CC BY
35
СОЦ1АЛЬНА МЕДИЦИНА ТА ОРГАН1ЗАЦ1Я ОХОРОНИ ЗДОРОВ'Я
© Клименюк В. П., Очередько О. М.
УДК 614.2:517.004.13:519.46(014)
Клименюк В. П., Очередько О. М.
ЕФЕКТИВН1СТЬ ВПРОВАДЖЕННЯ ЕЛЕМЕНТ1В МОДЕЛ1 МЕДИЧНОГО ОБСЛУГОВУВАННЯ ПАЦ1СНТ1В З ГОСТРИМ 1НФАРКТОМ М1ОКАРДА В ПРОЦЕС1 МЕДИЧНО1 РЕФОРМИ У В1ННИЦЬК1Й ОБЛАСТ1
Вiнницький нацiональний медичний унiверситет iM. М.1. Пирогова
(м. Вiнниця)
Дана робота е фрагментом НДР кафедри соц^ ально! медицини Вiнницького нацiонального медич-ного унiверситету iм. М. I. Пирогова «Вивчення по-казникiв здоров'я рiзних груп населення як основа для реформування системи охорони здоров'я Укра-!ни», № держ. реестрацп 0110Ы000522.
Вступ. Не викликае сумыву, що найбiльш iнформативним показником ефективност медич-ного обслуговування е виживанють пацiентiв. Саме тому ми обрали виживанють як критерм для вивчення ефективност впровадження елементiв модел1 медичного обслуговування пацiентiв з гострим шфарктом мiокарда (Г1М) у Вшницьюй областi як пiлотнiй щодо реформування медично! допомо-ги, адже важливим медико-соцiальним ефектом Г1М е скорочення тривалост життя [2]. Аспекти виживаност пацiентiв пiсля перенесеного Г1М широко вивчаються в розвинутих кра!нах свiту [4,14]. Основним висновком е важливють своечасно! ш-тенсивно! допомоги та наступно! реабштаци, як1 збтьшують виживанiсть пацiентiв вiд 10 % до 50 %. Таю широк варiацi! залежать вiд схем штенсивно'| допомоги, послiдовностi реабiлiтацiйного процесу, варiацiй дослiдника та контингентiв дослiджуваних. Основним досягненням реформи охорони здоров'я ВЫницько! област стало покращення доступност1 та вчасност iнтенсивних методiв лiкування Г1М вна-слiдок реструктуризацi! та розширення екстрено! медично! допомоги, змiни маршруту патента, для чого забезпечено автомобтями категорi! Б кожну пiдстанцiю [1]. Автомоб^ обладнанi для спецiалiзо-ваних заходiв серцево-легенево! реанiмацi! та тром-болiтично! терапi! з обов'язковою доставкою хворого в обласний кардюлопчний центр з подальшим стентуванням в разi доставки у 3-годинне вкно. Створена санiтарна авiацiя, потужностi яко! дозво-ляють забезпечити пацiента у 3 першм години до кар-дiологiчного центру. Забезпечено безкоштовнiсть
проведения коронарографи та стентування за екс-треними показами. Для iнтеграцiI ресурЫв i за-кiнченостi маршруту патента з Г1М у вереснi 2008 року створено обласний кардюлопчний центр. Для впровадження моделi була створена комiсiя на чол1 з головним лкарем Вiнницького обласного центру ЕМД та медицини катастроф. Детальний опис впро-ваджень наведений в [1]. В робот наводяться мето-долопчы особливостi та результати аналiзу ефек-тивностi впровадження елементiв моделi на 5^чну виживанiсть пацiентiв з перенесеним Г1М на основ1 фрейлтi моделг
Мета досл1дження полягала в оцшщ ефектив-ностi впровадження елементiв моделi медичного обслуговування iнвалiдiв внаслiдок гострого шфарк-ту мiокарда у ВЫницьюй област1
Об'ект i методи дослщження. Данi органiзованi за когортним дизайном. Контрольна когорта охо-плювала 400 пащенпв з вперше в житт встановле-ним дiагнозом 1М, як лiкувались в кардiологiчному вiдцiленнi м. Вшнищ до впровадження моделi, а саме в 2005-2006 роках. Основна когорта включала 400 пащенпв з вперше в житт встановленим дiагнозом Г1М, якi лiкувались в новоствореному кар-дiологiчному центрi в 2008-2009 роках на момент початку реформи i створення обласного кардюло-пчного центру. Проспективно вивчались випадки летальност протягом перших п'яти роюв з моменту госпiталiзацiI з приводу Г1М. За простежений перiоц померло 270 з 800 па^енпв, тобто 33,75 %. Нами об-раний найбтьш гнучкий семипараметричний пiдхiц на основi фрейлтi моделi виживання (Frailty Survival Model). Фрейлт модель необхщна для врахування iндивiдуальноI спроможностi до виживання, яка зви-чайно рiзна для окремих iнвалiдiв i вщповщно при-зводить до рiзних термов виживання не залежно вiц шших факторiв, зокрема незалежно вiд вчасност та якостi медичного обслуговування. Недоврахування
