Введение
В 2019 г. мир столкнулся с пандемией, вызванной новым коронавирусом SARS-CoV-2 [1, 2]. Вследствие массового поступления пациентов с новой коронавирусной инфекцией (COVID-19) и высокой нагрузки на кабинеты КТ [3] сонографическое исследование [4, 5], выполненное непосредственно у койки больного, продемонстрировало свою значимость как важный диагностический инструмент в арсенале клиницистов [5, 6]. Однако, как и в других областях применения ультразвука, описание, количественная оценка и интерпретация конкретных результатов в ультразвуковом исследовании (УЗИ) легких субъективны и зависят от опыта конкретного исследователя [7]. Тем не менее все авторы [8, 9, 10] показывают хорошие результаты в повторяемости результатов между специалистами УЗИ легких разного уровня. Так, например, De Molo С. et al. [11] показали, что коэффициент внутриклассовой корреляции (ICC) имеет отличное соответствие между экспертом и начинающим оператором (ICC — 0,975; 0,962–0,983).
Вопрос, какие нужны объемы знаний и навыков для начинающего специалиста в УЗИ легких, чтобы не только правильно получать изображения, но и верно их интерпретировать, оставался открытым. Так, Lerchbaumer M.H. et al. [8] пришли к выводу, что для оценки результатов не требуется специальной подготовки, даже несмотря на то что в качестве требования часто указывается проверка экспертом. Rouby J. J. et al. [12] показали, что ординаторы с минимальным опытом смогли быстро обучиться оценке LUS (ультразвука легких) у пациентов в критическом состоянии благодаря короткой и легко реализуемой учебной программе под руководством опытного врача, специализирующегося на УЗИ легких у постели больного.
Оценка выраженности синдрома инфильтрации являлась основной проблемой [8, 13] для межэкспертной повторяемости, и Russell F.M. et al. [10] оценил именно этот критерий на предмет обучения начинающих специалистов. Количество сканированных зон, необходимых для достижения профессионального уровня, равнялось 11 и существенно не отличалось между учащимися без предшествующего опыта УЗИ по сравнению с более чем 25 предыдущими сканированиями пациентов (р = 0,64). Однако Baker K. et al. [14] говорят о том, что для достижения хороших результатов межэкспертной повторяемости необходим вводный курс УЗИ легких в количестве 4 ч, что не соответствует выводам предыдущих авторов. Millington S.J. et al. [9] также дают данные о том, что предварительно обученные специалисты для исследования должны были выполнить не менее 50 исследований УЗИ легких. Таким образом, мы получили несколько разнородные данные исследователей в плане предварительного опыта.
Все авторы сошлись во мнении, что оптимально использование протокола с достаточно большим количеством зон [4]. Так, Mento F. et al. [15], Rouby J.J. et al. [12] показали, что оптимально использование не менее 10-, а лучше 12-зонного протокола. Smargiassi A. использовали анализ 14 зон [16]. Подход с использованием 12-зонного протокола мы наблюдаем и у De Molo С. et al. [11], Kumar A. et al. [17], в то время как Millington S.J. et al. [9] используют 8-зонный протокол, а Gullett J. et al. [18] — 10-зонный. В исследовании Tung-Chen Y. [19], где сравнивались протоколы с разной зональностью, наилучший коэффициент межклассовой корреляции был у 12-зонного протокола.
Отмечалась неоднородность и в используемых шкалах оценки LUS. Так, Lerchbaumer M.H. et al. [8], De Molo С. et al. [11], Fatima N. et al. [13] использовали полуколичественную шкалу с баллами в каждой зоне от 0 до 3, Baker K. [14], Kumar A. et al. [17], Millington S.J. et al. [9] — качественную описательную шкалу по выявленным признакам, [18], Russell F.M. et al. [10] — количественную шкалу с подсчетом общего количества В-линий.
Таким образом, все авторы отметили хорошую межэкспертную повторяемость различных протоколов УЗИ легких. Однако нет единого мнения, какой протокол и шкала УЗИ легких будут оптимальны как для опытного, так и для начинающего оператора УЗИ легких. Для преодоления проблемы субъективной оценки патологических артефактов УЗИ легких (В-линий) была разработана шкала LUS NMHC, основанная на оценке процента поля зрения, занимаемого артефактами А-линиями, характеризующими воздушное легкое [20]. Полное описание протокола сделано в публикации авторов [20].
