Пересмотр диагностического значения продолжительности трахеальных шумов форсированного выдоха в выявлении бронхиальной обструкции


У 50 мужчин с подозрением на бронхиальную астму проведен анализ диагностических возможностей продолжительности трахеальных шумов форсированного выдоха (ПТШФВ) в выявлении бронхиальной обструкции. Контрольная группа представлена 52 здоровыми мужчинами.Методом ROC-анализа получено пороговое значение ПТШФВ = 1.86 секунды, превышение которого свидетельствует о бронхиальной обструкции. Площади под ROC-кривыми для ПТШФВ и базового спирографического индекса обструкции ОФВ1/ФЖЕЛ (ЖЕЛ) существенно не различались. Внутрисубъектная вариабельность ПТШФВ в контрольной группе составила 8.3%. Таким образом, ПТШФВ — достаточно чувствительный, специфичный и воспроизводимый тест бронхиальной обструкции у молодых мужчин.

Review of the diagnostic value of the duration of noise tracheal forced expiratory volume in detecting bronchial obstruction

In 50 men with suspected asthma analysis of diagnostic power of duration of forced expiratory noise (DFEN) in revealing bronchial obstruction was conducted. A group of 52 healthy volunteers was recruited as the control one. Based on ROC-analysis the cutoff point DFEN > 1.86 s was chosen as a sign of bronchial obstruction. Areas under ROC-curves of DFEN and baseline spirometric index FEV1/FVC (VC) did not differ significantly. The intrasubject variability of DFEN constituted 8.3% in the control group. Thus DFEN is a reasonably sensitive, specific and quite repeatable test of bronchial obstruction in young men.

Концепция использования продолжительности форсированного выдоха (ФВ) для выявления обструкции дыхательных путей не нова. Связь увеличения продолжительности ФВ с бронхиальной обструкцией отмечалась еще полвека назад [17]. В последующем исследовались диагностические возможности как аускультативного времени ФВ (Таус), так и спирографического (Tс), однако результаты разноречивы. Исследователи, сходясь в том, что определение T — простой, недорогой, достаточно чувствительный тест вентиляционной функции легких, тем не менее находили ограничения к его использованию в клинической практике и эпидемиологических исследованиях. Так, в исследовании [11] была показана высокая вариабельность как Таус, так и Тс. Авторы работы [9], отметив, что стандартизированный протокол может минимизировать внутрисубъектную вариабельность, тем не менее пришли к выводу, что Таус вследствие низкой специфичности не может использоваться для диагностики. В работе [18] авторы заключили, что Таус может использоваться для диагностики бронхиальной обструкции у постели больного при недоступности спирометрии, причем эффективен этот тест только у лиц старше 60 лет. Видимо, по вышеперечисленным причинам основные исследования по этой проблеме были выполнены в 60–70-х годах прошлого столетия, а затем интерес исследователей снизился и встречаются лишь единичные работы, датированные началом 90-х годов. Следует заметить, что исследования [9, 18] проводились на разновозрастных выборках, что в отсутствии нормативов для Таус могло привести к определенным погрешностям.

Компьютерный анализ дыхательных шумов позволяет более точно оценить временные параметры, в частности продолжительность трахеальных шумов форсированного выдоха Та [2], которая является объективно измеренным аналогом Таус. Цель работы заключается в сравнительном анализе этого параметра в однородных по возрасту и полу группах здоровых лиц и больных с бронхиальной обструкцией, представленных молодыми мужчинами.

Материал и методы. В группу больных включены 50 лиц мужского пола в возрасте 16-24 лет с предполагаемой бронхиальной астмой (БА), направленных на обследование для верификации диагноза. Критериями включения в обследуемую группу являлись:


— снижение отношения ОФВ1/ФЖЕЛ (или ОФВ1/ЖЕЛ, если ЖЕЛ>ФЖЕЛ) ниже нижней границы нормы (LLN), вычисляемой согласно Hankinson et al., 1999 [15];

— нормальные показатели спирометрии, но положительная бронходилятационная проба с сальбутамолом (увеличение ОФВ1 ³12% и 200 мл от исходного уровня);

— нормальная спирометрия, но суточная вариабельность ПОС выдоха >20%.