фрейлт призводить до змщених i малозмютов-них оцшок ефектiв модел^ зокрема ефективнос-Ti впровадження удосконалено! мoдeлi. Фрeйлтi моде ль мае три головы компоненти (функци):
Базова функцiя ризику, яка може змшюватися у час
Функ^я фактoрiв ризику, якi видoзмiнюють базовий ризик
Фунн^я, яка описуе розподт сфрей лтi. Цi три компоненти дeталiзoванi у нашiй робо-тi наступним чином. Гч/1 и не специфкувало нарн-метрично базову функ^ю ризику, остання ощ-нювалась семтараметрично на oснoвi oцiнщика Аалена [ЗК.Це уникн!е юoжливoс"гi иеправильно! спeцифiкацiI базово! функцiI ризику, так як апр^ орно !! параметринна форма невщома. Ei якост функци фактoрiв ризику ми прийняли класичну eкспoнeнцiйну, яка гарантуе пoзитивнiсть ре-зуль"туючого ризику. Ми обрали позитивннН ста-бiльний рандoмiзoваний розподт (positive stable random distribution) як функцт рoзпoдiлу фрeйлтi:
1 ВД
ю г)=-£(-1)
н ¿=1
k+1
T(ky +1) k\ '
-ky-1
sm{kyn) (1 )
ще z- значення фрeйлтi, zi>0, g - единий па -раметр розподт, який фактично е оберненою lмiрoю дисперсi! (гетерогенност розподту) z= 0 <g£1, !"(•)- гама функця , В спецiальному ви-оадку g= 1 розподт дегенвруе до пoстiHоo,i точки миси z=1, тобто свiдчить про однакову ¡ндив^ дуольну спромождсть до вижи вання ^crix чл еыв когорти. З iншoгo боку, наближення g до нуля с;^i,цчlитlь п|во еелику гетерогеннють розподну in-дивщуалоно! спрoмoжвостi до виживання. Саме томушшою назвою мoдeлi е позитипна стабть-на фрейлт модело (Positive Stable Fpailty ModelE. Ми обрали позитивний стабтьний рандoмiзoва-ний |коз подт фэрэе)i^inri -ф. 1) пе рш за все; то му, що це единиИ еид киотистичного розподту фрейлио який збeрiгае пропорцмнють eфeктiв фактoрiв в час пюл я виИноегровунан ня фрейлт розподту, тобто в простому випадку бшарного фактору ризику Х стввщношення ризикiв за градаци 1 проти грсдаци'2 та ефект не залежить вщ часу t:
К* I х = 1) _ р
с
Ktix _ 0)
(2)
Крiм того, ф. 8. 1. дае простий вираз в перетворены Лапласа: L(u) = e, який вико-ристовуеться для отримання безумопоо! функци виживанея ¡5(1:):
i
S (t) = e~H (t )Г, H _ ) = jh(u)du
(3)
де H(t) - кумулятивна функця ризику h(t).
Коефценти модел1 (ефекти факто рiв на вижи-вання) в та параметр дисперсп фрейлт g розрахову-ез£1лikioti. за двома семипараметричними метгодфми: EM (expectation-maximization) алгоритмом та штраф-нок правдмпoдiбнocтi (penalized likelihood). Основною для обох метод1в стала класична функця иог-правдoпoдiбнocтi для фрейло моделф кондинцйних понпорц]йних ризиюв, а саме:
L = fefjtjnPXii + ln h(fv)]-ZH (tj )exp(fiXt)} (4)
¿=1 т
де i - номер пацiента,вiд 1 до IN, IN - загальна кть-тстс нтiв (800), j - порядкооий комер мюяця спо -стереження когорти, вщ 1 до М, М = 12x5 = 70, L- Ыди-катор ггра1вого оензурування (патент i в момест ч^ппу j: 1 - поме-о, 0 - цензурований); z(.- значення фрейлт для i-го пацiента.
Тoдi як значення фрейлт передбачаеться нeзмiнним в част модель допускае змiну фактор1в ризику в час через Хв Повна форма (ф. 4) враховуе ще константи lij*/n(zi), проте вони не впливають на результат" максим^ зац'! ф. 4, так як оохщк за в цих кконссгант" ц|o|эiвнюю)Tt( еруглю. ^са.1<^с;э1м/1 ^згц1я фЦГ- Н скиод^о 1М- крок EMI алгодитму.
отриолсаним вектором в i Н зцгidcнюетьcя Е крок EM илсоритму (expectation)- н-1а якому розраховують очку-ванioн^чeзння Hlрeй.гтi IE(zi|p,Xi) за формулою [13]:
(5)
D = YM I,
' /—i j=i v
де ~ ^j=\v е спостережи^нимг наслщком (ппмер/ ц^нз^уирсв^аний) у пнцiента i.
