Независимые предикторы летального исхода у хирургических пациентов отделения интенсивной терапии

НЕЗАВИСИМЫЕ ПРЕДИКТОРЫ ЛЕТАЛЬНОГО ИСХОДА У ХИРУРГИЧЕСКИХ ПАЦИЕНТОВ ОТДЕЛЕНИЯ ИНТЕНСИВНОЙ ТЕРАПИИ

Р. В. Акопян

INDEPENDENT PREDICTORS OF DEATH IN SURGICAL INTENSIVE CARE UNIT PATIENTS

R. V. Akopyan

Ереванский государственный медицинский университет Сердечно-сосудистый центр «Зайтун», г. Ереван, Армения

Проведённое исследование носило проспективно-наблюдательный характер, в него было включено 463 пациента отделения интенсивной терапии хирургического профиля. Выявлены независимые предикторы неблагоприятного исхода: уровень абдоминального перфузионного давления, значение тяжести состояния по шкале APACHE II, наличие положительного баланса жидкости и отсутствие дефекаций в течение лечения пациентов в отделении интенсивной терапии.

Ключевые слова: абдоминальное перфузионное давление, выживаемость, отделение интенсивной терапии.

This was a prospective observational study covering 463 surgical intensive care patients. Independent poor predictors, such as abdominal perfusion pressure, APACHE II scores, positive fluid balance, and no defecations during treatment in intensive care patients, were found.

Key words: abdominal perfusion pressure, survival rates, intensive care unit.

При лечении пациентов в отделении интенсивной терапии (ОИТ), обычно имеющих грубые нарушения гомеостаза, особо важны диагностические тесты и методы лечения, улучшающие показатели выживаемости. Параметры, влияющие на общую летальность у хирургических пациентов ОИТ, изучены недостаточно [1, 4, 10, 13].

Состояние пациента в ОИТ характеризуется множеством демографических, физиологических, клинических и других параметров, некоторые из которых ассоциированы с выживаемостью пациентов. Разумеется, идентификация и последующий мониторинг таких предикторов имеют первостепенное значение, ибо их своевременная коррекция может улучшать исход лечения пациентов в ОИТ. Однако выявление таких параметров усложняется наличием взаимосвязей между несколькими потенциальными предикторами, что усложняет методологию и статистический анализ данных. Поэтому цель исследования сводилась к нахождению из множества потенциальных предикторов наиболее влиятельных, независимо ассоциированных с выживаемостью пациентов в ОИТ.

Материалы и методы

Обследованы 469 пациентов, прооперированных по поводу различных хирургических заболеваний

(78%) либо травматических повреждений органов брюшной полости (22%). Также проведён комплекс клинико-лабораторных, радиологических исследований и лечебных мероприятий по показаниям.

Основную часть обследованных составили пациенты, предоперационный объективный статус которых по классификации Американской ассоциации анестезиологов (ASA) соответствовал III (56%) и IV классам (28%). У 72,08% пациентов лапарото-мии выполнены по экстренным показаниям.

Возрастной и половой состав, а также структура летальности и тяжесть состояния пациентов по шкале APACHE II представлены в табл. 1.

Для сбора первичного материала использована информация из трёх источников: истории болезни, карты динамического наблюдения пациентов в ОИТ, данные исследований экспресс-лаборатории.

В группах умерших и выживших пациентов измеряли основные физиологические, лабораторные и демографические параметры. Тяжесть состояния пациентов оценивали по шкалам SOFA и APACHE II. Для усреднения исследуемых непрерывных параметров, полученных по каждому пациенту в течение всего периода госпитализации в ОИТ, применяли площади под соответствующими кривыми, полученными при помощи трапецеидального интегрирования всех доступных измерений [5].

Таблица 1

Демографические данные контингента исследованных пациентов

Пол n (%) Возраст (годы)* Дни в ОИТ Летальность APACHE II*

Женщины 191 (41,30%) 57,30 ± 16,93 5,04 ± 7,44 60 (31,41%) 12,197 ± 6,722

Мужчины 272 (58,70%) 51,44 ± 17,72 5,57 ± 7,40 64 (23,52%) 9,920 ± 6,381

Всего 463 (100%) 53,85 ± 17,62 5,35 ± 7,42 124 (26,78%) 10,858 ± 6,591

Примечание:* - показатели в группах статистически значимо различались с уровнем значимости р < 0,05.

