Введение
Для оценки риска развития летального исхода у пациентов с ожогами кожи применяют специализированные индексы прогноза летальности. Риск наступления летального исхода определяют по сумме баллов за каждый входящий в индекс предиктор [1]. Риск находится в прямой корреляции с количеством баллов, полученных при определении индекса прогноза: чем больше баллов, тем выше риск. В отечественных клинических рекомендациях индексы прогноза летальности предлагают применять только для сравнительной оценки тяжести пострадавших в клинической практике, а также в научной работе [2]. До настоящего времени как в России, так и за рубежом отсутствуют алгоритмы лечения на основе величины индексов, что связано с отсутствием релевантных моделей стратификации пациентов.
В российских клинических рекомендациях для прогноза летального исхода рекомендовано применять индекс Baux, или правило «сотни», индекс Франка (IF) и модифицированный индекс тяжести поражения (МИТП) [2]. В зарубежных исследованиях часто применяют индекс Baux и сокращенный индекс тяжести ожогов (Abbreviated Burn Severity Index — ABSI) [3].
Расчет индекса Baux включает оценку возраста пострадавшего и общей площади ожога [4]. Пациентов разделяют на группы по числу баллов: 60 баллов и меньше — прогноз благоприятный; 61—80 баллов — прогноз относительно благоприятный; 81—100 баллов — прогноз сомнительный, 101 балл и больше — прогноз неблагоприятный [2]. Расчет современной версии IF отличается от оригинальной [5] и учитывает только поверхностные или глубокие ожоги, что согласуется с классификацией по МКБ-10. Стратификацию пациентов проводят по числу баллов: 30 баллов и меньше — прогноз благоприятный; 31—60 баллов — прогноз относительно благоприятный; 60—90 баллов — прогноз сомнительный; 91 балл и больше — прогноз неблагоприятный [2]. Прогноз исхода травмы и тяжести ожогового шока по МИТП сложен для расчета [2]. Применяемый зарубежными исследователями индекс ABSI [3] согласуется с классификацией ожогов по МКБ-10 и включает возраст и пол пациента, общую площадь ожогов, наличие глубоких ожогов и ингаляционной травмы, стратифицирует пациентов на 6 групп по числу баллов: 2—3; 4—5; 6—7; 8—9; 10—11 и ≥12.
Нами усовершенствован IF, который мы назвали «пересмотренный индекс Франка» (Revised Frank Index — RFI) [6]. В представленном исследовании мы разработали стратификационную модель пациентов по риску развития летального исхода на основе RFI и сравнили ее со стратификационными моделями на основе индексов Baux, IF и ABSI.
Цель исследования — разработать модель стратификации пациентов с ожогами по риску летального исхода на основе пересмотренного индекса Франка и сравнить ее со стратификационными моделями на основе других специализированных индексов прогноза летальности.
Материал и методы
Обсервационное ретроспективное исследование включает 399 пациентов, госпитализированных в отделение реанимации и интенсивной терапии для ожоговых больных в 2019—2022 гг. Характеристика пациентов: мужчин 283 (71%), женщин 116 (29%), средний возраст пациентов 50 (36; 66) лет (от 18 до 93 лет); общая площадь ожогов 25 (15; 40)% (от 3% до 95%) поверхности тела (п.т.); площадь поверхностных ожогов 20 (10; 30)% (от 1% до 86%) п.т.; площадь глубоких ожогов 10% (4; 20)% (1% до 95%) п.т. У 140 (35%) из 399 пациентов диагностирована ингаляционная травма.
С целью разработки модели стратификации на основе RFI для всех пациентов рассчитана оценка в баллах по формуле:
∑ = возраст (абсолютное количество лет) + S поверхностных ожогов (% п.т.) + 3×S глубоких ожогов (% п.т.) + 30 (при наличии ингаляционной травмы)
Для оценки моделей стратификации пациентов на основе Baux, IF и ABSI для всех пациентов рассчитали количество баллов в соответствии с их формулами. Сравнивали количество летальных исходов у пациентов с величиной индексов в баллах.
