Введение
Индекс прогноза исхода травмы должен учитывать все факторы неблагоприятного исхода. К предикторам летального исхода у пациентов с ожоговой травмой относят значения возраста, площади ожогов, сопутствующую ингаляционную травму (ИТ) [1]. Кроме того, в качестве предикторов рассматривают индекс массы тела [2, 3] и сопутствующие заболевания [4, 5].
Частота летальных исходов у пациентов с ИТ по сравнению с пациентами без ИТ, по данным литературы, больше в 2,58—20,40 раза [6, 7]. Индексы прогноза исхода ожоговой травмы — Франка (FI) и Бо (Baux), указанные в отечественных клинических рекомендациях [8], не включают оценку ИТ, а индекс ABSI, применяемый зарубежными авторами, оценивает ИТ как 1 балл из 18 возможных [9]. Обычно для анализа исходов травмы пациентов с ожогами и ожогами с ИТ объединяют в одну стратификационную группу по величине прогностического индекса в баллах, для которой определен риск развития летального исхода. При этом уровни летальности пациентов с различными этиологическими факторами в одной стратификационной группе не должны различаться. Мы сравнили валидность моделей стратификации пациентов по вероятности наступления летального исхода на основе RFI (разработанного нами индекса прогноза исхода ожоговой травмы) [10] и других специализированных индексов — FI, Baux и ABSI по отношению к смешанным выборкам пациентов.
Цель исследования — оценить валидность моделей стратификации пациентов на основе индексов прогноза исхода ожоговой травмы по отношению к смешанным выборкам пациентов.
Материал и методы
В ретроспективное обсервационное одноцентровое исследование включены 399 пациентов, госпитализированных в отделение реанимации и интенсивной терапии для ожоговых больных ГБУЗ «НИИ СП им. Н.В. Склифосовского ДЗМ» в 2019—2022 гг.
Критерии включения: возраст старше 18 лет; термические ожоги кожи (пламенем, кипятком или контактные), в том числе сопровождающиеся ИТ; госпитализация в стационар не позднее 24 ч с момента травмы.
Критерии невключения: возраст менее 18 лет, ожоги кожи химические, электрические и солнечные, наличие одновременно ожогов кожи и отморожения и/или общего охлаждения, комбинированной травмы (электротравмы, черепно-мозговой травмы, кроме сотрясения или ушиба головного мозга легкой степени тяжести, переломов костей черепа, позвоночника, грудной клетки, таза, бедренных костей) или остро развившейся патологии до поступления в стационар (острый инфаркт миокарда, инсульт головного мозга, внебольничная пневмония, острая хирургическая патология с показаниями к экстренному оперативному вмешательству), влияющей на течение и исход ожоговой болезни, сердечно-легочная реанимация на догоспитальном этапе, поступление в стационар спустя 24 ч после травмы, перевод из другого стационара.
Критерии исключения: экстренное оперативное лечение, диагностирование сопутствующих заболеваний в период нахождения в стационаре по поводу ожогов, которые могли оказать влияние на течение и исход ожоговой болезни (онкологический процесс в терминальной стадии, сахарный диабет и сердечно-сосудистые заболевания в стадии декомпенсации).
У всех пациентов определяли площадь и глубину ожогов по стандартным методикам [8], индекс массы тела (ИМТ), индекс коморбидности Чарльсон (ИКЧ) [11]; ИТ диагностировали при бронхоскопии [12].
Из 399 пациентов мужчин было 283 (71%), женщин — 116 (29%). Возраст пациентов составил 50 (36; 66) лет, от 18 до 93 лет. Общая площадь ожога — 25 (15; 40)%, от 3% до 95% поверхности тела (п.т.). Площадь поверхностного ожога (I—II степени по МКБ-10) — 20 (10; 30)%, от 0,5% до 86,0% п.т. Площадь глубокого ожога (III степени по МКБ-10) — 8 (3; 20)%, от 0,5% до 95,0% п.т. У 140 (35%) из 399 пациентов диагностирована ИТ.
