RU2642923C1 - Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца - Google Patents
Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца Download PDFInfo
- Publication number
- RU2642923C1 RU2642923C1 RU2016137713A RU2016137713A RU2642923C1 RU 2642923 C1 RU2642923 C1 RU 2642923C1 RU 2016137713 A RU2016137713 A RU 2016137713A RU 2016137713 A RU2016137713 A RU 2016137713A RU 2642923 C1 RU2642923 C1 RU 2642923C1
- Authority
- RU
- Russia
- Prior art keywords
- heart disease
- coronary heart
- value
- disease
- probability
- Prior art date
Links
Images
Classifications
-
- A—HUMAN NECESSITIES
- A61—MEDICAL OR VETERINARY SCIENCE; HYGIENE
- A61B—DIAGNOSIS; SURGERY; IDENTIFICATION
- A61B5/00—Measuring for diagnostic purposes; Identification of persons
Landscapes
- Investigating Or Analysing Biological Materials (AREA)
Abstract
Изобретение относится к медицине, а именно к терапии, кардиологии, патофизиологии, биохимии, фармакологии. Определяют холестерин липопротеидов высокой плотности (ХС-ЛПВП) (1,341), холестерин липопротеидов низкой плотности (ХС-ЛПНП), индекс функциональных изменений (ИФИ), С22:0 жирную кислоту (ЖК), С24:1(15) (ЖК), коэффициент эффективности метаболизации жирных кислот (КЭМ) и константу смещения. Определяют значение дискриминантной функции (d). При значении d меньше или равно -2,377 вероятность развития ИБС 1. При значении d от больше -2,377 до -0,880 вероятность развития ИБС от меньше 1 до 0,5. При значении d равном 0,428 вероятность развития ИБС отсутствует. Способ позволяет просто и надежно провести индивидуальную количественную оценку развития ишемической болезни сердца за счет определения наиболее значимых показателей. 1 ил., 1 табл., 2 пр.
Description
Изобретение относится к медицине, а именно к терапии, кардиологии, патофизиологии, биохимии, фармакологии, и предназначено для оценки развития ишемической болезни сердца (ИБС).
Известен способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца [1]. Данный способ заключается в том, что на предварительном этапе проводят обследование пациентов на различных известных стадиях развития патологии, с определением значений биохимических, физиологических и клинических показателей. Определяется 49 показателей для женщин и 50 для мужчин. После этого определяют интегральный показатель здоровья, для каждого пациента, зная весовые коэффициенты каждого показателя и константу смещения. Проводят оценку риска развития ИБС для любого пациента, в том числе и без клинических проявлений болезни в зависимости от пола.
Данный способ является наиболее близким к заявляемому и выбран в качестве прототипа.
Недостатком данного способа является необходимость проведения большого объема исследований, трудоемкость и высокая стоимость исследований
Задачей предлагаемого в качестве изобретения способа является получение надежного, готового к применению, упрощенного, менее дорогого способа индивидуальной количественной оценки развития ИБС.
Поставленную задачу решают путем подбора новых показателей, имеющих значимость для дифференцировки больных и здоровых и проведения дискриминантного анализа полученных значений показателей с определением их весовых коэффициентов: холестерина липопротеидов высокой плотности (ХС-ЛПВП) (1,341), холестерина липопротеидов низкой плотности (ХС-ЛПНП) (0,855), индекса функциональных изменений (ИФИ) (-0,328), С22:0 жирных кислот (ЖК) (-23,514), С24:1(15) (ЖК) (-49,680), коэффициента эффективности метаболизации жирных кислот (КЭМ) (С20:4 (5, 8, 11, 14)/С20:5 (5, 8, 11, 14, 17), С20:3 (8, 11, 14), С20:2 (11, 14), С22:6 (4, 7, 10, 13, 16, 19)) (0,264). Константа смещения равна 0,599. Далее определяют значение интегрального показателя состояния здоровья для каждого обследуемого человека как взвешенную сумму значений всех полученных показателей, умноженных на соответствующий им весовой коэффициент и прибавленную к ней константу смещения.
Значение дискриминантной функции (d) рассчитано по формуле d=b1x1+b2x2+…+bnxn+а, где x1 и xn - значения переменных, соответствующих рассматриваемым случаям, b1 и bn - определенные весовые коэффициенты и а - константа канонической дискриминантной функции.
Таким образом, значение d, исходя из формулы, определяется, как сумма измеренных показателей, умноженных на их весовые коэффициенты с последующим прибавлением константы смещения.