Для нахождения независимых влияний ряда потенциальных предикторов на выживаемость пациентов в ОИТ применяли регрессионную модель Кокса пропорционального риска [11-12]. В указанной модели вероятность достижения пациентом конечной точки в течение исследования: H(t) моделируется следующим образом:

H(t) = H0(t)xexp(b1x1 + b2x2 + b3x3 + ... + bkxk), где: x1,... xk являются предикторами, b1,... bk - коэффициентами регрессии Кокса и интерпретируются подобно коэффициентам логистической регрессии;

H0(t) - базальный риск в момент времени t, т. е. риск, не связанный с эффектом предикторов, риск достижения конечной точки в исследовании, когда все предикторы в модели имеют нулевое значение;

H

- - отношение рисков (hazard ratio).

H0

Регрессионная модель Кокса пропорционального риска позволяет учитывать и контролировать влияние времени лечения пациента в ОИТ на общую выживаемость. Такой эффект всегда имеет место, ибо многие параметры с возможным эффектом на выживание меняются с течением времени [11, 12]. Рисунок иллюстрирует влияние времени лечения в ОИТ на летальность обсследованных пациентов.

Для внесения переменных в указанную модель рассмотрены демографические, основные

физиологические и клинико-лабораторные данные (табл. 2). В парных регрессионных моделях оценено соотношение между каждой переменной, одной за другой, и зависимой переменной. Затем рассматривали только те переменные, которые имели отношение к зависимой переменной (исходу лечения пациентов) или были значимыми в унивариантном анализе (табл. 3-4) [11]. Конечную оптимальную модель определяли при помощи процедуры автоматического пошагового отбора параметров (Forward Stepwise). Этот метод является комбинацией методов включения и последовательного удаления переменных. Выбор начинается с метода включения, а в конце каждого шага проводится проверка методом последовательного удаления для гарантии того, что все выбранные предикторы являются статистически значимыми. Переменные включали в модель, если p < 0,05, и удалялись, если p > 0,1 [11-12]. Переменные исследованы на предмет возможной мультиколениарности с использованием корреляционных матриц регрессионных коэффициентов. Предположения пропорциональности относительных рисков были удовлетворены графическими методами, а также исследованием взаимосвязи между ковариатой и продолжительностью лечения в ОИТ [11-12].

Статистический анализ проведён при помощи программного пакета SPSS 21 дляWlndows.

Дни в ОИТ

Рис. Вероятность летального исхода в зависимости от продолжительности лечения пациента в ОИТ

Таблица 2

Исследованные параметры в группах выживших и умерших

Показатель Выжившие, n = 339 (73,21%) Умершие, n = 124 (26,78%) Значение p

Мужской пол, % 61,35% 51,61% 0,059

Возраст, годы 52,440 ± 17,843 57,720 ± 16,456 0,09

Дни в ОИТ 4,310 ± 5,254 8,210 ± 10,943 < 0,001*

Частота лапаротомии, % 94,39% 71,77% < 0,001*

Частота релапаротомии, % 5,89% 20,16% < 0,001*

Частота лапаростомии, % 0,88% 8,06% < 0,001*

Шкала ASA, (I-IV), % 4,13%, 15,9%, 63,4%, 16,6% 1,8%, 5,5%, 38,2%, 54,5% 0,0001*

Выполнение первой лапаротомии по неотложным показаниям, % 70,6% 75,9% 0,460

Температура тела 36,90 ± 0,36 36,92 ± 0,87 0,677

Частота дыхания, мин-1 19,21 ± 1,63 19,71 ±3,91 0,063

Частота сердечных сокращений, мин-1 94,13 ± 11,08 100,18 ± 14,85 0,001*

АДср, мм рт. ст. 94,79 ± 12,91 75,48 ± 15,31 0,0001*

Внутрибрюшное давление, мм рт. ст. 8,16 ± 4,67 12,24 ± 6,73 0,0001*

Абдоминальное перфузионное давление, мм рт. ст. 86,60 ± 13,47 63,23 ± 17,05 0,0001*

