (р=0,921).Наиболее частым осложнением были конкременты мочевого пузыря,наблюдающиеся у каждого 5-6-го пациента групп БТУР (р = 1,000) и 10-12-гопациента групп ТУЭБ (р = 0,690).
Наличие цистостомы, рассматриваемой какрезультат осложненного течения ДГПЖ, встречалось в каждом 8-ом65наблюдении независимо от метода операции (р = 0,618 и р = 0,842). С такойже частотой в анамнезе пациентов групп БТУР определялась острая задержкамочи (р = 1,000), среди пациентов групп ТУЭБ данное осложнение быломенее распространенным- 7,7% в основной группе и 5,3% - в группеконтроле, без существенной разности показателей (р = 0,727).Таблица 2.3Исходные показатели суточного мочеиспускания пациентов допроведения оперативных вмешательств (средние - М±m, мин. и макс.значения)Группы БТУРПоказателиЧисломочеиспусканийв суткиРазовыйобъем мочиКоличествоургентныхпозывовО (n=25) К (n=75)рГруппы ТУЭБО (n=26) К (n=75)рmin77-86-max1212-1212-9,5±0,20,479М±m 8,7±0,39,3±0,2 0,100 9,7±0,2min7070-10090-max230250-220210-М±m 144,3±9,5 151,8±8,8 0,570 138,2±7,1 147,1±6,50,639М±m 1,8±0,21,9±0,10,4792,2±0,1 0,077 1,8±0,1min11-11-max34-34-0,0±0,01,000,0±0,00,0±0,01,00Частота эпизодовМ±m 0,0±0,0недержания мочиПримечание: * – различия статистически значимы (р<0,05).66В целях межгруппового сравнения также анализировались показателисуточного мочеиспускания, полученные из дневников пациентов поматериаламсаморегистрациипредоперационномпериоде,параметровтабл.2.3.Помочеиспусканиясреднесуточномувчислумочеиспусканий средние значения варьировали в промежутке 8,7-9,7 безмежгрупповой разности по методам операции (р = 0,100; р = 0,479).
Разовыйобъем мочи также колебался незначительно, составляя 144-152 мл в группахБТУР (р = 0,570) и 138-147 мл в группах ТУЭБ (р = 0,639). Среднесуточнаячастота ургентных позывов составляла от 1,8 до 2,2 случаев и быласопоставима по всем группам сравнения (р = 0,077; р = 0,479). Эпизодовнедержания мочи ни в одной из групп пациентов до оперативноговмешательства не наблюдалось.2.4.
Методы прогнозирования сроков эпителизации ложа аденомыпосле эндоскопических операций по поводу ДГПЖРезультаты гистологического исследования тканей ложа аденомы упациентов, перенесших операции БТУР и ТУЭБ по поводу ДГПЖ,нуждались в статистическом подтверждении, прежде всего, вследствиемалых выборок. Увеличение количества единиц наблюдения на данном этапеисследования было ограничено инвазивностью манипуляции и высокойстоимостьюисследуемоголекарственногосредства.Несмотрянавозможность сравнения показателей, полученные на малых выборках, припомощи непараметрических методов статистики (в нашем исследовании сэтой целью применен критерий U-Манна-Уитни), надежность полученныхрезультатов недостаточно высокая.Для повышения надежности выводов было применено статистическоепрогнозирование, главной задачей которого было определить срокиэпителизации ложа аденомы после эндоскопических операций на ПЖ прииспользовании стандартной и комплексной схемы профилактики осложненийс включением препарата «УРО-ГИАЛ».67Для прогнозирования использовали метод парного регрессионногоанализазависимостипредусматривающийрезультативногоследующиеэтапыифакторногорасчетов:признаков,аналитическоевыравнивание динамического ряда, построение и анализ уравнения и графикалинии тренда развития процесса, экстраполяция.
Экстраполяция для нашегоисследования - это предположение о сохранении тренда, которое основано надопущении неизменности влияющих факторов. Осуществляется путемподставления в найденное уравнение аппроксимации не фактическогозначения временного интервала, а тех периодов, на которые прогнозируетсярезультат.Поскольку после оценки показателей скорости заживления ложааденомы непараметрическими методами главным вопросом оставался срокзавершения эпителизации после выполнения операции ТУЭБ ПЖ, расчетыпроизводились по данным гистологического исследования препаратов упациентов этих групп.Результативнымипризнаками(у)быливзятыпоказателизавершенности эпителизации (% гистологических препаратов с фазой полнойэпителизации), в качестве факторного признака использовали временнойинтервал (t).Аналитическое выравнивание значений результативного признака,представленных в виде динамических рядов, показалоувеличениемуровней(т.к.наблюдениепроводилосьравномерноечерезравныепромежутки времени), что позволило характеризовать тенденции развитияпроцесса (заживление операционной раны) при помощи уравнения линейнойрегрессии.
В нашем исследовании результативный признак рассматриваликак функцию от одного аргумента (одного факторного признака), то естьлинейное уравнение выглядит следующим образом: у = f (x).При выборе формы уравнения исходили из объема имеющейсяинформации. В нашем случае были использованы только 2 значения68результативного признака, тогда уравнение тренда приняло следующий вид:y = a1t + a0Далее для построения уравнения линейной регрессии были проведенырасчеты, представленные ниже в соответствующей последовательности.1.