Статистический анализ выполнен с помощью программы Statistica 13.3 (TIBCO Software Inc.). Описательная статистика непрерывных данных приведена в виде медианы, нижнего и верхнего квартилей (Q1; Q3), максимальных и минимальных значений; дискретных данных — в виде абсолютных (n) и относительных (%) величин, а также их 95% доверительных интервалов (95% ДИ), рассчитанных по методу Wilson. Сравнение абсолютного числа (n) летальных исходов в группах проводили с помощью точного критерия Фишера (ТКФ), относительного числа (%) — с помощью процедуры «калькулятор вероятностных значений». Вычисляли отношения шансов (ОШ) и их ДИ 95%. Различия считали статистически значимыми при p<0,05, значения p в интервале 0,05—0,10 рассматривали как статистическую тенденцию.
Результаты
Анализ числа летальных исходов в зависимости от от величины RFI в баллах показал, что из 89 пациентов с количеством баллов RFI ≤70 все выжили; среди 268 пациентов с RFI от 71 до 180 баллов были как выжившие, так и умершие; из 42 пациентов с количеством баллов по RFI ≥181 все умерли. Это позволило разделить пациентов на три группы по числу баллов RFI: 70 баллов и меньше; от 71 до 180 баллов; 181 балл и больше (табл. 1).
Таблица 1. Распределение пациентов по группам в зависимости от величины RFI в баллах
| Величина RFI, баллы | Всего пациентов, n | Исходы | |||
| жив | умер | ||||
| n | % | n | % | ||
| ≤70 | 89 | 89 | 100 | 0 | 0 |
| 71—180 | 268 | 208 | 78 | 60 | 22 |
| ≥181 | 42 | 0 | 0 | 42 | 100 |
Сравнительный анализ частоты развития летальных исходов показал, что все группы статистически значимо различаются между собой: во второй группе летальных исходов больше, чем в первой, а в третьей — больше, чем во второй (рис. 1).
Рис. 1. Частота (%) летальных исходов в разных стратификационных группах по RFI.
Риск развития летального исхода у пациентов группы с количеством баллов 71—180 был в 4,9 раза выше, чем у пациентов группы с количеством баллов ≤70 (ОШ=4,9 (2,6—9,4); p<0,001; ТКФ), а у пациентов группы с количеством баллов ≥181 — в 33,3 раза выше, чем у пациентов группы с количеством баллов 71—180 (ОШ=33,3 (16,7—66,4); p<0,001; ТКФ).
Анализ числа летальных исходов в зависимости от величины индекса Baux в баллах показал, что во всех стратификационных группах были как выжившие, так и умершие больные (табл. 2).
Таблица 2. Распределение пациентов по группам в зависимости от величины индекса Baux в баллах
| Величина Baux, баллы | Всего пациентов, n | Исходы | |||
| жив | умер | ||||
| n | % | n | % | ||
| ≤60 | 100 | 96 | 96 | 4 | 4 |
| 61—80 | 114 | 104 | 91 | 10 | 9 |
| 81—100 | 95 | 70 | 74 | 25 | 26 |
| ≥101 | 90 | 27 | 30 | 63 | 70 |
Частота летальных исходов в разных стратификационных группах по величине индекса Baux представлена на рис. 2. Сравнение частоты летальных исходов показало отсутствие статистически значимых различий между группами с количеством баллов ≤60 и 61—80. В группе с количеством баллов 81—100 умерших пациентов было статистически значимо больше, чем в группе с количеством баллов 61—80, а в группе с количеством баллов ≥101 — статистически значимо больше, чем в группе с количеством баллов 81—100.
Рис. 2. Частота (%) летальных исходов в разных стратификационных группах по Baux.
