מחקר זה נערך במטרה להעריך באופן שיטתי את הקשר בין פנאומוצפלוס לאחר ניתוח לבין הישנות אצל מטופלים שעברו ניקוז בור-חור בעקבות המטומה תת-דורלית כרונית (CSDH).
מאמר מחקר
פנאומוצפלוס לאחר ניתוח כמנבא להישנות בהמטומה סובדורלית כרונית: ציון נטייה - מחקר תצפיתי רטרוספקטיבי תואם
* These authors contributed equally
נפתח בלשונית חדשה
במאמר זה
סיכום
Loading...
$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
תקציר
Loading...
$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
המטומה תת-דורלית כרונית (CSDH) היא מצב נוירוכירורגי נפוץ עם שיעור הישנות גבוה לאחר ניקוז חור בור. פנאומוצפלוס לאחר הניתוח נצפתה לעיתים קרובות, אך הקשר שלו עם החזרה נותר לא ברור. מחקר תצפיתי רטרוספקטיבי זה העריך האם נפח הפנאומוצפלוס לאחר ניתוח מנבא הישנות של CSDH. מטופלים שעברו ניקוז בור-חור בפעם הראשונה עבור CSDH בין ינואר 2021 ליוני 2025 נכללו וסווגו לפי ממצאי CT ראש בתוך 24 שעות לאחר הניתוח. התאמת ניקוד הנטייה (PSM; 1:1, קליפר 0.02) איזון תכונות בסיס (גיל, מין, צד המטומה, שימוש בנוגדי טסיות/נוגדי קרישה), הניב 150 מטופלים תואמים (75 בכל קבוצה). התוצאה העיקרית הייתה הישנות המטומה באותו צד שדרשה ניתוח חוזר בתוך 6 חודשים. נפח הפנאומוצפלוס נמדד באמצעות נוסחת טאדה, כאשר אמינות בין צופים הוערכה לפי מקדם המתאם התוך-מחלקתי (ICC = 0.964, רווח בר-סמך 95%: 0.941–0.978). שיעור ההישנות היה גבוה משמעותית בקבוצת הפנאומוצפלוס מאשר בקבוצת הלא-פנאומוצפלוס (22.7% לעומת 5.3%; OR = 5.20, רווח בר-סמך 95%: 1.66–16.32; p = 0.002). רגרסיה לוגיסטית רב-משתנית הראתה כי נוכחות הפנאומוצפלוס הייתה קשורה באופן עצמאי להישנות (OR = 3.26, רווח בר-סמך 95%: 1.45–7.30, p = 0.004), וכל עלייה בנפח של 1 מ"ל הייתה קשורה לסיכון גבוה ב-9% (OR = 1.09, רווח בר-סמך 95%: 1.02–1.15, p = 0.008). ניתוח ROC הניב AUC של 0.754 (רווח סמך 95%: 0.645–0.864), עם סף אופטימלי של 12.5 מ"ל (רגישות 76.2%, ספציפיות 70.5%). אימות פנימי ב-Bootstrap אישר יציבות (חיתוך ממוצע 12.6 מ"ל, AUC מתוקן באופטימיות 0.745). לסיכום, נפח הפנאומוצפלוס לאחר הניתוח קשור להישנות של CSDH לאחר ניקוז חורי בור ועשוי לסייע בזיהוי מטופלים הזקוקים למעקב מעמיק יותר; עם זאת, נדרש אימות פרוספקטיבי רב-מרכזי לפני שניתן לאמץ סף נפח מסוים בפרקטיקה קלינית.
מבוא
Loading...
$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
המטומה סובדורלית כרונית (CSDH) היא מצב נוירוכירורגי נפוץ ששכיחותו הולכת וגדלה עם הזדקנות האוכלוסייה 1,2. הפתופיזיולוגיה שלו נחשבת ככוללת קריעה של ורידים מגשרים לאחר פגיעה קלה בראש, מה שמוביל להצטברות דם במרחב התת-דורלי, דלקת מקומית ולבסוף היווצרות קפסולת המטומה 3,4. עקב מיקרודימום והיפראקטיביות של פיברינוליזה חוזרת, רוב המטופלים אינם יכולים לספוג את ההמטומה באופן ספונטני וזקוקים להתערבות כירורגית 5,6. ניקוז בור-חור חד-חורי או כפול הוא הטיפול הקו הראשון בשל פולשנותו המינימלית ויעילותו המוכחת 7,8. עם זאת, הישנות לאחר ניתוח נותרה אתגר מרכזי, עם שיעורים מדווחים שנעים בין 5% ל-30% 9,10.
זוהו גורמי סיכון רבים להישנות, כולל גיל מבוגר, שימוש בנוגדי טסיות או נוגדי קרישה, המטומה דו-צדדית, ותכונות דימות כמו צפיפות מעורבה או ספציה בבדיקת CT11,12 לפני הניתוח. גורמים אלו מצביעים על כך שהחזרה היא רב-גורמית, הכוללת את מצב הקרישה, מבנה ההמטומה וסביבת הריפוי לאחר הניתוח 4,13. בהדמיה לאחר הניתוח, פנאומוצפלוס — הצטברות אוויר בחלל הגולגולת — נצפית לעיתים קרובות, בעיקר בשל נוזל השקיה שאריתי ותקשורת בין מערכת הניקוז לסביבה החיצונית14,15. עם זאת, חשיבותו הקלינית נותרה שנויה במחלוקת. מחקרים מסוימים מצביעים על כך שכמויות קטנות של פנאומוצפלוס הן שפירות ונעלמות באופן ספונטני16,17; בעוד אחרים מדווחים שכמויות גדולות עלולות לעכב את התרחבות המוח ולהוביל לנטייה להישנות16,18. ממצאים סותרים אלו ככל הנראה נובעים מגודל מדגם קטן, בקרה לא מספקת ומבלבלת, או מחוסר בניתוח נפחי כמותי19.
