Delist.ru

Ревматоидный артрит и качество жизни больных: методология исследований, валидация инструментов, оценка эффективности терапии (18.02.2008)

Автор: Канищев Юрий Васильевич

n EQ-5D индекс, баллы

(M ± ?) EQ-5D «термометр», мм

(M ± ?)

< 3,2 20 0,63 ± 0,24 69,60 ± 20,72

3,2-5,1 158 0,48 ± 0,27 52,7 ± 16,86

>5,1 276 0,31 ± 0,33 44,54 ± 17,64

Коэффициенты корреляции (Пирсона) между активностью РА (DAS 28) и EQ-5D-индексом (r =- 0,41, p < 0,000001) , DAS28 и EQ-5D - «термометром» (r = -0,33 , p < 0,000001) оказались умеренными, поскольку на показатели КЖ при РА, кроме возраста и активности заболевания, оказывали влияние и другие факторы.

Для оценки конструктивной валидности в качестве “внешних критериев” были выбраны стандартные клинико-лабораторные параметры заболевания. Коэффициенты корреляции EQ-5D индекса и шкалы «термометра» с длительностью утренней скованности (r= -0,34; -0,28), числом болезненных суставов (r=- 0,22;-0,18), выраженностью боли (r=-0,50;-0,43) и функциональным классом (r=-0,43;-0,36) свидетельствовали об их умеренной взаимосвязи с КЖ пациентов, и оно не было взаимосвязано с рентгенологической стадией заболевания (r=-0,15;-0,13) и наличием или отсутствием ревматоидного фактора (r=-0,10;-0,07).

Таким образом, профиль EQ-5D дифференцированно оценивал КЖ больных РА в зависимости от их ФК и был взаимосвязан с основными «внешними критериями» и клиническими показателями заболевания. Индекс EQ-5D и EQ-5D –«термометр» отражали общеизвестные тенденции об ухудшения КЖ с увеличением возраста и активности заболевания, следовательно, конструкция общего опросника EQ-5D позволяла оценить КЖ различных пациентов с РА.

Критериальная валидность опросника EQ-5D изучалась путем оценки взаимосвязей его шкал со шкалами других опросников, которые оценивали одну и ту же характеристику. Сравнение проводилось с «золотыми стандартами» (SF-36), индексом HAQ и ВАШ- боли. Определялась возможность замены одной из шкал EQ-5D другой, аналогичной шкалой опросника SF-36 или HAQ. Критерий Фишера (F SF-36= 77,4;

F HAQ= 110,3; F ВАШ боли = 43,0) с высокой степенью вероятности (p<0,000001) позволил отвергнуть «0» гипотезу об отсутствии связи между шкалами « золотых стандартов» и EQ-5D-профилем, следовательно, существовала возможность их замены, что могло служить подтверждением хорошей критериальной валидности EQ-5D-профиля.

Для оценки критериальной валидности EQ-5D-индекса и EQ-5D-«термометра» в качестве внешних критериев были использованы отдельные показатели опросников SF-36 (шкалы физического функционирования и психического здоровья и их суммарные измерения), а также индекс HAQ. Оказалось, что значения EQ-5D-индекса были взаимосвязаны с индексом специфического опросника HAQ (r=- 0,60), шкалами физического и психического здоровья общего опросника SF-36 (r =0,43 – 0,61). Коэффициенты корреляции EQ-5D-«термометра» с физическими функциями (r=-0,48;0,47;0,43) были умеренными, а со шкалами психического состояния пациентов - слабыми (r=0,28). Следовательно, EQ-5D-индекс более полно оценивал КЖ пациентов РА по сравнению с EQ-5D-«термометром».

Таким образом, изучение взаимосвязей шкал опросника EQ-5D со шкалами других опросников, оценивающих одинаковые характеристики, возможность их взаимозаменяемости, позволили подтвердить достаточную критериальную валидность опросника EQ-5D в целом.

