Диссертация (1154326), страница 14
Текст из файла (страница 14)
Классификация лицевого индекса по Garson (1910)Форма лицаИндексЭурипрозопия (широкое лицо)84.0 и менееМезопрозопия (среднее лицо)84,0—87,9Лептопрозопия (узкое лицо)88,0 и болееВ регистрацию МАР входили эурипрозопия (широкое лицо) и лептопрозопия(узкое лицо).Ушные раковиныКосое расположение ушных раковин определялось в том случае, когда угол,образованный линией проходящей вдоль ушной раковины и вертикалью черезмочку, составлял более 20 градусов.Асимметрия ушных раковин определялась при различии длины правого илевого уха составлявшей 15% и более.76Оттопыренные ушные раковины определялись путем измерения угла междузадней поверхностью уха и мастоидальной областью, в случае, если уголприближался к 90 градусам проводилась регистрация данного признака.Низкое расположение ушных раковин учитывалось при сопоставленииверхней точки прикрепления ушной раковины с уровнем латеральных углов глаз.ГлазаРегистрация гипо - и гипертелоризма проводилась согласно данныммежорбитального индекса (МИ), значение которого определяли по следующейформуле:МИ = расстояние между внутренними углами глазной щели х 100/ окружностьголовы;при гипертелоризме - МИ больше 6,8; при гипотелоризме - МИ меньше 3,8.Телекант - латеральное смещение внутренних углов глазных щелей принормально расположенных орбитах.
При этом отношение между внутреннимиуглами глаз к расстоянию между зрачками определяемое индексом более 0,6указывает на присутствие телеканта.Монголоидный и антимонголоидный разрез глаз - косое расположениеглазныхщелей-учитывалисьприиспользованииобычнойлинейки,располагаемой на переносице так, чтобы ее верхний край проходил через обамедиальных угла глаз. При монголоидном разрезе глаз латеральные углыоказываются выше медиальных, при антимонголоидном разрезе глаз, наоборот,медиальные углы выше латеральных.ЧелюстиГипоплазия верхней челюсти определяется следующим показателем:Гипоплазия верхней челюсти = ВВЛ*100/ВЛ, гдеВВЛ - верхняя высота лица - расстояние от назиона до ротовой точки;ВЛ- высота лица - расстояние от назиона до подбородочной точки.При индексе ниже 65 оценивалась как гипоплазия.Гипоплазия нижней челюсти рассчитывалась по формуле:Гипоплазия нижней челюсти = НВЛ*100/ВЛ, где77НВЛ - нижняя высота лица - от ротовой точки до подбородочной;ВЛ - высота лица.При индексе ниже 25 оценивалась как гипоплазия.Прогнатия фиксировалась в том случае, если верхняя челюсть выступала впередпри западающей нижней челюсти.Прогения - в случае, когда нижняя челюсть выступала вперед.Верхние конечностиБрахидактилия регистрировалась, если длина пальцев рук была гораздоменьше длины ладони.
В противоположном случае, если пальцы были намногодлиннее ладони, фиксировалась арахнодактилия.Для этого рассчитывался индекс кисти (ИК), который определялся последующей формуле:ИК = ДIIIП*100/ДК, гдеДIIIП - длина третьего пальца кисти - расстояние от фаланговой точки допальцевой III пальца по тыльной поверхности ладони;ДК- длина кисти - расстояние между шиловидной точкой до пальцевойIII пальца.Короткий мизинец принимался за МАР тогда, когда его верхний крайсовпадал или находился ниже уровня середины второй фаланги четвертогопальца.Нижние конечностиСандалевидная щель - широкое расстояние между первым и вторымпальцами ноги - определялась в том случае, если расстояние между первым ивторым пальцами ноги оказывалась равным или больше ширины второго пальцаСиндактилия регистрировалась при сращении пальцев, составлявшим более1/3 длины одного из пальцевАномальноерасположениепальцевногирегистрировалосьприрасположении не более двух пальцев за пределами горизонтальной плоскостипараллельной ступни.78Описательные признакиВ работе были использованы следующие описательные МАР: гипер- игипотрихоз, деформированные ушные раковины (аплазия, гипо-, гиперплазияотдельных структур раковины, изменение их формы).При оценке описательных признаков использовался альтернативный подход,т.е.
учитывались только крайние проявления исследуемого признака. Дляисключения возможных различий в оценке МАР по причине индивидуальных"подходов" к диагностике описательных признаков решено выполнить даннуюработу силами одного исследователя.2.7. Математико-статистические методы анализа данныхВ представленной работе впервые проводилось эпидемиологическоеисследование риска у детей из семей с репродуктивными потерями сэкспликациейустановленныхнарушенийрепродуктивнойфункциинаформирование здоровья детей, рожденных в этих семьях. Кроме того,применялась рандомизация при формировании изучаемых групп: оценка понациональному составу, возрастные показатели при оценке уровня образования,исключение из группы сравнения семей, имеющих в анамнезе репродуктивныепотери, формирование групп сравнения из семей, имеющих в анамнезе рождениетолько здоровых детей.В статистической обработке материала были использованы общепринятыематематические методы: χ2 (хи-квадрат) Пирсона, t- критерий Стьюдента,критерий Манна-Уитни (Реброва О.Ю., 2002; Герасименко А.Н., 2007),реализованные в пакете программ Statistica 10.0.Одним из принципиально важных разделов доказательной медициныявляется анализ эпидемиологических характеристик риска возникновения ихронизации заболеваний.