В качестве контрольной группы обследована репрезентативная по возрасту, полу, антропометрическим параметрам группа из 52 здоровых лиц. На каждого обследуемого заполнялся опросник, содержащий сведения об имеющихся и перенесенных заболеваниях бронхолегочной системы и о факторах риска развития респираторной патологии, изучалась медицинская документация. Лица, включенные в контрольную группу, не предъявляли жалоб на состояние здоровья. При осмотре, спирографии, флюорографии органов грудной клетки признаков легочной и сердечно-сосудистой патологии выявлено не было. У обследуемых этой группы в анамнезе отсутствовали указания на перенесенные респираторные заболевания, патологию верхних дыхательных путей, аллергические заболевания. За 2 месяца до проведения обследования никто из обследуемых не перенес ОРВИ. Ни у кого не имелось данных о семейных случаях БА. Никто не работал в условиях профессиональных вредностей. Все обследуемые дали информированное согласие на участие в исследовании. Характеристики обследуемых приведены в табл. 1.


Таблица 1.

Характеристики больных БА и контрольной группы

ХарактеристикаКонтрольная группа

n=52

Группа больных БА

n=50

Значимость различий (p)
Возраст, лет18.5;17.0;19.018.0;17.0;19.0NS
Рост, м1.79;1.75;1.831.79;1.76;1.83NS
Масса, кг67.5;63.0;72.565.0;59.0;78.0NS
Количество курильщиковn=22n=21NS
Сигарет/день7.5;3.0;10.08.0;6.0;10.0NS
Стаж курения, лет2.0;1.0;3.02.0;1.0;3.0NS

* Данные приведены как (медиана; нижний квартиль; верхний квартиль), NS означает p>0.05

Всем участникам последовательно были выполнены спирометрия и регистрация шумов форсированного выдоха (ФВ) на трахее. Регистрация шумов ФВ [4] осуществлялась в положении сидя. Акустический датчик устанавливался на область гортани справа, кпереди от грудино-ключично-сосцевидной мышцы, накладывался носовой зажим. Обследуемыми выполнялся маневр ФВ из положения максимального вдоха. Между вдохом и выдохом дыхание задерживалось на 1-2 с. Обследуемые предварительно обучались правильному выполнению маневра с максимально резким и максимально полным выдохом. Качество выполнения маневра ФВ контролировалось опытным врачом функциональной диагностики. Регистрировались три правильно выполненные попытки.

Используемый акустический датчик [2] содержит миниатюрный электретный микрофон, снабженный стетоскопической насадкой. Для ввода сигналов через микрофонный вход звуковой карты персонального компьютера использован специализированный пакет прикладных программ ПФТ-99 [2]. Измерение величины параметра Та для каждого записанного файла осуществлялось по специально разработанному алгоритму [3] в программе MatLab (MathWorks Inc.).

Спирография проводилась по стандартной методике [13]. Больным спирометрия выполнялась на компьютерном спирографе ЭТОН-1 (Россия), оборудованном датчиком Флейша, здоровым лицам — на компьютерном спирографе Spiro USB (MicroMedical Ltd., UK) с датчиком турбинного типа. Поскольку оба спирометра калибровались регулярно, смещение оценки спирографических показателей между группами было сочтено несущественным.

Из трех воспроизводимых попыток выбирали лучшую по наибольшей сумме ОФВ1+ФЖЕЛ. Использовались критерии воспроизводимости ATS/ERS [13]. По этим попыткам для каждого обследуемого определялись ФЖЕЛ, ОФВ1, ОФВ1/ФЖЕЛ (ЖЕЛ), тогда как Тс выбирали максимальное из трех попыток. Для расчета должных величин спирометрических параметров использовались регрессионные уравнения, разработанные Hankinson [15], получившие в последние годы широкое распространение. В отличие от должных значений ECCS (возраст старше 18 лет) должные Hankinson перекрывают возраст всех наших обследуемых. Анализ базовых индексов спирометрии выполнялся с помощью программы [15].