У нашому випадку zi мае позитивний cтабiльний роз-пloдiл, а отж^, мае oчiкуeв^ння:
кфд ^:>о][и(- .s-^s)]:= exp(-.s,'')Mpq,5]
q = (0^1,КР ; s > 0
(6)
-my
де Qqm - пoлiнol^il^aл ст"упеню m. Так як летальний випадок може трапитись лише раз, Di (ф. 5) можуть приймати лише значення 0 i 1 i вщпо-вiднo qi (ф). 6) можуть приймати лише зн ачення 0, 1 ,2, тобто значення m полЫомЫалу (ф. 6) обмежеы 0 i 1, що зн^ чно сп рощуе розрахунки, так як полшомЫал с клада-етьсяз рекурсивниxвиразiвl
== 1;
in
qy
о qq—1,1 + i^ncn,o {(q -1) / r-{q - m)};
(7)
Так qic в загальному випадку cкладoвi пoлiнoма числен-нiшi i складаються з:
i
q q-i
-
r(qq-g) / Г(1 -g);
(8)
Використовуючи отриман на ochobî (ф. 5 - ф. 7) 04i-куван значення z. для (ф. 4) здмснюеться наступний М-крок EM алгоритму з отриманням наступного вектору в i значення Н i т. д. Значення Н отримуються, як зазначено вище, за оцшщиком Аалена. Ми використали модифка-uiio останнього [13].
Ми внесли модифкацю до алгоритму SAS макро, написаного Youyi Shu, а саме, як початковi значення ну-льового кроку алгоритму ми використали оцiнки в та Н, отриман на основi методу штрафно'| правдоподiбностi, що значно скоротило пошук рiшення. Крiм того, замють ф. 8 з гамма-функ^ею ми використали значно простiшу систему виразiв полiномiналу ф. 7.
В цтому алгоритм складають 4 кроки:
Крок 0. На основi методу штрафно'| правдоподiбностi отримуються початковi значення в та Н , як використову-емо у ф. 4 наряду з початковими значеннями z. = 1 (тобто g = 1) для проведення першого М кроку алгоритму.
Крок 1. Фксуеться g. За значеннями в та Н розрахову-ються очкуваы значення z. за ф. 5- ф. 7 (Е-крок).
Крок 2. Отримуються наступи значення в та Н за ф. 4 за значень z.t попереднього кроку (М-крок).
Крок 3. Здмснюються ггерацп мiж кроками 1 i 2 до до-сягнення конвергенци оцЫок в.
Крок 4. Повторюються кроки 1-3 для отримання функ-ци профтьно'| правдоподiбностi (ф. 9), яка залежить лише вщ g. Пошук значення g досягаеться максимiзацiею ф. 9. Максимiзацiю ми проводили за технiкою золотого пошуку [8] пiсля попереднього обмеження можливого простору рiшення за грщ-сеч методом.
Lprofile = £ {D, [h g + (g-l)h Ht }-[Hi ] + h {J [D,, Ht ]}}+
"X {h [0(r)Xj + h h(tj )]}
j=i
(9)
Таблиця
Статистичн оцiнки достовiрних ефектiв дослiджених
факторiв
№ Фактори Р 1 m I X2 Df Р ВР
1 Впровадження програми -0,179 0,082 4,777 1 0,029 0,836
2 Вк (+1 понад 40) 0,013 0,006 5,652 1 0,017 1,013
3 Стать (ч = 1/ж = 0) -0,275 0,121 5,194 1 0,023 0,759
4 Затримка госпiталiзацiï понад 10 годин 0,362 0,118 9,485 1 0,002 1,436
5 Важкий стан патента* 0,197 0,072 7,445 1 0,006 1,218
6 1ндекс Чарлсона > = 5 0,179 0,100 3,198 1 0,074 1,196
7 Фракшя викиду< = 0,3* 0,333 0,119 7,880 1 0,005 1,395
8 Систолiчний тиск > 170* 0,321 0,185 5,169 1 0,023 1,378
9 +Q 0,169 0,070 5,762 1 0,016 1,184
10 Зупинка серця* 0,483 0,247 3,838 1 0,050 1,621
11 Стентування -0,271 0,103 6,905 1 0,009 0,763
12 Тромболiтична тератя -0,236 0,104 5,195 1 0,023 0,790
* - на момент госп1тал1зац1У.
Примiтка: Параметр дисперсп g = 0,305. Основы колонки таблиц наступнк р оц1нка парц1ального коеф1ц1ента регресп; m помилка парц1ального коеф1ц1ента регресп; X2 тестова статистика достов1рност1 ефекту xi-квадрат; df ступенi свободи;
р оцшка достовiрностi ефекту за тестом xi-квадрат; СР сглввщношення ризикiв.