―Если некоторое воздействие быстро и с высокойвероятностью приводит к развитию определенного заболевания, то, - какуказывают Флетчер Р. и соавт. (1998), - это служит указанием на наличие фактора79риска для данного заболевания‖.
В то же время, следует иметь в виду, что длязаболеваемости,заболеваниями,обусловленнойсвязьмеждудлительновоздействиемпротекающимихроническимифактораирискаразвитиемзаболевания носит не столь явный характер.Существует несколько способов оценки взаимосвязи между воздействиемфактора риска и заболеванием. Относительный риск или оценка эффекта(measures of effect) показывает силу связи между воздействием и заболеванием.Таким образом, относительный риск – это мера влияния фактора риска, котораяважна при изучении этиологии болезни (Флетчер Р.
и др., 1998; West S. et al.,2002).Для оценки эпидемиологического риска нами была применена методикаоценки относительного риска (шансов) – IP-ratio (Подольная М.А., КобринскийБ.А., 2000) по формуле:IOR = X1(N0 - X0) / X0(N1 - X1), гдеIOR – incidence odds ratio (отношение ―шансов‖).X1 –количество заболевших среди людей, подверженных воздействию фактора(результаты наблюдения).N0 - X0 – количество не заболевших среди людей, не подверженных воздействиюфактора (контрольная группа)X0 – количество заболевших среди людей, не подверженных воздействию фактора(контрольная группа).N1 - X1 – количество не заболевших среди людей, подверженных воздействиюфактора (результаты наблюдения).Интерпретация полученного значения IOR:1) Если отношение шансовв интервале от 1 и более, то отношение междуизучаемыми группами статистически значимо.2) Если отношение шансовнезначимо.в интервале от 1 и менее, то отношение шансов80ГЛАВА 3.
СОСТОЯНИЕ ЗДОРОВЬЯ ДЕТЕЙ, РОЖДЕННЫХ В СЕМЬЯХ СПОВТОРНЫМ НЕВЫНАШИВАНИЕМ БЕРЕМЕННОСТИ3.1. Анализ невынашивания беременности при применениилимфоцитотерапииУстановлено, что рождение детей после применения лифоцитотерапии всемьях с двумя выкидышами в анамнезе составило 91,2% (по данным литературы68±6%), после трех и более выкидышей – 88,7% и 61,5±6,5%, соответственно. Всвязи с этим, в семьях с нарушением репродукции нами проведена сравнительнаяоценка изучения состояния здоровья детей после комплексного леченияневынашивания беременности с применением лимфоцитотерапии (ЛИТ) на фонетрадиционного лечения повторного невынашивания в подгруппе ПНБ-ЛИТ и безприменения ЛИТ в подгруппе ПНБ-М, а также в сравнении с литературнымиданными (Кулаков В.И.
и др., 2006; Clifford K. et al., 1997).Анализ частоты рождения детей после применения лимфоцитотерапии срезультатами рандомизированного двойного слепого плацебо-контролируемогоисследования по применению внутривенного введения иммуноглобулина (ВВИГ)женщинам с тремя и более выкидышами (Stephenson M.D. et al., 2010)представлен в таблице 13.Таблица 13. Частота рождения детей после применения ЛИТ и ВВИГПБ3+Stephenson M.D.
et al.,Clifford K. et al.,Показатели2010ПНБ1997; КулаковЛИТВ.И. с соавт.,КонтрольнаяВВИГ2006группаБеременные,622324прошедшие лечениеЧисло ПБ779ПБ (%)11,2930,4337,5032-45Частота рождения88,769,5762,555-68детей (%)81M.D. Stephenson и соавт. (2010) представили данные о том, что ВВИГобеспечивает роды живым ребенком в 70% случаев, в то же время в контрольнойгруппе этот показатель составил 63%. Сравнение между подгруппой ПНБ-ЛИТ игруппой ВВИГ с применением t-критерия Стьюдента по показателю «ПБ» показалзначимые различия (р=0,0345), также и по показателю частоты рождения детей(р=0,0347).
По данным настоящего исследования оценка шансов родить ребенка вгруппе ПНБ-ЛИТ по отношению к группе ВВИГ составила OR = 3,44 (CI-95%1,05:11,26), что является статистически значимым.Наряду с этим, было проведено сравнение полученных нами результатовприменения лимфоцитотерапии с данными рандомизированного исследованияЧухиной С.И. (2011) по применению ЛИТ в семьях с репродуктивными потерями,имевших в анамнезе два и более выкидыша (табл.
14).Таблица 14. Сравнительные результаты лечения ЛИТПоказателиБеременные, прошедшие лечениеЧисло ПБПБ (%)Частота рождения детей (%)ПНБЛИТ197199,6490,36ЛИТ5335,794,3ПБ2+Чухина С.И. (2011)Медикаментозное лечение631219,480,6Сравнительный анализ подгруппы ПНБ-ЛИТ с данными Чухиной С.И. (сприменением t-критерия) по показателям «ПБ» и частоты рождения детей (ЧРД)не показал значимых различий (р=0,3689). Относительная возможность рожденияребенка составила OR=0,56 (CI-95% 0,16;1,98). Таким образом, результативностьЛИТ в обеих выборках оказалась одинаковой.Сравнение подгруппы с повторным невынашиванием беременности, вкомплекс лечения которых входила лимфоцитотерапия (ПНБ-ЛИТ), с группойженщин, получавшей только медикаментозное лечение по поводу невынашиваниябеременности (Чухина С.И., 2011), по показателям потери беременности (ПБ) иЧРД, показала значимые различия при р=0,0380.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
