• Поиск:

издатель: ЮпокомИнфоМед

А.Е. Семак, А.В. Борисов, А.В. Чураков, Т.В. Лурье

Экспертная система прогнозирования инсультов

Белорусский государственный медицинский университет

Человеческий организм представляет собой сложную саморегулирующуюся систему, которая состоит из большого числа подсистем, объединенных непосредственными двусторонними связями. Следовательно, изучив факторы, влияющие на его деятельность, и оценив их значимость, можно создавать математические модели различных заболеваний, в том числе инсульта [1 – 3, 5 – 7].

Для определения вероятности возникновения инсульта используются различные прогностические таблицы и уравнения [18, 19]. Однако в них задействовано небольшое количество факторов риска (ФР), часто отсутствует деление на градации, как правило, не определяется тип угрожающего инсульта; иногда для оценки риска острых нарушений мозгового кровообращения (ОНМК) нужны сложные расчеты.

На основании результатов исследований, проводившихся в Минском государственном медицинском институте начиная с 70-х годов, были созданы таблицы прогнозирования инсульта, а затем системы прогнозирования возникновения мозговых инсультов: СПВМИ, СПВМИ-2 и СПВМИ-3 [8-10]. В 1999 г. разработана экспертная система прогнозирования и профилактики мозговых инсультов [11], а позже, с учетом данных исследований, проводившихся в 2000 – 2003 гг., создана экспертная система прогнозирования инсультов (ЭСПИН) (рисунок, см. бумажную версию журнала).

ЭСПИН представляет собой компьютерную программу, которая работает в Windows. Для расчета риска возникновения инсульта и его типа (ишемического или геморрагического) используется формула Бейеса:  

Р(Нk\A)= Р(Нk)P(A\Hk)/ t=1 Р(Нi)P(A\Hi

где P(Hk/A) – вероятность возникновения инсульта; P(Hk) – априорная вероятность возникновения инсульта в популяции.

P(A/Hk) вычисляется по формуле: 

(P(A/Hk) = P(A/H1) P(A/H2) … P(A/Hn),

 

где P(A/H1), P(A/H2), …, P(A/Hn) – условные вероятности возникновения инсульта;

t=1 Р(Нi)P(A\Hi)

 

– формула полной вероятности, где Hi – попарно несовместимые события, т.е. возникновение и невозникновение инсульта.

Таким образом, P(Hi) – априорные вероятности возникновения и невозникновения инсульта в популяции, P(A/Hi) – условные вероятности возникновения и невозникновения инсульта.

Из более чем 150 различных ФР на основании данных об их информативности, определявшейся по Кульбаку, были отобраны 52 наиболее значимых. К ним относятся наличие артериальной гипертензии (АГ) и эффективность гипотензивной терапии, состояние глазного дна, уровень фибриногена, изменения сосудов головного мозга по данным ультразвукового исследования брахиоцефальных сосудов, наследственный анамнез и др. ФР, используемые в системе, разделены на градации, каждая из которых имеет определенное математическое значение в зависимости от вклада в информативность. Прогнозирование возможно по трем наборам ФР: 15, 25 и 52.

В работе ЭСПИН используется матричный принцип. Были созданы четыре матрицы: 1) математическая модель пациента, у которого может возникнуть инсульт; 2) математическая модель пациента, которому инсульт не грозит; 3) математическая модель пациента, у которого может возникнуть ишемический инсульт (ИИ); 4) математическая модель пациента, у которого может возникнуть геморрагический инсульт (ГИ).

Априорная вероятность возникновения инсульта на основании данных о заболеваемости на территории стран СНГ принята за 0,005, а априорная вероятность невозникновения – за 0,995 [12 – 14]. За априорную вероятность возникновения ИИ, согласно сведениям о структуре типов инсульта, принято 0,8, за априорную вероятность ГИ – 0,2 [4, 16, 17]. В качестве условных вероятностей возникновения и невозникновения инсульта и его типа приняты градации ФР с соответствующей информативностью, которые содержатся в матрицах.

По результатам исследования пациенты подразделяются на группу высокого риска (вероятность инсульта 75 – 100 %), группу среднего риска (50 – 74 %), группу низкого риска (25 – 49 %) и лиц, не имеющих риска инсульта (менее 25%).

Вероятность инсульта и его тип вычисляются ЭСПИН не только на момент обследования, но и при условии соблюдения рекомендаций. После завершения прогнозирования его результаты сохраняются в основной базе данных, что позволяет при повторном исследовании использовать уже имеющиеся данные, лишь внося в них соответствующие коррективы. Кроме того, ЭСПИН содержит базу данных в Microsoft Access, которая позволяет производить анализ собранного материала с помощью соответствующих запросов, отчетов и т.д.

ЭСПИН включает профилактические рекомендации для пациентов с риском инсульта. Можно использовать стандартный набор рекомендаций для лиц с различными типами угрожающего ОНМК либо применять «Справочник рекомендаций» и внести туда соответствующие изменения с учетом ФР, имеющихся у данного пациента.