Частота внутрибрюшной гипертензии, % 22,1% 48,4% 0,0001*

Уровни ВБД согласно WSACS 30,1%, 47,8%, 14,2%, 6,5%, 1,5%, 0% 10,5%, 41,1%, 24,2%, 14,5%, 4,8%, 4,8% 0,001*

Шкала APACHE II при поступлении в ОИТ, баллы 9,21 ± 4,93 15,81 ± 7,45 0,0001*

Шкала SOFA, баллы 1,97 ± 1,92 7,04 ± 3,30 0,0001*

Шкала Глазго, баллы 14,74 ± 0,73 11,15 ± 3,68 0,0001*

Частота SIRS, % 67,1% 91,9% 0,0001*

Гематокрит, % 35,12 ± 9,63 30,65 ± 9,63 0,0001*

Гемоглобин, г/дл 11,17 ± 2,94 9,74 ± 2,88 0,0001*

Лейкоциты х103/мкл 8,30 ± 2,82 9,18 ± 4,21 0,125

Тромбоциты /мкл 189 819,29 ± 68 010,40 178 283,24 ± 86 710,56 0,392

Частота ИВЛ > 12 ч, % 33,1% 86,5% 0,0001*

Продолжительность ИВЛ, ч 76,18 ± 95,80 142,30 ± 190,71 0,0001*

Дни без ИВЛ 5,22 ± 5,06 3,15 ± 7,52 0,0001*

Частота реинтубаций, % 1,5% 11,3% 0,0001*

FiO2 0,27 ± 0,07 0,43 ± 0,13 0,0001*

РАО мм рт. ст. 149,20 ± 51,95 241,78 ± 82,00 0,0001*

РаСО2, мм рт. ст. 33,25 ± 4,69 33,30 ± 8,58 0,393

РаО2, мм рт. ст. 84,19 ± 28,28 76,98 ± 24,84 0,038*

Sa02, % 92,98 ± 5,27 89,81 ± 7,85 0,0001*

PaO2/FiO2, мм рт. ст. 297,16 ± 108,83 188,62 ± 80,88 0,0001*

DA-aO2, мм рт. ст. 65,55 ± 54,90 165,19 ± 82,54 0,0001*

Индекс оксигенации 3,74 ± 1,70 6,61 ± 3,55 0,000*

pHa 7,40 ± 0,08 7,36 ± 0,12 0,009

HCO3-, мэкв/л 21,47 ± 4,40 19,81 ± 6,63 0,022*

ABE, мэкв/л -2,01 ± 5,40 -4,66 ± 7,52 0,002*

Na+, мэкв/л 139,94 ± 6,51 143,55 ± 10,66 0,001*

K+, мэкв/л 4,12 ± 4,06 4,100 ± 0,886 0,023*

Диурез, мл 2 067,20 ± 975,38 1 523,66 ± 942,65 0,0001*

Объём внутривенной инфузии, мл 2 489,62 ± 891,76 3 002,82 ± 1 451,13 0,0001*

Баланс жидкости, мл -476,41 ± 1 085,32 668,36 ± 1 906,61 0,0001*

Продолжение таблицы 2

Показатель Выжившие, n = 339 (73,21%) Умершие, n = 124 (26,78%) Значение p

Частота положительного баланса жидкости, % 31,30% 63,93% 0,0001*

Эффективная осмолярность плазмы, мОсм/л 293,79 ± 13,39 301,74 ± 22,09 0,0001*

Креатинин плазмы, мкмоль/л 106,64 ± 69,85 203,73 ± 143,40 0,0001*

Азот мочевины крови, ммоль/л 9,05 ± 5,36 15,75 ± 9,27 0,0001*

Расчетная СКФ, мл/мин/1,73м2 75,80 ± 29,57 42,92 ± 27,80 0,0001*

Частота почечной дисфункции, %** 33,9% 75,8% 0,0001*

Частота назначения прокинетиков, % 59,5% 68,2% 0,109

Частота успешного энтерального питания, % 42,7% 60,4% 0,002*

Частота паралитического илеуса, %*** 5,3% 12,9% 0,006*

Частота ЭА, % 21,2% 18,5% 0,526

Частота эвентерации, % 2,94% 6,45% 0,084

Частота недостаточности кишечных анастамозов 0,29% 4,83% 0,002*

Частота назначения вазопрессоров, % 17% 75,3% 0,000*

Общий билирубин, мкмоль/л 35,85 ± 45,26 42,96 ± 55,02 0,240

Уровень гликемии, ммоль/л 6,47 ± 2,50 6,95 ± 3,51 0,780

Интенсивность боли по шкале ВАШ, баллы 3,51 ± 2,16 2,45 ± 3,51 0,345

Примечание: * - показатели в обеих группах статистически значимо различались; ** - определена как креатинин плазмы > 100 мкмоль/л (с или без суточного диуреза < 500 мл) или расчётная СКФ < 60 мл/мин; *** - определена как отсутствие дефекации в течение первых пяти послеоперационных дней.

