Введение
Биомаркеры крови являются одними из наиболее надежных и хорошо изученных выявляемых клинических детерминант здоровья и патологии. Тромбоз и кровотечение, два противоположных состояния гемостаза, считаются главными причинами морбидности и смертности, связанных с сердечно-сосудистыми заболеваниями (ССЗ). Венозная тромбоэмболия (ВТЭ) встречается с частотой 1 случай на 1000 человек в год. Диагностический процесс ВТЭ состоит из стратификации риска (с использованием шкалы Уэллса для тромбоза глубоких вен (ТГВ) и тромбоэмболии легочной артерии и Geneva Score для тромбоэмболии легочной артерии) с последующей диагностической визуализацией [1]. Традиционно используемая шкала Уэллса лучше работает в сочетании с тестированием на D-димер, являющийся продуктом фибринолиза. Даже без поддержки шкалы Уэллса тестирование на D-димер способно исключить ТГВ [2].
При нормальной беременности происходит сдвиг гемостатического равновесия в сторону гиперкоагуляции, и при дальнейшем изменении этого нового для организма равновесия беременность осложняется тромбозом или кровотечением. В среднем каждые 1,2 из 1000 родов связаны с тромбозом и риском сохранения ВТЭ во всех трех триместрах [3]. Несмотря на относительно низкий абсолютный риск, ВТЭ является основной причиной заболеваемости и смертности матери и плода.
В то время как сама беременность является фактором риска тромбоза, повышенный D-димер у беременных женщин — это норма, что препятствует применению стандартных диагностических алгоритмов.
Цель исследования — установление референтных интервалов D-димера, измеренного с помощью реагентов Tina-Quant (Roche Diagnostics), для выбранной популяции амбулаторных пациентов в качестве рекомендаций для медицинских клиник, работающих с аналогичными (восточно-европейскими) популяциями беременных женщин.
Материал и методы
В настоящее исследование были включены 1128 беременных женщин (в возрасте от 18 до 48 лет) с измеренным уровнем D-димера в крови. 145 испытуемых были исключены из дальнейшего анализа в связи с наличием (или предшествующими записями анамнеза) новообразований (коды МКБ-10 C00-D49), заболеваний крови и кроветворных органов (D50-D89), эндокринных, пищевых и метаболических заболеваний (E00-E89), заболеваний нервной системы (G00-G99) и болезней системы кровообращения (I00-I99). Кроме того, были исключены пациенты с аутоиммунным гепатитом и приобретенной аутоиммунной гемолитической анемией (коды МКБ-10 К75.4 и D9.1 соответственно). Течение беременности и родов не контролировалось. Остальные 983 испытуемых были разделены на 9 категорий в зависимости от возраста и триместра беременности (см. табл. 1). Так как один субъект может быть исследован несколько раз во время беременности, общее количество наблюдений (результаты измерения D-димера) превышает количество включенных субъектов. Количество наблюдений, стратифицированных по подгруппам, приведено в табл. 1.
Таблица 1. Количество измерений D-димера в различных экспериментальных группах
| Хронологический возраст | Триместр | Итого | ||
| 1 | 2 | 3 | ||
| 18—28 | ||||
| n | 284 | 105 | 69 | 458 |
| возраст | 25,57±2,14 | 25,88±2,11 | 25,49±2,27 | 25,63±2,15 |
| 29—38 | ||||
| n | 527 | 232 | 163 | 922 |
| возраст | 32,71±2,87 | 32,5±2,54 | 32,6±2,7 | 32,64±2,76 |
| 39—48 | ||||
| n | 70 | 22 | 15 | 107 |
| возраст | 40,44±1,72 | 41,04±2,4 | 40,47±1,13 | 40,57±1,82 |
| Итого | 881 | 350 | 247 | 1478 |
Данные пациентов (измерения, диагнозы) находились в виде анонимизированной базы данных, исследование было одобрено этическим комитетом ФГБОУ ВО «Воронежский государственный университет» (Воронеж, Российская Федерация).
Источник данных. Данные о пациентах, включая хронологический, период гестации, результаты измерения D-димера и анамнез, были извлечены из анонимизированной базы данных медицинской информационной системы Numedy, используемой в медицинских центрах ООО «МедЭксперт» (Воронеж, Российская Федерация). Мы извлекли записи с 2014 по 2020 гг.
Лабораторные измерения. D-димер измеряли с помощью анализатора Cobas Integra 400 plus (Roche Diagnostics, Швейцария) и набора реагентов Tina-quant D-dimer Gbn.2 (Roche Diagnostics, Швейцария) в соответствии с инструкциями производителя.
