Лекарственное обеспечение генно-инженерными биологическими препаратами при тяжелой бронхиальной астме и хронической обструктивной болезни легких: анализ данных 51 субъекта Российской Федерации

Бронхиальная астма (БА) — гетерогенное хроническое воспалительное заболевание дыхательных путей, характеризующееся вариабельной обструкцией воздушного потока, гиперреактивностью бронхов и повторяющимися эпизодами свистящего дыхания, одышки, чувства стеснения в груди и кашля [1, 2]. Тяжелая БА (ТБА) определяется как астма, не контролируемая, несмотря на приверженность максимально оптимизированной терапии высокими дозами ингаляционных глюкокортикостероидов в комбинации с длительно действующими β2-агонистами и коррекцию сопутствующих факторов, либо утрачивающая контроль при снижении объема терапии [3]. По данным популяционных исследований, доля тяжелой рефрактерной астмы составляет около 3,6% от всех больных БА [4], а оценки распространенности ТБА в общей популяции различаются в зависимости от применяемых критериев [5, 6]. Характеристики когорты больных ТБА в Российской Федерации описаны как по данным эпидемиологического анализа [7], так и по результатам многоцентрового наблюдательного исследования [8].

Хроническая обструктивная болезнь легких (ХОБЛ) остается одной из ведущих причин заболеваемости и смертности [9, 10]; особенности течения и терапии ХОБЛ в Российской Федерации охарактеризованы в рамках кросс-секционного наблюдательного исследования [11]. Возможность применения таргетной терапии при ХОБЛ с эозинофильным фенотипом воспаления показана в двух рандомизированных исследованиях III фазы, продемонстрировавших снижение частоты среднетяжелых и тяжелых обострений; данных о влиянии на выживаемость к настоящему времени не получено [12, 13]. Применение соответствующего международного непатентованного наименования при ХОБЛ осуществляется в объеме показаний, зарегистрированных в Государственном реестре лекарственных средств [14].

Генно-инженерные биологические препараты и селективные иммунодепрессанты (ГИБП/СИ) (составное наименование воспроизводит номенклатуру клинико-статистических групп (КСГ), в рамках которой финансируется данная терапия, и не отражает фармакологическую классификацию входящих в нее молекул) назначаются, согласно клиническим рекомендациям, наиболее тяжелой части когорты — пациентам, у которых контроль заболевания не достигается стандартной терапией [2, 10]. Финансирование этой терапии распределено между тремя каналами: системой обязательного медицинского страхования (ОМС), регионального льготного лекарственного обеспечения (РЛО) и федеральной программой обеспечения необходимыми лекарственными препаратами (ОНЛС).

Систематизированные сведения о фактическом охвате терапией ГИБП/СИ по профилю «пульмонология» в разрезе субъектов Российской Федерации в открытых источниках отсутствуют: регистр пациентов не ведется. Аналогичный анализ структуры потребления и барьеров доступности ранее выполнен для профиля «Ревматология» [15], что позволяет использовать сопоставимый методический подход.

Цель исследования — оценить фактический охват терапией ГИБП/СИ больных БА и ХОБЛ, структуру каналов ее финансирования и межрегиональную вариабельность обеспеченности; сопоставить два независимых источника сведений о применении ГИБП/СИ и сформировать предложения по совершенствованию организации медицинской помощи и лекарственного обеспечения данной когорты пациентов.

Проведено описательное наблюдательное исследование. Единица наблюдения — субъект Российской Федерации. Период наблюдения — 2025 календарный год.

Источник 1 (Мониторинг). Сведения о числе пациентов, получавших ГИБП/СИ по поводу БА и ХОБЛ, были собраны в рамках мониторинга, проводимого Национальным медицинским исследовательским центром по направлению медицинской деятельности «пульмонология» ФГАОУ ВО «Первый Московский государственный медицинский университет им. И.М. Сеченова» Минздрава России (Сеченовский Университет). Сведения представлены главными внештатными специалистами-пульмонологами субъектов Российской Федерации в рамках организационно-методической работы центра с региональными органами управления здравоохранением. Единицей учета являлся пациент, получавший терапию ГИБП/СИ в течение отчетного года.