Если нет дополнительных указаний, то все указанные непрерывные показатели усреднены для всего периода госпитализации в ОИТ.

Непрерывные переменные представлены как среднее ± стандартное отклонение, категориальные переменные представлены в цифрах и процентах. Непрерывные переменные в двух группах сравнивались при помощи непарного t-теста Стьюдента, если переменная имела нормальное распределение, или U-теста Манна - Уитни, если исследуемая переменная имела скошенное распределение. Вид распределения установлен при помощи графических методов исследования, а также теста Колмогорова - Смирнова. Категориальные переменные сравнивались при помощи х2 теста Пирсона (с поправкой Yates при анализе таблиц сопряжённости типа 2 х 2; т. е. при степени свободы = 1). При анализе таблиц сопряжённости типа 2 х 2 и ожидаемой частоте параметра < 5 использован точный тест Фишера. При анализе таблиц сопряжённости типа 2 х (> 2) линейные взаимосвязи между параметрами исследовали при помощи х2 test for trend by Cochran - Armitage. Все величины p двусторонние.

Таблица 3

Результаты однофакторных регрессионных моделей Кокса пропорционального риска

Показатели B SE Wald Df Sig. Exp

нижний предел верхний предел

Пол (мужской vs женский) -0,414 0,182 5,180 1 0,023 0,661 0,463 0,944

Возраст 0,011 0,005 4,778 1 0,029 1,011 1,001 1,021

Операционный статус* (общая значимость) - - 22,479 0,0001 - - -

Лапаратомия -0,951 0,215 19,581 1 0,000 0,386 0,253 0,589

Лапаротомия ^ релапаротомия -0,646 0,292 4,907 1 0,027 0,524 0,296 0,928

Лапаротомия ^ релапаротомия ^ лапаростома -1,206 0,458 6,951 1 0,008 0,299 0,122 0,734

Лапаротомия ^ эвентерация ^ лапаростома -0,154 0,605 0,065 1 0,799 0,857 0,262 2,806

Почечная дисфункция 1,046 0,211 24,639 1 0,000 2,846 1,883 4,302

Азот мочевины крови 0,036 0,010 14,129 1 0,000 1,036 1,017 1,056

АДср. -0,064 0,006 104,957 1 0,000 0,938 0,927 0,950

Положительный баланс жидкости 1,668 0,196 72,703 1 0,000 5,300 3,612 7,776

Продолжение таблицы 3

Показатели B SE Wald Df Sig. Exp

нижний предел верхний предел

АПД -0,058 0,005 116,891 1 0,000 0,944 0,934 0,954

Средняя температура тела -0,476 0,190 6,273 1 0,012 0,621 0,428 0,902

PaCO2 -0,043 0,016 7,406 1 0,007 0,958 0,929 0,988

DA-aO2 0,007 0,001 37,604 1 0,000 1,007 1,005 1,010

pH -5,543 0,847 42,800 1 0,000 0,004 0,001 0,021

HCO3- -0,135 0,021 41,663 1 0,000 0,873 0,838 0,910

ABE -0,115 0,016 53,231 1 0,000 0,891 0,864 0,919

Лейкоциты 0,059 0,026 4,895 1 0,027 1,060 1,007 1,117

Glasgow score -0,180 0,022 66,347 1 0,000 0,835 0,800 0,872

Билирубин 0,007 0,002 9,783 1 0,002 1,007 1,002 1,011

Дефекации (присутствие vs отсутствие) -1,653 0,238 48,284 1 0,000 0,191 0,120 0,305