Результати дослщжень та 'Гх обговорен-
ня. Логiчний контент композицiI моделi полягае у врахуваннi груп факторiв, яю свiдчать про до-ступнiсть, якють медично! допомоги, а також ко-варiат, якi за даними кгмычних дослiджень [7,12] е важливими предикторами виживання, зокре-ма це вк, стать, супутня патологiя, локалiзацiя Ыфаркту, ускладнення, важкiсть стану пащен-та*, фракцiя викиду лiвого шлуночка*, наявнють патологiчного зубця О, значення систолiчного тиску*, зупинка серця* (* показуе, що значення фактору вимiрювалося на момент госпiталiза-цil). Статистичнi оцшки ефектiв вказаних факто-рiв наведен в таблицi. Обранi лише достовiрнi ефекти.
Основним е фактор «Впровадження про-грами», ефект якого виявився достовiрним (Ь = -0,179, р = 0,029). Як свщчить коефщент вiдносного ризику (ВР = 0,836), базовий ризик летальност при гострому 1М внаслiдок впровадження елемен^в моделi органiзацiI медичного обслуговування Ывал^в внаслiдок ССЗ змен-шувався на 19,6 % ([1/ВР-1]*100 %).
Якщо розглянути окремi органiзацiйнi функ-цюнали медично! допомоги, то з'ясовуеться, що саме вчаснють допомоги являеться вир^ шальним моментом зменшення базового ри-зику летальностi при гострому 1М. А саме, якщо пацiентiв госпiталiзували пiсля 10 годин, базовий ризик летальност при гострому 1М у них збiльшувався на 43,6 % ([ВР-1]*100 0%).
Ефективнiсть тромболiтичноI терапiI та стен-тування тюно прив'язанi до часу вiд моменту виникнення гострого коронарного синдрому, а саме перших 10-12 годин. Саме в цьому перiодi вони i застосовуються. Клшщисти стверджують про найкращу ефективнiсть тромбо-лiтичноI терапiI до 6 годин, i стенту-вання до 3,5 годин. Аналiз показав, що вчасне проведення тромболiтичноI терапп зменшувало базовий ризик ле-тальност при гострому 1М на 26,6 % ([1/ВР-1 ]* 100%), а вчасне виконання стентування на 31,1 %. За даними за-рубiжних доогмджень ефективнiсть вказаних процедур вища зi зменшенням базового ризику майже вдвiчi з чггко вираженою вiковою моделлю, а саме бтьшою ефективнiстю в молодших групах (ВР досягае 0,5 i менше), i на-впаки пiдвищенням ризику пюля 70-75 рокiв (ВР перевищуе 1) [5,6,9].
Важкий стан патента на момент госпiталiзацiI збiльшував базовий ризик летальност при гострому 1М на 21,8 %. Наявнiсть важких супутых за-хворювань (iндекс Чарлсона > = 5) па-толопею збiльшувала базовий ризик летальностi на 19,6 % з граничною достовiрнiстю р = 0,074. Зарубiжнi
,=i
доотдження вказують на ВР, що досягае 2 уже при Ыдексу Чарлсона > = 4 [11,12], проте таю висок значення ВР ми пов'язуемо iз вщсутню-тю вирiвняння на iншi важливi ковариати, не врахован цими роботами.
Низька фрак^я викиду (< = 0,3 %) на момент госпiталiзацN збтышувала базовий ризик ле-тальностi при гострому 1М на 39,5 %. Значення систолiчного тиску вище 170 мм. рт. ст. на момент госпiталiзацN збтышували базовий ризик леталыност на 37,8 %. 1нщм спостереження [11,12] вказують аналогiчнi значення ВР (1,22,0) .
Наявнюты патологiчного зубця О збтышу-вало базовий ризик леталыност на 18,4 %. Це ствпадае з даними зарубiжних дослiджены, за якими ВР коливаетыся вiд 1,15 до 1,30 [7,14].
Зупинка серця до або на момент госттал^ зацп збтышувала базовий ризик леталыност1 на 62,1 % на межi достовiрностi р = 0,05. Як i у випадку з iндексом Чарлсона, низыка достовiр-нiсты пов'язана перш за все з рщюстю зазначе-них явищ. Значення ВР погоджуетыся з резулы-татами шших авторiв, якi наводяты ВР у межах 1,2-1,8 [10,12].
Кожний наступний рк життя пюля вку 40 рокiв збiлышував базовий ризик леталыност на 1,3 %. Знову наши данi спiвзвучнi з оцЫками за-рубiжних авторiв (ВР вщ 1,01 до 1,07) [7,12].
Жшки мали вищий (на 31,7 %) ризик помер-ти, нiж чоловки ([1/0,759-1]*100 %), що знахо-дитыся у вiдповiдностi резулытатам iнших до-слiдникiв [7,12].
Таким чином, пюля вирiвняння на ряд важ-ливих ютычних i бiологiчних ковариат впрова-дження елементiв моделi органiзацiI медичного обслуговування швалщв внаслiдок Г1М суттево зменшуе базовий ризик леталыностi.
Кривi виживання якнайкраще наглядно та змютовно описуюты ефект впроваджены. Вони будуютыся як за спостереженими даними щодо виживаностi, так i дозволяюты моделювати тi чи iншi елементи чи сценарп впроваджены. Окрiм спостережених даних щодо виживаност ми прослiдкували змют впровадження моделi за ,, двома основними компонентами, а саме по-кращення доступност i ефективностi. Також ми проаналiзували можливий резерв покращення виживаностi, який передбачае моделы.