Все измерения повторялись через 20 мин. после ингаляции 200 мкг сальбутамола. За значимый бронходилятационный ответ принимали прирост ОФВ1 на 12% и 200 мл и более от исходного уровня. Больным с нормальными результатами спирометрии и отрицательной бронходилятационной пробой в течение 2 недель проводилось мониторирование ПОС выдоха с помощью электронного Астма-монитора (Erich Jaeger Gmbh, Germany).

Заметим, что трахеальные шумы и спирография регистрировались раздельно (в разных попытках ФВ), поскольку взаимодействие выдыхаемого потока воздуха с арматурой спирографа приводит к появлению дополнительных шумов, искажающих истинную картину шумообразования в дыхательной системе человека при ФВ [1].

При статистическом анализе определяли описательные статистики в группах. Значимость различий параметров в группах определяли с помощью непараметрического U теста Манна — Уитни. Взаимосвязь признаков оценивали непараметрическим коэффициентом корреляции Спирмена. Значимость различий корреляционных коэффициентов и процентных отношений оценивалась с помощью одностороннего t-теста (Statistica, StatSoft Inc.). Для оценки воспроизводимости параметра Та использован усредненный по контрольной выборке внутрииндивидуальный коэффициент вариации CV(Та). Характеристики Та как диагностического теста (чувствительность и специфичность) и результаты сравнения Та, ОФВ1/ФЖЕЛ (ЖЕЛ) и Тс по площадям под ROC кривой получены в программе MedCalc 9.2.1.0 (MedCalcSoftware).

Результаты исследования. Обследуемые группы значимо не различались по возрасту, росту, массе тела и количеству/экспозиции куривших когда-либо (табл. 1). В то же время выявлены значимые различия между этими группами и по акустическому параметру Та, и по всем анализируемым показателям спирометрии (табл. 2).

Таблица 2.

Акустические и спирографические параметры в исследуемых группах

ПараметрыКонтрольная группа

n=52

Группа больных БА

n=50

Значимость различий (p)
Ta, с1.46;1.17;1.642.45;1.92;2.86p < 0.0001
ФЖЕЛ, л5.4;5.05;5.824.65;4.28;5.4p < 0.0001
ФЖЕЛ% от должного108.5;101;117.589.0;79.3;97.5p < 0.0001
ОФВ1, л4.76;4.47;5.063.41;2.99;3.92p < 0.0001
ОФВ1% от должного111;102;11976.7;65.8;85.3p < 0.0001
ОФВ1/ФЖЕЛ86.8;83.5;92.671.3;66.3;77.4p < 0.0001
Tс, с2.65;2.21;3.093.44;2.58;4.72p < 0.0001

* Данные приведены как (медиана; нижний квартиль; верхний квартиль)

Величина Та оказалась существенно большей у больных БА. Величина Тс также было значимо выше у больных.

Изменения на спирограмме выявлены у 39 из 50 больных БА. У 8 из 11 пациентов, имеющих нормальную спирограмму, выявлена положительная реакция на сальбутамол, еще у 3 больных — суточная вариабельность ПОСвыдоха более 20%. Этих 11 больных расценили как имеющих легкие обструктивные нарушения. Остальные 39 пациентов были ранжированы по тяжести бронхиальной обструкции согласно уровню ОФВ1% [14]. Итоговое распределение больных БА по тяжести обструкции приведено в табл. 3.

Таблица 3.

Распределение по степени тяжести бронхиальной обструкции в группе больных БА (n=50)

Степень тяжестилегкаяумереннаяумеренно тяжелаятяжелая
Ранговый номер1234
Количество больных35672
Доля от состава группы, %7012144

Оценена дискриминирующая способность акустического параметра Та в разграничении больных БА и здоровых лиц в анализируемой выборке. На основе ROC — анализа [5] в качестве порогового (по максимальному отношения правдоподобия) выбрано значение Та=1.86 секунды. Таким образом, Та>1.86 полагалось признаком бронхиальной обструкции. При этом пороге чувствительность составила 82%, специфичность 94.2%.

Чувствительность отношения ОФВ1/ФЖЕЛ (ЖЕЛ) была 78% при специфичности 100%. Чувствительность параметров Та и ОФВ1/ФЖЕЛ (ЖЕЛ) не различались существенно (p=0.22). Однако специфичность отношения ОФВ1/ФЖЕЛ (ЖЕЛ) была значимо выше (p=0.041).