Цель исследования
Изучить межэкспертную повторяемость результатов 16-зонного протокола при использовании полуколичественной шкалы LUS и авторской LUS NMHC у реанимационных пациентов с коронавирусной инфекцией (COVID-19) при выполнении ультразвукового мониторинга легких экспертом и начинающим специалистом. Мы выдвигаем гипотезу, что 16-зонный протокол с полуколичественными шкалами LUS и LUS NMHC демонстрирует высокую межэкспертную повторяемость среди врачей анестезиологов-реаниматологов с различным уровнем опыта в УЗИ легких.
Материалы и методы
Проведено двухцентровое ретроспективное когортное исследование результатов межэкспертной повторяемости протоколов УЗИ легких у пациентов реанимационного профиля, проходивших лечение от новой коронавирусной инфекции (COVID-19) с 6 марта 2020 г. по 22 декабря 2021 г. в ФГБУ «Национальный медико-хирургический Центр им. Н.И. Пирогова» Минздрава России и ГБУЗ «Московский многопрофильный клинический центр “Коммунарка”».
Пациенты были разделены на 2 когорты. В первой когорте (18 пациентов) исследование проводили 2 специалиста: обученный УЗИ легких начинающий специалист и эксперт, исследование выполняли совместно. В случае разногласий в процессе исследования проводили детальный пересмотр и достигали общего мнения. Предварительно начинающий специалист прошел обучение по методике УЗИ легких и самостоятельно выполнил протокол у 10 пациентов. Оба исследователя являются врачами анестезиологами-реаниматологами. Эксперт имеет сертификат по ультразвуковой диагностике и опыт в УЗИ легких более 5 лет.
Каждого пациента заносили в память УЗ-аппарата, для каждой зоны легких проводили одну запись кинопетли. Через 30 дней эксперт и начинающий специалист проводили пересмотр кинопетель независимо друг от друга, заполняли протоколы согласно 16-зонному протоколу по шкале LUS. Через 6 месяцев экспертом и начинающим специалистом независимо друг от друга кинопетли были пересмотрены и оценены согласно 16-зонному протоколу по шкале LUS NMHC.
Во второй когорте пациентов (143 пациента) исследование проводили независимо друг от друга эксперт и начинающие специалисты на одних и тех же пациентах согласно 16-зонному протоколу с авторской шкалой LUS NMHC. Сравнивались результаты протоколов.
В это исследование были включены пациенты с COVID-19, которые первоначально были госпитализированы в отделение реанимации и интенсивной терапии (ОРИТ) и которым было проведено как КТ грудной клетки, так и LUS в течение 24 ч после поступления. Диагноз COVID-19 был основан либо на положительном ПЦР-тесте на SARS-CoV-2, либо на клинических проявлениях с рентгенологическими признаками инфекции даже при отрицательном ПЦР-тесте при поступлении [21].
Критерии включения:
- пациенты, поступавшие в приемное отделение (шоковый зал) с признаками дыхательной недостаточности и подозрением на коронавирусную пневмонию, в дальнейшем подтвержденную лабораторно или рентгенологически;
- пациенты, находившиеся на лечении в ОРИТ с диагнозами «COVID-19, вирус идентифицирован» (U07.1); «предполагается COVID-19, вирус не идентифицирован» (U07.2).
Критерии исключения:
- возраст пациента моложе 18 лет;
- пациенты, поступившие в ОРИТ в состоянии клинической смерти;
- пациенты с бактериальным компонентом пневмонии, выявленным по данным КТ.
Протоколы и шкалы Lung ultrasound
Использовались ультразвуковые аппараты Sonosite Edge II (Fujifilm Sonosite, USA) и Logiq E (GE HealthCare, China). Для проведения исследования выбран конвексный датчик. Базовый режим: абдоминальный, глубина сканирования — 11–13 см.