Статистика. Рассчитан коэффициент корреляции Спирмана между концентрацией D-димера и неделей гестации. Для исследования нормальности распределения использовался тест Шапиро—Уилка [4]. Экстремальные значения D-димера были определены с помощью критерия Рознера [5]. Выбор критерия Рознера в настоящем исследовании оправдан тем, что после удаления выбросов, данные можно смоделировать распределением sinh-arcsinh, относящееся к группе нормальных распределений. Подгонка распределения проводилась с использованием модели GAMLSS [6]. Квантильная функция полученного распределения использовалась для установления 5—95 % процентилей значений D-димера в различных триместрах. Уравнение, описывающее взаимосвязь между медианой уровня D-димера и сроком беременности, подбиралось путем минимизации отрицательной логарифмической функции правдоподобия. Для проверки значимости при сравнении средних значений уровня D-димера в различных группах использовался критерий Манна—Уитни—Уилкоксона с корректировкой р-значения на частоту ложных обнаружений Бонферрони—Хохберга [7, 8]. Все расчеты проводились с использованием программного обеспечения R версии 3.6.3.
Результаты и обсуждение
Средний возраст исследуемой популяции составил 30,96±4,85 года (среднее значение ± стандартная ошибка среднего). Тест Шапиро—Уилка показал, что распределение значений D-димера во всех экспериментальных группах значительно отклонялось от нормального распределения (см. табл. 2).
Таблица 2. Результаты теста Шапиро-Уилка
| Триместр | Возрастная группа | Статистика Шапиро—Уилка | p value |
| 1 | 18—28 | 0,5708805 | <0,01 |
| 1 | 29—38 | 0,6274361 | <0,01 |
| 1 | 39—48 | 0,6145791 | <0,01 |
| 2 | 18—28 | 0,8029308 | <0,01 |
| 2 | 29—38 | 0,8287090 | <0,01 |
| 2 | 39—48 | 0,8861812 | 0,0158846 |
| 3 | 18—28 | 0,8473279 | <0,01 |
| 3 | 29—38 | 0,8528326 | <0,01 |
| 3 | 39—48 | 0,7310722 | <0,01 |
Тест Рознера выявил в общей сложности 62 выброса. После удаления этих наблюдений из набора данных, распределения D-димера во всех группах были смоделированы с помощью регрессии GAMLSS. В результате было установлено, что значения D-димера наилучшим образом описываются нормальным распределением sinh-arcsinh [9]. Гистограммы значений D-димера с разбиением по триместрам, а также функции плотности соответствующих распределений приведены на рис. 1.
Рис. 1. Распределение значений D-димера в разных триместрах (а); Графики плотности функций распределений значений D-димера в разных триместрах (б).
Достоверная положительная корреляция (коэффициент корреляции Спирмана 0,48, р-значение <0,01) наблюдалась между уровнем D-димера и периодом гестации, выраженным в неделях (см. рис. 2).
Рис. 2. Связь между уровнем D-димера в плазме крови и периодом гестации.
Пунктирная горизонтальная линия обозначает порог D-димера 0.5 мкг/мл, пунктирные вертикальные линии ограничивают триместры беременности. Сплошные линии показывают кривые регрессионного прогнозирования (5 и 95% процентилей снизу вверх, соответственно), черная сплошная линия представляет корреляцию Спирмана между уровнем D-димера и неделей гестации.
Достоверные различия в уровнях D-димера мы наблюдали только между двумя возрастными группами в первом триместре беременности — между группами 18—28 лет и 39—48 лет (см. табл. 3).
Таблица 3*. Результаты теста Манна—Уитни—Уилкоксона
| Триместр | 1-я группа | 2-я группа | Размер 1-й группы | Размер 2-й группы | U-статистика | p value |
| 1 | 18—28 лет | 29—38 лет | 278 | 495 | 64513,5 | 0,220 |
| 1 | 18—28 лет | 39—48 лет | 278 | 63 | 7046,5 | 0,046 |
| 1 | 29—38 лет | 39—48 лет | 495 | 63 | 13666,5 | 0,220 |
| 2 | 18—28 лет | 29—38 лет | 103 | 218 | 10179,5 | 0,354 |
| 2 | 18—28 лет | 39—48 лет | 103 | 21 | 786,5 | 0,149 |
| 2 | 29—38 лет | 39—48 лет | 218 | 21 | 1911,0 | 0,354 |
| 3 | 18—28 лет | 29—38 лет | 68 | 155 | 4532,0 | 0,289 |
| 3 | 18—28 лет | 39—48 лет | 68 | 15 | 562,5 | 0,538 |
| 3 | 29—38 лет | 39—48 лет | 155 | 15 | 1432,0 | 0,289 |
Примечание. *В таблице приведена U-статистика критерия Манна—Уитни—Уилкоксона и соответствующие P-значения для сравнения возрастной 1-й группы с возрастной 2-й группой в течение одного триместра для всех возможных комбинаций возрастных групп.