Поскольку соотношение между чувствительностью и специфичностью диагностического теста зависит от выбранной пороговой величины показателя и может варьироваться в зависимости от поставленной задачи, целесообразно сравнивать площади под ROC кривой анализируемых параметров [5]. В результате такого анализа не выявлено существенных различий между параметрами Та и ОФВ1/ФЖЕЛ (ЖЕЛ) (p=0.98). Однако величина площади под ROC кривой параметра Тс существенно уступала значению, характерному для Та (p<0.001). Усредненная внутрисубъектная вариабельность параметра Ta в контрольной группе составила CV(Та)=8.3%.

Кроме этого, проанализирована взаимосвязь Та и спирографических показателей в обследованных группах. У больных БА выявлена значимая корреляция Та с ОФВ1 (r = -0.38, p=0.007), ОФВ1% (r = -0.48, p=0.0004), ОФВ1/ФЖЕЛ (r = -0.65, p<0.000001) и Тс (r = 0.65, p<0.000001). Также выявлена значимая корреляция Та с ранжированной тяжестью обструкции (r=0.51, p=0.0001). В группе здоровых выявлена значимая корреляция Та с ОФВ1/ФЖЕЛ (r = -0.71, p<0.000001), ФЖЕЛ (r=0.38, p=0.005), ФЖЕЛ% (r=0.35, p=0.01) и Тс (r=0.34, p=0.002). Не выявлено значимой корреляции между курением и всеми определяемыми показателями, включая Та и Тс.

При сравнении Та и Тс как в группе здоровых, так и в группе больных БА, выявлены значимые различия между этими параметрами (p<0.0001). Отношение Тас в группе здоровых лиц cоставило 55.5±14.3%, а в группе больных БА — 73.3±21%. Различия между группами по этому отношению оказались значимыми (p=0.035).

Обсуждение полученных данных. В нашем исследовании Та у больных БА значимо превышало значение этого параметра у здоровых лиц (p<0.0001). Поскольку Та можно считать аналогом Таус, измеренным с большей точностью, сопоставим наши результаты с данными предыдущих исследований. Связь увеличения Таус (также как и Тс) с обструкцией дыхательных путей отмечалась исследователями ранее. Авторы [16] нашли, что Таус довольно точно разграничивает страдающих обструктивными легочными заболеваниями и лиц без таковых. В работе [10], выбрав порог Таус равный 5 секундам, получили чувствительность 87% и специфичность 100%. Что касается Тс в статьях [12,7] предположено, что этот параметр даже может отражать обструкцию мелких дыхательных путей у лиц с нормальной спирометрией. Авторы [6] пришли к выводу, что простое измерение ФЖЕЛ/Тс может быть адекватным скрининговым тестом для оценки функции мелких дыхательных путей при нормальном отношении ОФВ1/ФЖЕЛ.

Однако, по мнению [11], и Таус, и Тс обладают высокой внутрисубъектной вариабельностью: CV(Таус)=25%, CV(Тс)=21.4%. В то же время авторы [9] полагали, что выполнение маневра ФВ можно стандартизировать и тем самым существенно уменьшить внутрисубъектную вариабельность Таус. Однако в качестве основного ограничения использования Таус как теста легочной функции эти авторы указывают на очень низкую специфичность, которая существенно не улучшается при манипулировании порогом.

В нашем исследовании, проведенном на однородной выборке, CV(Та) составил 8.3%, что говорит о приемлемой внутрииндивидуальной вариабельности этого показателя. Что касается операционных характеристик, то в проведенном нами исследовании на однородных по возрасту и полу выборках больных БА и здоровых лиц чувствительность Та (82%) оказалась сопоставимой с чувствительностью основного спирографического показателя ОФВ1/ФЖЕЛ (ЖЕЛ) — 78%, правда, уступая ему в специфичности (94.2 и 100% соответственно). Заметим, что столь высокая специфичность спирометрического показателя ОФВ1/ФЖЕЛ (ЖЕЛ) в исследуемой выборке связана с условием комплектования контрольной группы, в которую вошли только лица, не имевшие отклонений на спирограмме. В то же время полученное при оптимальном пороге (1.86 с) значение специфичности Та оказалось в нашем исследовании значительно выше, чем зафиксированное [9] в разновозрастной группе (специфичность Таус не более 44% при пороге 6 с).