Чтобы сравнить отличия разных типов шкал УЗИ легких с точки зрения межэкспертной повторяемости, был протестирован 16-зонный [22, 23] протокол с двумя видами шкал: LUS и LUS NMHC:
- 16-зонный LUS — этот тип шкалы был основан на выставлении балла по ведущему ультразвуковому признаку (количество B-линий, утолщенная плевра или неправильная плевральная линия, консолидации и т. д.) и хорошо описан в литературе [24–27].
- 16-зонный LUS NMHC — авторский протокол, в котором баллы основаны на оценке соотношения процента поля зрения, занимаемого артефактами от воздушного легкого А-линиями к общему полю зрения (рис. 1, табл. 1).
Рис. 1. Схема легкого для 16-зонного LUS и 16-зонного LUS протокола NMHC (СПЛ — средняя подмышечная линия, ЗПЛ — задняя подмышечная линия) Fig. 1. Lung Diagram for the 16-Zone LUS and 16-Zone LUS NMHC Protocols (СПЛ — middle axillary line, ЗПЛ — posterior axillary line)
| Балл | Шкала LUS | Шкала LUS NMHC |
|---|---|---|
| 0 | Нормальный легочный профиль без плевральных деформаций. Возможны одиночные (< 3) B-линии | А-линии занимают 100 % исследуемой зоны, допустимо до 2 В-линий в поле зрения. B-линии не могут быть сливными или яркими, на их фоне должны быть хорошо видны A-линии |
| 1 | Умеренный интерстициальный синдром, до 5 B-линий в поле зрения. Деформированная плевральная линия | A-линии
занимают > 50 % межреберных промежутков в поле зрения или A-линии занимают 100 % исследуемой зоны с множественными B-линиями, которые хорошо видны на фоне A-линий |
| 2 | Значительный интерстициальный синдром, субплевральные консолидации менее 10 мм | A-линии
занимают < 50 % межреберных промежутков в поле зрения или соотношение В-линий и А-линий 1 : 1 с наличием субплевральной консолидации менее 15 мм* |
| 3 | Большая консолидация более 10 мм | Большая консолидация более 15 мм с наличием плеврального выпота или без него |
Статистический анализ
Накопление и первичный анализ данных проводили с использованием Microsoft Office Excel 2019. Описательная статистика количественных данных представлена в формате Me (Q1; Q3), где Me — медианное значение, Q1 — первый квартиль (25-й процентиль), Q3 — третий квартиль (75-й процентиль). Частотные данные представлены в формате N (%), где N — абсолютное количество наблюдений в группе, а % — процент числа наблюдений в группе.
С целью оценки соответствия распределения полученных данных нормальному закону применялся критерий Шапиро—Уилка. По причине того, что распределения данных большей части анализируемых параметров значимо отличались от нормального, сравнительный межгрупповой анализ для количественных не связанных переменных был выполнен с использованием непараметрического U-критерия Манна—Уитни, а для связанных переменных — с использованием критерия знаковых рангов Вилкоксона. При сравнительном анализе 3 или более зависимых выборок с количественными данными использовался двухфакторный ранговый дисперсионный анализ Фридмана для связанных выборок. Для частотных переменных сравнение несвязанных групп проводилось с помощью критерия Хи-квадрат либо же точного теста Фишера (в случаях, когда частота исхода была менее 10 %). Для определения силы взаимосвязи между параметрами использовался ранговый коэффициент корреляции Спирмена. Для определения наличия или отсутствия статистически значимых различий между двумя корреляционными связями использовался Z-тест Стейгера. Критический уровень значимости p был установлен на уровне 0,05 (двусторонний).
С целью определения прогностического качества количественных предикторов был применен ROC-анализ с построением графика специфичность-чувствительность и дальнейшим расчетом параметра AUC (площадь под кривой) и его 95%-й доверительный интервал (ДИ). Вычисление оптимальной точки отсечения (cut-off/индекса Юдена), а также значений специфичности (Sp) и чувствительности (Sp) было выполнено с помощью программного обеспечения MedCalc 20.305.
Статистический анализ данных, полученных в ходе исследования, проводился с помощью программного обеспечения SPSS Statistics (IBM SPSS Statistics for Windows, Version 27.0.1 Armonk, NY: IBM Corp). Для создания визуализаций и табличного представления результатов был использован Microsoft Office Excel 2019.