На рис. 1 зображен кривi виживання пащ-ентв з Г1М до i пюля впровадження моделi за спостереженими даними. Очевидний позитив-ний змiст впровадження, який юлыюсно вира-жаетыся у рiзницi площ пiд кривими. Ця рiзниця становиты 0,8788 мiсяцiв. Це означае, що в се-редныому впровадження забезпечуе додатково 0,8788 мюя^в життя пацiенту протягом перших 5 роюв вiд початку хвороби. Вщповщно 100 пащ-ентiв покращиты свое виживання на 87,88 мюя-^в протягом перших 5 рокiв вщ початку хвороби. Щороку по Вшницыюй областi рееструетыся
0,65
Дс ВПСОЗСЛХС I я П ГГЯ трлпагжо I я
О 4
52 57
12 16 20 24 28 32 36 40 44 Час гаспя виникнення 1М, м|сяц|
Рис. 1. Крив1 вживання при 1М до 'I гпсля впровадження модел1
----—.—---—.—---—.—--
■ ■ - ■ Д^ ь ин;вси*ек-и П I!' ||Ю !;:.|М'м >
12 16 20 24 28 32 36 40 44 Час теля виникнення 1М, м|сяц!
Рис. 2. Кривi вживання при 1М до i пiсля впровадження моделi пiсля вилучення ефекту вчасностi надання допомоги
5 0,85
ш
I 0,80 Ё
т 0,75 0,70 0,65
овл; ПОХ Жень эаи^е
Р^тсрг
•
0 4 8 12 16 20 24 28 32 36 40 44 48 52 67 Час гасля виникнення ЕМ, м!сяц!
Рис. 3. Кривi вживання при 1М до i пiсля впровадження моде-л1 \ за найсприятлив1шого сценар1ю модел1 (резерв покращення)
близыко 2000 випадювз гострим коронарнимсиндромом. Вiдповiдно ефект впровадження оц!нюеться як 1757,6до-датковихмюя^в життя протягом перших5роюв вд початку хвороби в масштабахВiнницько'iоблает щор'чно.
о.ао
Важливим е питання, за рахунок чого нова модель, яка використовуе зокрема можливост реор-гаызованих ЕМД, ПМСД та спецiалiзованоI допомо-ги, сприяе виживанню пацiентiв протягом перших 5 роюв.
За результатами вивчення модифкацп базового ризику летальност важливим компонентом ефек-тивностi впровадження моделi е своечаснiсть, а саме, якщо пацiентiв госпiталiзували пiсля 10 годин, базовий ризик летальност при Г1М у них збтьшу-вався на 43,6 % ([ВР-1]*100 %). Тому ми побудували (рис. 2) кривi виживання при Г1М до i пiсля впровадження моделi пiсля вилучення ефекту вчасностi на-дання допомоги. Очевидно, що ефект моделi рiзко зменшився i становить 0,139 додаткових мюя^в життя патенту протягом перших 5 рокiв вщ початку хвороби, що складае лише 15,8 % вiд загального ефекту впровадження. Цей вщсоток приходиться вочевидь на компоненту покращення якост л^ван-ня пацiентiв.
Звичайно, впровадження окремих елемен^в моделi не може свщчити про ефективнiсть модел1 за повно! реалiзацiI II компонентiв. Ми використали описану вище фрейлтi модель виживання для по-будови криво! виживання за умови повно! реалiза-ци моделi (рис. 3). За цим найбiльш оптимiстичним сценарiем передбачаеться збтьшення виживання до 4,6738 додаткових мюя^в життя пацiента протягом перших 5 роюв вщ початку хвороби. Тобто фак-тична реалiзацiя становить лише 18,8 % вщ максимально можливого ефекту в рамках моделг
Таким чином, на основi вивчення когорти 800 па-цiентiв з первинним Г1М ми отримали докази ефек-тивностi впровадження елеменпв моделi органiзацi! медичного обслуговування Ывалщв внаслiдок ССЗ на прикладi Г1М у Вiнницькiй областi за термшами суттевого зменшення базового ризику летальност1 внаслiдок Г1М, а також покращення 5^чно! вижива-ностi. Для доказу використана панельна оргаызащя даних. Аналiз здiйснений на основi фрейлт модел1 пропорцiйних ризикiв та кривих виживання.
Аналiз показав, що, ефект впровадження програ-ми виявився достовiрним (Ь = -0,179, р = 0,029). Як свщчить коефiцiент вщносного ризику (ВР = 0,836), базовий ризик летальност при гострому 1М вна-слiдок впровадження елементiв моделi оргаызаци медичного обслуговування iнвалiдiв внаслщок ССЗ зменшився на 19,6 %. Розглянут двi компоненти ефективностi, а саме вчаснють допомоги та кгмычна ефективнiсть лiкування.