הניהול האופטימלי של פנאומוצפלוס לאחר הניתוח אינו ודאי, כאשר הפרקטיקה משתנה בין מיקום פעיל לקידום פליטת גזים לבין גישות שמרניות יותר. הבהרת הקשר בין נפח הפנאומוצפלוס לחזרה תאפשר CT מוקדם לאחר הניתוח להנחות את סיווג הסיכון ועוצמת המעקב. על רקע זה, המחקר הנוכחי נערך כדי להעריך באופן שיטתי את הקשר בין פנאומוצפלוס לאחר ניתוח לבין הישנות אצל מטופלים שעברו ניקוז בור-חור ל-CSDH. מחקר זה משלב מספר מאפיינים מתודולוגיים המבוססים על מחקרים קודמים, כולל התאמת ניקוד נטייה למזעור בלבול בסיסי, מדידת נפח כמותית לבחינת סף פוטנציאלי, והכללת יחס נויטרופילים ללימפוציטים (NLR) להערכת מסלולי דלקת. בנוסף, ניתוחי אימות פנימי ורגישות של bootstrap באמצעות רגרסיה לוגיסטית מעונשת ומעורבות של Firth יושמו כדי להתמודד עם התאמת יתר, אירועים נדירים ואשכול פוטנציאלי. בחירות אנליטיות אלו נועדו לספק שכפול מקומי מבוקר של הקשר הידוע וליצור השערות למחקרים עתידיים.
פרוטוקול
Loading...
$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
הצהרה אתית
פרוטוקול המחקר נבדק ואושר על ידי בית החולים הראשון של סנמינג המשויך לוועדת האתיקה של אוניברסיטת פוג'יאן לרפואה (מס' 2026-38), והחקירה נערכה בהתאם לסטנדרטים האתיים שנקבעו בהצהרת הלסינקי. מכיוון שמדובר במחקר תצפיתי רטרוספקטיבי ללא התערבות, הנתונים שנאספו נוצרו במהלך אבחון וטיפול קליניים שגרתיים, מבלי להוסיף נטל או סיכון נוסף לבדיקות המטופלים. לכן, הוגשה בקשה לפטור מהסכמה מדעת, וכל המידע האישי של המטופלים נשמר בסודיות מוחלטת. תוצאות המחקר ישמשו רק לפרסום אקדמי ולא יחשפו מידע שיכול לזהות אדם. כל החומרים והתוכנות ששימשו במחקר זה מופיעים בטבלת החומרים. לפריטים המסומנים כ"גנרי" או "אספקה סטנדרטית לבית החולים", מספרי קטלוג ספציפיים אינם רלוונטיים כי אלו מוצרים שגרתיים הזמינים ממספר ספקים. מודל סורק ה-CT וגרסאות התוכנה מוגדרות כדי להבטיח שחזוריות. עבור חישובים ידניים (למשל, נוסחת טאדה) ובדיקות סטטיסטיות סטנדרטיות המתבצעות ב-SPSS/R, אין צורך במספר קטלוג נפרד.
נושאי מחקר
למחקר זה אומץ עיצוב תצפיתי רטרוספקטיבי עם מרכז יחיד. מטופלים עם CSDH שקיבלו ניקוז בור-חור במחלקת הנוירוכירורגיה בין 1 בינואר 2021 ל-30 ביוני 2025, היוו את אוכלוסיית המחקר. לאחר יישום קריטריונים מחמירים של הכללה והחראה, נתונים ממטופלים מוסמכים נאספו והוכנו לניתוח סטטיסטי נוסף. כדי להעריך את הקשר בין פנאומוצפלוס לאחר ניתוח להישנות המטומה, ולצמצום הטיית בלבול, יושם PSM להשגת איזון בסיסי בקבוצה המקורית. ציוני הנטייה נגזרו ממודל רגרסיה לוגיסטית עם פנאומוצפלוס לאחר הניתוח כמשתנה תלוי, מותאם לגיל, מין, צד המטומה והיסטוריה של תרופות נוגדות טסיות או נוגדי קרישה. משתנים אלו נבחרו על פי הקשרים הידועים שלהם להישנות CSDH או לפנאומוצפלוס לאחר ניתוח, כפי שתועד במחקרים קודמים. שיטת ההתאמה שבה נעשה שימוש הייתה התאמה בין השכן הקרוב ביותר עם חיתוך של 0.02, ובוצעה התאמה של 1:1 ללא החלפה. לאחר התאמה, נכללו בסך הכל 150 מטופלים (75 בקבוצת הפנאומוצפלוס ו-75 בקבוצת הלא-פנאומוצפלוס), כפי שמוצג באיור 1.
קריטריוני הדרה והכללה
קריטריוני הכללה 20,21: (1) גיל 18 ומעלה; (2) אבחנה מאושרת של CSDH חד-צדדי או דו-צדדי באמצעות בדיקת CT ראש או MRI; (3) עבר את ניתוח ניקוז הבור הראשון בבית החולים; (4) עבר בדיקה מחודשת של CT ראש בתוך 24 שעות לאחר הניתוח ונתוני ההדמיה נשמרו במלואם; (5) היו זמינים נתוני מעקב קליניים מלאים לאחר הניתוח, ותקופת המעקב הייתה לא פחות מ-6 חודשים.