Результаты исследования
Всего в исследование был включен 161 госпитализированный пациент с COVID-19, которым при поступлении была проведена как КТ грудной клетки, так и УЗИ легких. Их демографические и клинические данные представлены в табл. 2. Средний возраст составил 69,2 ± 14,6 года, при этом 67 пациентов (41,6 %) были мужчинами.
| Критерий | Всего (n = 161) |
|---|---|
| Мужчины, n (%) | 67 (41,6) |
| Возраст, годы, М ± sd | 69,2 ± 14,6 |
| 16-зонный LUS, n (%) | 18 (11,1) |
| 16-зонный LUS NMHC, n (%) | 143 (88,8) |
C целью определения однородности результатов УЗИ была набрана первая когорта пациентов из 18 человек и был выполнен двухфакторный ранговый дисперсионный анализ Фридмана и анализ ANOVA для связанных выборок, чтобы определить будут ли в данном случае результаты разных операторов УЗИ расходиться для двух типов протоколов (16-зонного LUS и 16-зонного LUS NMHC). Критерий Шапиро—Уилка показывает, что данные получены от нормально распределенной совокупности. Как итог, было выявлено что данные УЗИ разных операторов также статистически значимо не отличаются (для 16-зонного LUS по методу ANOVA p = 0,982, по методу Фридмана p = 0,220, для 16-зонного LUS NMHC по методу ANOVA p = 0,988, по методу Фридмана p = 0,058) и могут считаться однородными (табл. 3).
| Параметр | M ± sd | M (Q1; Q3) | Критерий
Шапиро—Уилка (проверка на нормальность) |
Метод ANOVA | Метод Фридмана |
|---|---|---|---|---|---|
| Эксперт: пересмотр LUS | 16,7 ± 2,5 | 15 (8; 28) | 0,436 | 0,982 | 0,220 |
| Начинающий оператор: пересмотр LUS | 17,1 ± 2,5 | 17 (7; 27) | 0,171 | ||
| Исходно: эксперт + начинающий оператор LUS | 17,4 ± 2,5 | 17 (9; 29) | 0,443 | ||
| Эксперт: пересмотр LUS NMHC | 15,2 ± 2,4 | 12 (7; 26) | 0,199 | 0,988 | 0,058 |
| Начинающий оператор: пересмотр LUS NMHC | 15,7 ± 2,4 | 13 (7; 24) | 0,329 | ||
| Исходно: эксперт + начинающий оператор LUS NMHC | 15,4 ± 2,4 | 12 (7; 27) | 0,276 |
С целью определения силы взаимосвязи результатов УЗИ, полученных от исходного исследования и пересмотра операторами с разным опытом, был выполнен корреляционный анализ по методу Пирсона. В результате все корреляции оказались статистически значимыми с уровнями p < 0,001 и сильными — коэффициенты корреляции R > 0,9 (табл. 4) независимо от типа используемого протокола (16-зонный LUS и LUS NMHC).
Также с целью определения силы взаимосвязи результатов УЗИ от исходного исследования и пересмотров от операторов с разным опытом при использовании 16-зонных протоколов LUS и LUS NMHC с процентом повреждения легких по КТ выполнен корреляционный анализ по методу Пирсона. В результате все корреляции оказались статистически значимыми с уровнями p < 0,001 (табл. 4) и сильными — коэффициенты корреляции R > 0,9.
