Йододефицитные заболевания (стр. 3 )

3. Лабораторные методы (табл. 2)

Определение концентрации йода в моче. Сбор мочи для определения йодурии проводился в одноразовые стаканчики с обязательным условием исключения попадания паров йода в обследуемые образцы. Определение концентрации йода в моче проводили церий – арсенитовым методом в лаборатории клинической биохимии (зав. – , ФГУ ЭНЦ). Концентрация йода в моче выражалась в мкг/л.

Определение наличия йода в поваренной соли проводилось методом пятна, принцип которого заключается в изменении окраски раствора крахмала при выделении свободного йода из соли после обработки ее тест-раствором (Dustin and Ecoffey, 1978).

Табл. 2. Лабораторные методы исследования

Показатель	Норма	Метод
Тиреотропный гормон (ТТГ)	0,25–3,5 мЕд/л	Иммунохемилюминисцентный «Vitros» (Johnson and Johnson)
Свободный тироксин (св. Т4)	0,9–20,0 пмоль/л
Свободный трийодтиронин (св. Т3)	4,2–8,1 пмоль/д
АТ-ТПО	0–100 МЕ/мл	Иммуноферментный, набором «DRH», USA»
АТ - ТПО АТ-ТГ	0–100 мEд/л 0 – 100 мEд/л	Метод усиленной хемилюминесценции (ИФА), «Immulite», USA
Общий холестерин (ОХС)	3,0–5,2 ммоль/л	Калориметрический, энзиматический метод. Биохимический селективный анализатор «Спектром» фирмы ЭББОТ, USA
Триглицериды (ТГ)	0,5–2,0 ммоль/л
ХС-ЛПВП	0,9–1,98 ммоль/л	Метод осаждения фосфовольфрамовой кислоты. Биохимический селективный анализатор «Спектром» фирмы ЭББОТ, USA
ХС-ЛПНП	2,0–3,5 ммоль/л

4. Оценка показателя интеллектуального развития (IQ). Проведено исследование интеллектуального развития у 2413 детей из 19 регионов в возрасте 8–10 лет, обучающихся в общеобразовательных учреждениях различного типа, с использованием теста интеллекта, свободного от влияния культуры (Сulture-Fair Intelligence Test, CFIT) Р. Кеттелла, форма CF 2А. Тест адаптирован российскими психологами для психологической диагностики (Психодиагностика детей, 2002). Поскольку стандартизация теста предусматривает единообразие проведения процедуры тестирования, это послужило достаточной причиной для переоценки гомогенности выборки. Регионы, в которых имелись указания хотя бы на минимальные изменения условий тестирования, из дальнейшего анализа были исключены. Чтобы минимизировать влияние условий образования на показатели тестирования и оценить влияние йодного дефицита в качестве возможной причины субклинических нарушений с использованием теста Кеттелла, для дальнейшего исследования были отобраны учащиеся городских общеобразовательных школ из 10 регионов. Количество детей, прошедших тестовый контроль в этих регионах, составило 995 человек. Проведен сравнительный анализ показателей IQ в нескольких группах детей, проживающих в регионах с различной степенью тяжести дефицита йода и с нормальной йодной обеспеченностью. Значения IQ в диапазоне 70 – 79 пунктов рассматривались как низкие (пограничная зона), 80 – 89 – ниже среднего («низкая норма»), 90 – 109 – средние («средняя норма»), 110 – 119 – выше среднего, 120–129 – высокие, >130 – очень высокие. Коэффициент ретестовой надежности CF 2A составил 0,89. Коэффициент надежности по однородности для каждого субтеста находился в интервале от 0,83 до 0,92. Коэффициент надежности субъективных оценок был равен 1,00. Коэффициент критериальной валидности итогового балла по тесту с успеваемостью по математике составил 0,57, значимой корреляции с успеваемостью по русскому языку обнаружено не было. Валидность по конструкту CF 2А проверялась путем подсчета корреляций с другими тестами на измерение интеллекта: «Домино D-48» (r = 0,71), «Прогрессивные матрицы» Дж. Равена (r = 0,64), «Тестом вербального интеллекта» (r = 0,72), «Школьным тестом умственного развития» (r = 0,4).