Авторы работы [18] нашли, что определять Таус наиболее целесообразно у пожилых пациентов (старше 60 лет). Наши результаты говорят об эффективности использования Та у молодых мужчин. В статье [10] сообщается о хорошей корреляции Таус со спирографическими индексами, отражающими обструкцию дыхательных путей (ОФВ1/ФЖЕЛ). Нами также обнаружена значимая корреляция Та c ОФВ1/ФЖЕЛ и, кроме того, с ОФВ1 и ОФВ1% у больных БА. Значимая корреляция средней силы выявлена также со степенью обструкции.

Заметим, что, по нашим данным, Та у здоровых молодых мужчин существенно меньше значений Таус, приведенных в работах [9,18,11]. Это, очевидно, связано с существенной разницей в возрасте обследованных. Так, возраст выборки в работе [11] составлял 39-80 лет (M=55), в исследовании [9] — 55±15 лет, в работе [18] — 24-78 лет (Me=58).

Значения Тс в обследованной нами группе здоровых составили от 1.48 до 5.42 секунды, что близко к данным других авторов [7, 6], проводивших исследования с участием лиц, близких по возрасту. То, что время форсированного выдоха зависит от возраста (у лиц молодого возраста оно короче), было также отмечено в недавней работе [8]. В то же время следует отметить, что ни один из обследованных нами здоровых не смог выполнить ФВ, продолжительность которого бы достигала в соответствии с критериями ATS 6 секунд [15]. Среди больных БА только у 6 человек Тс превышало 6 с (6.14-9.4 с), причем у этих лиц снижение ОФВ1% соответствовало в основном умеренно тяжелой и тяжелой обструкции. Как и в работах [10,11], нами выявлена сильная корреляция между Та и Тс, но только у больных БА. У здоровых лиц корреляция была значимо меньшей (p=0.01). Более слабая корреляция Та и Тс у здоровых лиц, вероятно, может свидетельствовать о том, что зона основного сопротивления выдоху у здоровых во второй половине маневра ФВ сдвинута ближе ко рту (трахея, главные бронхи), тогда как у больных эта зона более смещена в сторону периферических бронхов [1]. В результате вносимое спирографом сопротивление (у рта) значительнее снижает сопротивление дыхательных путей у здоровых лиц, изменяя тем самым в большей степени условия выдоха (по сравнению с выдохом без спирографа) у здоровых лиц, чем у больных. Это, видимо, и влияет на разницу в корреляционной связи Та и Тс у больных и здоровых. Таким образом, Та и Тс (по крайней мере, при раздельной регистрации) не являются полностью взаимозаменяемыми параметрами. Это следует и из обнаруженной достоверной разницы величины отношения Тас в группах больных и здоровых. Исходя из биомеханических соображений [1], эта разница представляется небезынтересной для дальнейшего изучения.

Итак, проведенное исследование показало, что продолжительность трахеальных шумов ФВ является достаточно чувствительным признаком бронхиальной обструкции у молодых мужчин, страдающих БА. Специфичность, так же как и воспроизводимость теста, также вполне приемлема. Необходимы исследования по определению пределов нормальных значений этого параметра у лиц различного пола и возраста, результаты которых, возможно, позволят использовать этот простой и безвредный тест в клинической практике и эпидемиологических исследованиях.

Исследования выполнены при частичной финансовой поддержке Программы Президиума РАН «Фундаментальные науки — медицине» (грант ДВО РАН № 09-1-П21-08), гранта ДВО РАН № 09-3-A-06-231.