Для сравнения частоты летальных исходов среди пациентов без ИТ и с ИТ мы применили стратегию попарного подбора, ее разновидностью является подбор однородных групп, в которых испытуемые уравнены по всем характеристикам, кроме интересующих исследователя переменных [13, 14]. Для всех пациентов рассчитывали баллы RFI [10], стратификацию на группы по количеству баллов проводили на основании разработанной нами методики [15]. Расчет баллов и стратификацию пациентов по величине индексов FI и Baux проводили согласно клиническим рекомендациям [8], а ABSI — согласно методике, разработанной ее авторами [9]. Валидность индексов в отношении пациентов с различными этиологическими факторами оценивали путем сравнения количества летальных исходов у пациентов без ИТ и с ИТ в каждой стратификационной группе.
Статистический анализ выполняли с помощью программы Statistica v. 13.3 (TIBCO Software Inc.). Описательная статистика приведена в виде медиан (Me), межквартильных интервалов (Q1; Q3), минимальных и максимальных значений, абсолютных (n), относительных (%) значений и их 95% доверительных интервалов [95% ДИ], которые рассчитывали по методу Wilson. Поскольку часть данных имела распределение, отличное от нормального, то для сравнения групп применяли непараметрические критерии: Манна—Уитни (M—W) для непрерывных числовых данных, точный критерий Фишера (ТКФ) для дискретных показателей, а также вероятностный калькулятор (ВК) для долей. Для сравнения вероятности наступления летального исхода в разных группах рассчитывали отношения шансов (ОШ) и их 95% ДИ, где при сравнении долей мы обнаружили статистически значимую разницу [16]. За уровень статистической значимости принято p<0,05, значения p в интервале 0,06—0,10 рассматривали как статистическую тенденцию. Выборку формировали сплошным методом.
Результаты
Из 399 пациентов у 259 были только ожоги кожи (группа Ож), а у 140 ожоги кожи сопровождались ИТ (группа ОжИТ). Характеристика групп представлена в табл. 1.
Таблица 1. Сравнительная характеристика пациентов исследуемых групп
| Показатель | Группа | p, ВК или M—W | |
| Ож (n=259) | ОжИТ (n=140) | ||
| Мужчины, n (%) | 187 (72) | 96 (69) | 0,5292 |
| Возраст, годы | 48 (34; 66) | 53 (42; 65) | 0,0221 |
| ИМТ, кг/м2 | 27 (24; 28) | 26 (24; 28) | 0,3711 |
| ИКЧ, баллы | 1 (0; 3) | 1 (0; 3) | 0,0801 |
| Общая площадь ожогов, % п.т. | 25 (20; 35) | 20 (10; 44) | 0,0031 |
| Площадь поверхностных ожогов, % п.т. | 21 (15; 30) | 10 (5; 20) | <0,0011 |
| Площадь глубоких ожогов, % п.т. | 7 (3; 15) | 18 (3; 35) | 0,0011 |
Примечание. Здесь и в табл. 2: данные представлены в виде Me (Q1; Q3) или n (%). 1 — ВК (вероятностный калькулятор); 2 — M—W. ИМТ — индекс массы тела; ИКЧ — индекс коморбидности Чарльсон.
Из 259 пациентов группы Ож умерли 43 (17%), из 140 пациентов группы ОжИТ умерли 59 (42%), что статистически значимо больше (p<0,001; ВК). Однако утверждать, что увеличение летальности в группе ОжИТ связано с ИТ, некорректно, так как группы различались не только по наличию или отсутствию ИТ, но и по возрасту, площади ожогов (общей, поверхностных и глубоких), то есть по факторам, относящимся к предикторам неблагоприятного исхода.
Чтобы изучить влияние ИТ на частоту летальных исходов, из 399 пациентов отобраны 156 (по 78 из каждой группы), не имеющих статистически значимых различий по полу, возрасту, ИМТ и ИКЧ, по площади ожогов (общей, поверхностных и глубоких) (табл. 2). Таким образом, пациенты групп Ож и ОжИТ были сопоставимы по основным параметрам и различались только наличием и отсутствием ИТ.