Источник 2 (Госзакупки). Использовали сведения о поставках лекарственных препаратов в 2025 г. по данным Единой информационной системы в сфере закупок [16]. Объем поставок пересчитывали из упаковок в миллиграммы действующего вещества и делили на расчетную годовую курсовую дозу по каждому международному непатентованному наименованию (МНН), определенную по инструкции по медицинскому применению [14] с учетом режима инициации и поддерживающей терапии.

Вспомогательные показатели. Численность населения субъектов и Российской Федерации была принята по данным Федеральной службы государственной статистики на 2025 г. [17]. Зарегистрированная распространенность БА принята по данным формы федерального статистического наблюдения №12 «Сведения о числе заболеваний, зарегистрированных у пациентов, проживающих в районе обслуживания медицинской организации» за 2025 г.

В анализ были включены все субъекты Российской Федерации, представившие сведения по обоим источникам, — 51 субъект с суммарной численностью населения 73,8 млн человек (50,5% населения страны). Выборка не являлась случайной и представительной. В нее не вошли субъекты с наибольшими объемами применения ГИБП/СИ, в том числе Москва, Московская область, Краснодарский край, Республика Башкортостан, Свердловская, Ростовская, Новосибирская, Саратовская и Оренбургская области. Доля охваченного населения характеризовала объем выборки, но не ее представительность: полученные показатели отражали практику субъектов преимущественно со средним и низким уровнями организации терапии.

Описательная статистика. Распределения были асимметричны, в связи с чем количественные величины представлены медианой и межквартильным размахом (Me [Q₁; Q₃]) с указанием минимума и максимума (min—max). Сводные показатели обеспеченности рассчитаны как отношение суммарного числа пациентов к суммарной численности населения и приведены отдельно от медианы по субъектам, поскольку при асимметричном распределении эти величины не совпадают.

Анализ связей. Показатели вида «число пациентов на 100 тыс. населения» и «число пациентов на 100 тыс. больных БА» представляют собой отношения, знаменатель которых сам является анализируемой переменной. Корреляция такого отношения с собственным знаменателем отрицательна по построению, независимо от наличия содержательной связи [18]. Величину артефакта оценивали по методу случайных перестановок (5000 итераций): при полном разрыве связи числителя со знаменателем коэффициент ранговой корреляции составляет в среднем −0,58 для распространенности БА и −0,49 для численности населения. Таким образом, корреляционные связи оценивали для абсолютных величин: числа пациентов на терапии (N), зарегистрированной распространенности БА (A) и численности населения субъекта (P).

Форму связи описывали степенной моделью N=c·X^b, параметры которой оценивали методом наименьших квадратов в двойных логарифмических координатах. Проверяемой гипотезой являлось b=1 (пропорциональный рост, т.е. постоянство обеспеченности); отклонение b от единицы проверяли с помощью t-критерия, 95% доверительный интервал (ДИ) рассчитывали по стандартной ошибке наклона. Значение b<1 означало субпропорциональный рост. Дополнительно приведены коэффициенты ранговой корреляции Спирмена (r) для абсолютных величин с 95% ДИ по z-преобразованию Фишера.

Оценка согласованности источников. Использовали метод Блэнда—Альтмана применительно к натуральному логарифму отношения двух оценок [19]; логарифмическое преобразование было выбрано в силу мультипликативного характера расхождений и различия масштабов субъектов на три порядка. Нормальность логарифмов отношений проверяли с применением критерия Шапиро—Уилка (W=0,956; p=0,056); результат был пограничный, в связи с чем наряду с параметрическими границами согласия (среднее±1,96 стандартного отклонения) приведены перцентильные (2,5-й и 97,5-й перцентили). Для оценки согласия рассчитывали коэффициент конкордантной корреляции Лина (concordance correlation coefficient, CCC) после логарифмического преобразования данных [20]; 95 % доверительный интервал оценивали методом бутстрепа (5000 бутстреп-выборок). Критерием существенного расхождения на уровне субъекта принято отклонение >50% от большего из двух значений.

Метод Блэнда—Альтмана предполагает измерение двумя способами одной и той же величины; здесь это условие выполнялось не полностью, поскольку данные о закупках включали назначения по внелегочным показаниям, отсутствующие в Мониторинге. В связи с этим полученные оценки интерпретировали как характеристику рассогласования двух учетных систем, а не как ошибку измерения. Для разделения этих составляющих сопоставление дополнительно было выполнено в разрезе МНН с разделением молекул на имеющие и не имеющие внелегочные показания.