| Параметр | Корреляция
Пирсона. Эксперт: оператор 1, p; R (95% ДИ) |
Корреляция
Пирсона. Эксперт: исходно p; R (95% ДИ) |
Корреляция
Пирсона. Оператор 1: исходно p; R (95% ДИ) |
Корреляция
Пирсона с результатами КТ p; R (95% ДИ) |
|---|---|---|---|---|
| Эксперт: пересмотр LUS | p < 0,001; R = 0,975 (0,935; 0,991) |
p < 0,001; R = 0,995 (0,986; 0,998) |
p < 0,001; R = 0,983 (0,954; 0,993) |
p < 0,001; R = 0,915 (0,783; 0,968) |
| Начинающий оператор: пересмотр LUS | p < 0,001; R = 0,935 (0,832; 0,976) |
|||
| Исходно: эксперт + начинающий оператор LUS | p < 0,001; R = 0,915 (0,782; 0,968) |
|||
| Эксперт: пересмотр LUS NMHC | p < 0,001; R = 0,995 (0,986; 0,998) |
p < 0,001; R = 0,997 (0,992; 0,999) |
p < 0,001; R = 0,992 (0,978; 0,997) |
p < 0,001; R = 0,925 (0,807; 0,972) |
| Начинающий оператор: пересмотр LUS NMHC | p < 0,001; R = 0,938 (0,838; 0,977) |
|||
| Исходно: эксперт + начинающий оператор LUS NMHC | p < 0,001; R = 0,928 (0,812; 0,973) |
С целью сопоставления результатов УЗИ, полученных при использовании 16-зонных протоколов LUS и LUS NMHC, сравнение медиан групп проводилось при помощи критерия Уилкоксона и критерия парных выборок (табл. 5). Только для группы, где протоколы выполнял при пересмотре начинающий оператор, не было обнаружено статистически значимых различий в медианах 16-зонных протоколов LUS и LUS NMHC. Для исходного исследования (эксперт вместе с начинающим специалистом) и пересмотра экспертом получены значения о статистически значимой разнице в результатах при использовании протоколов LUS и LUS NMHC.
| Параметр | LUS, Me (Q1; Q3) |
LUS NMHC, Me (Q1; Q3) |
Критерий
знаковых рангов Вилкоксона для связанных выборок |
Критерий парных выборок | Корреляция
Пирсона (p-value; коэффициент корреляции R) LUS-LUS NMHC |
|---|---|---|---|---|---|
| Эксперт: пересмотр | 15 (8; 28) | 12 (7; 26) | 0,021 | 0,016 | p < 0,001; R = 0,971 (0,925; 0,989) |
| Начинающий оператор: пересмотр | 17 (7; 27) | 13 (7; 24) | 0,189 | 0,133 | p < 0,001; R = 0,939 (0,845; 0,977) |
| Исходно: эксперт + начинающий оператор | 17 (9; 29) | 12 (7; 27) | 0,008 | 0,007 | p < 0,001; R = 0,966 (0,911; 0,987) |
Для определения наличия или отсутствия статистически значимых различий между двумя корреляционными связями использовался Z-тест Стейгера. Поскольку p для корреляций с КТ 16-зонных протоколов LUS и LUS NMHC оказался более 0,05, можно заключить, что нет статистически значимой разницы в межэкспертной повторяемости для этих типов протоколов (табл. 6).
| Параметр | Отличия корреляции LUS с КТ и корреляции LUS NMHC с КТ (p-value; z) |
|---|---|
| Эксперт: пересмотр | 0,658; 0,442 |
| Начинающий оператор: пересмотр | 0,912; 0,111 |
| Исходно: эксперт + начинающий оператор | 0,463; 0,734 |
У пациентов второй когорты также был выполнен корреляционный анализ по методу Спирмена между результатами УЗИ (16-зонный протокол LUS), полученными разными операторами, а также процентом повреждения легочной ткани по КТ. В итоге все корреляции оказались статистически значимыми с уровнями p < 0,001 (табл. 7) и с коэффициентами корреляции R > 0,9, что говорит о сильно положительной связи c параметром (табл. 8).
| Параметр | Процент повреждения по КТ | 16-зонный протокол LUS. Исходно | 16-зонный протокол LUS. Эксперт | 16-зонный протокол LUS. Начинающий оператор |
|---|---|---|---|---|
| Процент повреждения по КТ | NA | < 0,001* | < 0,001* | < 0,001* |
| 16-зонный протокол LUS. Исходно | < 0,001* | NA | < 0,001* | < 0,001* |
| 16-зонный протокол LUS. Эксперт | < 0,001* | < 0,001* | NA | < 0,001* |
| 16-зонный протокол LUS. Начинающий оператор | < 0,001* | < 0,001* | < 0,001* | NA |
| Параметр | Процент повреждения по КТ | 16-зонный протокол LUS. Исходно | 16-зонный протокол LUS. Эксперт | 16-зонный протокол LUS. Начинающий оператор |
|---|---|---|---|---|
| Процент повреждения по КТ | NA | 0,901 | 0,903 | 0,932 |
| 16-зонный протокол LUS. Исходно | 0,901 | NA | 0,995 | 0,977 |
| 16-зонный протокол LUS. Эксперт | 0,903 | 0,995 | NA | 0,972 |
| 16-зонный протокол LUS. Начинающий оператор | 0,932 | 0,977 | 0,972 | NA |
C целью определения однородности результатов УЗИ во второй когорте (16-зонный протокол LUS NMHC) между различными операторами был проведен двухфакторный ранговый дисперсионный анализ Фридмана для связанных выборок. В итоге было выявлено, что результаты УЗИ трех операторов, работавших по 16-зонному протоколу, статистически значимо не отличались (p = 0,181) (табл. 9).