Риск развития летального исхода в группах с количеством баллов ≤60 и 61—80 не различался (ОШ=2,3 (0,7—7,6); p=0,178; ТКФ). Риск развития летального исхода у пациентов группы с количеством баллов 81—100 был в 3,7 раза выше, чем у пациентов группы с количеством баллов 61—80 (ОШ=3,7 (1,7—8,2); p=0,001; ТКФ), а у пациентов группы с количеством баллов ≥101 — в 6,5 раза выше, чем у пациентов группы с количеством баллов 81—100 (ОШ=6,5 (3,4—12,4); p<0,001; ТКФ).
Анализ числа летальных исходов в зависимости от величины IF в баллах показал, что во всех стратификационных группах, как и по данным индекса Baux, были выжившие и умершие больные (табл. 3).
Таблица 3. Распределение пациентов по группам в зависимости от величины индекса IF в баллах
| Величина IF, баллы | Всего пациентов, n | Исходы | |||
| жив | умер | ||||
| n | % | n | % | ||
| ≤30 | 195 | 178 | 91 | 17 | 9 |
| 31—60 | 110 | 94 | 85 | 16 | 15 |
| 61—90 | 38 | 19 | 50 | 19 | 50 |
| ≥91 | 56 | 6 | 11 | 50 | 89 |
Сравнение чистоты летальных исходов показало отсутствие статистически значимых различий между группами с количеством баллов ≤30 и 31—60. В группе с количеством баллов 61—90 умерших пациентов статистически значимо больше, чем в группе с количеством баллов 31—60, а в группе с количеством баллов ≥91 — больше, чем в группе с количеством баллов 61—90 (рис. 3).
Рис. 3. Частота (%) летальных исходов в разных стратификационных группах по IF.
Риск развития летального исхода у пациентов групп с количеством баллов ≤30 и 31—60 не различался (ОШ=1,8 (0,9—3,7); p=0,127; ТКФ). Риск развития летального исхода у пациентов группы с количеством баллов 61—90 был в 5,9 раза выше, чем в у пациентов группы с количеством баллов 31—60 (ОШ=5,9 (2,6—13,4); p<0,001; ТКФ), а у пациентов группы с количеством баллов ≥91 — в 8,3 раза выше, чем у пациентов группы с количеством баллов 61—90 (ОШ=8,3 (2,9—24,0); p<0,001; ТКФ).
Количество летальных исходов в разных стратификационных группах по величине ABSI представлено в табл. 4. Анализ количества летальных исходов в зависимости от величины ABSI в баллах показал, что среди 3 пациентов с количеством баллов 2—3 летальных исходов не было, из 81 пациента с количеством баллов 4—5 умер 1 (1%), во всех остальных стратификационных группах количество летальных исходов составило от 9% до 94% (см. табл. 4).
Таблица 4. Распределение пациентов по группам в зависимости от величины индекса ABSI в баллах
| Величина ABSI, баллы | Всего пациентов, n | Исходы | |||
| жив | умер | ||||
| n | % | n | % | ||
| 2—3 | 3 | 3 | 100 | 0 | 0 |
| 4—5 | 81 | 80 | 99 | 1 | 1 |
| 6—7 | 142 | 129 | 91 | 13 | 9 |
| 8—9 | 96 | 70 | 73 | 26 | 27 |
| 10—11 | 43 | 13 | 30 | 30 | 70 |
| ≥12 | 34 | 2 | 6 | 32 | 94 |
Сравнение частоты летальных исходов показало отсутствие статистически значимых различий между группами с количеством баллов 2—3 и 4—5. Летальных исходов среди пациентов с 6—7 баллами больше, чем среди пациентов с 4—5 баллами, с 8—9 баллами — больше, чем с 6—7 баллами, с 10—11 баллами — больше, чем с 8—9 баллами, а в группе с количеством баллов ≥12 — больше, чем с 10—11 баллами; все различия статистически значимы (рис. 4).
Рис. 4. Частота (%) летальных исходов в разных стратификационных группах по ABSI.