Определение чувствительности EQ-5D-индекса и EQ-5D-«термометра» к изменениям в состоянии здоровья пациентов проводилось с учетом оценки эффективности терапии по критериям ACR. В зависимости от ответа на терапию через 6 месяцев наблюдения больные были разделены на 5 групп:

I группа включала 108 пациентов, у которых существенного улучшения состояния здоровья отмечено не было, II - 59 пациентов с 20% улучшением состояния здоровья, III – 54 пациентов с 30% улучшением, IV- 21 пациента с 50% улучшением, V – 16 пациентов с 70% улучшением. К 6 месяцу наблюдения у больных I группы, не ответивших на терапию по критериям ACR, не было получено достоверных различий в изменениях индекса EQ-5D и шкалы «термометра». Эти показатели не имели статистически значимых отличий (p=0,92 и 0,67 соответственно) и у пациентов II группы, несмотря на то, что 20% улучшение по критериям ACR у них отмечалось. Опросник EQ-5D у больных РА был способен отражать происходящие изменения КЖ у пациентов, достигших как минимум 30% улучшения состояния здоровья по критериям ACR. В этой группе больных было выявлено достоверное увеличение значений как EQ-5D индекса (с 0,44±0,29 до 0,54 ±0,24, p=0,04) , так и шкалы EQ-5D-«термометра» (с 48,6 ±18,6 до 57,5(16,3 мм, p=0,007). В группах пациентов, не имевших улучшения совсем или имевших только 20% улучшение состояния, изменения EQ-5D-индекса и шкалы «термометра» не достигли статистической значимости (p>0,05).Следовательно, общий опросник EQ-5D оказался недостаточно чувствительным инструментом для оценки КЖ пациентов РА, поскольку не был способен выявлять минимальные (20%) изменения в состоянии здоровья пациентов в динамике.

Результаты настоящего исследования позволили сделать вывод о том, что русская версия общего опросника EQ-5D для оценки КЖ пациентов РА является валидным, надежным, но недостаточно чувствительным инструментом оценки для определения минимальных клинически значимых изменений в состоянии здоровья больных РА.

Валидация русской версии специфического опросника HAQ

В исследование надежности включено 100 больных РА, преимущественно женщин, с длительностью заболевания от 1 года до 17 лет, большинство из которых имели выраженные рентгенологические изменения в суставах, умеренную лабораторную активность и РФ в сыворотке крови. По клинической характеристике больные, которым было проведено повторное тестирование, не отличались от пациентов, первично включенных в исследование.

У 36 пациентов на фоне начатой терапии за это время было отмечено достоверное изменение клинических показателей (боли, оценки общего состояния больным, суставного индекса), поэтому они были исключены из исследования и повторное тестирование им не проводилось. Остальным 64 пациентам, состояние которых не изменилось, оценка HAQ проводилась повторно. Не было выявлено статистически значимых различий между первоначальной и повторной оценками по всем шкалам HAQ (p>0,05). Более того, при повторном тестировании пациентов по шкалам “вставание” и “гигиена” были получены абсолютно идентичные результаты. Коэффициент корреляции между первичным и повторным тестированием (r=0,85) был выше минимально значимого уровня, равного 0,7. Следовательно, вопросы были больным понятны, и повторная оценка КЖ, выполненная с интервалом в 4 дня, дала сравнимые результаты с первоначальной. Таким образом, результаты тест-ретест анализа свидетельствовали об удовлетворительной воспроизводимости шкал HAQ. Результат оценки внутреннего постоянства по коэффициенту Кронбаха ( был весьма высок и равнялся 0,90. Таким образом, результаты исследований внутреннего постоянства и воспроизводимости подтверждают достаточную надежность русской версии HAQ.

Определение чувствительности HAQ к изменениям в состоянии здоровья пациентов проводилось с учетом ответа на проведенную терапию по критериям ACR-20. После проведения лечения в клинике ГУ Института ревматологии РАМН в среднем через 23 дня, было отобрано 80 больных, имевших минимальное улучшение состояния здоровья (20% улучшение по критериям ACR) (I группа) и 20 больных, у которых 20% улучшения состояния здоровья отмечено не было (II группа).

При поступлении в стационар обе группы были сравнимы по основным показателям: возрасту, длительности, активности заболевания и по функциональному состоянию (p>0,05). К моменту выписки из стационара у больных I группы одновременно с улучшением состояния по ACR-20 отмечено достоверное улучшение функционального индекса HAQ (t=5,03, р=0,000001). У пациентов II группы, не ответивших на терапию по ACR-20, достоверного улучшения показателя HAQ выявлено не было (t=1,35; р=1,35).