профессор, д. м.н. П. В.

Тонкоигольная аспирационная биопсия (ТАБ) ЩЖ с последующим цитологическим исследованием проводилась по стандартной методике на базе патоморфологического отделения ФГУ ЭНЦ (руководиГистологическое исследование ткани ЩЖ, полученной в результате оперативного лечения, проводилось в лаборатории патоморфологии ФГУ ЭНЦ. Тканевые образцы обрабатывались 10% раствором формалина в течение 24 часов и заключались в парафиновые блоки. Из парафиновых блоков приготовлялись срезы толщиной 5 мкм и окрашивались гематоксилином и эозином по стандартной методике.

Коронарная ангиография (КАГ) и Транслюминальная баллонная коронарная ангиопластика (ТБКА) проводились в лаборатории рентгеноангиографии (руководитель – профессор, д. м.н. ) ИКК им. РКНПК МЗ РФ и отделении рентгенохирургических методов исследования и лечения сосудов сердца (руководитель – профессор, д. м.н. ) НЦССХ им. РАМН.

Суточное мониторирование ЭКГ по Holter проводилось в отделе клинической электрофизиологии ИКК им. РКНПК МЗ РФ (руководитель – профессор ). Для выполнения методики использовался трехканальный монитор Холтера (регистрирующее устройство «Rozin», модель 151, США).

Статистический анализ проводился при помощи пакета прикладных программ STATISTICA (StatSoft, USA, версия 6.0). Оценка вида распределения показателей проводились с использованием критерия Шапиро – Уилка. Количественные признаки, имеющие приближенно нормальное распределение, описывались в виде M±SD с расчетом 95% доверительного интервала разности средних (95% CI). Количественные признаки, не имеющие приближенно нормального распределения, а также количественные признаки выборок относительно малых объемов независимо от вида распределения описывались медианой и интерквартильным размахом Me (X1/4;X3/4). Для оценки достоверности их различий использовались непараметрические критерии Манна – Уитни (pм-у) и Уилкоксона (pw). Анализ повторных измерений проводился с использованием непараметрического дисперсионного анализа по методу Фридмана ANOVA (pF). Сравнение переменных в нескольких независимых группах проводилось по методу Краскела – Уоллиса. Для оценки коэффициента корреляции между переменными (количественные признаки) применялся метод Спирмена. Для сравнения относительных частот признаков в независимых выборках применялся расчет отношения шансов с доверительным интервалом, двусторонний точный критерий Фишера и тест χ2 с поправкой Йетса. Сравнение связанных групп по частоте признаков проводилось методом построения таблиц абсолютных частот для парных наблюдений, расчета ДИ и по критерию Мак Немара. За критический уровень значимости принималось значение p < 0,05.

Для оценки динамики основных эпидемиологических показателей ЙДЗ использовался метод: бинарной логистической регрессия. Рассчитывался относительный риск (RR) и 95% CI. Значимым считался результат при RR больше 1 и нижней границы 95% CI больше 1. Для оценки изменения заболеваемости с течением времени применялся метод корреляционно-регрессионного анализа Пирсона с определение корреляции r. При r > 0,3 и p < 0,05 зависимость считалась значимой.

РЕЗУЛЬТАТЫ СОБСТВЕННЫХ ИССЛЕДОВАНИЙ И ИХ ОБСУЖДЕНИЕ

Контрольно - эпидемиологические исследования йододефицитных заболеваний и анализ эффективности региональных профилактических программ.

Контрольно-эпидемиологические исследования, проведенные нами в т. ч. в рамках международного проекта «Тиромобиль» в 2000 – 2008 гг, позволили охарактеризовать современное состояние проблемы йодного дефицита в РФ и оценить эффективность региональных профилактических программ. Всего было осуществлено 39 экспедиций в 25 регионов РФ и обследовано 19600 детей в возрасте 8–10 лет. Данные эпидемиологических исследований на каждой территории представлены в табл. 3.