קריטריוני החרגה22,23: (1) מטופלים עם גידולים תוך-גולגולתיים, מפרצתות, או מומים עורקיים-ורידיים ומחלות תוך-גולגולתיות או כלי דם אחרות; (2) המטומה סובדורלית חריפה או תת-חריפה (מוגדרת כזמן מהפציעה ועד הניתוח הקצר מ-14 ימים); (3) אלו עם היסטוריה של ניקוז בור או קרניוטומיה איפסילטרלית; (4) אלו שעברו ניתוח חוזר עקב הישנות לא-המטומה לאחר ניתוח; (5) אלו שחסרים להם משתנים מרכזיים בנתונים קליניים או דימותיים, מה שהופך ניתוח לבלתי אפשרי. מטופלים עם המטומות דו-צדדיות העוברים ניקוז חורי בור דו-צדדי נכללים כנבדקי מחקר, כאשר כל מטופל תורם תצפית אחת. הסטטוס הדו-צדדי (חד-צדדי לעומת דו-צדדי) נרשם כמשתנה משותף ונכלל בניתוחי התאמת ניקוד הנטייה וניתוחי רגרסיה. אף מטופל לא תרם יותר מנקודת נתונים אחת, ובכך שמר על עצמאות סטטיסטית מהתצפיות.
טיפול בהמטומות דו-צדדיות
מטופלים עם המטומות דו-צדדיות שעברו ניקוז בור דו-צדדי במקביל נכללו כנבדקי מחקר, כאשר כל מטופל תרם תצפית אחת. הסטטוס הדו-צדדי (חד-צדדי מול דו-צדדי) נרשם כמשתנה משותף ונכלל בניתוחי התאמת ניקוד הנטייה וניתוחי רגרסיה. אף מטופל לא תרם יותר מנקודת נתונים אחת, ובכך שמר על עצמאות סטטיסטית מהתצפיות. כדי להתמודד עוד יותר עם קיבוץ שאריתי אפשרי, בוצע ניתוח רגישות באמצעות רגרסיה לוגיסטית מעורבת עם יירוט אקראי לכל מטופל (ראו שיטות סטטיסטיות).
תוכנית מחקר
הנתונים נאספו ממערכת הרשומות הרפואיות של בית החולים וממערכת ארכיון ההדמיה, כולל: (1) מאפיינים דמוגרפיים כלליים (גיל ומגדר); (2) נתונים קליניים (היסטוריה של יתר לחץ דם, סוכרת, שימוש בנוגדי טסיות/נוגדי קרישה, ציון דירוג תפקוד נוירולוגי של מרקוולדר לפני הניתוח); (3) נתוני הדמיה (צד ההמטומה, סוג צפיפות ה-CT, מרחק הזזת קו האמצע לפני הניתוח, ונוכחות, נפח והתפלגות של פנאומוצפלוס ב-24 שעות CT לאחר הניתוח); (4) אינדיקטורים מעבדייתיים (יחס נויטרופילים ללימפוציטים בדם היקפי 24 שעות לאחר הניתוח); ו-(5) נתונים סביב הניתוח (משך הניתוח, נפח השקיה, זמן החזקת צינור הניקוז לאחר הניתוח, ונפח הניקוז הכולל). נפח הפנאומוצפלוס נמדד באמצעות נוסחת טדה
(1)
כאשר A, B ו-C הם הקטרים הגדולים ביותר במישורים ציריים, סגיטליים וקורונליים. עבור מספר כיסי גז נפרדים, כל אחת נמדדה בנפרד, והנפחים סוכומים. כל המדידות בוצעו באופן עצמאי על ידי שני נוירוכירורגים בכיר; הערך הממוצע שימש כנקודת הנתונים הסופית. אם ההפרש בין המדידות עלה על 10%, רופא שלישי בוחן את המקרה כדי לקבוע את המדידה הסופית.
טכניקת ניתוח וניהול לאחר הניתוח
כל הניתוחים בוצעו על ידי אחד משלושת הנוירוכירורגים המשתתפים בהתאם לפרוטוקול מוסדי סטנדרטי. בור-חור יחיד הונח בנקודת עובי המטומה המקסימלי כפי שזוהה ב-CT לפני הניתוח (באמצעות CT תוך ניתוחי או נוירוניווט כאשר זמין). הדורה והממברנה החיצונית נקרשו ונפתחו בצורה צלבנית. חלל ההמטומה הושקה במי מלח רגילים מחוממים באמצעות טכניקת השקיה רציפה בסיוע סיפון עד שהשפכים היו נקיים; נפח ההשקיה הכולל נרשם עבור כל מטופל. לאחר מכן הוכנס ניקוז סיליקון סובדורלי 14-Fr וננעלה תת-עורית. הניקוז היה מחובר למערכת ניקוז כבידה פסיבית (ללא יניקה פעילה). לאחר הניתוח, המטופלים הונחו על הגב או שטוח, כאשר ראש המיטה נשמר ב-0–15° במשך 24 השעות הראשונות. שקית הניקוז נשמרה בגובה המיתוס השמיעתי החיצוני כדי למנוע לחץ שלילי מופרז. הניקוז ננעל למשך 4 שעות כל 8 שעות החל מהיום הראשון לאחר הניתוח והוסר כאשר נפח הניקוז היומי היה קטן מ-30 מ"ל במשך יומיים רצופים. לא נעשה שימוש במערכת ניקוז סגורה (למשל, CDS) בקבוצה זו.
מעקב והגדרת תוצאות
התוצאה העיקרית הייתה הישנות של CSDH איפסילטרלית שדרשה ניתוח חוזר בתוך 6 חודשים מניתוח האינדקס. החזרה אובחנה כאשר המטופלים פיתחו תסמינים נוירולוגיים חדשים או מחמירים, וה-CT הראה הצטברות חוזרת או הגדלה משמעותית של ההמטומה שנותרה, עם החלטה קלינית לניתוח חוזר24,25. נאספו נתוני מעקב עבור כל המטופלים למשך לפחות 6 חודשים. מאגר המחקר ננעל ב-30 ביוני 2026; עד לתאריך זה, המטופל האחרון שנרשם (30 ביוני 2025) השלים לפחות 6 חודשי מעקב.
