Добавил:
Sekretar
kiopkiopkiop18@yandex.ru
t.me/Prokururor I Вовсе не секретарь, но почту проверяю
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз:
Предмет:
Файл:Ординатура / Хирургия / Библиотека им академика М.И. Перельмана / Книга_1810_Библиотеки_им_академика_М_И_Перельмана
.pdf
51
едят естественным путем, но не получают необходимого объема питательных
веществ [11; 48; 54; 71; 102].
При введении в желудок более физиологичным считается болюсный способ,
хотя возможно и длительное капельное введение [79, 112]. При введении в тощую
кишку рекомендуется капельное введение [80, 112]. Болюсно пища вводится с
помощью шприца Жане или воронки. Для капельного введения применяются
капельные системы, состоящие из мешка и трубки с регулятором скорости
введения и резервуаром для контроля. Некоторые фирмы производят системы без
мешка, которые подсоединяются к упаковке с питанием [54; 55].
Капельное введение может проводиться гравитационным способом за счет
установки мешка с питанием выше уровня тела. Кроме того, существуют
специальные помпы – энтероматы, которые позволяют программировать
параметры введения смеси [11; 48; 54; 55]. Капельное введение питания может
проводиться непрерывно и с перерывами.
При капельном введении возможно изменение температуры питания при
медленном прохождении через систему. Этот вопрос активно в литературе не
обсуждается, но разработаны устройства для подогрева и поддержания
температуры энтерального питания
1
.
При ненадлежащем энтеральном питании, кроме продолжающегося
голодания, могут наступать осложнения. Например, диарея, которая встречается
от 30% до 68% случаев энтерального питания [224].
Таким образом, для кормления через свищ используются
специализированные смеси, блендерное питание или их комбинация. В желудок
более физиологично вводить пищу болюсно, а в тощую кишку капельно.
Температура поступающего в пищеварительный тракт питания должна
соответствовать физиологической и составлять около 37ºС.
1
https://obogrev-pacientov.ru/iris.html
52
1.6 Резюме
Существует большая группа больных, нуждающихся в паллиативной
помощи в связи с дисфагией. Эти пациенты изначально страдают различными
заболеваниями, нарушения глотания имеют разный патогенез. В связи с этим,
несмотря на общую проблему с питанием, нет единого регистра больных с
дисфагией.
Для питания больных с тяжелой дисфагией признано преимущество
энтерального питания. Существуют современные высокотехнологичные
паллиативные вмешательства, которые могут восстановить проходимость
пищевода. Но возможная область применения этих операций ограничена
механической дисфагией. Поэтому преимущественно для обеспечения
энтерального питания применяется формирование искусственного питательного
свища желудка или тощей кишки, что возможно вне зависимости от причины
дисфагии.
В настоящее время наложение питательного свища может выполняться
малоинвазивными пункционными способами или традиционными методиками.
Пункционные малоинвазивные методики под эндоскопическим или
рентгенологическим контролем считаются более целесообразными у ослабленных
паллиативных больных. При этом сохраняется актуальность традиционных
операций путем лапаротомии или лапароскопии. Это обусловлено
необходимостью диагностических и симультанных операций или отсутствием
технической возможности применения пункционных методик. Обоснованных
рекомендаций по выбору конкретной техники наложения свища нет.
В большинстве случаев выполняется гастростомия, при которой
сохраняется желудочный этап пищеварения. Еюностомию используют в качестве
самостоятельной окончательной операции при патологии желудка, не
позволяющей использовать гастростомию.
Традиционно в качестве гастростомической трубки использовались
мочевые катетеры Фолея, Пеццера и другие. В настоящее время появилось
53
большое количество специализированных трубок для гастростом. Наиболее часто
для изготовления трубок и катетеров используется латекс, полиуретан,
поливинилхлорид и силикон, но однозначных рекомендаций в пользу
конкретного материала нет. Обоснованных рекомендаций по выбору диаметра
питательной трубки так же нет.
Существует большое количество сообщений о преимуществах
специализированных трубок, которые традиционно сравнивают с латексными
мочевыми катетерами. Однако есть сообщения об успешном применении
мочевых катетеров и отсутствии существенной разницы в осложнениях. Таким
образом, в зарубежной литературе вопрос о возможности применения мочевых
катетеров в качестве гастростомических трубок еще обсуждается. В Российской
Федерации, с учетом наличия специализированных изделий, применять мочевые
катетеры не по инструкции запрещено.