Риск развития летального исхода в группах с количеством баллов 2—3 и 4—5 не различался (ОШ=2,8 (0—108,9); p=1,000; ТКФ). Риск развития летального исхода в группе с количеством баллов 6—7 был в 8,1 раза выше, чем в группе с количеством баллов 4—5 (ОШ=8,1 (1,0—62,8); p=0,020; ТКФ), в группе с количеством баллов 8—9 — в 3,7 раза выше, чем в группе с количеством баллов 6—7 (ОШ=3,7 (1,8—7,6); p<0,001; ТКФ), в группе с количеством баллов 10—11 — в 6,2 раза выше, чем в группе с количеством баллов 8—9 (ОШ=6,2 (2,8—13,7); p<0,001; ТКФ), а в группе с количеством баллов ≥12 — в 6,9 раза выше, чем в группе с количеством баллов 10—11 (ОШ=6,9 (1,4—33,3); p=0,008; ТКФ).
Для наглядности мы построили диаграммы частот благоприятного и неблагоприятного исходов (рис. 5). Очевидно, что в группе с минимальным количеством баллов (RFI ≤70, Baux ≤60, IF ≤30, ABSI 2—3) доля умерших пациентов должна стремиться к 0%, а доля выживших пациентов — к 100%, и наоборот, в группе с максимальным количеством баллов (RFI ≥181, Baux ≥101, IF ≥91, ABSI ≥12) доля умерших пациентов должна стремиться к 100%, а доля выживших пациентов — к 0%. Лучше всего это условие выполняется при стратификации пациентов по величине RFI.
Рис. 5. Частота исходов в зависимости от величины RFI, Baux, IF и ABSI в баллах.
Мы сравнили доли умерших пациентов в группах с минимальным и максимальным количеством баллов RFI с идентичными группами Baux, IF и ABSI (рис. 6). Доля умерших пациентов в группе с минимальным количеством баллов RFI — 0% была статистически значимо меньше, чем в группе с минимальным количеством баллов IF — 9% и Baux — 4% (p=0,004 и p=0,057 соответственно) и не различалась с долей умерших пациентов в группе с минимальным количеством баллов ABSI — 0% (p=0,344). Доля умерших пациентов в группе с максимальным количеством баллов RFI — 100% была статистически значимо больше, чем в группе с максимальным количеством баллов IF — 89% и Baux — 70% (p=0,026 и p<0,001 соответственно) и не различалась с долей умерших пациентов в группе с максимальным количеством баллов ABSI — 94% (p=0,108), при этом 95% ДИ у RFI был более узким и составил 92—100%, чем у ABSI — 80—100%.
Рис. 6. Доли летальных исходов в группах с минимальным и максимальным количеством баллов для исследуемых индексов.
Обсуждение
В процессе функционирования разработанной нами модели стратификации по риску развития летального исхода на основе RFI сформированы три группы. Получены статистически значимые различия между всеми группами. Среди пациентов с количеством баллов RFI ≤70 летальных исходов не было, при этом 95% ДИ для долей составил 0—4%, что не исключало наступления у 4% пациентов этой группы летальных исходов. У пациентов с количеством баллов 71—180 доля летальных исходов составила 22% (18—28%). В группе с количеством баллов ≥181 все пациенты умерли, однако 95% ДИ для долей составил 92—100%, что не исключало благоприятного исхода у 8% пациентов этой группы. Риск развития летального исхода у пациентов с количеством баллов 71—180 был в 4,9 раза выше, чем у пациентов с количеством баллов ≤70, а с количеством баллов ≥181 — в 33,3 раза выше, чем с количеством баллов 71—180.