Анализ чувствительности. Устойчивость агрегированного расхождения оценивали последовательным исключением субъектов по заранее заданному правилу: субъекты упорядочивали по убыванию абсолютной величины логарифма отношения оценок и исключали по одному, k=0…10, с пересчетом показателя на каждом шаге. Обеспеченность в трех группах субъектов, различающихся моделью финансирования, сравнивали с помощью критерия Краскела—Уоллиса.

Множественность сравнений. Выполняли 7 статистических тестов. Исследование носило описательный и разведочный характер, гипотезы не были специфицированы до анализа данных, поэтому поправку на множественность не применяли; значения p приведены без корректировки и трактуются как ориентировочные. Критический уровень значимости принят равным 0,05.

Программное обеспечение. Расчеты выполнены в среде Python 3.11 с использованием библиотек NumPy 1.26 и SciPy 1.11.

Исследование было выполнено на обезличенных агрегированных статистических данных субъектового уровня, не содержащих сведений, позволяющих идентифицировать пациентов, в связи с чем рассмотрение локальным этическим комитетом не требовалось. Информированное согласие не запрашивали, поскольку персональные данные пациентов не использовали.

В 51 субъекте Российской Федерации терапию ГИБП/СИ по профилю «пульмонология» получали 7611 пациентов, что соответствует 10,3 случаев на 100 тыс. населения выборки. На БА пришлось 97,8% случаев (7444 пациентов), на ХОБЛ — 2,2% (167 пациентов). Распределение по нозологиям и каналам финансирования представлено в табл. 1 и на рис. 1.

Таблица 1. Охват терапией генно-инженерными биологическими препаратами и селективными иммунодепрессантами по нозологиям и каналам финансирования, 51 субъект Российской Федерации, 2025 г.

Примечание. ОМС — обязательное медицинское страхование; РЛО — региональное льготное лекарственное обеспечение; ОНЛС — обеспечение необходимыми лекарственными препаратами; ХОБЛ — хроническая обструктивная болезнь легких. Численность населения выборки 73,8 млн человек. Суммы могут отличаться от итогов на 0,1 вследствие округления. Распределение по каналам приведено в предположении, что каждый пациент обеспечивался по одному каналу.

Рис. 1. Структура каналов финансирования терапии ГИБП/СИ у пациентов с бронхиальной астмой и ХОБЛ, 51 субъект Российской Федерации, 2025 г.

Ось ординат — нозологические группы с указанием числа пациентов. ГИБП/СИ — генно-инженерные биологические препараты и селективные иммунодепрессанты; ОМС — обязательное медицинское страхование; РЛО — региональное льготное лекарственное обеспечение; ОНЛС — обеспечение необходимыми лекарственными препаратами; ХОБЛ — хроническая обструктивная болезнь легких.

X-axis: share of patients, %; Y-axis: disease groups with the number of patients. Abbreviations: MHI — mandatory health insurance; RDP — regional drug provision; FDP — federal drug provision programme; COPD — chronic obstructive pulmonary disease.

Доля ОМС в структуре каналов финансирования у больных БА возросла с 38% в 2024 г. до 54% в 2025 г. Наиболее вероятным объяснением представляется перемещение источника финансирования: субъекты в условиях дефицита региональных бюджетов переносят лекарственное обеспечение с собственных расходных обязательств на систему ОМС, где тариф не покрывает фактическую стоимость применения ГИБП/СИ в полном объеме; дефицит при этом не устраняется, а переносится на уровень медицинской организации. Альтернативные объяснения — развитие сети дневных стационаров и преимущественная инициация терапии в стационаре — настоящими данными не исключаются.

В анализируемых субъектах применяли 6 МНН ГИБП/СИ. Реслизумаб использовали в единичных случаях (суммарно 3 пациента), в связи с чем в анализ структуры назначений он не включен. На дупилумаб и омализумаб пришлось 59,5% случаев, с добавлением бенрализумаба — 80,3% (рис. 2).