Исходя из графика взаимоотношений (d) и вероятности заболевания, при значении (d) меньшем или равном -2,377 можно говорить о максимальной вероятности наличия заболевания равной 1. При увеличении значений (d) до -0,880 можно говорить о снижении вероятности заболевания с 1 до 0,5. В случае значения (d) от -0,880 и выше можно говорить о вероятности заболевания меньше 0,5. При значении (d) равном 0,428 или больше можно говорить о вероятности наличия заболевания равной 0,021 или об отсутствии заболевания.
Изобретение будет понятно из следующего описания и приложенной к нему фиг.1, где изображен график 1 взаимоотношения дискриминантной функции (d), отложенной по оси x, и вероятности заболевания ИБС, отложенной по оси у, полученное на 279 пациентах.
Способ осуществляют следующим образом. Проводят определение у пациентов ИФИ, ХС-ЛПВП, ХС-ЛПНП, С22:0 ЖК, С24:1(15) ЖК и КЭМ. По этим инструментальным и биохимическим показателям с использованием полученных при разработке способа весовых коэффициентов и константы смещения индивидуально рассчитывают значение дискриминантной функции для каждого пациента и по полученному графику определяют степень развития или вероятность наличия ИБС.
На этапе разработки способа индивидуальной количественной оценки развития ИБС провели обследование 279 пациентов с диагнозом ИБС и без указанной патологии. Изучались медицинская документация пациентов, анамнез, проводилось физикальное обследование. Для верификации диагноза ИБС делали электрокардиографию (ЭКГ), эхокардиографию (ЭхоКГ) и велоэргометрию (ВЭМ).
На предварительном этапе определили клинические и биохимические показатели, Исследовали показатели, рекомендованные Всероссийским обществом кардиологов для изучения сердечно-сосудистых заболеваний, а также показатели, которые прямо или косвенно отражают патофизиологические изменения при развитии заболевания. Определяли ИФИ, ХС-ЛПВП, ХС-ЛПНП, (ЖК) и С22:0 ЖК, С24:1(15) ЖК и КЭМ.
Провели дискриминантный анализ полученных значений, получили весовые коэффициенты для каждого показателя и константу смещения. Определение значения дискриминантной функции проводили для каждого обследуемого как взвешенную сумму значений всех полученных показателей умноженных на соответствующий им весовой коэффициент с последующим прибавлением константы смещения. По значению дискриминантной функции определяли принадлежность к группе с патологией либо к группе без нее по количественной оценке риска наличия болезни.
Дискриминантный анализ показателей лиц относительно здоровых лиц и лиц, больных ИБС, на предварительном этапе показал коэффициент канонической корреляции равный 0,794, собственное значение d равное 1,709 (Р=0,000), низкую λ Уилкса равную 0,369 (Р=0,000), расстояние между центроидами равное 2,860, априорную вероятность заболевания для отсутствия ИБС равную 0,292, наличие ИБС равную 0,708. Наличие полученного значения достоверности М Бокса равное 0,149 говорит о том, что данные характеризуются многомерной нормальностью. При этом был отмечен высокий процент правильной классификации для людей с отсутствием ИБС равный 96,4, и наличием ИБС равный 82,3. Общий процент правильной классификации был равен 89,2 (таблица 1).
а. 89,2% исходных сгруппированных наблюдений классифицировано правильно.
Из таблицы 1 видно, что в 89,2% случаев анализ правильно выявил лиц с наличием или отсутствием ИБС. Наличие высокого процента 96,4% при выявлении лиц, не имеющих ИБС, обеспечивает высокое качество диагностики среди населения равное 95,5%. Подсчет качества диагностики среди населения был проведен исходя из распространенности заболевания среди взрослого населения РФ, которая составляет 6%. Количество впервые выявленной патологии на территории России ежегодно увеличивается на 3-4%, а в Сибирском федеральном округе достигает 8% (Ступаков И.Н. Смертность от ишемической болезни сердца в Российской федерации // Здравоохранение, 2008, №7). Таким образом, учитывая распространенность заболевания, мы видим, что из 1000 человек 60 являются больными ИБС и 940 человек не имеют данной патологии. С учетом данных таблицы 1: больных ИБС из 60 человек 49 человек диагностированы правильно (60*0,823=49), а у 11 человек (60-49=11) заболевание было не выявлено. Из 940 здоровых, обследуемых лиц, 906 человек определено правильно (940*0,964=906), а 34 здоровых человека были определены как больные (940-906=34). Таким образом, качество диагностики ИБС с использованием предлагаемого упрощенного способа было равно 95,5% (906+49)/1000*100%=95,5%). Качество диагностики среди населения практически достигает тех же значений, что и в прототипе, где оно было равным 97,6%. В то же время вместо 99 показателей - (50 для женщин и 49 для мужчин в прототипе) в предлагаемом нами упрощенном способе были использованы 6 новых показателей (4 показателя, не применяемых в прототипе, и 2 показателя, используемых ранее в прототипе). Коэффициенты и константа при упрощенном способе одинаковы для лиц обоего пола. При этом не было необходимости в расчете и применении 93 дополнительных весовых коэффициентов, использованных в прототипе на предварительном этапе и этапе практической оценки.