Таким образом, HAQ был способен отражать происходящие изменения у больных РА в процессе лечения: у пациентов, достигших минимального улучшения состояния по критериям ACR-20, параллельно было отмечено и уменьшение значений HAQ (с 1,91±0,69 до 1,34(0,71 баллов, p=10-6). В группе пациентов без такого улучшения, показатели HAQ оставались высокими (1,92±0,66 баллов при поступлении в стационар и 1,73 (0,67 баллов к моменту выписки из него, p=1,35). Следовательно, HAQ оказался чувствительным к минимальным изменениям в состоянии здоровья пациентов, что доказывает его высокую чувствительность.

Конструктивная валидность опросника HAQ оценивалась анализом факторной структуры, методом «известных групп» и оценкой «внешних критериев». Анализ факторной структуры HAQ проводился методом выделения главных компонент. Предполагалось, что сходные шкалы должны иметь корреляционные взаимосвязи друг с другом. В пределах его структуры был выделен лишь один фактор, ответственный за физическое состояние пациента, значимое участие в котором принимали 7 шкал HAQ (кроме шкалы приема пищи), что свидетельствовало о высокой гармоничности и взаимосвязи шкал опросника.

Коэффициенты участия отдельных шкал HAQ в реализации выделенного фактора «физического состояния» (0,16-0,17) свидетельствовали о значительном влиянии на него каждой шкалы при критическом значении, равном 0,14.

На этой же группе больных конструктивная валидность опросника оценивалась методом «известных групп». Анализ показателей HAQ в зависимости от активности заболевания, оцененной по DAS 28, представлен на рис. 1, который демонстрирует, что чем ниже активность заболевания у пациентов РА, тем ниже были значения HAQ. Коэффициент корреляции между активностью РА (DAS 28) и индексом HAQ оказался умеренным (r=0,48; p=0,0003). Следовательно, гипотеза о том, что КЖ больных РА ухудшается с увеличением активности заболевания, нашла свое подтверждение.

Рисунок 1. Средние значения и 95% ДИ индекса HAQ в зависимости от активности заболевания

Умеренные взаимосвязи индекса HAQ выявлены с «внешними критериями»: выраженностью боли (r=0,52), числом воспаленных суставов (r=0,33), оценкой состояния здоровья больным (r=0,47), активностью заболевания (r=0,40) и функциональным классом (r=0,48), с остальными показателями корреляционные взаимосвязи были слабыми. Следовательно, индекс HAQ был взаимосвязан с основными клиническими характеристиками больных РА, однако выполнение действий в повседневной жизни пациентов, их функциональная активность и КЖ в основном зависели от уровня боли и активности заболевания.

Таким образом, русская версия опросника HAQ позволяет оценить КЖ пациентов РА, она оказалась надежной и хорошо воспроизводимой, а также чувствительной к минимальным клинически значимым изменениям в состоянии здоровья пациентов.

Функциональное состояние больных ревматоидным артритом. Надежность, чувствительность и валидность индекса функциональной активности пациента (PAS).

В настоящее время возможности оценки функциональной активности больных РА ограничены определением степени функциональной недостаточности суставов (ФН) или функционального класса (ФК). Однако ни один, ни второй способ не дают возможности количественной оценки. Разработанный индекс функциональной активности (PAS), включающий оценку общего состояния и боли пациентом, а также КЖ пациентов по HAQ, позволяют оценить функциональную активность больного РА количественно.

Поскольку в отечественных исследованиях индекс PAS применялся впервые, это потребовало проведения оценки его психометрических свойств. Надежность индекса PAS оценивалась у 92 пациентов, у 50 из которых на фоне начатой терапии в стационаре было отмечено улучшение в состоянии здоровья, у 4–ухудшение, поэтому повторное тестирование им не проводилось. Остальным 38 пациентам, состояние здоровья которых не изменилось, проводилось повторное тестирование. При первичном обследовании среднее значение индекса PAS у пациентов РА составило 5,07±1,27 балла, при повторном – 5,17±1,34 балла. Различия между первичной и повторной оценками были минимальны и не достигли статистической значимости (p=0,45). Внутриклассовый коэффициент ранговой корреляции Пирсона был очень высок и составил 0,95 при р < 0,000001. Таким образом, результаты исследований воспроизводимости подтвердили достаточную надежность индекса PAS.

Конструктивная валидность индекса PAS исследовалась на основной группе 454 больных РА.