זרימת עבודה כירורגית
ההליכים הכירורגיים וההדמייתיים המרכזיים המתוארים בפרוטוקול זה מסוכמים להלן בשישה שלבים עוקבים: (1) מיקום המטופל ומיקום חורי הבור - מיקום המטופל תחת הרדמה כללית, זיהוי נקודת עובי המטומה המקסימלי ב-CT לפני הניתוח (באמצעות CT תוך ניתוחי או נוירוניווט כאשר זמין), ויצירת בור יחיד. (2) טכניקת השקיה - פתיחה צולבת של הדורה והממברנה החיצונית, ואחריה שטיפה רציפה בסיוע סיפון של חלל ההמטומה עם מלח נורמלי מחומם עד שהנוזל נקי. (3) הכנסת ניקוז תת-דורלי - הכנסת ניקוז סיליקון 14-Fr למרחב התת-דורלי, מנהרה תת-עורית וחיבור למערכת ניקוז כבידה פסיבית. (4) הערכת הדמיה לאחר הניתוח – רכישת סריקת CT ראש ללא חומר ניגוד בתוך 24 שעות לאחר הניתוח, זיהוי הפנאומוצפלוס ופרשנות התפוצה והיקף שלה. (5) מדידה נפחית באמצעות נוסחת טאדה - הדגמה שלב אחר שלב של מדידת שלושת הקטרים האורתוגונליים (A, B, C) במישורים ציריים, סגיטליים וקורונליים, ואחריה חישוב נפח באמצעות הנוסחה
(2)
עבור מספר כיסי גז מופרדים, כל אוסף נמדד בנפרד, והנפחים נסכמים. (6) פרוטוקול מעקב קליני – הערכה נוירולוגית באמצעות סולם דירוג מרקוולדר וקריטריונים לניתוח חוזר במקרה של הישנה. הווידאו כולל הערות על המסך וקריינות כדי להקל על השחזור. משך הווידאו הכולל הוא כ-6 דקות.
מדדי מחקר מרכזיים
פנאומוצפלוס לאחר ניתוח הוא גורם החשיפה המרכזי במחקר זה. היא מוגדרת כהופעת צללים בצפיפות גזים בכל חלק במוח בסריקת CT פשוטה המתבצעת בתוך 24 שעות לאחר הקרניוטומיה והניקוז. נפח הפנאומוצפלוס לאחר הניתוח מחושב באמצעות נוסחת טאדה. עבור פנאומוצפלוס מרובה, סכום נפחי הגז בכל אזור נלקח כנפח הפנאומוצפלוס הכולל. כל מדידות ההדמיה בוצעו באופן עצמאי על ידי שני רופאי נוירוכירורגיה בכירורגיה, והערך הממוצע שימש כנתוני הניתוח הסופיים. אמינות בין צופים הוערכה באמצעות מקדם המתאם התוך-מחלקה (ICC, מודל השפעות אקראיות דו-כיווניות להסכמה מוחלטת). אירועי הישנות הם מדד התוצאה העיקרי במחקר זה. היא מוגדרת כהצטברות חוזרת של CSDH באותו צד בתוך 6 חודשים לאחר הניתוח, מה שמוביל להחמרה בתסמינים נוירולוגיים ודורש ניתוח חוזר על פי שיקול דעת קליני. החזרה נקבעה מתוך מעקב אמבולטורי או רשומות בבית חולים במהלך תקופת המעקב, ואושרה על ידי לפחות שני רופאים נוירוכירורגיים מטפלים כדי להבטיח את דיוק קביעת התוצאה.
מדדי מחקר משניים
הוא מכסה ממדים רבים, כולל מאפיינים דמוגרפיים כלליים, נתוני בסיס קליניים, מאפייני דימות טרום-ניתוחיים, מדדי מעבדה ונתונים סביב הניתוח, בעיקר כדי לתאר את אוכלוסיית המחקר, לבצע PSM ולחקור גורמים מבלבלים פוטנציאליים או משנים השפעה. מאפיינים דמוגרפיים כלליים כוללים גיל ומגדר. נתוני בסיס קליניים כוללים היסטוריה של יתר לחץ דם וסוכרת, היסטוריה של שימוש בתרופות נוגדות טסיות או נוגדי קרישה, וציון דירוג תפקוד נוירולוגי של מרקוולדר לפני הניתוח, שמעריך את דרגת הפרעה נוירולוגית לפני הניתוח, הנעה בין 0 ל-426,27. מאפייני הדמיה לפני הניתוח כוללים את צד ההמטומה, צפיפות ההמטומה ב-CT, ומרחק ההזזה של קו האמצע לפני הניתוח. סוג צפיפות ההמטומה מסווג על פי ממצאי הדמיה כצפיפות נמוכה, צפיפות שווה, צפיפות גבוהה או צפיפות מעורבת; מרחק ההזזה של קו האמצע נמדד ביחס למחיצה פלוסידום או לבלוטת האצטרובל, והמרחק האנכי של סטייתה מהקו האמצעי נמדד.