В термiнах суттевого зменшення базового ризику летальност внаслщок Г1М саме вчаснiсть допомоги являеться виршальним компонентом ефек-тивностi. А саме, якщо пащенпв госпiталiзували пiсля 10 годин, базовий ризик летальност при Г1М у них збтьшувався на 43,6 %. Ефективнють тромбо-лiтично! терапi! та стентування тюно прив'язанi до часу вщ моменту виникнення гострого коронарного синдрому. Результати роботи засвщчили, що вчас-не проведення тромболiтично! терапи зменшува-ло базовий ризик летальност при Г1М на 26,6 %, а
вчасне виконання стентування на 31,1%. Вивчення вщносного ризику за шшими факторами показало !х схожють з результатами доотджень iнших науков-цiв, що доводить якiсну репрезентативнють даних, методологi! та результатiв доотдження.
Очевидний позитивний змiст впровадження за-безпечений тим, що в середньому впровадження забезпечуе додатково 0,8788 мюя^в життя патенту протягом перших 5 роюв вщ початку хвороби. Вд-повдно ефект впровадження оц'/нюеться як 1757,6 додаткових мюя^в життя протягом перших 5 роюв вщ початку хвороби в масштабах Вiнницько'i облает/ щор'чно. Встановлено, що основний ефект (84,2 %) впровадження пов'язаний iз покращенням вчаснос-т медично! допомоги. 15,8 % вщ загального ефекту впровадження приходиться на компоненту покра-щення якост л^вання пащенпв.
За умови повно! реалiзацi! моделi передбачаеться збтьшення виживання до 4,6738 додаткових м^ ся^в життя патента протягом перших 5 рокiв вщ початку хвороби. Тобто фактична реалiзацiя становить лише 18,8 % вщ максимально можливого ефекту в рамках моделг
Висновки.
1. Аналiз фрейлтi моделi виживаностi показав, що, ефект впровадження програми виявився достовiрним (Ь = -0,179, р = 0,029). Коефщент вщносного ризику (0,836) свщчить, базовий ризик летальност при Г1М внаслщок впровадження зменшився на 19,6 %.
2. Впровадження забезпечуе додатково 0,8788 мюя^в життя патенту протягом перших 5 роюв вщ початку хвороби. Ефект впровадження оц'нюеться як 1757,6додатковихмюя^вжиття протягом перших 5 роюв вд початку хвороби в масштабах Вiнницькоi облает щор 'чно.
3. Встановлено, що основний ефект (84,2 %) впровадження пов'язаний iз покращенням вчасност1 медично! допомоги. 15,8 % вщ загального ефекту впровадження приходиться на компоненту покра-щення якост л^вання пащенпв.
4. За умови повно! реалiзацi! моделi передбачаеться збтьшення виживання до 4,6738 додаткових мюя^в життя патента протягом перших 5 роюв вщ початку хвороби. Тобто фактична реалiзацiя становить лише 18,8 % вщ максимально можливого ефекту в рамках моделг
Перспективи подальших дослщжень стосу-ються кiлькох аспектiв. По-перше, це перерахунок збережених роюв життя з вирiвненням на яюсть, а також збтьшення часово! перспективи до меж часового горизонту, тобто фактично до середньо! трива-лостi життя члеыв когорти. По-друге, це включення непрямих ефектiв програми, зокрема на первинну i вторинну профiлактику пов'язаних та супутых за-хворювань. По-трете, формуля^я моделi у формi едференс iн дiференс» для оцiнки ефекпв реформи ПМСД та спецiалазовано! кардюлопчно! допомоги у Вiнницькiй областi як птотного регiону.
Л^ература
1. Богатирьова Р. E. Рeгioнальна oцiнка реформи системи медичного забезпечення стьського населення при екстрених станах, / Р. E. Богатирьова, А. E. ^рникоза. - ВЫниця : Еидавництво «Тезис», 2013. - 144 с.
2. Носушч Т. М. Формування ринку медичних послуг на регюнальному рiвнi (oрганiзацiйнo-eкoнoмiчний аспект) : авто-реф. дис. на здобуття наукового ступеня канд. екон. наук : спец. 08.00.05 «Розвиток продуктивних сил i рeгioнальна економка» / Т. М. Нocулiч. - К. , 2008. - 21 с.
3. Aalen O. O. Survival and Event History Analysis: A Process Point of View / O. O. Aalen, O. Borgan, H. K. Gjessing. - Berlin : Springer, 2008. - 432 p.
4. Briffa T. Long term survival after evidence based treatment of acute myocardial infarction and revascularisation: follow-up of population based Perth MONICA cohort, 1984-2005 / T. Briffa, S. Hickling, M. Knuiman [et al.] // BMJ. - 2009. - Vol. 338. -Режим кода доступу http://www. bmj. com/content/338/bmj. b36.
5. Gibson C. Michael. Early and Long-Term Clinical Outcomes Associated With Reinfarction Following Fibrinolytic Administration in the Thrombolysis In Myocardial Infarction Trials / C. Michael Gibson, Juhana Karha, Sabina A. Murphy [et al.] // Journal of the American College of Cardiology. - 2003. - Vol. 42, № 1. - Р. 7-16.