Референтные интервалы (5—95% процентили) и 95% доверительные интервалы рассчитывались для 0—13 недель гестации (1-й триместр), 14—26 (2-й триместр) и 27—40 (3-й триместр). За нижний порог референтного интервала D-димера принималась величина 5% процентиля в данном триместре для данной возрастной группы. За верхний порог — величина 95% процентиля, соответственно. Полученные интервалы приведены в табл. 4. Поскольку в течение 2-го и 3-го триместров не наблюдалось существенных различий между возрастными группами, референтные интервалы даются для всего триместра без учета возраста матери.
Таблица 4. Характеристика исследуемой популяции и референтные интервалы D-димера
| Триместр | Параметр | Диапазон возрастов | |||
| 18—28 (n=278) | 29—38 (n=495) | 39—48 (n=63) | total (n=836) | ||
| 1 | Размер группы (%) | 278 (33,3%) | 495 (59,2%) | 63 (7,5%) | 836 (100,0%) |
| Среднее (CI) | 0,389 (0,362—0,416) | 0,423 (0,400—0,446) | 0,453 (0,390—0,516) | 0,414 (0,397—0,431) | |
| Медиана | 0,315 | 0,350 | 0,410 | 0,340 | |
| Мин-Макс | 0,090—1,410 | 0,010—1,370 | 0,140—1,330 | 0,010—1,410 | |
| Центили (5—95%) | 0,389 (0,140—0,841) | 0,423 (0,157—1,003) | 0,453 (0,210—1,118) | 0,414 (0,150—0,982) | |
| Центили (2,5—97,5%) | 0,389 (0,129—1,043) | 0,423 (0,130—1,132) | 0,453 (0,171—1,160) | 0,414 (0,130—1,151) | |
| 2 | Размер группы (%) | 342 (100,0%) | |||
| Среднее (CI) | 0,800 (0,750—0,850) | ||||
| Медиана | 0,690 | ||||
| Мин-Макс | 0,090—2,370 | ||||
| Центили (5—95%) | 0,800 (0,241—1,819) | ||||
| Центили (2,5—97,5%) | 0,800 (0,185—2,055) | ||||
| 3 | Размер группы (%) | 238 (100,0%) | |||
| Среднее (CI) | 1,065 (0,969—1,162) | ||||
| Медиана | 0,910 | ||||
| Мин-Макс | 0,010—3,160 | ||||
| Центили (5—95%) | 1,065 (0,180—2,700) | ||||
| Центили (2,5—97,5%) | 1,065 (0,148—2,941) | ||||
Логистическая кривая вида
была подобрана путем минимизации отрицательной логарифмической функции правдоподобия, где y — медианный уровень D-димера, а x — завершенная неделя беременности. Полученное уравнение для линии регрессии имеет вид:
95% доверительный интервал для кривой прогнозирования оценивался с использованием непараметрического метода бутстрап-повторной дискретизации (n=300).
Были установлены референтные интервалы концентраций D-димера в плазме крови беременных с использованием электронных медицинских карт выборки популяции центрального региона Российской Федерации. Хотя зависимые от периода гестации референтные интервалы D-димера можно найти в литературе [10], насколько нам известно, это первое подробное описание интервалов значений D-димера для данной популяции. С точки зрения изучаемой популяции наиболее близкой к настоящему исследованию может быть работа, опубликованная Siennicka и соавт. [11], но очень малый размер выборки, используемый авторами, существенно ограничивает применение их результатов.
Обнаружена значимая положительная корреляция между уровнем D-димера и периодом гестации, что подтверждает многочисленные предыдущие исследования [12—16]. Первая работа, описывающая влияние демографических характеристик матери на уровень D-димера во время беременности, была опубликована относительно недавно Grossman с соавторами. В этом исследовании регрессионный анализ не показал значимой корреляции между хронологическим возрастом матери и уровнем D-димера [17]. Однако в нашем исследовании мы наблюдали статистически значимую разницу в медиане концентрации D-димера между возрастными группами 18—28 лет и 39—48 лет в течение первого триместра беременности. Несмотря на то, что наши результаты противоречат результатам, полученным Grossman и соавторами, мы считаем наши выводы достаточно основательными из-за: а) отсутствия общепринятой четко установленной связи между материнскими характеристиками и концентрациями D-димера ввиду недостаточного объема данных, и б) методологических различий между исследованиями, поскольку обычно рассматриваются популяции одного и того же возраста для каждого триместра [11, 18].