המדד המעבדה היה יחס נויטרופילים ללימפוציטים ב-24 שעות לאחר הניתוח, שמקורו בספירות דם פריפריאליות. מדד זה משמש כסמן חלופי לתגובה דלקתית כוללת ומחושב מתוצאות בדיקות דם שגרתיות. הנתונים סביב הניתוח כוללים את משך הניתוח, נפח השטיפה תוך הניתוח, זמן השמירה של צינור הניקוז לאחר הניתוח, ונפח הניקוז הכולל לאחר הניתוח. משך הניתוח מתחיל מהחתך ועד לתפירת העור; כמות ההשקיה תוך הניתוח נרשמת כנפח סך המלח המשמש להשקת חלל ההמטומה; זמן ההחזקה של צינור הניקוז לאחר הניתוח מתייחס למספר ה-H מסיום הניתוח ועד להסרת צינור הניקוז; הנפח הכולל של הניקוז לאחר הניתוח נרשם כנפח הנוזל הכולל שננקז מסוף הניתוח ועד להסרת צינור הניקוז. איסוף ורישום כל המדדים הללו פועלים לפי נורמות תפעוליות מאוחדות וטפסי איסוף נתונים כדי להבטיח שלמות ועקביות של הנתונים.
חישוב גודל מדגם
המחקר כלל 150 מטופלים, שחולקו באופן שווה לקבוצות הפנאומוצפלוס והלא-פנאומוצפלוס (n = 75 לכל קבוצה). ההפרש הנצפה בין קבוצות בשיעורי ההישנות עמד על 17.4 נקודות אחוז (22.7% לעומת 5.3%), עם רווח אמון מקביל של 95% בין 7.8% ל-27.0%. הגבול התחתון של האינטרוול עלה על ההפרש המינימלי המובהק קלינית (בדרך כלל נקבע על 5%), מה שמעיד שהאפקט היה מובהק קלינית וההערכה יחסית יציבה. בניתוח הרב-משתני, שיעור הניתוח לפנאומוצפלוס לאחר הניתוח היה 3.26 (רווח סמך 95%, 1.45–7.30). המרווח היה עקבי מעל 1.0, מה שמעיד על קשר חיובי חזק בין פנאומוצפלוס להישנות ושלילת גורמים מקריים. על כל עלייה של 1 מ"ל בנפח הפנאומוצפלוס, ערך ה-OR המתאים היה 1.09, עם רווח ביטחון של 95% בין 1.02 ל-1.15. המרווח היה צר ולא כלל 1.0, מה שמרמז על קשר מינון-תגובה מדויק ואמין. בהתבסס על גודל האפקט שנצפה, בוצע חישוב ההספק של הבדיקה לאחר מבחן. עוצמת המחקר הייתה 0.92, מה שמעיד שכאשר גודל האפקט האמיתי תואם את הערך הנצפה, הייתה הסתברות של 92% לזהות הבדל בין הקבוצות עם גודל המדגם הנוכחי. ניתוח ROC הראה שטח מתחת לעקומה של 0.754, עם רווח ביטחון של 95% של 0.645–0.864 ורוחב מרווח של 0.219. דבר זה מצביע על כך שהערכת היעילות החזויה הייתה מתונה והדיוק היה מקובל. בהתבסס על שלושת המדדים: הערכת גודל האפקט, רוחב מרווח האמון וכוח הבדיקה, המסקנה המרכזית של מחקר זה היא בעלת אמינות סטטיסטית טובה ויישום קליני.
שיטות סטטיסטיות
כל הניתוחים הסטטיסטיים בוצעו באמצעות SPSS. נבדקה נורמליות למשתנים רציפים: נתונים שמפוזרים באופן תקין מדווחים כממוצע ± SD ומושווים באמצעות מבחני t עצמאיים; נתונים שאינם מפוזרים נורמלית מדווחים כחציוני (IQR) ומושווים באמצעות מבחני Mann-Whitney U. משתנים קטגוריים מבוטאים כ-n (%) ומושווים באמצעות חי-ריבוע או מבחני פישר המדויקים. מכיוון שרק 21 אירועי חזרה התרחשו, המודלים הרב-משתניים נשמרו במכוון חסכוניים כדי למנוע התאמת יתר. בהתבסס על הידע הקליני, כל מודל כלל את משתנה החשיפה העיקרי (או פנאומוצפלוס בינארי או נפח רציף) ושני משתנים שמוגדרים מראש: המטומה דו-צדדית והיסטוריה של תרופות נוגדות טסיות/נוגדי קרישה. לא נעשה שימוש בבחירת משתנים אוטומטית.
ניתוח עקומת ROC העריך את נפח הפנאומוצפלוס לחיזוי הישנות, כאשר AUC ו-CI דווחו על 95%; החיתוך האופטימלי נקבע על ידי מדד יודן. לקבוצה שהתאמה לפי ניקוד הנטייה, בוצעו ניתוחים זוגיים: מבחן מקנמר לנתונים קטגוריים ומבחן t זוגי או מבחן דירוג חתום של וילקוקסון לנתונים רציפים. הוחל רגרסיה לוגיסטית מותנית כדי להתחשב בהתאמה. נעשה שימוש במבחנים דו-צדדיים, כאשר המובהקות הסטטיסטית נקבעה על p < 0.05. כדי לאמת פנימית את החיתוך האופטימלי ולהפחית אופטימיות, בוצעה דגימה מחדש של בוטסטרפ עם 1,000 איטרציות. בכל מדגם בוטסטרפ, עקומת ה-ROC הוערכה מחדש והחיתוך האופטימלי חושב מחדש. רווח הרווח של 95% עבור החיתוך נגזר מהתפלגות האתחול, וחושב ה-AUC המתוקן באופטימיות. כדי להתמודד עם חששות לגבי אירועים נדירים (n = 21) ואפשרות להתאמת יתר, בוצע ניתוח רגישות באמצעות רגרסיה לוגיסטית מקסימלית של פירת' (חבילת לוגיז' ב-R). התוצאות הושוו לרגרסיה לוגיסטית מותנית סטנדרטית.