6. Hudson M. P. Early reinfarction after fibrinolysis: experience from the Global Utilization of Streptokinase and Tissue plasminogen activator (alteplase) for Occluded coronary arteries (GUSTO I) and Global Use of Strategies To Open occluded coronary arteries (GUSTO III) trials / M. P. Hudson, C. B. Granger, E. J. Topol [et al.] // Circulation. - 2001. - Vol. 104. - Р. 1229-1235.
7. Kuulasmaa K. Estimation of contribution of changes in classic risk factors to trends in coronary-event rates across the WHO MONICA Project populations / K. Kuulasmaa, H. Tunstall-Pedoe, A. Dobson [et al.] // Lancet. - 2000. - Vol. 355. - P. 675687.
8. Press W. H. Numerical Recipes in C. Second Edition / W. H. Press, S. A. Teukolsky, W. T. Vetterling, B. P. Flannery. - New York : Cambridge University Press, 1992. - 997 p.
9. Ross A. M. A randomized trial comparing primary angioplasty with a strategy of short-acting thrombolysis and immediate planned rescue angioplasty in acute myocardial infarction: the PACT trial / A. M. Ross, K. S. Coyne, J. S. Reiner [et al.] // J. Am. Coll. Cardiol. - 1999. - Vol. 34. - R 1954-1962.
10. Schweiger M. J. Early coronary intervention following pharmacologic therapy for acute myocardial infarction (the combined TIMI 10B-TIMI 14 experience) / M. J. Schweiger, C. P. Cannon, S. A. Murphy [et al.] // Am. J. Cardiol. - 2001. - Vol. 88. -Р. 831-836.
11. Tom Briffa. Long term survival after evidence based treatment of acute myocardial infarction and revascularisation: follow-up of population based Perth MONICA cohort, 1984-2005 / Tom Briffa, S Hickling, M Knuiman, [et al.] // BMJ. - 2009. -Vol. 338. - Режим кода доступу http://www. doi:10. 1136/bmj. b36.
12. Tunstall-Pedoe H. Estimation of contribution of changes in coronary care to improving survival, event rates, and coronary heart disease mortality across the WHO MONICA project populations / H. Tunstall-Pedoe, D Vanuzzo, M Hobbs [et al.] // Lancet. - 2000. - Vol. 355. - P. 688-700.
13. Wang S. T. Semi-parametric estimation of covariate effects using the positive stable frailty model / S. T. Wang, J. P. Klein, M. L. Moeschberger // Applied Stochastic Models and Data Analysis. - 1995. - Vol. 11. - P. 121-133.
14. Wilhelmsen L. Secular changes in cardiovascular risk factors and attack rate of myocardial infarction among men aged 50 in Gothenburg, Sweden. Accurate prediction using risk models / L. Wilhelmsen, L. Welin, K. Svardsudd [et al.] // J. Intern. Med. - 2008. - Vol. 263. - Р. 636-643.
УДК 614. 2:517. 004. 13:519. 46(014)
ЕФЕКТИВНЮТЬ ВПРОВАДЖЕННЯ ЕЛЕМЕНТ1В МОДЕЛ1 МЕДИЧНОГО ОБСЛУГОВУВАННЯ ПАЦ16Н-Т1В З ГОСТРИМ 1НФАРКТОМ М1ОКАРДА В ПРОЦЕС1 МЕДИЧНОТ РЕФОРМИ У В1ННИЦЬК1Й ОБЛАСТ1
Клименюк В. П. , Очередько О. М.
Резюме. E робот наводяться методолопчн особливост та результати аналiзу ефективност впровадження елемен^в реформи на 5^чну виживанють пащентв з перенесеним Г1М на ocнoвi фрейлт моделг Дан оргаызован за когортним дизайном. Контрольна когорта охоплювала 400 па^ентв з вперше в житт встановленим дiагнoзoм 1М, яю л^вались в кардюлопчному вешены м. ВЫниц до впровадження реформи, а саме в 2005-2006 роках. Основна когорта включала 400 па^ен^в з вперше в житп встановленим дiа-гнозом Г1М, яю л^вались в новоствореному кардюлопчному цeнтрi в 2008-2009 роках на момент початку реформи i створення обласного кардюлопчного центру. Реформа дозволила наблизити штенсивн методи л^вання при Г1М. Проспективно вивчались випадки летальност протягом перших п'яти роюв з моменту гocпiталiзацi! з приводу Г1М. За простежений перюд померло 270 з 800 пащен^в, тобто 33,75 %. Показано, що елементи реформи забезпечують додатково 0,8788 мюя^в життя патенту протягом перших 5 роюв вщ початку хвороби. Встановлено, що основний ефект (84,2 %) реформи пов'язаний саме iз покращенням вчасност медично! допомоги.
Ключовi слова: гострий Ыфаркт мюкарда, виживанють, медична реформа.