В желудок пищу предпочтительнее вводить болюсным способом, который
считается более физиологичным. В тощую кишку необходимо вводить
специализированное энтеральное питание, предпочтительнее капельным
способом. Для кормления гастростомированных больных возможно применение
специализированных смесей или блендерного питания. При этом имеются как
сообщения о преимуществах специализированного энтерального питания, так и
сообщение о положительных эффектах блендерного питания. Недостаточно
освещен вопрос о необходимых характеристиках блендерного питания и влиянии
вида питания на риск окклюзии питательной трубки.
54
ГЛАВА 2
МАТЕРИАЛЫ И МЕТОДЫ ИССЛЕДОВАНИЙ
2.1 Методы статистической обработки
Для анализа данных применялись стандартные методы математической
статистики и пакеты программ IBM SPSS Statistics 26 и Jamovi 2.2.2.
Качественные данные представлены в виде абсолютных значений и
процентных долей. Для описание количественных данных использованы
минимальное и максимальное значения, медиана, значения первого и третьего
квартилей. В случае нормального распределения количественных данных для
описания использованы минимальное и максимальное значение, среднее значение
и стандартное (среднеквадратичное) отклонение.
При сравнении данных формулировалась основная нулевая гипотеза H0 и
альтернативная гипотеза H1, при этом в качестве нулевой гипотезы традиционно
принимается предположение, что различия статистически значимы. Далее с
учетом особенностей сравниваемых показателей выбирался статистический
критерий и определялся необходимый уровень значимости α – вероятность
ошибки 1 рода - ошибочного отвержения верной нулевой гипотезы. Необходимо
учитывать существование ошибки 2 рода – ошибочное принятие ложной нулевой
гипотезы. В исследовании принят статистически значимый уровень ошибки 0,05
(5%).
Гипотеза о нормальности распределения проверялась критерием
Колмогорова-Смирнова и тестом Шапиро-Уилка.
Критерий Колмогорова-Смирнова является общепринятым термином, хотя
академик А.Н. Колмогоров (1903 – 1987) и член-корреспондент АН СССР Н.В.
Смирнов (1900 – 1966) не работали совместно и создавали разные статистические
критерии. Однако применение обозначения «критерий Колмогорова-Смирнова»
отражает значительный вклад авторов в развитие математической статистики,
соответствует сложившейся международной терминологии, используется в
55
программах для обработки данных и не влияет на достоверность результата [77].
Критерий Колмогорова-Смирнова может использоваться вне зависимости от вида
распределения количественных значений для проверки гипотез о принадлежности
анализируемой выборки известному закону распределения значений, в частности
для проверки нормальности распределения. Для значимой достоверности
результата применения критерия необходимо чтобы количество значений в
сравниваемых выборках было не менее 50. За нулевую гипотезу принимается
утверждение об однородности двух выборок, а при проверке нормальности
распределения – гипотеза о нормальности распределения значений в исследуемой
выборке. Для вычисления используются следующие формулы:
Если р>k
α,
то нулевая гипотеза (Н
0
) отвергается [10].
Тест Шапиро-Уилка основан на анализе линейной комбинации разностей
порядковых статистик. В качестве нулевой гипотезы используется предположение
о нормальности распределения. Статистика имеет вид:
Если W<W(α), то нулевая гипотеза отклоняется на уровне значимости α
[43].
Для проверки статистической значимости различия количественных
показателей в сравниваемых выборках использован непараметрический U-
критерий Манна–Уитни, в случае нормального распределения применен t-
критерий Стьюдента для групп с неравными дисперсиями.
U-критерий Манна–Уитни предложен Вилкоксоном (F. Wilcoxon) в 1945 г.
для выборок одинакового объема и развит Манном и Уитни (H. B. Mann, D.