Рис. 2. Распределение пациентов, получающих ГИБП/СИ при бронхиальной астме и ХОБЛ, по международным непатентованным наименованиям (МНН), 51 субъект Российской Федерации, 2025 г.

Ось ординат — МНН. Реслизумаб (3 пациента) не включен.

X-axis: share of patients receiving the given molecule, %; Y-axis: international non-proprietary names. Reslizumab (3 patients) is not included.

Был отмечен прирост доли использования тезепелумаба по сравнению с 2024 г. Динамика доли отдельного МНН в структуре назначений отражает совокупное влияние сроков включения препарата в региональные перечни, изменения клинических рекомендаций и особенностей закупочного цикла и не может быть интерпретирована как самостоятельный показатель клинической потребности.

Обеспеченность ГИБП/СИ различалась между субъектами Российской Федерации на два порядка: медиана 8,6 случая на 100 тыс. населения [4,0; 12,5], минимум 0,2 (Республика Татарстан), максимум 78,8 (Брянская область), отношение крайних значений 394. Сводный показатель по выборке (10,3) превышал медиану, что отражает вклад субъектов с наибольшими значениями: выше сводного показателя расположен 21 субъект, ниже — 30.

Оба крайних значения относятся к субъектам с наибольшим расхождением между источниками данных и с высокой вероятностью отражают дефекты первичного учета, а не различия в организации помощи: для Республики Татарстан сообщенные 8 пациентов при населении 4,0 млн человек и зарегистрированной распространенности БА 46 182 человека клинически неправдоподобны, для Брянской области 900 пациентов соответствуют обеспеченности, в 7,6 раза превышающей сводный показатель.

Число пациентов, получающих ГИБП/СИ, было положительно связано как с зарегистрированной распространенностью БА (r=0,400; 95% ДИ 0,14—0,61; p=0,004), так и с численностью населения субъекта (r=0,411; 95% ДИ 0,15—0,62; p=0,003). Однако форма этих связей оказалась различной (рис. 3). Рост числа пациентов вместе с ростом зарегистрированной распространенности БА являлся субпропорциональным: наклон степенной зависимости составил 0,61 (95% ДИ 0,30—0,92), что статистически значимо отличается от единицы (p=0,017). Содержательно это означает, что при удвоении числа зарегистрированных больных БА число получающих ГИБП/СИ возрастает примерно в 1,5 раза, а не вдвое, т.е. охват в расчете на 1 зарегистрированного больного снижается по мере роста регистрируемой распространенности. Связь с численностью населения от пропорциональной статистически не отличалась: наклон 0,78 (95% ДИ 0,42—1,14; p=0,245).

Рис. 3. Масштабирование числа пациентов, получающих ГИБП/СИ, относительно зарегистрированной распространенности бронхиальной астмы (а) и численности населения субъекта (б), 51 субъект Российской Федерации, 2025 г.

Ось абсцисс: панель а — зарегистрированная распространенность бронхиальной астмы, человек; панель б — численность населения субъекта, тыс. человек. Ось ординат обеих панелей — число пациентов на терапии, человек. Обе оси логарифмические. Сплошная линия — оцененная степенная зависимость, штриховая — пропорциональный рост (наклон 1) при том же среднем уровне.

Panel a X-axis: registered asthma prevalence, persons; Panel b X-axis: regional population, thousand persons; Y-axis of both panels: number of treated patients, persons. Both axes are logarithmic. Solid line — fitted power-law relationship; dashed line — proportional growth (slope 1) at the same mean level.

Результат допускает два объяснения: субъекты с более полной регистрацией включали в число зарегистрированных большую долю больных легкой и среднетяжелой БА, для которых терапия ГИБП/СИ не показана (знаменатель растет быстрее числителя), либо в таких субъектах существуют организационные ограничения, препятствующие пропорциональному наращиванию объемов терапии. Разграничить их без сведений о распределении больных по степени тяжести невозможно. Практическое следствие: показатель «обеспеченность на 100 тыс. больных» отражает в том числе полноту регистрации заболевания и непригоден для прямых межрегиональных сопоставлений.

По структуре источников финансирования субъекты распределились на 3 группы (табл. 2). Медианная обеспеченность в группе с преимущественно бюджетной моделью оказалась наименьшей (5,7 против 10,6 при страховой и 9,3 при смешанной модели), однако различия между группами статистически незначимы (критерий Краскела—Уоллиса: H=3,85; p=0,146). Направление различий согласуется с гипотезой об отрицательном экономическом стимуле при бюджетной модели, но полученные данные ее не подтверждают.