כדי להתמודד עם קיבוץ פוטנציאלי מהמטומות דו-צדדיות, בוצע ניתוח רגישות באמצעות מודל רגרסיה לוגיסטית מעורב עם יירוט אקראי לכל מטופל. התוצאות היו עקביות עם הרגרסיה הלוגיסטית המותנית הראשונית (נוכחות פנאומוצפלוס: OR = 3.18, רווח בר-סמך 95%: 1.42–7.12, p = 0.005; נפח פנאומוצפלוס: OR = 1.08, רווח בר-סמך 95%: 1.02–1.14, p = 0.009), ואישרו עמידות.
אמינות בין צופים למדידות נפחיות הוערכה באמצעות מקדם המתאם התוך-מחלקה (ICC, מודל השפעות אקראיות דו-כיווניות להסכמה מוחלטת). ICC מעל 0.75 נחשב למצוין. מודל ציון הנטייה כלל גיל, מין, רוחביות המטומה והיסטוריה אנטי-טסית/נוגדי קרישה, מכיוון שמדובר בגורמים טרום-ניתוחיים הידועים כמשפיעים הן על היווצרות הפנאומוצפלוס והן על הישנותה. גורמים פוטנציאליים נוספים (למשל, צפיפות המטומה, דרגת מרקוולדר, תזמון אנטיטרומבוטי סביב ניתוח) הותאמו במודלים רב-משתניים או נבדקו בניתוחים חד-משתניים. משתנים לאחר הניתוח או תוך הניתוח (למשל, משך הניקוז, נפח המטומה שארית, טכניקת ניתוח, סוג הניקוז) הוצאו מ-PSM כיוון שהם עשויים להיות מתווכים ולא מבלבלים טהורים.
תוצאות
Loading...
$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
מידע בסיסי
האמינות הבין-צופים למדידת נפח פנאומוצפלוס לאחר הניתוח הייתה מצוינת, עם מקדם מתאם תוך-מחלקתי (ICC) של 0.964 (רווח סמך 95%: 0.941–0.978). טבלה 1 מציגה השוואה של מאפייני הבסיס בין שתי הקבוצות לאחר PSM (n = 75 לכל קבוצה). לא היו הבדלים מובהקים סטטיסטית בין קבוצת הפנאומוצפלוס לבין קבוצת הלא-פנאומוצפלוס מבחינת גיל (68.45 ± 10.23 שנים לעומת 67.89 ± 11.07 שנים, t = 0.32, p = 0.749), הרכב מגדרי (שיעור גברים 69.33% לעומת 66.67%, χ2 = 0.12, p = 0.729), היסטוריה של יתר לחץ דם (50.67% לעומת 46.67%, χ2 = 0.24, p = 0.624), היסטוריה של סוכרת (24.00% לעומת 21.33%, χ2 = 0.15, p = 0.698), והיסטוריה של שימוש בתרופות אנטי-טסיות או נוגדי קרישה (37.33% לעומת 34.67%, χ2 = 0.11, p = 0.736). בנוסף, לא נמצאו הבדלים משמעותיים בין קבוצות בהתפלגות ציון מרקוולדר לפני הניתוח, ברוחריות ההמטומה, בדפוס צפיפות CT, בהזזת קו האמצע לפני הניתוח, משך הניתוח, בנפח השטיפה תוך הניתוח או פרמטרים נוספים סביב הניתוח ( כולם p > 0.05). תוצאות אלו מאשרות שלאחר PSM, שתי קבוצות המטופלים היו דומות בכל מאפייני הבסיס, ובכך הניחו בסיס מוצק לניתוחים עתידיים של שיעורי החזרה ותרומה עצמאית של הפנאומוצפלוס.
תוצאה עיקרית
השוואת שיעורי ההישנות לאחר ניתוח בין שתי הקבוצות מוצגת בטבלה 2. שיעור ההישנות היה גבוה משמעותית בקבוצת הפנאומוצפלוס מאשר בקבוצת הלא-פנאומוצפלוס (22.7% לעומת 5.3%; χ2 = 9.58, p = 0.002), עם יחס סיכויים של 5.20 (רווח בר-סמך 95%: 1.66–16.32). שיעור ההישנות הכולל היה 14.0% (21 מתוך 150).
חיזוי הישנות המטומה בהתבסס על נפח הפנאומוצפלוס לאחר הניתוח
טבלה 3 ואיור 2 מציגות את ניתוח עקומת ROC. מדד AUC היה 0.754 (רווח בר-סמך 95%: 0.645–0.864). ערך החיתוך האופטימלי (מדד יודן) היה 12.5 מ"ל, התואם לרגישות של 76.2% ולספציפיות של 70.5%. אימות פנימי של Bootstrap (1,000 דגימות חוזרות) נתן סף ממוצע של 12.6 מ"ל (CI 95%: 11.2–13.9 מ"ל) ו-AUC מתוקן אופטימיות של 0.745, מה שמעיד על יציבות טובה (טבלה משלימה 1). באמצעות סף 12.5 מ"ל, חולקו החולים לשלוש שכבות נפח פנאומוצפלוס: 0 מ"ל (n = 75), > 0 עד 12.5 מ"ל (n = 42), ו->12.5 מ"ל (n = 33). שיעורי ההישנות היו 5.3% (4/75), 14.3% (6/42), ו-33.3% (11/33), בהתאמה (χ2 מגמה = 17.24, p < 0.001; טבלה 4).