УДК 614. 2:517. 004. 13:519. 46(014)
ЭФФЕКТИВНОСТЬ ВНЕДРЕНИЯ ЭЛЕМЕНТОВ МОДЕЛИ МЕДИЦИНСКОГО ОБСЛУЖИВАНИЯ ПАЦИЕНТОВ С ОСТРЫМ ИНФАРКТОМ МИОКАРДА В ПРОЦЕССЕ РЕФОРМЫ МЕДИЦИНЫ В ВИННИЦКОЙ ОБЛАСТИ
Клименюк В. П. , Очередько А. Н.
Резюме. В работе изложены методологические особенности и результаты анализа эффективности внедрения элементов реформы на 5-летнюю выживаемость пациентов с перенесенным острым инфарктом миокарда (ОИМ) на основе фрэйлти модели. Данные организованы за когортным дизайном. Контрольная когорта охватывала 400 пациентов с впервые в жизни установленным диагнозом ОИМ, которые лечились в кардиологическом отделении г Винницы до начала реформы, а именно в 2005-2006 годах. Основная когорта включала 400 пациентов с впервые в жизни установленным диагнозом ОИМ, которые лечились в кардиологическом центре в 2008-2009 годах на момент начала реформы и создания областного кардиологического центра. Реформа позволила приблизить интенсивные методы лечения при ОИМ. Проспективно изучались случаи летальности на протяжении первых пяти лет с момента госпитализации по поводу ОИМ. За указанный период умерло 270 из 800 пациентов, то есть 33,75 %. Показано, что элементы реформы обеспечивают дополнительно 0,8788 месяцев жизни пациенту на протяжении первых 5 лет от начала ОИМ. Установлено, что основной эффект (84,2 %) реформы связанный именно с улучшением своевременности медицинской помощи.
Ключевые слова: острый инфаркт миокарда, выживаемость, медицинская реформа.
UDC 614. 2:517. 004. 13:519. 46(014)
Effectiveness of Implementation of the Model of Medical Care to Patients with Acute Myocardial Infarction in the Process of Medical Reform in Vinnitsa Region, Ukraine
Klimenyk V. Р. , Ocheredko O. M.
Abstract. Paper delivers methodological peculiarities and results on effectiveness of implementation of medical care on 5-years survival of patients with acute myocardial infarction (AMI) on the basis of frailty model. Data were organised by cohort design. Control cohort comprised 400 patients with first episode of AMI treated in cardiological Vinnitsa city department on the eve of reform, namely 2005-2006 years. Experimental cohort consisted of 400 patients with first episode of AMI treated in Vinnitsa regional cardiological centre in 2008-2009 years at the moment of reform initiation and opening of foregoing centre. Reform brought intensive methods of AIM treatment at hand. Lethal cases happened in first 5 years from the hospitalization were investigated. In given time period 270 out of 800 patients died, that is 33,7 %.
It was revealed that implementation of reform rendered hazard reduction effect of the largest magnitude among other covariates (b = -0,179, р = 0,029). Basic risk of lethality because of reform dropped by 19,6 % ([1/ RR-1]*100 %), RR = 0,836.
Among all organisational functionals of medical care it appeared that it's timeliness that of paramount importance in hazard reduction in patients with AIM. If patient was hospitalised with 10 hours delay or more basic risk of lethality increased by 43,6 %.
Effectiveness of trombolytic therapy and stenting closely related to timeliness of administration, especially to first 10-12 hours. Administration of trombolytic therapy in first 10-12 hours reduced basic risk of lethality by 26,6 %, while timely stenting reduced hazard by 31,1%.
Severe patient's condition at hospitalization increased basic risk of lethality by 21,8 %. Heavy comorbidity load (Charlson's index > = 5) increased basic risk of lethality by 19,6 % with marginal significance р = 0,074.
Low ejection fraction (values < = 0,3 %) at hospitalization increased basic risk of lethality by 39,5 %. Values of systolic blood pressure more than 170 mm. Hg at hospitalization increased basic hazard by 37,8 %.
Presence of pathological Q related to increased risk against basic hazard by 18,4 %. Heart arrest before or at hospitalization increased basic risk of lethality by 62,1% with marginal significance р = 0,05. As with Charlson's index marginal significance related to low frequency of conditions.
Every next year of age after 40 increased risk against basic hazard by 1,3 %. Females experienced higher (by 31,7 %) hazard against males ([1/0,759-1]*100 %).
Therefore after adjustment on important clinical and biological confounders the implementation of the model of medical care to patients with acute myocardial infarction in the process of medical reform proved to reduce basic hazard significantly.
Further investigation of survival curves revealed that implementation of the model saved additional 0,8788 survival months to patient in first 5 years from AMI incident. It was unveiled that main effect (84,2 %) was related particularly to improvement in timeliness of medical care.
Keywords: acute myocardial infarction, survival, medical reform.
Рецензент - проф. Голованова I. А.
Стаття надшшла 11. 08. 2014 р.