Whitney) в 1947 г. для выборок разного объема [10]. Критерий основан на
определении количества перекрещивающихся значений между ранжированным
56
рядом значений в 2 сравниваемых выборках. Чем меньше значение U-критерий
Манна–Уитни, тем больше достоверность различия выборок. Рассмотрим
объединенную выборку (𝑥
1
, . . . , 𝑥
𝑛
, 𝑦
1
, . . . , 𝑦
𝑚
) из 𝑛 наблюдений за с.в. 𝜉 и 𝑚
наблюдений за с. в. 𝜂. Далее построим ее вариационный ряд и вычислим ранги
(порядковые номера в вариационном ряду):
для всех элементов обеих выборок. Затем считаем характеристики:
Итоговая тестовая статистика для критерия Манна – Уитни имеет вид:
𝑈 = 𝑈(𝑛, 𝑚) = min(𝑈
1
, 𝑈
2
) [10].
Вычисленное значение U-критерия Манна – Уитни сравнивается по таблице
с эталонными значениями для избранного уровня статистической значимости
(p=0,05 или p=0,01) при заданной численности сопоставляемых выборок: если
определенное значение критерия меньше эталонного или равно ему, то
признается статистическая значимость различий между уровнями признака в
рассматриваемых выборках (принимается альтернативная гипотеза). Если
определенное значение U-критерия Манна – Уитни больше эталонного,
принимается нулевая гипотеза с соответствующим уровнем статистической
значимости [43].
t-критерий Стьюдента основан на сравнении различий средних величин
значений двух выборок, имеющих нормальное распределение, при неравных
дисперсиях применяется модификация критерия, предложенная Welch [5].
Нулевая гипотеза предполагает, что средние значения количественных
показателей равны. Статистика для t-критерия неравной дисперсии (t') на самом
деле немного проще, чем для t-критерия Стьюдента:
57
Расчет степеней свободы (v) для неравной дисперсии делается по формуле:
где
Полученный показатель степеней свободы округляется до целого числа,
после чего вычисленный t-критерий для неравной дисперсии (t') сравнивается с
показателями необходимого уровня значимости при соответствующей степени
свободы по эталонной таблице. Если полученное значение t-критерия Стьюдента
для неравной дисперсии равно или больше критического, указанного в эталонной
таблице, делаем вывод о статистической значимости различий между
сравниваемыми величинами, в противном случае – различия сравниваемых
величин статистически не значимы.
Проверка статистической вероятности межгрупповых различий
респондентов в зависимости от выбранных показателей проводился путем
параметрического двухфакторного дисперсионного анализа с применением теста
Левена, который определяет равенство дисперсий для переменной, рассчитанной
для двух или более групп.
Для проверки связи между признаками на основе таблицы сопряженности
так же использовался критерий Пирсона 𝜒
2
, который был предложен Карлом
Пирсоном в 1900 году и является распространенным методом проверки
статистических гипотез, применяемый к наборам категориальных данных для
оценки вероятности того, что любое наблюдаемое различие между наборами
возникло случайно. Критерий работает с дискретными данными, однако любые
данные можно свести к дискретным методам группировки, т. е. перейти от
58
исходной (непрерывной) выборки к частотам попадания ее элементов в
соответствующие подмножества группировки. Поэтому критерий Пирсона 𝜒
2
применим к данным любой природы, может использоваться для проверки связи
между признаками на основе таблицы сопряженности и представляется
следующим уравнением:
где v
j
– количество элементов в j-м интервале; k
α
= χ
2
1-α, N-1
– квантиль
распределения хи-квадрат с N-1 степенями свободы.
При значении критерия Пирсона χ
2
n
>k
α
нулевая гипотеза отвергается [10].
Кроме того, для обнаружения различий между выборками использовался
критерий Краскелла-Уоллиса с последующим post-hoc анализом по Dwass-Steel-
Critchlow-Fligner.
Критерий Краскелла-Уоллиса представляет собой непараметрический
аналог однофакторного дисперсионного анализа для сравнения трех и более
независимых групп, который не требует нормальности распределения значений в
выборках [116]. Перед вычислением критерия все значения, вне зависимости от
принадлежности к той или другой выборке, упорядочиваются по возрастанию, как
будто имеется 1 выборка. Каждому значению присваивается ранг от наименьшего
к наибольшему – номер его места в упорядоченном ряду. Одинаковым значениям
присваивают одинаковый ранг, равный среднему тех мест, которые эти величины
делят между собой в общем упорядоченном ряду. После ранжирования
проверяется, чтобы общее количество рангов было равно количеству наблюдений
в объединенной выборке. Далее вычисляются суммы рангов, относящихся к
каждой группе (R
i
). Следующим этапом вычисляют тестовую статистику
критерия Краскела – Уоллиса (Н) по формуле:
59
где R
i
– сумма рангов для каждой группы; n
i
– количество наблюдений в каждой
группе; N – общее количество наблюдений в объединенной выборке.