| LUS оператор | Me (Q1; Q3) | Количество наблюдений | p для критерия Фридмана |
|---|---|---|---|
| LUS 16-зонный эксперт | 12 (5; 21) | 142 | 0,181 |
| LUS 16-зонный оператор 2 | 8,5 (6; 16) | 26 | |
| LUS 16-зонный оператор 3 | 9,5 (4; 17) | 6 |
С целью определения силы взаимосвязи результатов УЗИ, полученных от разных операторов, был выполнен корреляционный анализ по методу Спирмена. В результате все корреляции оказались статистически значимыми с уровнями p менее 0,001 и сильными — коэффициенты корреляции R > 0,9.
Обсуждение
Несмотря на то, что большинство авторов подчеркивает хорошую межэкспертную повторяемость в УЗИ легких между операторами с разным опытом [8, 11, 17], до сих пор нет единого мнения, какой протокол и какую шкалу LUS считать оптимальной.
Все исследователи сходятся во мнении, что нужно использовать протокол с достаточно большим количеством зон, по всей вероятности, не менее 12 [11, 17, 19]. Мы использовали 16-зонный протокол с двумя видами шкал: LUS и LUS NMHC.
Изначально в первой когорте пациентов нами был проведен анализ на повторяемость результатов с записью кинопетель для каждой зоны легких. Первое исследование проводили совместно эксперт и начинающий оператор, балл выставлялся консенсусно. При этом для преодоления проблемы записи некачественных кинопетель техническую сторону УЗИ легких выполнял эксперт [8, 9]. В дальнейшем кинопетли пересматривали независимо друг от друга эксперт и начинающий оператор и выставляли баллы по шкале LUS.
Вторая шкала, которая была исследована совместно с 16-зонным протоколом — LUS NMHC. Те же самые кинопетли просматривались экспертом и начинающим оператором, а спустя 6 месяцев оценивали по LUS NMHC.
В результате корреляционного анализа исходные результаты и результаты пересмотра экспертом и начинающим оператором оказались статистически значимыми с уровнями p < 0,001 и сильными (коэффициенты корреляции R > 0,9) независимо от типа шкалы (LUS и LUS NMHC). Такие же показатели были получены при определении корреляции результатов эксперта и начинающего оператора с процентом повреждения легких по КТ.
При сравнении медиан шкал LUS и LUS NMHC при помощи критерия Вилкоксона и критерия парных выборок для групп, где протоколы выполнялись вдвоем экспертом и начинающим оператором, а также для групп пересмотра экспертом получены значения о статистически значимой разнице в результатах при использовании протоколов LUS и LUS NMHC. На основании этих данных мы полагаем, что эти 2 шкалы не могут быть взаимозаменяемы, даже несмотря на общее сходство в количестве баллов и критерии их выставления. Для групп пересмотра начинающим оператором не было получено статистически значимой разницы независимо от используемой шкалы. Вероятно, меньший опыт оператора оказывает влияние на результат. Z-тест Стейгера использовался для сравнения корреляций с данными КТ шкал LUS и LUS NMHC для исходного исследования, а также пересмотра экспертом и начинающим оператором. Показатель p оказался более 0,05, поэтому можно заключить, что нет статистически значимой разницы в межэкспертной повторяемости для этих типов шкал. Как 16-зонный протокол, основанный на шкале LUS, так и основанный на авторской LUS NMHC, обладают высокой межэкспертной повторяемостью.