השוואת משתנים בין מטופלים עם וללא חזרה
המדדים הפרי-ניתוחיים הושוו בין קבוצות ההישנות והלא-חזרה (טבלה 5). קבוצת ההישנות הייתה בעלת משך ניקוז ארוך משמעותית לאחר הניתוח (3.81 ± 1.12 לעומת 3.24 ± 1.05 ימים; t = 2.30, p = 0.023; הפרש ממוצע = 0.57 ימים, רווח בר-סמך 95%: 0.08–1.06). נפח הניקוז הכולל לאחר הניתוח היה 235.71 ± 78.45 מ"ל בקבוצת ההישנות לעומת 268.99 ± 82.33 מ"ל בקבוצת הלא-חזרה (t = −1.73, p = 0.085; הפרש ממוצע = −33.28 מ"ל, רווח בר-סמך 95%: −71.21–4.65). לא נמצאו הבדלים משמעותיים במשך הפעולה (t = 1.36, p = 0.176) או בנפח השקיה תוך ניתוח (t = −0.74, p = 0.462).
השוואה בין מדדי מעבדה ומדדי הדמיה
כפי שמוצג בטבלה 6, השוואת פרמטרים במעבדה ודימות הראתה כי לקבוצת החזרה הייתה NLR לאחר הניתוח של 4.56 ± 1.87, בעוד שקבוצת הלא-חזרה הייתה בעלת ערך של 3.89 ± 1.65, מה שמייצג הבדל מובהק גבולי (t = 1.72, p = 0.088; הפרש ממוצע = 0.67, רווח בר-סמך 95%: −0.10–1.44). שכיחות המטומה בצפיפות מעורבת הייתה גבוהה משמעותית בקבוצת ההישנות (66.67% [14/21]) מאשר בקבוצת הלא-חזרה (42.64% [55/129]), עם הבדל מובהק סטטיסטית (χ2 = 4.18, p = 0.041; OR = 2.69, רווח סמך 95%: 1.03–7.01). לעומת זאת, מרחק ההזזה של קו האמצע לפני הניתוח לא היה שונה באופן מובהק בין שתי הקבוצות (t = 0.96, p = 0.338; הפרש ממוצע = 0.74, רווח בר-סמך 95%: −0.78–2.26).
ניתוח רגרסיה לוגיסטית
ניתוח רגרסיה חד-משתנית
ממצאי ניתוח רגרסיה לוגיסטית חד-משתנית לגורמים הקשורים להישנות CSDH לאחר ניתוח מסוכמים בטבלה 7. נצפו קשרים משמעותיים עם סיכון להישנות עבור המטומה דו-צדדית (OR = 2.78, רווח בר-סמך 95%: 1.02–7.58, p = 0.046), נוכחות פנאומוצפלוס לאחר ניתוח (OR = 5.20, רווח בר-סמך 95%: 1.66–16.32, p = 0.005), ונפח הפנאומוצפלוס (OR = 1.09, רווח בר-סמך 95%: 1.02–1.15, p = 0.006). מספר משתנים נוספים הראו משמעות גבולית בניתוח חד-משתני והוכנסו לאחר מכן למודלים רב-משתניים, כולל היסטוריה של תרופות אנטי-טסיות או נוגדי קרישה (OR = 2.45, רווח בר-סמך 95%: 0.96–6.24, p = 0.061), המטומה בצפיפות מעורבת (OR = 2.54, רווח בר-סמך 95%: 0.98–6.63, p = 0.056), NLR לאחר ניתוח (OR = 1.12, רווח בר-סמך 95%: 0.98–1.28, p = 0.100), ומשך מיקום צינור הניקוז (OR = 1.17, רווח בר-סמך 95%: 0.98–1.39, p = 0.080).
ניתוח רגרסיה רב-משתנית
מידת הקולינאריות בין האינדיקטור הבינארי של פנאומוצפלוס לאחר הניתוח לבין המדידה המתמשכת של נפח הפנאומוצפלוס נבדקה באמצעות מקדם הקורלציה של דרגת ספירמן (טבלה 8). זוהתה מתאם חיובי חזק (ספירמן r = 0.923, רווח בר-סמך 95%: 0.893–0.946, עמ' < 0.001), המשקף את הקשר הצפוי קלינית: כל המטופלים שסווגו כבעלי פנאומוצפלוס היה עם נפח פנאומוצפלוס מעל 0 מ"ל, והיקף המתאם גדל ככל שנפחי הפנאומוצפלוס גדולים יותר.
בהינתן המתאם הגבוה בין נוכחות ונפח הפנאומוצפלוס (ספירמן r = 0.923), נבנו שני מודלים נפרדים של רגרסיה לוגיסטית מותנית (טבלה 9) כדי למנוע רב-קוליניאריות. כל מודל כלל רק שלושה משתנים (משתנה הפנאומוצפלוס, המטומה דו-צדדית, והיסטוריה של אנטי-טסיות/נוגדי קרישה) בשל מספר האירועים החוזרים המוגבל (n = 21). מודל A (פנאומוצפלוס כבינארי) נתן OR של 3.26 (רווח סמך 95%: 1.45–7.30, p = 0.004). מודל B (נפח פנאומוצפלוס למיליל) נתן OR של 1.09 (רווח סמך 95%: 1.02–1.15, p = 0.008). ניתוחי רגישות באמצעות רגרסיה לוגיסטית מעורבבת השפעות (טבלה 10) ורגרסיה לוגיסטית עונשת פירת' (טבלה 11) הניבו תוצאות כמעט זהות (למשל, Firth OR לנוכחות: 3.20, רווח בר-סמך 95%: 1.40–7.25, p = 0.006), ואישרו שהממצאים לא היו מוטים על ידי אשכולות, פרמטריזציה יתר או תדירות אירועים נמוכה.
זמינות נתונים:
כל הנתונים שנוצרו או נותחו במהלך מחקר זה כלולים במאמר זה כתיקייה משלימה בשם Raw Data.