Если количество сравниваемых групп 3, а количество наблюдений в каждой
группе не менее 5 (для четырех групп – общее число наблюдений не менее 10), то
расчетное значение тестовой статистики Н сравнивают с критическим значением
хи-квадрат Пирсона (χ2), так как распределение Н близко распределению χ2 с
числом степеней свободы df = k – 1, где k – число групп. Если расчетное значение
Н равно или превышает критическое значение χ2, то нулевая гипотеза
отвергается. Если количество наблюдений в группах менее 5, то в качестве
критического значения используют эталонные значения распределения Краскела
– Уоллиса из таблицы. В этом случае, если расчетное значение Н равно или
превышает критическое значение H
0,05
, нулевая гипотеза отвергается. При
использовании таблицы критических значений критерий Краскела – Уоллиса
установить различия между тремя группами можно, если минимальное число
наблюдений в одной группе составляет 3, а в двух других группах – по 2
наблюдения. При сопоставлении четырех или пяти групп минимальное число
наблюдений в каждой группе должно быть равно 2 [116].
Post-hoc анализ представляет собой проверку результатов первичной
статистической обработки для оценки вероятности ошибки I рода, т. е.
ошибочного опровержения нулевой гипотезы и заключения о существовании
различий, которых в действительности нет. С этой целью в исследовании
использован тест Dwass-Steel-Critchlow-Fligner (DSCF) – непараметрическая
процедура, которая используется для post-hoc анализа после применения критерия
Краскелла-Уоллиса, и поправка Бонферони [5]. Поправка Бонферони
применяется, когда производится множество независимых или зависимых
статистических тестов одновременно. При этом вероятность значимого результата
увеличивается с каждым запуском теста. Этот post-hoc тест представляет собой
альфа-уровень (α), деленный на количество проведенных тестов, и устанавливает
ограничение для значимости в зависимости от количества тестов. При этом не
60
учитывается частота ошибок II типа для каждого теста. Другими словами, он
чрезмерно корректирует ошибки I типа [5].
Сила связи между номинальными переменными оценивалась с помощью V
Крамера, а между номинальными и интервальными с помощью корреляционного
отношения η. Для бинарных признаков вычисляли отношение шансов (OШ) и
95%-й доверительный интервал (95% ДИ).
V Крамера основан на принципах статистики хи-квадрат Пирсона (χ2) и
оценивает выраженность связи между двумя номинальными переменными от 0 до
1 (включительно). Метод был предложен Харальдом Крамером в 1946 году и
выглядит следующим образом:
V = sqrt(χ² / (n * min(k – 1, r – 1)))
где: V – критерий Крамера V, указывающую на силу ассоциации в
диапазоне от 0 до 1, где 0 – отсутствие связи, а 1 – полная связь между
переменными;
χ2 — статистика хи-квадрат Пирсона, вычисленная по данным таблицы
непредвиденных обстоятельств;
n –общее количество наблюдений или сумму частот в таблице
непредвиденных обстоятельств;
k и r — количество столбцов и строк в таблице сопряженности
соответственно;
min(k-1,r−1) – минимум любого из k−1 или r−1, гарантируя, что формула
учитывает наименьший размер таблицы минус один, который действует как
эффективные степени свободы в контексте V Крамера [26].
Интерпретация значений критерия V Крамера: V меньше 0,1 – сила
взаимосвязи несущественная; V от 0,1 до 0,2 – слабая; Vот 0,2 до 0,4 – средняя; V
от 0,4 до 0,6 – относительно сильная; V от 06 до 0,8 – сильная; V от 0,8 до 1,0 –
очень сильная взаимосвязь [27].
Соседние файлы в папке Библиотека им академика М.И. Перельмана