Вычислили параметры уравнения тренда при помощи методанаименьших квадратов, что представлено в табл. 2.4.Таблица 2.4.Пример расчетов параметров уравнения тренда результативногопоказателя (% эпителизации) в зависимости от факторного признака(периода времени t)tyt2y2t *y666,7364448,89400,2776,2505896,69542,9885,7647344,49685,614152,410011793,381085,8Система уравнений данного метода включает:a0n + a1∑t = ∑ya0∑t + a1∑t2 = ∑y*tС учетом данных, представленных в таблице система уравненийприняла следующий вид:(1) 2a0 + 14a1 = 152.4(2) 14a0 + 100a1 = 1085.8Из первого уравнения выразили а0 и подставили во второе уравнение, врезультате получили: a0 = 9,7, a1 = 9,569Тогда уравнение тренда представляет собой: y = 9,5 t + 9,7При этом коэффициент тренда a1 = 9,5 показывает среднее изменениерезультативного показателя (в единицах измерения у) с изменением периодавремени t на единицу его измерения.В нашем случае: с увеличением t на 1 неделю, y (% гистологическихпрепаратов с фазой полной эпителизации) возрастает в среднем на 9,5%.2.
Оценка качества найденного уравнения тренда.Сэтойцельюанализировалиследующиекритерии:ошибкааппроксимации, эмпирическое корреляционное отношение, коэффициентдетерминации.Дляоценкикачествауравнениятрендаспомощьюсреднейотносительной ошибки аппроксимации использовали следующую формулу:Ошибка аппроксимации в пределах 5%-7% свидетельствует о хорошемподборе уравнения тренда к исходным данным, в нашем случае она былаблизка к 0.Вывод: поскольку ошибка аппроксимации получилась менее 5%, тоданное уравнение можно использовать в качестве тренда.Эмпирическое корреляционное отношение вычисляется для всех формсвязи и служит для измерения тесноты связи (не характеризует еенаправление), изменяется в пределах [0;1].
Критерий вычислили по формуле:где70Связи между признаками различаются по силе, для чего критерииоценивают по шкале Чеддока следующим образом:0.1 < η < 0.3 - слабая;0.3 < η < 0.5 - умеренная;0.5 < η < 0.7 - заметная;0.7 < η < 0.9 - высокая;0.9 < η < 1 - весьма высокая;Вывод: полученная величина свидетельствует о весьма высокойстепени связи между признаками, т.е. изменение временного периода tсущественно влияет на y (% препаратов с фазой полной эпителизации).Коэффициент детерминации позволяет оценить правильность подборауравнения тренда, для его расчета использовали следующую формулу:Вывод: факторный признак t в 100% случаев влияет на изменение y (%гистологических препаратов с фазой полной эпителизации), т.е. точностьподбора уравнения тренда - высокая.3.
Расчет точечных прогнозов, необходимых для построения графикалинии тренда (представлен в гл 4.3.). В соответствии с найденнымкоэффициентом тренда (a1 = 9,5) точечный прогноз % эпителизации насроках 9, 10 и 11 нед. после операции составит:t = 9 недель: y(9) = 9.5*9 + 9.7 = 95.2%;t = 10 недель: y(10) = 9.5*10+9.7 = 104.7%;t = 11 недель: y(11) = 9.5*11 + 9.7 = 114.2%.Вывод: Исходя из полученного уравнения тренда при неизменностивлияющих признаков эпителизация ложа аденомы у пациентов, перенесшихоперацию ТУЭБ, завершается полностью на сроке между 9 и 10послеоперационными неделями, что соответстствует 9-10 инстилляциям71препарата «УРО-ГИАЛ».Таким образом, применение статистических методов прогнозированиясроков заживления операционной раны позволило рассчитать минимальнонеобходимоеколичествоинстилляцийдорогостоящегопрепаратаиразработать схему его применения в послеоперационном периоде.2.5. Оценка достоверности результатов исследованияДляобработкиданныхисследованияиспользовалсякомплексматематико-статистических методов: расчет относительных и среднихвеличин, стандартных ошибок и показателей оценки вариационных рядов.Достоверностьрезультатовисследования,преждевсего,обеспечивалась сопоставимостью исходных параметров пациентов поданным предоперационного обследования.Выборпоказателейметодаиоценкивыборокбылдостоверностиоснованнаразличийсравниваемыхпредварительноманализенормальности распределения, проведенном по одному из основныхпризнаков,определяющихобъемоперативноговмешательства.Распределение оценивалось для выборки, состоящей из исходных значенийобъема простаты в см3 при числе наблюдений - 201.Анализируя ряд числовых значений, вначале находили показателицентра распределения вариационного ряда (средняя взвешенная и медиана),рассчитывали абсолютные показатели вариации (размах вариации, среднеелинейное отклонение, дисперсию и среднее квадратическое отклонение).Далее рассчитывали относительные показатели вариации (коэффициентвариации и коэффициент осцилляции).Затем на основе проведенных расчетов приступили к определениюпоказателей формы распределения, в частности степени ассиметрии.Моментный коэффициент асимметрии оказался равным 0,17 и егоположительное значение свидетельствовало о наличии правосторонней72ассиметрии распределения.Далее была проведена оценка существенности показателя асимметриипри помощи его средней квадратической ошибки.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