Табл. 3. Результаты контрольно - эпидемиологических исследований
(на фоне проведения профилактических программ) в 25 регионах РФ за период с 2000 по 2008 г

Регионы	Ме йодурии (мкг/л)	Частотное распределение концентрации йода в моче (%)	Частота зоба (%)
< 20 мкг/л	20 – 49,9 мкг/л	50–99 мкг/л	Более 100 мкг/л
Москва	104,5 [70,9; 135,5]	-	-	70,4	24	4,7 [3,8; 6,7]
Московская обл.	74,2 [47,3; 129]	1,6	24	43,6	31	7,8 [3; 17]
Белгородская обл.	57, 3 [49; 86,0]	3	34	38	25	12,7 [11,5; 16,2]
Ивановская обл.	105,4 [36; 624]	1,3	12	37	49,7	8,9 [2,1; 15]
Калужская обл.	66,2 [46,3; 94,2]	2	28	46	23	15,7 [10,7; 26,8]
Ульяновская обл.	81,9 [58,9; 156]	2,8	17	42	37,7	5,8 [1,7; 8,1]
Воронежская обл.	152,4 [69,8; 209]	-	16	24	60	8,6 [3,9; 18]
Республика Коми	57,2 [43,1; 108]	14	34	44	8	16,5 [6,7; 29,5]
Мурманская обл.	41,6 [4,7; 68,4]	17	42	26	15	11 [3,9; 22,2]
Архангельская обл.	63,7 [39; 84]	12	48	37	3	31,8 [10,8; 89,1]
Волгоградская обл.	52,8 [38,9;79]	9,8	24,1	59,2	6,9	13,4 [5,2; 19,2]
Астраханская обл.	25,9 [18,8; 32,2]	35	49	13	3	27,8 [17,5; 42,6]
Краснодарский край	79,3 [47,3; 126]	6	21	32	41	5,1 [5; 8,1]
Кабардино- Балкария	141,1 [109; 168]	14	16	24	46	11,7 [9,3;14,3]
Республика Татарстан	72,1 [46,9; 88,9]	8,7	23,9	39,4	28,0	9,3 [4,6; 11,5]
Удмуртия	68,3 [30,8; 125]	14	22	28	36	5,0 [1,4; 6,8]
Республика Чувашия	38,2 [6,8; 250]	23	42	26	9	18,4 [1,35; 9,2]
Пензенская обл.	70 [23; 308]	2	34	34	30	5,6[4,6; 7,2]
Нижегородская обл.	70,9 [46; 129]	2	28	33	37	11,0 [4,5; 15,0]
Кировская обл.	65,9 [43,8; 101]	2	30,2	43,6	24,2	20,1 [18; 37]
Пермская обл.	95,5 [16,3; 351]	2.	28	33	37	10 [6,4; 17,8]
Свердловская обл.	96 [55; 144,7]	7	14,6	35	43,4	29,1 [2; 77]
Ханты-Мансийский АО	229,7 [5,6; 837]	-	5,9	14,6	79,5	7,2 [3,0; 25,5]
Республика Тыва	123 [23; 436]	3	8	37	52	37,9 [4,9; 49]
Самарская обл.	100,8 [23; 326]	-	5,1	41,4	53,5	14,1 [10,0; 17,6]

Согласно полученным данным, в 19 из 25 обследованных регионов (76%) сохраняется дефицит йода в питании различной степени тяжести. Медиана йодурии здесь находится ниже порогового уровня в 100 мкг/л, соответствующего нормальному потреблению йода, а в некоторых районах Астраханской, Архангельской и Нижегородской областей (2003 г.) медиана йодурии у школьников соответствует тяжелому йодному дефициту (соответственно 18,8; 8,4 и 12 мкг/л). В 6 из 25 обследованных регионов показатели йодурии определялись в диапазоне пограничной йодной обеспеченности: 100,2 - 229,7 мкг/л. К этим регионам относятся Москва, Республика Кабардино-Балкария, Ханты-Мансийский Автономный Округ, Самарская, Ивановская и Воронежская области. В этих регионах на фоне проводимых мероприятий (групповая йодная профилактика в школах) достигнут оптимальный уровень йодурии у школьников, что свидетельствует о нормальном потреблении йода, но при этом проблема дефицита йода на популяционном уровне остается нерешенной.