Таблица 2. Сравнительная характеристика пар пациентов групп Ож и ОжИТ
| Показатель | Группа | p, ВК или M—W | |
| Ож (n=78) | ОжИТ (n=78) | ||
| Мужчины, n (%) | 55 (71) | 52 (67) | 0,5891 |
| Возраст, годы | 56 (40; 70) | 54 (41; 68) | 0,7992 |
| ИМТ, кг/м2 | 27 (24; 29) | 26 (24; 30) | 0,6222 |
| ИКЧ, баллы | 2 (0; 4) | 1 (0; 4) | 0,5222 |
| Общая площадь ожогов, % п.т. | 22 (15; 35) | 21 (12; 35) | 0,2662 |
| Площадь поверхностных ожогов, % п.т. | 17 (10; 24) | 15 (10; 20) | 0,8792 |
| Площадь глубоких ожогов, % п.т. | 7 (4; 19) | 9 (3; 20) | 0,8912 |
Из 78 пациентов в группе Ож умерли 17 (22% [95% ДИ 14—32%]), а в группе ОжИТ — 30 (38% [95% ДИ 28—50%]), что статистически значимо больше (p=0,029; ВК). Таким образом, вероятность развития летального исхода у пациентов с ИТ была в 2,2 раза выше, чем у пациентов без ИТ: ОШ=2,2 [1,1—4,5] (p=0,036; ТКФ).
Для оценки валидности моделей стратификации пациентов по исходу травмы на основе RFI, FI, Baux и ABSI в отношении пациентов без ИТ и с ИТ мы разделили всех пациентов сначала на группы по величине каждого индекса в баллах вне зависимости от наличия или отсутствия ИТ, а в каждой группе — на пациентов без ИТ (группа Ож) и с ИТ (группа ОжИТ).
В зависимости от величины RFI в баллах пациентов стратифицировали на 3 группы: ≤70; 71—180; ≥181. При сравнении количества летальных исходов среди пациентов Ож и ОжИТ, относящихся к одной и той же группе по RFI, различий в частоте летальных исходов не было (табл. 3), что свидетельствует об адекватности стратификационной модели RFI в отношении ожоговых пациентов с разными этиологическими факторами.
Таблица 3. Сравнение количества летальных исходов по RFI
| RFI, баллы | Группа | Число пациентов, n | Летальные исходы | p, ВК | |
| n | % [95% ДИ] | ||||
| ≤70 | Ож | 83 | 0 | 0 [0—4] | 1,000 |
| ОжИТ | 6 | 0 | 0 [0—39] | ||
| 71—180 | Ож | 167 | 34 | 20 [15—27] | 0,169 |
| ОжИТ | 101 | 26 | 26 [18—35] | ||
| ≥181 | Ож | 9 | 9 | 100 [70—100] | 1,000 |
| ОжИТ | 33 | 33 | 100 [89—100] | ||
В зависимости от величины FI в баллах пациентов стратифицировали на 4 группы: ≤30; 31—60; 61—90; ≥91. При оценке стратификационной модели FI оказалось, что в группе с количеством баллов 31—60 частота летальных исходов среди пациентов группы ОжИТ была статистически значимо больше, чем среди пациентов группы Ож: в 9,4 раза (ОШ=9,4 [2,8—31,2], p<0,001; ТКФ) (табл. 4).
Таблица 4. Сравнение количества летальных исходов по FI
| ИФ, баллы | Группа | Число пациентов, n | Летальные исходы | p, ВК | |
| n | % [95% ДИ] | ||||
| ≤30 | Ож | 119 | 7 | 6 [3—12] | 0,091 |
| ОжИТ | 76 | 10 | 13 [7—23] | ||
| 31—60 | Ож | 93 | 8 | 9 [4—16] | <0,001 |
| ОжИТ | 17 | 8 | 47 [26—69] | ||
| 61—90 | Ож | 26 | 11 | 42 [26—61] | 0,151 |
| ОжИТ | 12 | 8 | 67 [39—86] | ||
| ≥91 | Ож | 21 | 17 | 81 [60—92] | 0,130 |
| ОжИТ | 35 | 33 | 94 [91—98] | ||
При использовании шкалы Baux в баллах пациентов стратифицировали на 4 группы: ≤60; 61—80; 81—100; ≥101. Исследование стратификационной модели Baux показало, что частота летальных исходов среди пациентов группы ОжИТ с количеством баллов 81—100 и ≥101 была статистически значимо больше, чем среди пациентов группы Ож: в 8,5 раза (ОШ=8,5 [3,0—23,9], p<0,001; ТКФ) и в 14,6 раза (ОШ=14,6 [3,1—67,2], p<0,001; ТКФ) соответственно (табл. 5).