Для подтверждения эффективности 16-зонного протокола LUS NMHC у пациентов второй когорты также были выполнены корреляционный и дисперсионный анализы между результатами УЗИ, полученными разными операторами, а также процентом повреждения легочной ткани по данным КТ. В итоге все корреляции оказались статистически значимыми с уровнями p < 0,001 и с коэффициентами корреляции R > 0,9. Кроме того, дисперсионный анализ показал, что результаты операторов статистически значимо не отличались (p = 0,181).
Создание шкалы LUS NMHC было связано с известной проблемой [8, 13, 14] в трудности дифференцировки баллов 1 и 2, которые отражают выраженность синдрома инфильтрации. Мы предположили, что подсчет процента поля зрения, занятого А-линиями, поможет более точному выставлению балла операторами с разным опытом по сравнению с системами шкал, основанными на подсчете патологических артефактов. Кроме того, именно учет А-линий мог помочь разграничить выраженность синдрома инфильтрации, при котором на фоне В-линий видны либо не видны В-линии. Описание данной ситуации по ее принадлежности к баллу 1 или 2 не встречается в литературе.
Остается открытым вопрос, какие нужны объемы знаний и навыков для начинающего оператора в УЗИ легких. В нашем исследовании начинающий специалист получил предварительное обучение в пределах 1,5 ч, после чего под контролем эксперта выполнил 10 протоколов УЗИ легких. Этого оказалось достаточно для получения хороших результатов в межэкспертной повторяемости. К схожему мнению пришли и другие авторы [8, 12, 10].
Результаты нашего исследования подтвердили гипотезу о том, что 16-зонный протокол с полуколичественными шкалами LUS и LUS NMHC демонстрирует высокую межэкспертную повторяемость среди врачей анестезиологов-реаниматологов с различным уровнем опыта в УЗИ легких. Мы обнаружили, что независимо от типа используемой шкалы корреляция между результатами операторов была выше 0,9 (p > 0,001), что подтверждает нашу гипотезу о высокой межэкспертной повторяемости.
Заключение
Результаты проведенного исследования подтверждают высокую межэкспертную повторяемость как описанной в литературе полуколичественной шкалы LUS, так и разработанной нами шкалы LUS NMHC. Это дает основание полагать, что полуколичественные шкалы УЗИ легких по сравнению с количественными шкалами, основанными на непосредственном подсчете количества артефактов в поле зрения, могут быть эффективно использованы для динамического мониторинга пациентов врачами-реаниматологами с разным опытом в проведении УЗИ легких. Кроме того, полученные нами данные говорят об эффективности короткого обучения начинающего специалиста УЗИ легких, что позволяет получать повторяемые результаты мониторинга пациентов при выполнении разными специалистами.
Конфликт интересов. Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.
Disclosure. The authors declare no competing interests.
Вклад авторов. Все авторы в равной степени участвовали в разработке концепции статьи, получении и анализе фактических данных, написании и редактировании текста статьи, проверке и утверждении текста статьи.
Author contribution. All authors according to the ICMJE criteria participated in the development of the concept of the article, obtaining and analyzing factual data, writing and editing the text of the article, checking and approving the text of the article.
Этическое утверждение. Проведение исследования было одобрено локальным этическим комитетом ФГБУ «Национальный медико-хирургический Центр им. Н.И. Пирогова» Минздрава России, Москва, Россия (протокол № 11 от 26.10.2021).
Ethics approval. This study was approved by the local Ethical Committee of Pirogov National Medical and Surgical Center, Moscow, Russia (reference number: 11-26.10.2021).
Информация о финансировании. Авторы заявляют об отсутствии внешнего финансирования при проведении исследования.
Funding source. This study was not supported by any external sources of funding.
Декларация о наличии данных. Данные, подтверждающие результаты этого исследования, можно получить по запросу у корреспондирующего автора. Данные не являются общедоступными, так как они содержат информацию, которая может поставить под угрозу конфиденциальность участников исследования.
Data Availability Statement. Data supporting the findings of this study are available from the corresponding author, upon reasonable request. The data are not publicly available due to privacy concerns and the potential risk of compromising participant confidentiality.