Часто при предложении новых референтных интервалов биохимического лабораторного исследования изучается относительно небольшое число пациентов [11, 19]. Значительная часть исследований не соответствует рекомендации Международной Федерации Клинической Химии (IFCC) о минимальном размере выборки в 120 человек [20]. Использование записей электронных медицинских карт позволило нам исследовать обширную обезличенную базу данных. Кроме того, использование электронных медицинских карт в качестве источника данных означает, что исследуемые величины содержат меньше ошибок, связанных с человеческим фактором.
Правильно установленные референтные интервалы D-димера имеют важное значение для работы лаборатории или клиники. Существует более 30 различных анализов на D-димер, используемых в клинической практике [21]. Эти различные типы анализов используют разные единицы концентрации и пороговые значения, а также демонстрируют существенно различные характеристики чувствительности и специфичности. Это означает, что принятие референтных интервалов из литературы и справочных руководств во многих случаях не может быть оправдано. Тест на D-димер очень чувствителен (чувствительность 99,3%, согласно руководству Tina-Quant D-dimer Gen. 2), но специфичность составляет всего 45,8% для анализатора Cobas Integra 400 plus и 66% — для Sysmex CS-2100i [22]. Низкая специфичность теста в сочетании с тем, что существует множество причин повышенного уровня D-димера, которые описаны и документированы [23], обусловливают относительно высокую вероятность ложноположительных результатов теста. Низкая специфичность D-димера может быть улучшена путем внедрения релевантных и правильно определенных референтных интервалов и пороговых значений, скорректировнных для беременности. Только в этом случае может быть принято более рациональное клиническое решение.
Поскольку значения концентрации D-димера в плазме крови зависят от используемых реактивов [24] и прибора, мы понимаем, что предлагаемый референтный интервал может иметь больший уровень значимости при использовании показаний D-димера, полученных с помощью прибора Cobas Integra 400 plus в сочетании с реагентами Tina-quant D-dimer Gen. 2. Несмотря на то, что регрессионный анализ является устоявшимся и широко распространенным методом описания данных, рекомендуется использовать более надежные методы, такие как решающие деревья [25] или обобщенные аддитивные модели [26], которые способны более точно фиксировать закономерности в данных. Тем не ме нее, мы считаем, что регрессионные модели, выраженные в виде алгебраического уравнения, являются в настоящее время наиболее удобным способом передачи модели в научном сообществе. В этой связи мы публикуем модель, позволяющую определить медиану уровня D-димера для данного срока беременности в виде уравнения (1). Кроме того, существует ряд влияющих факторов, не контролируемых в данном исследовании.
Рис. 3. Связь между уровнем D-димера в плазме крови и периодом гестации.
Пунктирная горизонтальная линия обозначает порог D-димера 0,5 мкг/мл, пунктирные вертикальные линии ограничивают триместры беременности. Заштрихованная область представляет собой 95% доверительный интервал для кривой прогнозирования.
Диагностика осложнений беременности, включая ВТЭ и преэклампсию, включает измерения D-димера. Значения D-димера, полученные с помощью приведенного здесь уравнения, могут быть использованы для расчета MoM D-димера (multiple of median, кратное медианы) для данного пациента, что позволяет использовать принятые в пренатальной диагностике стандарты оценки риска, а также разрабатывать новые. Стратегии стратификации риска на основе биомаркеров и математической обработки данных обладают значительно большим потенциалом (к примеру, адаптированный для беременности алгоритм YEARS, использующий D-димер), чем традиционно используемые и основанные в первую очередь на истории болезни пациента и клинических особенностях шкалы Уэллса, Geneva score и Caprini, которые не адаптированы для беременных (Caprini однако рекомендуется для использования клиническими рекомендациями по профилактике венозных тромбоэмболических осложнений в акушерстве и гинекологии).
Дизайн исследования, сбор и анализ данных, а также подготовка рукописи финансированы ООО «Биоми».
Acknowledgments: The study design, collection and analysis of medical electronic records data, as well as preparation of the manuscript was funded by BioME LLC.
Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.