Таблица 2. Обеспеченность терапией в зависимости от модели финансирования лекарственного обеспечения, 51 субъект Российской Федерации, 2025 г.

Примечание. Критерий Краскела—Уоллиса для сравнения трех групп: H=3,85; p=0,146. Преимущественной считалась модель, обеспечивающая более ³/₄ объема финансирования.

По сопоставимому перечню субъектов данные Госзакупок превысили данные Мониторинга на 13,7% (8652 пациентов против 7611 пациентов). Однако агрегированное совпадение не отражает согласованности на уровне субъектов. Данные Госзакупок превышали данные Мониторинга в 32 субъектах и были ниже в 19; медиана абсолютного относительного расхождения составила 54,6%; в 18 (35,3%) из 51 субъекта расхождение превысило 50% от большего из двух значений.

Анализ Блэнда—Альтмана показал систематическое смещение в пользу Госзакупок в ×1,27 при параметрических границах согласия ×0,26—6,14 и перцентильных — ×0,24—3,60 (рис. 4, а); различие между вариантами границ обусловлено влиянием субъекта с наибольшим отклонением (Республика Татарстан, ×21) на оценку стандартного отклонения — при его исключении параметрические границы составили ×0,30—4,77. Коэффициент конкордации Лина составил 0,71 (95% ДИ 0,47—0,84), ранговая согласованность умеренная (r=0,680; 95% ДИ 0,50—0,81; p<0,001). Для отдельно взятого субъекта две оценки, таким образом, могут различаться от 4-кратного занижения до 3—6-кратного завышения.

Анализ чувствительности подтвердил, что агрегированное совпадение обусловлено взаимным погашением разнонаправленных расхождений (рис. 4, б): при последовательном исключении субъектов агрегированный показатель немонотонно колебался в диапазоне 11,6—27,9%, не стабилизируясь на исходном значении 13,7%, и потому не являлся устойчивой характеристикой данных.

Рис. 4. Согласованность оценок числа пациентов по данным госзакупок и статистического мониторинга, 51 субъект Российской Федерации, 2025 г.

Панель а — анализ Блэнда—Альтмана в логарифмической шкале: сплошная линия — систематическое смещение, штриховые — параметрические границы согласия, пунктирные — перцентильные границы, серая — полное совпадение. Панель б — устойчивость агрегированного расхождения.

Panel a — Bland—Altman analysis on the log scale: X-axis — geometric mean of the two estimates, persons; Y-axis — ratio of the procurement estimate to the monitoring estimate. Solid line — systematic bias; dashed lines — parametric limits of agreement; dotted lines — percentile limits; grey line — perfect agreement. Panel b — stability of the aggregate difference: X-axis — number of excluded regions with the largest absolute log ratio; Y-axis — aggregate difference, %.

В разрезе МНН направление расхождения между источниками систематически различалось (рис. 5). Для дупилумаба и омализумаба, зарегистрированных также по внелегочным показаниям (атопический дерматит; хроническая спонтанная крапивница, полипозный риносинусит, аллергический ринит), данные Госзакупок превысили данные Мониторинга суммарно на 2002 случая (+44% по каждому МНН). Для трех молекул, применяемых в Российской Федерации только по показаниям профиля «пульмонология» (бенрализумаб, меполизумаб, тезепелумаб), наблюдалась обратная картина: данные Госзакупок оказались ниже данных Мониторинга на 958 случаев (−31%).

Рис. 5. Сопоставление числа пациентов по данным госзакупок и статистического мониторинга в разрезе МНН, 51 субъект Российской Федерации, 2025 г.

Ось абсцисс — МНН, сгруппированные по наличию внелегочных показаний. Над столбцами — абсолютная разность (госзакупки минус мониторинг).

X-axis: international non-proprietary names grouped by the presence of non-respiratory indications; Y-axis: number of patients. Absolute differences (procurement minus monitoring) are shown above the bars.