Для определения вероятности заболевания, исходя из значений (d), были выявлены взаимоотношения между (d) и вероятностью заболевания с помощью построенного графика 1, на котором по оси x была отложена величина (d), а по оси у была отложена вероятность заболевания ИБС в диапазоне от 0 до 1. По сути 0 - это отсутствие заболевания, а 1 - это 100% наличия заболевания. Таким образом, при значении функции (d) меньше или равном -2,377 можно было говорить о максимальной вероятности заболевания равной 1. В случае увеличения значений (d) до -0,880 можно было говорить о снижении вероятности заболевания от 1 к 0,5. При достижении значения (d) равного -0,880 можно говорить о 0,5 вероятности, в случае дальнейшего увеличения значений (d) можно говорить о снижении вероятности от 0,5 до 0. При наличии значения 0,428 или больше можно было говорить о вероятности равной 0,021 или об отсутствии заболевания (фиг. 1).
Таким образом, проведение дискриминантного анализа с помощью предложенного нами набора клинических, патофизиологических и биохимических показателей позволило определить значимость каждого исследуемого параметра в развитии заболевания, отобрать наиболее важные показатели, при определении которых диагноз ИБС можно выставить с большей вероятностью, уменьшить число данных показателей. Таким образом, создан упрощенный способ ранней диагностики ИБС среди населения с практически такой же высокой классификационной характеристикой 95,5%, что и в прототипе (93,1% для женщин и 98,2% для мужчин) путем применения новых показателей с уменьшением объема (в 16 раз) необходимых исследований (6 параметров, против 99 параметров, используемых в прототипе для мужчин и женщин). При этом упрощается оценка вероятности заболевания, так как отпадает необходимость предварительного расчета дополнительных 93 весовых коэффициентов и одной константы, являющихся зависимыми от пола на предварительном этапе и этапе дальнейшей практической оценки вероятности заболевания в прототипе. Кроме того, снижается на 30% цена общего исследования с 3264 рублей для прототипа до 2464 рублей для упрощенного способа.
Пример 1
Расчет индивидуальной количественной оценки развития ИБС в способе-прототипе (пациент №1). Использовали показатели в прототипе:
1. Пол - мужской
2. Возраст - 47 лет
3. Рост - 1,72 м
4. Вес 106 кг
5. АД сист = 120 мм рт. ст.
6. АД диаст = 80 мм рт. ст.
7. ТГЛ = 1,15 мМ/л
8. ХО = 4,71 мМ/л
9. ХС-ЛПВП = 1,48 мМ/л
10. ХС-ЛПНП = 2,76 мМ/л
11. ХС-ЛОНП = 0,52 мМ/л
12. АЛТ = 0,147 мкМ/лс
13. АСТ = 1,05 мкМ/лс
14. ЛДГ = 3,46 мкМ/лс
15. глюкоза = 4,62 мМ/л
16. α-амилаза 1,51 мкМ/лс
17. Креатин киназа 0,57 мкМ/лс
18. Щелочная фосфотаза = 3,78 мкМ/лс
19. Общий белок = 85,1 г/л
20. Альбумин = 6,188 мМ/л
21. Мочевая кислота = 356 мкМ/л
22. Мочевина = 3,44 мМ/л
23. Креатинин = 108 мкМ/л
24. Билирубин прямой 9,4 мкМ/л
25. Билирубин общий 35,2 мкМ/л
26. АДФ индуцированная агрегация тромбоцитов = 43%
27. КИАТ = 54%
28. Кол-во тромбоцитов = 235 109/л
29. Средний объем тромбоцита = 9,1 ед.