Шкала APACHE II 0,121 0,016 57,671 1 0,000 1,129 1,094 1,164

Энтеральное питание vs отсутствие энтерального питания -1,412 0,248 32,369 1 0,000 0,244 0,150 0,396

ИВЛ 0,780 0,236 10,901 1 0,001 2,180 1,373 3,464

Шкала SOFA 0,198 0,023 72,113 1 0,000 1,219 1,164 1,276

Примечание: B - коэффициенты в регрессии Кокса; SE - стандартная ошибка для коэффициента регрессии Кокса; Wald - х2 Вальда проверяет нулевую гипотезу о том, что относительный риск смертельного исхода, связанный с данной переменной, равен единице; Df - степени свободы; Sig. - достигнутый уровень значимости для критерия х2 Вальда; Exp(B) - отношение рисков (ОР), представляет собой повышенный или пониженный риск достижения конечной точки (смерти) в любой момент времени, в течение лечения пациента в ОИТ, связанный с единичным увеличением соответствующего ему параметра, с учётом эффекта всех остальных предикторов. Exp(B) > 1 означает повышенный риск, Exp(B) < 1 - пониженный риск достижения конечной точки в ходе исследования; 95% ДИ для Exp(B) - 95%-ный доверительный интервал для Exp(B), применим для оценки популяционной величины отношения рисков; * - все уровни операционного статуса сопоставлены с неоперированными пациентами.

Таблица 4

Результаты регрессионной модели Кокса пропорционального риска

Показатели B SE Wald Df Sig. Exp

нижний предел верхний предел

АПД -0,024 0,010 6,290 1 0,012 0,976 0,957 0,995

Дефекация -1,005 0,458 4,818 1 0,028 0,366 0,149 0,898

Положительный баланс жидкости 1,549 0,417 13,767 1 0,0001 4,705 2,076 10,661

APACHE II 0,063 0,023 7,260 1 0,007 1,065 1,017 1,115

Энтеральное питание -1,357 0,443 9,398 1 0,002 0,257 0,108 0,613

Примечание: B - коэффициенты в регрессии Кокса; SE - стандартная ошибка для коэффициента регрессии Кокса; Wald - х2 Вальда проверяет нулевую гипотезу о том, что относительный риск смертельного исхода, связанный с данной переменной, равен единице; Df - степени свободы; Sig. - достигнутый уровень значимости для критерия х2 Вальда; Exp(B) - отношение рисков (ОР), представляет собой повышенный или пониженный риск достижения конечной точки (смерти) в любой момент времени в течение лечения пациента в ОИТ, связанный с единичным увеличением соответствующего ему параметра, с учётом эффекта всех остальных предикторов. Exp(B) > 1 означает повышенный риск, Exp(B) < 1 - пониженный риск достижения конечной точки в ходе исследования; 95% ДИ для Exp(B) - 95%-ный доверительный интервал для Exp(B), применим для оценки популяционной величины отношения рисков.

Исследование носило проспективно-наблюдательный характер, с охватом всего периода лечения пациента в ОИТ. Конечной точкой в исследовании считали смерть пациента в ОИТ от всевозможных причин (all-cause mortality).

Результаты и обсуждение

Хирургические аспекты лечения пациентов приведены в табл. 5.

Описательная статистика и результаты однофак-торного анализа исследованных демографических, клинико-лабораторных и основных физиологических параметров в группах выживших и умерших представлены в табл. 2. Из неё видно, что пациенты этих групп существенно различались по многим клиническим и лабораторным параметрам.