Агрегированное превышение Госзакупок над Мониторингом (+1044 пациента), следовательно, полностью объясняется вкладом двух МНН с внелегочными показаниями и не может служить доказательством систематического недоучета при ручном сборе сведений. Для пульмонологически специфичных молекул источники расходились в противоположном направлении, что указывает на недооценку со стороны данных о закупках — вероятно, вследствие назначения через врачебные комиссии, закупок вне анализируемого контура и переходящих остатков между отчетными периодами.

Полученная структура каналов финансирования выявила самостоятельную организационную проблему. Так, 3489 (45,8%) пациентов получали ГИБП/СИ по бюджетному каналу, т.е. препарат был приобретен вне системы ОМС. При этом больные ТБА и ХОБЛ, как правило, нуждаются во введении препарата в условиях круглосуточного или дневного стационара. Тариф на оплату случая введения лекарственного препарата, полученного из источников финансирования, отличных от ОМС, в действующей модели КСГ по профилю «пульмонология» отсутствует. В результате медицинская организация несет затраты на госпитализацию, наблюдение и введение препарата, не имея источника их возмещения.

Соответствующий механизм в системе ОМС уже реализован для другого профиля. Методическими рекомендациями по способам оплаты медицинской помощи за счет средств ОМС предусмотрено, что по КСГ st36.012 и ds36.006 «Злокачественное новообразование без специального противоопухолевого лечения», а также по КСГ st19.090—st19.093 и ds19.063—ds19.066 может осуществляться оплата случаев введения медицинской организацией лекарственных препаратов, предоставленных пациентом или иной организацией, действующей в интересах пациента, из иных источников финансирования, за исключением препаратов, приобретенных за счет личных средств пациента или его представителя [21]. Распространение указанного механизма на КСГ, применяемые при лечении болезней органов дыхания, не требует создания новой нормы.

Отсутствие тарифа — вероятный, но не подтвержденный настоящим исследованием фактор межрегиональной вариабельности: медицинские организации субъектов с преимущественно бюджетной моделью экономически не заинтересованы в наращивании количества госпитализаций для введения ГИБП/СИ. Наблюдаемое различие медианной обеспеченности между группами согласуется с этим предположением по направлению, но не достигает статистической значимости (см. табл. 2).

Прямое сопоставление обеспеченности на 100 тыс. населения с зарубежными данными затруднено различиями в организации учета. Косвенным ориентиром служат данные Международного регистра тяжелой астмы (International Severe Asthma Registry, ISAR): среди 8451 взрослого пациента биологическую терапию инициировали 2116 (25,0%) человек [22]. В исследовании EVEREST на когорте ISAR из 21 страны (9587 пациентов) 3041 пациент не имел доступа к биологической терапии, еще 382 имели доступ, но терапию не получали; неконтролируемое течение было отмечено у 54,6 и 71,2% пациентов этих групп соответственно [23]. Неполный охват, таким образом, не является особенностью российского здравоохранения, однако количественное сопоставление требует сопоставимого по критериям формирования знаменателя.

От сценарного расчета потребности было решено отказаться. Он требует перемножения по меньшей мере трех величин — распространенности БА, доли ТБА в ее структуре и доли пациентов, отвечающих критериям назначения биологической терапии, — каждая из которых известна с кратной неопределенностью: регистрируемая распространенность расходится с эпидемиологической в несколько раз [24], оценки доли ТБА различаются в зависимости от применяемых определений [4—6, 25], доля кандидатов зависит от критериев фенотипирования [22]. Итоговый диапазон перекрывает фактический охват как сверху, так и снизу и потому не несет информации о наличии дефицита. Единственной эмпирической характеристикой относительной недостаточности охвата остается субпропорциональное масштабирование (см. рис. 3, а).

По той же причине не приводится оценка числа получающих терапию в Российской Федерации в целом: линейная экстраполяция сводного показателя на численность населения страны опирается на пропорциональность, которая для данной выборки статистически не отвергается, но игнорирует систематическое смещение выборки — из нее исключены субъекты с наибольшими объемами применения ГИБП/СИ.

Выборка не являлась случайной и не включала субъекты с наибольшими объемами применения ГИБП/СИ; полученные показатели не могут быть распространены на Российскую Федерацию в целом.