С целью определения точности работы ЭСПИН проведено ретроспективное исследование. Прогнозирование осуществлялось у лиц с различными типами инсульта в остром периоде заболевания, находившихся на стационарном лечении в отделении патологии сосудов головного мозга 9-й городской клинической больницы Минска в 2004 г. Обследовано 248 больных – 110 мужчин и 138 женщин. Из них у 216 пациентов был инфаркт мозга (ИМ), у 32 – ГИ (24 пациентов с внутримозговым кровоизлиянием (ВК) и 8 с субарахноидальным   кровоизлиянием (САК)). Средний возраст больных с инсультом составлял 65,2 ± 4,2 года, с ИМ – 65,4 ± 4,3 года, с ВК – 59,2 ± 3,8 года, с САК – 52,2 ± 4,6 года. Диагноз и тип инсульта верифицированы с помощью КТ головного мозга и люмбальной пункции. Результаты исследования представлены в табл. 1 (см. бумажную версию журнала).

Как видно из табл. 1, точность прогнозирования у пациентов с ИИ оказалась выше, чем у больных с ВК и САК. Это связано, по-видимому, с тем, что этиология и патогенез данного типа инсульта изучены лучше [4]. Кроме того, большое число случаев ГИ (особенно САК) обусловлено аневризмами, которые трудно учесть как ФР, поскольку ультразвуковая допплерография дает косвенные сведения об их наличии, а каротидная ангио-графия производится лишь некоторым пациентам и обычно уже после развития ОНМК.

Количество больных с инсультом, у которых тип ОНМК был определен правильно, при прогнозировании по 15 ФР составило 73,8%, по 25 ФР – 81,0%, по 52 ФР – 85,9 %. 

Точность прогнозирования увеличивалась с возрастом пациентов и достигала наибольших значений у лиц старше 74 лет (табл. 2, см. бумажную версию журнала). Это обусловлено тем, что возраст является самостоятельным ФР инсульта. Кроме того, у больных до 44 лет чаще, чем в других возрастных группах, встречаются редкие причины ОНМК, которые не учитываются в системе прогнозирования.

Таким образом, результаты исследования показали высокую эффективность прогнозирования инсульта с помощью ЭСПИН. Точность прогнозирования возрастала с увеличением числа ФР, используемых при исследовании. Она достигала максимальных значений при применении 52 факторов, поскольку использование большого количества ФР позволяет объективнее оценить состояние органов и систем человека.

Применение ЭСПИН в практической медицине будет способствовать совершенствованию профилактики ОНМК, так как позволит точнее выявлять лиц, имеющих риск заболевания, и разработать для них комплекс рекомендаций в зависимости от наличия ФР и типа угрожающего инсульта. 

 

Литература 

1.      Амосов Н.М., Шкавара Е.А. // Эксперим. хирургия и анестезиология. – 1961. – N 4. – С. 15 – 22. 

2.      Ворлоу Ч.П., Деннис М.С., Ван Гейн Ж. и др. Инсульт: Практ. руководство для ведения больных. – СПб.: Политехника, 1998.

3.      Гублер Е.В.   Информатика в патологии, клинической медицине и педиатрии. – Л.: Медицина, 1990.

4.      Мисюк Н.С., Семак А.Е., Гришков Е.Г.   Мозговой инсульт (прогнозирование и профилактика). – М.: Медицина, 1980.

5.      Мисюк Н.С., Аносова Н.И. // Журнал невропатологии и психиатрии. – 1982. – N 12. – С. 45 – 48.

6.      Семак А.Е. Прогнозирование возникновения мозговых инсультов: Дис. … д-ра мед. наук. – Мн., 1984.

7.      Семак А.Е., Евстигнеев В.В., Адамович В.И. Система прогнозирования возникновения мозговых инсультов и их профилактики. – Мн., 1999.

8.      Смеянович А.Ф., Цыбин А.К., Короткевич Е.А. и др. // Мед. панорама. – 2002. – N 10. – С. 21– 23.

9.      Шпрах В.В. // Журнал неврологии и психиатрии им. С.С. Корсакова. Приложение «Инсульт». – 2003. – N 9. – С. 104.

10.     Anderson C.A., Chakern T.M., Stewart-Wynne E.G. // J. Neurol. Neurosurg. Psychiatr. – 1994. – V. 57. – P. 936 – 940.

11.     D,,Agostino R.B., Wolf C.P., Belanger A.J. // Stroke. – 1994. – V. 25. –– P. 40 – 43.

12.     Hankey G.J., Slattery J.M., Varlow C.P. // J. Neurol. Neurosurg. Psychiatr. – 1992. – V. 55. – P. 640 – 652. 

Медицинские новости. – 2005. – №9. – С. 104-107.

Внимание! Статья адресована врачам-специалистам. Перепечатка данной статьи или её фрагментов в Интернете без гиперссылки на первоисточник рассматривается как нарушение авторских прав.

Содержание » Архив »

Разработка сайта: Softconveyer