Рассчитывались коэффициенты корреляции (r) индекса PAS с «внешними критериями» (по Спирмену). Выявлены умеренные взаимосвязи PAS c показателями воспалительной активности заболевания: длительностью утренней скованности (r=0,33; p<0,0000001), активностью по DAS28 (r=0,46; p<0,001) , числом болезненных (r=0,39; p< 0,000000) и воспаленных (r=0,28; p<0,0002) суставов и слабые с величиной СОЭ (r=0,17; p<0,0001). Слабые корреляционные связи также отмечались с рентгенологической стадией заболевания (r=0,25; p<0,0002), возрастом больных (r=0,12; p< 0,01), функциональным классом (r=0,31; p<0,0001). Умеренные взаимосвязи были выявлены между оценкой СЗП и индексом PAS (r=0,49; p<0,000001).

???????????Коэффициенты корреляции индекса PAS с индексом HAQ (r=0,78; p<0,000001) и ВАШ боли (r=0,78; p<0,000001) были самыми высокими, поскольку они составляли основу данного индекса.

Взамосвязи индекса PAS с показателями КЖ, оцененными по шкалам общего опросника SF-36: физического функционирования (r =-0,58), ролевого физического функционирования (r =-0,41), шкалой боли (r =-0,62), жизнеспособности (r =-0,50), социального функционирования (r=-0,45), общего здоровья (r=-0,38), ролевого эмоционального функционирования (r=-0,39), психического здоровья (r =-0,38), и суммарных значений физического (r=-0,57) и психического здоровья пациентов (r=-0,37) (для всех значений шкал p<0,000001), могли свидетельствовать о том, что индекс PAS был взаимосвязан с КЖ больных РА. Таким образом, индекс PAS количественно определял функциональную активность больных РА, был взаимосвязан с клиническими характеристиками воспалительной активности заболевания и показателями КЖ, что свидетельствовало о хорошей конструктивной валидности.

Оценка чувствительности индекса PAS проводилась у 258 больных РА, обследованных через 6 месяцев наблюдения путем анализа его изменений в зависимости от ответа терапию по критериям ACR (нет эффекта, 20%, 30%, 50% и 70% улучшение). В каждой группе определялись средние значения PAS при первичном обследовании и через 6 месяцев наблюдения, рассчитывалась их разница и определялись 95% доверительные интервалы (ДИ). Различия функционального состояния пациентов определялись размером величины эффекта.

У пациентов I (n=108) группы по критериям ACR не было отмечено 20% улучшения состояния здоровья. Различия PAS между первичной и повторной оценками имели отрицательное значение (-0,33), в связи с наличием в этой группе больных, имеющих к 6 месяцу терапии ухудшение функциональной активности. Величина эффекта имела также отрицательное значение (-0,27).

У пациентов II группы (n=59), у которых было получено с точки зрения врача 20% улучшение, оценка пациентами функциональной активности была несколько иной. Несмотря на то, что больные отмечали минимальное улучшение функциональной активности (доверительный интервал был выше «0» [0,001-0,35]), величина эффекта (0,16) не достигла минимально значимого уровня, равного 0,2, т.е. большинством больных 20% улучшение клинического состояния не было воспринято как улучшение их функциональной активности. Пациенты III группы (n=54) с 30% улучшением состояния здоровья по критериям ACR имели умеренное улучшение функциональной активности при разнице средних значений 0,54 и величине эффекта 0,50. Нижняя граница 95% ДИ при 30% улучшении (0,33) была близка к верхней границе при 20% улучшении (0,35).

У пациентов IV группы (n=21) с 50% улучшением разница средних значений составила 0,87, а величина эффекта 1,33, что свидетельствовало о выраженном улучшении функциональной активности больных. Нижняя граница 95% ДИ при 50% улучшении соответствовала значению 0,22 баллов, которое входило в 95% ДИ при 20% и 30% улучшении. Следовательно, разница значений индекса PAS в 0,22 балла была минимальной и клинически значимой, при которой в 95% случаев можно было судить о действительном улучшении функциональной активности, которое реально чувствовали пациенты.

У больных V группы (n=16) с 70% улучшением по критериям ACR, отмечалось выраженное улучшение функциональной активности по индексу PAS при величине эффекта, равном 1,66.

загрузка...