Данные Мониторинга не проходили внешней верификации; для ряда субъектов сообщенные значения клинически неправдоподобны. Возможность двойного учета пациента, обеспечивавшегося последовательно по разным каналам, не была исключена; не установлено также, включают ли сведения пациентов детского возраста, тогда как знаменателем служит общая численность населения.

Пересчет объемов закупок в число пациентов был основан на допущении о полном годовом курсе терапии и не учитывал инициацию в течение отчетного года, преждевременное прекращение терапии, переходящие остатки между отчетными периодами и вариабельность дозы в зависимости от массы тела и уровня общего иммуноглобулина E. Направление и величину смещения не определяли.

Зарегистрированная распространенность БА, использованная в качестве знаменателя, отражала полноту регистрации, различающуюся между субъектами, и была существенно ниже эпидемиологических оценок.

Метод Блэнда—Альтмана применяли к источникам, учитывающим частично различающиеся совокупности пациентов; гипотезы не специфицировали до анализа данных, поправка на множественность не применялась.

Данные по ХОБЛ (167 пациентов) носили описательный характер и недостаточны для анализа в разрезе субъектов или МНН.

В 51 субъекте Российской Федерации терапию ГИБП/СИ в 2025 г. получали 7611 пациентов (10,3 на 100 тыс. населения выборки); 97,8% из них — больные БА.

Обеспеченность различается между субъектами на два порядка. Число пациентов на терапии растет пропорционально численности населения субъекта, но субпропорционально — зарегистрированной распространенности бронхиальной астмы (наклон 0,61; 95% ДИ 0,30—0,92).

Два источника сведений не являются взаимозаменяемыми: при агрегированном расхождении 13,7% границы согласия составляют ×0,26—6,14, в 35% субъектов расхождение превышает 50%, а сам агрегированный показатель при исключении наиболее расходящихся субъектов перемещается в диапазоне 11,6—27,9%.

Направление расхождения между источниками определяется наличием у МНН внелегочных показаний; для пульмонологически специфичных молекул данные о закупках занижают число пациентов на 31%.

Вне системы ОМС обеспечиваются препаратом 45,8% пациентов при отсутствии тарифа на оплату случая его введения, что создает отрицательный экономический стимул для медицинских организаций.

Достоверная оценка потребности в терапии на имеющихся данных невозможна и требует введения регистрового учета и утверждения методики расчета.

Распространить на КСГ, применяемые при лечении болезней органов дыхания, механизм оплаты случаев введения лекарственных препаратов, предоставленных из источников финансирования, отличных от ОМС, по аналогии с действующим порядком для КСГ онкологического профиля [21].

Провести разгруппировку КСГ st36.027 и ds36.014 «Лечение с применением генно-инженерных биологических препаратов и селективных иммунодепрессантов и ингибиторов янус-киназ (инициация)» по схемам лекарственной терапии, по типу действующих уровней для продолжения терапии.

Дополнить перечень КСГ, к которым не применяются понижающие коэффициенты специфики, группами st36.027, st36.028—st36.047 и ds36.014, ds36.015—ds36.034 в соответствии с действующим положением о недопустимости применения понижающих коэффициентов к группам с высокой долей расходов на медикаменты и расходные материалы.

Организовать ведение регистра пациентов, получающих ГИБП/СИ по профилю «пульмонология», с последующим включением профиля в контур вертикально интегрированной медицинской информационной системы.

Утвердить методику расчета потребности в терапии ГИБП/СИ при БА и ХОБЛ с однозначным определением понятий «кандидат на терапию» и «лист ожидания».

Провести верификацию первичных сведений в субъектах, для которых выявлено расхождение между источниками >50%.

Участие авторов:

Концепция и дизайн исследования — Древаль Р.О., Авдеев С.Н.

Сбор и обработка материала — Никитина Л.Ю.

Статистическая обработка данных — Шипицын В.В.

Написание текста — Древаль Р.О., Шипицын В.В.

Редактирование — Авдеев С.Н., Никитина Л.Ю.

Authors’ contributions:

Concept and study design — Dreval R.O., Avdeev S.N.

Data collection and processing — Nikitina L.Yu.

Statistical data processing — Shipitsyn V.V.

Writing the text — Dreval R.O., Shipitsyn V.V.

Editing — Avdeev S.N., Nikitina L.Yu.

Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.

The authors declare no conflict of interest.