 

И.А. Почекутова, Н.М. Горбик, Ю.В. Кулаков, А.Е. Костив, Е.В. Кирьянова, В.И. Коренбаум

Тихоокеанский океанологический институт имени В.И. Ильичева Дальневосточного отделения РАН

Городской аллерго-респираторный центр, г. Владивосток

Владивостокский государственный медицинский университет

Почекутова Ирина — сотрудник Тихоокеанского океанологического института

 

 

Литература:

1. Коренбаум В.И., Почекутова И.А. Акустико-биомеханические взаимосвязи в формировании шумов форсированного выдоха человека. — Владивосток: Дальнаука, 2006. — 148 с.

2. Коренбаум В.И., Тагильцев А.А., Костив А.Е., Горовой С.В., Почекутова И.А., Бондарь Г.Н. Акустическая аппаратура для исследования дыхательных звуков человека // Приборы и техника эксперимента, 2008. — Т. 51. — № 2. — С. 147-154.

3. Костив А.Е., Почекутова И.А., Коренбаум В.И. Оценка продолжительности трахеальных шумов форсированного выдоха по уровню сигнала с предварительной wavelet фильтрацией // Сборник трудов XV сессии Российского акустического общества. — Т. 3. — М.: ГЕОС, 2004. — С. 95-99.

4. Кулаков Ю.В., Тагильцев А.А., Коренбаум В.И. Прибор для исследования состояния бронхиальной проходимости акустическим методом // Медицинская техника, 1995. — № 5. — С. 20-23.

5. Реброва О.Ю. Статистический анализ медицинских данных. Применение пакета прикладных программ STATISTICA. — М.: Медиа Сфера, 2002. — 312 с.

6. Burki N.K., Dent M.C. The forced expiratory time as measure of small airway resistance // Clin. Sci. Mol. Med., 1976. — Vol. 51. — No 1. — P. 53-58.

7. Cochrane G.M., Benatar S.R., Davis J., Collins J.V., Clark T.J.H. Correlation between tests of small airway function // Thorax, 1974. — Vol. 29. — No 2. — P. 172-178.

8. Kainu A., Lindqvist A., Sarna S., Sovijarvi A. Spirometric and anthropometric determinants of forced expiratory time in general population // Clinical Physiology and Functional Imaging, 2008. — Vol. 28. — No 1. — P. 38-42.

9. Kern D.G., Patel S.R. Auscultated forced expiratory time as clinical and epidemiologic test of airway obstruction // Chest., 1991. — Vol. 100. — No 3. — P. 636-639.

10. Lal S., Ferguson A.D., Campbell E.J. Forced expiratory time: a simple test for airways obstruction // Br. Med. J., 1964. — Vol. 28. — No 1. — P. 814-817.

11. MacDonald J.B., Cole T.J., Seaton A. Forced expiratory time — its reliability as a lung function test // Thorax., 1975. — Vol. 30. — No 5. — P. 554-559.

12. McFadden E.R., Linden D.A. A reduction in maximum mid-expiratory flow rate. A spirographic manifestation of small airway disease // Am. J. Med., 1972. — Vol. 52. — No 6. — P. 725-737.

13. Miller M.R., Hankinson J., Brusasco V., Burgos F., Casaburi R., Coates A. et al. Standardisation of spirometry // Eur. Respir. J., 2005. — Vol. 26. — No 2. — P. 319-338.

14. Pellegrino R., Viegi G., Brusasco V., Crapo R.O., Burgos F., Casaburi R., et al. Interpretative strategies for lung function tests // Eur. Respir. J., 2005. — Vol. 26. — No 5. — P. 948-968.

15. PredValues version 3.1.0., Ph. Quanjer and Pulmonaria Group. http://www.spirxpert.com. 24.08.2009.

16. Rosenblatt G., Stein M. Clinical value of the forced expiratory time measured during auscultation // N. Engl. J. Med., 1962. — Vol. 267. — No 30. — P. 432-435.

17. Roy J., Chapin H.B., Favre J. Studies in pulmonary ventilatory function: vital capacity, first one-second capacity, and forced expiratory curves in patients with asthma: comparative evaluation of methods // J. Allergy, 1955. — Vol. 26. — No 6. — P. 490-506.

18. Schapira R.M., Schapira M.M., Funahashi A., McAuliffe T.L., Varkey B. The value of the forced expiratory time in the physical diagnosis of obstructive airways disease // JAMA, 1993. — Vol. 270. — No 6. — P. 731-736.