Таблица 5. Сравнение количества летальных исходов по Baux
| Baux, баллы | Группа | Число пациентов, n | Летальные исходы | p, ВК | |
| n | % [95% ДИ] | ||||
| ≤60 | Ож | 63 | 1 | 2 [0—8] | 0,149 |
| ОжИТ | 37 | 3 | 8 [3—21] | ||
| 61—80 | Ож | 75 | 4 | 5 [2—13] | 0,068 |
| ОжИТ | 39 | 6 | 15 [7—30] | ||
| 81—100 | Ож | 67 | 9 | 13 [7—24] | <0,001 |
| ОжИТ | 28 | 16 | 57 [39—73] | ||
| ≥101 | Ож | 54 | 29 | 53 [41—66] | 0,003 |
| ОжИТ | 36 | 34 | 84 [82—98] | ||
В зависимости от величины ABSI пациентов стратифицировали на 6 групп: 2—3 балла, 4—5 баллов, 6—7 баллов, 8—9 баллов, 10—11 баллов и ≥12 баллов. Оценка частоты летальных исходов показала, что среди пациентов группы ОжИТ с количеством баллов 10—11 и ≥12 летальность была статистически значимо больше, чем среди пациентов группы Ож: в 9,5 раза (ОШ=9,5 [1,7—50,9], p=0,007; ТКФ) и в 24,2 раза (ОШ=24,2 [1,1—490,7], p=0,098; ТКФ) соответственно (табл. 6).
Таблица 6. Сравнение количества летальных исходов по ABSI
| ABSI, баллы | Группа | Число пациентов, n | Летальные исходы | p, ВК | |
| n | % [95% ДИ] | ||||
| 2—3 | Ож | 2 | 0 | — | — |
| ОжИТ | 1 | 0 | — | ||
| 4—5 | Ож | 60 | 0 | 0 [0—6] | 0,081 |
| ОжИТ | 21 | 1 | 5 [1—23] | ||
| 6—7 | Ож | 95 | 8 | 8 [4—16] | 0,690 |
| ОжИТ | 47 | 5 | 10 [5—22] | ||
| 8—9 | Ож | 69 | 15 | 22 [14—33] | 0,060 |
| ОжИТ | 27 | 11 | 41 [25—59] | ||
| 10—11 | Ож | 22 | 11 | 50 [31—69] | 0,004 |
| ОжИТ | 21 | 19 | 90 [71—97] | ||
| ≥12 | Ож | 11 | 9 | 81 [52—95] | 0,031 |
| ОжИТ | 23 | 23 | 100 [86—100] | ||
Таким образом, результаты стратификации пациентов на группы по величине индекса в баллах согласно рассмотренным моделям показало, что различий в частоте летальных исходов среди пациентов без ИТ и с ИТ не было только в группах, стратифицированных по RFI (рисунок). Индексы FI, Baux и ABSI не являются валидными для стратификации обожженных по исходу травмы в смешанных выборках, так как в одной или нескольких стратификационных группах летальность пациентов без ИТ и с ИТ статистически значимо различается.
Рис. Сравнение показателей летальности пациентов с разными этиологическими факторами в стратификационных группах на основании индексов.
Обсуждение
Частота ИТ у пациентов с ожогами, по данным литературы, составляет 36% [17], 46,9% [18], 56,6% [19]. В нашем исследовании доля пациентов с ожогами и ИТ составила 35%. Летальность пациентов с ожогами и ИТ, по данным разных авторов, составляет 14,56% [20], 27% [21] или 45%, что значительно выше по сравнению с пациентами без ИТ — 24% [17]. По нашим данным, летальность пациентов с ИТ составила 42%, а пациентов без ИТ — 17%.