Значимые переменные в парных регрессионных моделях показаны в табл. 3. Переменные в этой таблице рассматривали в мультифакторной регрессионной модели Кокса пропорционального риска с автоматическим пошаговым отбором параметров (Forward Stepwise). В целом отобранная модель оказалась статистически значимой: -2Log Likelihood = 358.183, Overall (score) х2 = 136,914, p < 0,0001.

Итоговые результаты оптимизированной регрессионной модели Кокса представлены в табл. 4. Они показывают, что с низкой выживаемостью были связаны только пять независимых предикторов: низкое значение абдоминального перфузионного давления (АПД), высокий уровень APACHE II, положительный баланс жидкости (БЖ), отсутствие дефекации в течение лечения пациентов в ОИТ и невозможность проведения энтерального питания.

Значение ОР для АПД означает, что риск летального исхода снижается в 0,976 раза (95%-ный ДИ = 0,957-0,995) с увеличением АПД на каждый 1 мм рт. ст. Это означает, что, например, увеличение АПД с 40 до 50 мм рт. ст. способно снижать риск летального исхода у пациента в 10 х 0,976 = 9,76 раза. Если выразить в процентах, то получится, что увеличение АПД на 1 мм рт. ст. соответствует снижению риска летального исхода примерно на 2,4%.

Хотя бы однократное опорожнение кишечника в течение лечения пациентов в ОИТ снижает

риск летального исхода в 0,366 раза (95%-ный ДИ = 0,149-0,898) или в процентном отношении -на 63,4%.

Пациенты с положительным БЖ имели риск летального исхода в 4,705 (95%-ный ДИ = 2,076-10,661) раза выше, чем пациенты без положительного баланса, т. е. риск повышался на 370,5%.

Балл по шкале APACHE II тоже был независимым предиктором в исследованном контингенте пациентов с ОР = 1,065 (95%-ный ДИ = 1,017-1,115). Следовательно, риск летального исхода повышается на 6,5% на каждый дополнительный балл по шкале APACHE II.

Способность к проведению успешного энтерального питания в ОИТ снижала вероятность летального исхода в 0,257 раза (95%-ный ДИ = 0,108-0,613) или в процентном отношении на 74,3%.

Возможный механизм действия низкого АПД на выживаемость может быть связан со снижением доставки кислорода к внутренним органам, в том числе и к кишечнику, вследствие спланхнической гипоперфузии. Это может привести к ишемическо-му повреждению слизистой и способствовать бактериальной транслокации из кишечника в портальный кровоток [8, 9]. Неспособность эффективно фагоцитировать бактерии ретикулоэндотелярной системой печени (клетки Купффера) может привести к септицемии. При трансмуральном повреждении кишечника возможна и транслокация бактерий прямо в полость брюшины с последующим развитием перитонита [3, 4, 6]. Значение АПД, как независимого предиктора исхода лечения пациентов в ОИТ, доказано и мной, и другими исследователями [1, 14, 15].

Бактериальной транслокации может способствовать также паралитический илеус. Повышение давления в просвете кишечника вследствие газообразования и накопления жидкости может усугублять ишемию кишечника, способствовать некрозу его эпителия и, следовательно, транслокации бактерий [3, 4, 6]. Хотя феномен бактериальной транслокации и его роль в развитии синдрома полиорганной дисфункции - хорошо доказанный экспериментальный факт, в клинической практике строго доказать бактериальную транслокацию не представляется возможным [3, 15].

Таблица 5

Уровень летальности в зависимости от операционного статуса пациентов

Операционный статус Число пациентов Летальность в зависимости от операционного статуса (n и %)*

Без лапаротомии 54

Лапаротомия 360

Лапаротомия ^ релапаратомия 36

Лапаротомия ^ релапаратомия ^ лапаростома 9

Лапаротомия ^ эвентерация ^ лапаростома 4

Итого 463

Положительный БЖ, по всей вероятности, ведёт к генерализированному отёку тканей, включая и кишечник. Это приводит к увеличению диффузионного расстояния к снижению коэффициента диффузии и, как следствие, к гипоксии и ишемическому повреждению тканей [7]. В последние годы в литературе всё чаще встречаются сообщения о негативном влиянии положительного БЖ у пациентов ОИТ [2-6].