Наше исследование показало, что количество летальных исходов в моделях стратификации Baux, IF, ABSI возрастало от группы с меньшим количеством баллов к группе с бóльшим количеством баллов. Однако у всех трех индексов отсутствовали статистически значимые различия между первыми двумя стратификационными группами, а риск наступления летального исхода у пациентов этих групп не различался. Доли умерших пациентов в группах с минимальным количеством баллов для индексов IF и Baux, где их количество должно стремиться к 0%, были статистически значимо больше, чем в группе с минимальным количеством баллов RFI, и статистически значимо не различались с группой с минимальным количеством баллов для ABSI. Доли умерших пациентов в группах с максимальным количеством баллов для индексов IF и Baux, где их количество должно стремиться к 100%, были статистически значимо меньше, чем в группе с максимальным количеством баллов RFI, и статистически значимо не различались с группой с максимальным количеством баллов ABSI. Следовательно, с помощью RFI и ABSI точнее, чем с помощью IF и Baux, пациенты с минимальным количеством баллов отнесены к выжившим, а с максимальным количеством баллов — к умершим.
Существуют определенные требования для модели прогнозирования: она должна быть простой в использовании, описывать вероятность результата, иметь адекватную валидацию и возможность прогнозировать событие как для группы больных, так и для каждого больного в отдельности [7, 8]. Нам не удалось найти работы по определению количественной оценки рисков наступления летального исхода согласно стратификации пациентов, предложенной в национальных клинических рекомендациях для Baux и IF. Для индекса ABSI авторами определены критерии стратификации пациентов, рассчитаны и опубликованы данные по летальности согласно этим критериям [3], что в последующем подтверждено другими исследователями [9]. Наши данные о частоте наступления летальных исходов в стратификационных группах ABSI совпадают с результатами других авторов.
В нашей работе показано, что применение RFI и ABSI лучше, чем Baux и IF, позволяет стратифицировать пациентов с минимальным и максимальным количеством баллов. В то же время по данным ABSI в отличие от RFI не было статистически значимых различий между долями умерших пациентов в двух группах, что говорит о его недостаточно релевантной стратификации.
Исследователи обсуждают преимущества и недостатки индексов [10—13], однако отсутствие релевантной стратификации не позволяет разрабатывать на их основе алгоритмы лечения ожоговых пациентов. Так, например, в настоящее время отсутствует единое мнение о пользе раннего оперативного лечения тяжелых пациентов с обширными ожогами. По разным данным, раннее оперативное лечение сокращает/не изменяет/увеличивает летальность таких пациентов [14]. Противоположные выводы связаны с отсутствием общей трактовки площади обширных ожогов и тяжести состояния пациентов. В этой ситуации индексы прогноза летальности могут стать основой для принятия решений. Но очевидно, что стратификационные группы с долями летальных исходов, равными 4%, 9%, 26% и 70%, как группа Baux, 9%, 15%, 50% и 89%, как IF, или 0%, 1%, 9%, 27%, 70% и 94%, как ABSI, могут быть применены только для сравнения пациентов, оценки их тяжести, но не для разработки алгоритмов [2]. В то же время мы предполагаем, что стратификация пациентов по величине RFI сможет помочь в принятии решения о начале оперативного лечения у пациентов с глубокими ожогами. Вероятно, пациенты с величиной RFI 70 баллов и меньше могут быть подвергнуты раннему оперативному лечению, а пациентам с величиной RFI 181 балл и больше не будет показано раннее начало оперативного лечения. Это пока гипотеза, требуются дополнительные исследования для ее подтверждения.
Ограничения. Исследование выполнено в одном специализированном ожоговом центре и отражает результаты лечения, полученные в нем. Результаты применимы только к выборке с аналогичными характеристиками. Для преодоления этих ограничений требуется проведение многоцентровых исследований на разных выборках. Широту 95% ДИ в крайних группах пациентов, стратифицированных по величине RFI, можно уменьшить набором большего числа пациентов этих групп.
Выводы
1. Разработана модель стратификации ожоговых пациентов по степени риска летального исхода на основе пересмотренного индекса Франка (RFI).
2. Модель стратификации пациентов по риску летального исхода на основе величины RFI предоставляет более точный прогноз, чем модели на основе величин Baux, IF и ABSI, что делает RFI перспективным для разработки алгоритмов лечения.
Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.