Результат метаанализа, включающего 13 исследований, показал, что общая летальность пострадавших с термической травмой составила 13,9% (от 4% до 28,3%), а летальность пострадавших с термической травмой и ИТ достигала 27,6% (от 7,8% до 53,5%). Все исследования выполнены с помощью многомерного анализа. Авторы признают, что их данные могут быть неточными из-за определения большого количества предикторов летального исхода у ограниченного числа пациентов [22].
Отсутствие сравнения пациентов с ИТ и без ИТ [6, 23] является характерным недостатком большинства исследований, а оценка влияния ИТ на летальный исход с помощью многомерных регрессионных моделей оказывается неточной и трудной для интерпретации [24]. В ряде исследований сообщалось об увеличении вероятности летального исхода при наличии ИТ на основании расчета ОШ в 2,58 раза [6] и 20,4 раза [7]. Однако в этих исследованиях либо пациентов с ИТ и без ИТ не сравнивали между собой [6], либо группы были несопоставимы, поскольку при их сравнении выявлены различия по другим предикторам летального исхода [7]. Нами показано, что вероятность развития летального исхода в сопоставимых группах у пациентов с ИТ в 2,2 раза больше, чем у пациентов без ИТ (ОШ=2,2 [1,1—4,5]).
До настоящего времени не разработана универсальная модель стратификации пациентов по исходу травмы на основе прогностического индекса в смешанных выборках (ожоги, ожоги и ИТ). Мы определили, что в некоторых стратификационных группах индексов FI, Baux и ABSI число умерших пациентов с ИТ статистически значимо больше, чем без ИТ. Доля пациентов с ИТ является одной из причин различающихся данных о том, какой индекс лучше применять для прогнозирования исхода ожоговой травмы [25—30].
Для больных с ожогами и ИТ японские авторы разработали модифицированный сокращенный индекс тяжести ожоговой травмы — mABSI. По мнению авторов, индекс обладает высокой дискриминационной способностью и точно предсказывает летальность [31], однако использовать этот индекс для смешанных выборок пациентов невозможно. Отдельные исследователи изучали валидность индекса ABSI для прогнозирования исхода у пациентов с ожогами и ИТ. Анализ показал, что при ABSI>11 баллов уровень смертности составил 100%, а общая летальность — 27% [32]. Несмотря на то что ряд авторов оценивают модель стратификации пациентов с термической травмой по ABSI как валидную, мы показали, что она имеет свои недостатки, поскольку демонстрирует статистически значимые различия в количестве летальных исходов в стратификационных группах между пациентами с ожогами и ожогами с ИТ.
В отличие от используемых в настоящее время специализированных индексов разработанный нами RFI является валидной моделью стратификации пациентов с ожоговой травмой по вероятности наступления летального исхода для смешанных выборок.
Выводы
1. Вероятность развития летального исхода у пациентов с ожогами и ингаляционной травмой в 2,2 раза больше, чем у пациентов с ожогами без ингаляционной травмы (ОШ=2,2 [1,1—4,5], p=0,036; ТКФ).
2. Для смешанных выборок пациентов с ожоговой травмой FI, Baux и ABSI не являются валидными моделями стратификации, поскольку частота летальных исходов в группе ОжИТ была статистически значимо больше, чем в группе Ож (FI в группе 31—60 баллов (ОШ=9,4 [2,8—31,2], p<0,001; ТКФ), Baux в группах 81—100 баллов (ОШ=8,5 [3,0—23,9], p<0,001; ТКФ) и ≥101 балла (ОШ=14,6 [3,1—67,2], p<0,001; ТКФ), ABSI в группах 10—11 баллов (ОШ=9,5 [1,7—0,9], p=0,007; ТКФ) и ≥12 баллов (ОШ=24,2 [1,1—490,7], p=0,098; ТКФ).
3. RFI является валидной моделью стратификации пациентов по вероятности наступления летального исхода у пациентов с ожогами и ингаляционной травмой и без ингаляционной травмы.
Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.