30. Кол-во эритроцитов 5,51*1012/л
31. Лейкоциты 4,5*109/л
32. Гематокрит = 48,6%
33. Гемоглобин = 2,54 мМ/л
34. Средний объем эритроцита 88,2 фл
35. Ширина распределения эритроцитов по объему 15,9%
36. Среднее содержание гемоглобина в эритроците = 0,405 м*10е-15 на эритроцит
37. Сегментоядерные нейтрофилы = 43%
38. Эозинофилы 4%
39. Базофилы 1%
40. Лимфоциты 16%
41. Моноциты 5%
42. Средняя концентрация гемоглобина в эритроците 14,9 мМ/л
Рассчитанные показатели:
43. ИМТ = 36
44. К Брока = 147
45. АО = 1
46. ХС-ЛПНП/ОХ = 59%
47. ХС-ЛПВП/ХС-ЛПНП = 0,52
48. ХС-ЛПВП/ХС-ЛПНП+ХС-ЛПОНП = 0,44
49. КА = 1,9
50. АСТ/АЛТ = 7,16
d=47*0,027+1,72*(-0,265)+106*0,01+36*0,342+147*(-0,078)+1,0*1,147+1,15*1,455+4,71*6,226+1,48*(-4,642)+2,76*(-7,066)+59*0,339+0,52*2,558+0,52*6,268+0,44*(-0,804)+1,9*(-0,612)+120,0*0,011+80,0*(-0,036)+0,147*0,008+1,05*(-1,324)+7,16*(-0,003)+3,46*(-0,096)+4,62*(-0,123)+1,51*(-0,042)+85,1*0,037+6,188*(-0,107)+356*(-0,004)+3,44*(-0,213)+108*0,025+0,57*(-0,067)+3,78*0,585+35,2*0,038+9,40*(-0,148)+43*(-0,039)+54*(-0,006)+235*(-0,005)+9,1*(-0,041)+5,51*(-2,538)+48,6*0,757+2,54*(-8,748)+88,2*(-0,129)+14,9*3,903+0,405*(-8,851)+4,5*(-0,002)+43*0,632+4*0,751+1,0*0,493+16*0,654+5,0*0,514+(-94,797 константа смещения) = 21,279
Такое значение дискриминантной функции в прототипе (d) исходя из графика встречаемости ИБС у мужчин, соответствует людям, имеющим ИБС (рис. 1, 3) [1]. ОР=1/(1+ЕХР(21,279))*100=0. Таким образом, принадлежность к группе без ИБС в прототипе составила 0%, а принадлежность к группе с ИБС в прототипе 100% (рис. 1). [1].
Пример 2
Предлагаемый в качестве изобретения способ (Пациент №1). Использовали показатели: ИФИ ((0,011 * чсс в мин) + (0,014 * САД в мм рт. ст.) + (0,008 * ДАД мм рт. ст.) + (0,014 * возраст в годах) + (0,009 * масса в кг) - (0,009 * рост в см) - 0,027 [2]. КЭМ (С20:4/С20:5 ЖК + С20:3 ЖК + С20:2 ЖК + С22:6 ЖК) [3].
1. ИФИ=2,8*(-0,328)=(-0,919)
2. ЛПВП=1,48 мМ/л*(1,341)=1,985
3. ЛПНП=2,76 мМ/л*(0,855)=2,365
4. С22:0=0,0645 мкМ/мл*(-23,514)=(-1,517)
5. С24:1(15)=0,0975 мкМ/мл*(-49,680)=(-4,844)
6. КЭМ=1,427*0,264=0,377
7. Константа смещения = 0,599
(d)=-0,919+1,985+2,365-1,517-4,844+0,377+0,599=-1,954
2,8*(-0,328)+1,48*1,341+2,76*0,855+0,0645*(-23,514)+0,0975*(-49,680)+1,427*0,264+0,599=-1,954
Исходя из графика 1 (фиг. 1) в предлагаемом нами способе при (d)=-1,954 вероятность ИБС=0,9, то есть также, как и в прототипе, является очень высокой
Предлагаемый в качестве изобретения способ апробирован на 279 пациентах и имеет классификационную чувствительностью в 89,2%, качество диагностики среди населения 95,5%. Данный способ позволяет сократить объем необходимых исследований в 16 раз и уменьшить их стоимость.
Список литературы
1. Пат. 2503405 РФ «Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца» / Дыгай A.M., Котловский М.Ю., Котловская О.С. с соавт. С1 Заявка №2012143175/14 от 09.10.2012, ил. 5.
2. Баевский P.M., Берсенева А.П. Оценка адаптационных возможностей организма в риске развития заболеваний. М., 1997. - 364 с.