Заключение

Независимыми предикторами летального исхода хирургических пациентов в ОИТ являются:

АПД, значения по шкале APACHE II, наличие положительного БЖ и отсутствие дефекаций во время лечения пациентов в ОИТ.

ДЛЯ КОРРЕСПОНДЕНЦИИ:

Акопян Реми Ваганович

Ереванский государственный медицинский университет, кандидат медицинских наук, старший преподаватель кафедры анестезиологии и интенсивной терапии, врач-анестезиолог сердечно-сосудистого центра «Зайтун». 375025, Армения, г. Ереван, ул. Корюна, д. 2. Е-mail: remyhakob@yahoo.com.

Литература

1. Акопян Р. В. Внутрибрюшное давление как показатель, влияющий на общую летальность у пациентов хирургического профиля в отделении интенсивной терапии // Вестн. анестезиол. и реаниматол. - 2010. - Т. 7, № 3. -С. 21-29.

2. Акопян Р. В. Прогностическое значение баланса жидкости у хирургических пациентов отделения интенсивной терапии // Вестн. анестезиол. и реаниматол. -2013. - Т. 10, № 5. - С. 29-36.

3. Гельфанд Б. Р., Руднов В. А., Проценко Д. Н. и др. Сепсис в начале XXI в.: Практ. руководство. - М., 2006. -С. 5-34.

4. Al-Dorzi H. M., Tamim H. M, Rishu A. H. et al. Intra-abdominal pressure and abdominal perfusion pressure in cirrhotic patients with septic shock. // Annals of Intensive Care. - 2012. - Vol. 2 (Suppl 1). -P. S1-S4.

5. Burden R. L., Faires D. J. Numerical Analysis // New York, Brooks Cole. - 2000. - 37-36.

6. Cordemans C., De Laet I., Van Regenmortel N. et al. Fluid management in critically ill patients: the role of extravascular lung water, abdominal hypertension, capillary leak, and fluid balance // Ann. Int. Care. - 2012. -Vol. 2 (Suppl. 1). - Р. S1.

7. Costanzo L.S. Physiology. Board review series, 5th ed. Philadelphia, Lippincott Williams & Wilkins. - 2010. -P. 1-30.

8. Diebel L. N., Dulchavsky S. A., Brown W. J. Splanchnic

ischemia and bacterial translocation in the abdominal compartment syndrome // J. Trauma. - 1997. - Vol. 43. -P. 852-855.

9. Diebel L. N., Dulchavsky S. A., Wilson R. F. Effect of increased intra-abdominal pressure on mesenteric arterial and intestinal mucosal blood flow // J. Trauma. -1992. - Vol. 33. - P. 45-49.

10. Hartl W. H., Wolf H., PSchneider C. et al. Acute and long-term survival in chronically critically ill surgical patients: a retrospective observational study // Crit. Care. - 2007. - Vol. 11, № 3. - P. 1-11.

11. Landau S., Everitt B. S. Survival analysis. In: Landau S, Everitt BS. Statistical analyses using SPSS // New York, Chapman and Hall/CRC. - 2004. - P. 250-339.

12. Lang T. A., Sesic M. Assessing time-to-an-event as an endpoint. In: Lang TA, Sesic M. How to report statistics in Medicine // Philadelphia, American college of physicians. - 1997. - P. 137-146.

13. Lipsett P. A., Swoboda S. M., Dickerson J. et al. Survival and functional outcome after prolonged Intensive Care Unit Stay // Ann. Surgery. - 2000. - Vol. 231, № 2. -P. 262-268.

14. Malbrain M. L. Abdominal pressure in the critically ill: measurement and clinical relevance // Int. Care Med. -1999. - Vol. 25. - P. 1453-1458.

15. Malbrain M. L. Is it wise not to think about intra-abdominal hypertension in the ICU? // Curr. Opin Crit. Care. -2004. - Vol. 10. - P. 132-145.