3. Лекции по пищевой химии. Пищевая ценность масел и жиров food-chem.ru/…/216-pishhevaya-cennost-masel-i-zhirov.html
Claims (1)
- Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца, заключающийся в том, что определяют значение дискриминантной функции (d) как сумму значений всех полученных показателей, умноженных на соответствующий им весовой коэффициент и прибавленную к ней константу смещения, отличающийся тем, что в качестве показателей, имеющих наибольшую значимость для дифференцировки пациентов на больных и здоровых, используют: холестерин липопротеидов высокой плотности (ХС-ЛПВП) (1,341); холестерин липопротеидов низкой плотности (ХС-ЛПНП) (0,855); индекс функциональных изменений (ИФИ) (-0,328), С22:0 жирная кислота (ЖК) (-23,514), С24:1(15) (ЖК) (-49,680); коэффициент эффективности метаболизации жирных кислот (КЭМ) (С20:4/С20:2+С20:3+С20:5+С22:5+С22:6) (0,264) и константу смещения (0,599) и при значении d меньше или равно -2,377 вероятность развития ИБС 1, при значении d от больше -2,377 до -0,880 вероятность развития ИБС от меньше 1 до 0,5, при значении d равном 0,428 вероятность развития ИБС отсутствует.
Priority Applications (1)
| Application Number | Priority Date | Filing Date | Title |
|---|---|---|---|
| RU2016137713A RU2642923C1 (ru) | 2016-09-21 | 2016-09-21 | Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца |
Applications Claiming Priority (1)
| Application Number | Priority Date | Filing Date | Title |
|---|---|---|---|
| RU2016137713A RU2642923C1 (ru) | 2016-09-21 | 2016-09-21 | Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца |
Publications (1)
| Publication Number | Publication Date |
|---|---|
| RU2642923C1 true RU2642923C1 (ru) | 2018-01-29 |
Family
ID=61173337
Family Applications (1)
| Application Number | Title | Priority Date | Filing Date |
|---|---|---|---|
| RU2016137713A RU2642923C1 (ru) | 2016-09-21 | 2016-09-21 | Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца |
Country Status (1)
| Country | Link |
|---|---|
| RU (1) | RU2642923C1 (ru) |
Citations (4)
| Publication number | Priority date | Publication date | Assignee | Title |
|---|---|---|---|---|
| RU2345701C1 (ru) * | 2007-05-10 | 2009-02-10 | Государственное образовательное учреждение высшего профессионального образования "Северный государственный медицинский университет" (г. Архангельск) Федерального агентства по здравоохранению и социальному развитию" "ГОУ ВПО СГМУ Росздрава" | Способ прогнозирования риска развития ишемической болезни сердца |
| RU2464562C1 (ru) * | 2011-04-01 | 2012-10-20 | Государственное образовательное учреждение высшего профессионального образования "Дальневосточный государственный медицинский университет" Министерства здравоохранения и социального развития Российской Федерации | Способ прогнозирования развития ишемической болезни сердца у лиц старше 60 лет |
| RU2503405C1 (ru) * | 2012-10-09 | 2014-01-10 | Федеральное государственное бюджетное учреждение "Научно-исследовательский институт фармакологии" Сибирского отделения Российской академии медицинских наук | Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца |
| RU2532361C1 (ru) * | 2013-07-16 | 2014-11-10 | Государственное бюджетное учреждение здравоохранения города Москвы Московский клинический научно- практический центр Департамента здравоохранения города Москвы | Способ определения риска развития ишемической болезни сердца |
-
2016
- 2016-09-21 RU RU2016137713A patent/RU2642923C1/ru not_active IP Right Cessation
Patent Citations (4)
| Publication number | Priority date | Publication date | Assignee | Title |
|---|---|---|---|---|
| RU2345701C1 (ru) * | 2007-05-10 | 2009-02-10 | Государственное образовательное учреждение высшего профессионального образования "Северный государственный медицинский университет" (г. Архангельск) Федерального агентства по здравоохранению и социальному развитию" "ГОУ ВПО СГМУ Росздрава" | Способ прогнозирования риска развития ишемической болезни сердца |
| RU2464562C1 (ru) * | 2011-04-01 | 2012-10-20 | Государственное образовательное учреждение высшего профессионального образования "Дальневосточный государственный медицинский университет" Министерства здравоохранения и социального развития Российской Федерации | Способ прогнозирования развития ишемической болезни сердца у лиц старше 60 лет |
| RU2503405C1 (ru) * | 2012-10-09 | 2014-01-10 | Федеральное государственное бюджетное учреждение "Научно-исследовательский институт фармакологии" Сибирского отделения Российской академии медицинских наук | Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца |
| RU2532361C1 (ru) * | 2013-07-16 | 2014-11-10 | Государственное бюджетное учреждение здравоохранения города Москвы Московский клинический научно- практический центр Департамента здравоохранения города Москвы | Способ определения риска развития ишемической болезни сердца |
Non-Patent Citations (3)
| Title |
|---|
| PIRRO M. Plasma free fatty acid levels and the risk of ischemic heart disease in men: prospective results from the Québec Cardiovascular Study. Atherosclerosis. 2002 Feb;160(2):377-84 - . * |
| КИРИЧЕНКО Д.А. Особенности спектра жирных кислот эритроцитов у больных хронической формой ишемической болезни сердца при лечении симвастатином. Автореф. дисс. Томск, 2015, 24 с. * |
| КИРИЧЕНКО Д.А. Особенности спектра жирных кислот эритроцитов у больных хронической формой ишемической болезни сердца при лечении симвастатином. Автореф. дисс. Томск, 2015, 24 с. PIRRO M. Plasma free fatty acid levels and the risk of ischemic heart disease in men: prospective results from the Québec Cardiovascular Study. Atherosclerosis. 2002 Feb;160(2):377-84 - реферат. * |
Similar Documents
| Publication | Publication Date | Title |
|---|---|---|
| Hung et al. | Volume overload correlates with cardiovascular risk factors in patients with chronic kidney disease | |
| Oliveira et al. | Malnutrition in chronic kidney failure: what is the best diagnostic method to assess? | |
| Kocyigit et al. | The association between arterial stiffness and fluid status in peritoneal dialysis patients | |
| Thuesen et al. | Cardiac hyperfunction in insulin-dependent diabetic patients developing microvascular complications | |
| CN108604464A (zh) | 确定生物标志物信号的受试者间和受试者内变异的方法 | |
| Thanapholsart et al. | A current review of the uses of bioelectrical impedance analysis and bioelectrical impedance vector analysis in acute and chronic heart failure patients: an under-valued resource? | |
| Ardakani et al. | Assessment of kidney function after allograft transplantation by texture analysis | |
| Safina Nageen et al. | Platelet count, mean platelet volume, and red cell distribution width as markers for psoriasis severity | |
| Saz-Lara et al. | Early vascular aging as an index of cardiovascular risk in healthy adults: confirmatory factor analysis from the EVasCu study | |
| Anggraini et al. | Correlation between Anthropometric Measurement and Kidney Function in the Elderly to Detection of Chronic Kidney Disease | |
| RU2642923C1 (ru) | Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца | |
| CN111627559A (zh) | 预测患者死亡风险的系统 | |
| RU2503405C1 (ru) | Способ индивидуальной количественной оценки развития ишемической болезни сердца | |
| RU2310862C1 (ru) | Способ выявления риска развития ишемической болезни сердца | |
| Jeong et al. | Factors affecting basilar artery pulsatility index on transcranial Doppler | |
| Kamal et al. | Serum beta-2 microglobulin is a reliable biomarker to predict diabetic nephropathy | |
| Guleri et al. | Study of left ventricular mass and its determinants on echocardiography | |
| RU2535025C2 (ru) | Способ индивидуальной количественной оценки риска развития гипертонической болезни | |
| Özen et al. | Inflammation-based markers, especially the uric acid/albumin ratio, are associated with non-dipper pattern in newly diagnosed treatment-naive hypertensive patients | |
| RU2821774C1 (ru) | Способ прогнозирования общей выживаемости больных хроническим лимфолейкозом А-С стадии в динамике заболевания | |
| RU2550664C1 (ru) | Способ индивидуальной оценки принадлежности пациентов к хронической сердечной недостаточности | |
| Råstam et al. | Population screening and referral for hypercholesterolemia | |
| RU2650212C1 (ru) | Способ оценки гипердиагностики инфаркта миокарда | |
| RU2234090C1 (ru) | Диагностический тест развития нефрогенной гипертензии и способ прогнозирования ее у детей, больных хроническим пиелонефритом | |
| RU2751412C1 (ru) | Способ прогнозирования риска летального исхода у пациентов, перенесших инфаркт миокарда в трудоспособном возрасте |
Legal Events
| Date | Code | Title | Description |
|---|---|---|---|
| MM4A | The patent is invalid due to non-payment of fees |
Effective date: 20200922 |