איור 1: תרשים זרימה. תרשים הזרימה ממחיש את תהליך הכללת מטופלים, הדרה והתאמת ציוני נטייה (PSM). החל ממטופלים שעברו ניקוז בור-חור בעקבות המטומה סובדורלית כרונית בין ינואר 2021 ליוני 2025, הוחלו קריטריוני הכללה והחראה. לאחר PSM (1:1, קליפר 0.02, התאמה בגיל, מין, צד המטומה והיסטוריה אנטי-טסית/נוגדי קרישה), נכללו 150 מטופלים (n = 75 בקבוצת הפנאומוצפלוס, n = 75 בקבוצת הלא-פנאומוצפלוס). התוצאה העיקרית הייתה הישנות שדרשה ניתוח חוזר בתוך 6 חודשים. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה מוגדלת של הדמות הזו.
איור 2: עקומת ROC לחיזוי הישנות המטומה בהתבסס על נפח פנאומוצפלוס תוך-גולגולתי לאחר הניתוח. עקומת ה-ROC נוצרה באמצעות נפח פנאומוצפלוס לאחר ניתוח כמנבא רציף (n = 150 מטופלים). השטח מתחת לעקומה (AUC) היה 0.754 (רווח בר-סמך 95%: 0.645–0.864). ערך החיתוך האופטימלי שנקבע על ידי מדד יודן היה 12.5 מ"ל, מה שנתן רגישות של 76.2% וספציפיות של 70.5%. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה מוגדלת של הדמות הזו.
| מדדים | קבוצת הפנאומוצפלוס לאחר ניתוח (n = 75) | קבוצת לא-פנאומוצפלוס (n = 75) | ערך סטטיסטי | p |
| גיל (שנים, ממוצע±SD) | 68.45 ± 10.23 | 67.89 ± 11.07 | t = 0.32 | 0.749 |
| מגדר [n (%)] | 52 (69.33) | 50 (66.67) | χ² = 0.12 | 0.729 |
| היסטוריה של יתר לחץ דם [n (%)] | 38 (50.67) | 35 (46.67) | χ² = 0.24 | 0.624 |
| היסטוריית סוכרת [n (%)] | 18 (24.00) | 16 (21.33) | χ² = 0.15 | 0.698 |
| היסטוריה של תרופות נוגדות טסיות/נוגדי קרישה [n (%)] | 28 (37.33) | 26 (34.67) | χ² = 0.11 | 0.736 |
| ציון מרקוולדר לפני הניתוח [n (%)] | χ² = 0.42 | 0.811 | ||
| 0–1 נקודה | 20 (26.67) | 22 (29.33) | ||
| 2 נקודות | 41 (54.67) | 42 (56.00) | ||
| 3–4 נקודות | 14 (18.66) | 11 (14.67) | ||
| מיקום ההמטומה [n (%)] | χ² = 0.11 | 0.741 | ||
| חד-צדדי | 58 (77.33) | 59 (78.67) | ||
| דו-צדדי | 17 (22.67) | 16 (21.33) | ||
| סוג צפיפות CT של המטומה [n (%)] | χ² = 1.16 | 0.762 | ||
| צפיפות נמוכה | 12 (16.00) | 14 (18.67) | ||
| צפיפות שווה | 18 (24.00) | 20 (26.67) | ||
| צפיפות גבוהה | 8 (10.67) | 9 (12.00) | ||
| צפיפות מעורבת | 37 (49.33) | 32 (42.66) | ||
| מרחק ההזזה של קווי האמצע לפני הניתוח (mm, mean±SD) | 8.34 ± 3.21 | 8.12 ± 3.45 | t = 0.40 | 0.686 |
| משך הניתוח (מינימום, ממוצע±SD) | 45.23 ± 8.67 | 44.89 ± 9.01 | t = 0.24 | 0.813 |
| כמות ההשקיה במהלך הפעולה (mL, ממוצע±SD) | 325.45 ± 78.23 | 318.76 ± 82.14 | t = 0.51 | 0.609 |
טבלה 1: השוואת נתוני בסיס בין שתי הקבוצות לאחר התאמת ניקוד הנטייה. מאפייני הבסיס של הקבוצה המותאמת (n = 150 מטופלים; n = 75 לקבוצה) מסודרים לפי מצב פנאומוצפלוס לאחר הניתוח. משתנים רציפים מוצגים כממוצע ± SD ומושווים באמצעות מבחני t בלתי תלויים; משתנים קטגוריים מוצגים כ-n (%) ומושווים באמצעות מבחני χ2 . כל ערכי p הם דו-צדדיים, ו-p < 0.05 נחשב מובהק סטטיסטית.
| קבוצה | מספר דוגמאות | חזרה | אין חזרה | χ² | p | OR (רווח רווח של 95%) |
| קבוצת הפנאומוצפלוס לאחר ניתוח (n = 75) | 75 | 17 (22.67) | 58 (77.33) | 9.58 | 0.002 | 5.20 (1.66-16.32) |
| קבוצת לא-פנאומוצפלוס (n = 75) | 75 | 4 (5.33) | 71 (94.67) | |||
| בסך הכל | 150 | 21 (14.00) | 129 (86.00) |
טבלה 2: השוואה בין-קבוצתית של שיעורי הישנות לאחר ניתוח [n (%)]. השוואה בין שיעורי הישנות המטומה איפסילטרלית במשך 6 חודשים בין קבוצות הפנאומוצפלוס והלא-פנאומוצפלוס בקבוצה המותאמת (n = 150). החזרה הוגדרה כצורך בפעולה חוזרת. בוצעו השוואות סטטיסטיות באמצעות מבחן χ2 . מוצג גם יחס הסיכויים (OR) עם רווח ביטחון של 95% (CI).
| מדדים | השטח מתחת לעקומה (AUC) | טעות סטנדרטית | 95% CI | ערך חיתוך אופטימלי (mL) | רגישות (%) | ספציפיות (%) | מדד יודן |
| נפח פנאומוצפלוס לאחר הניתוח | 0.754 | 0.056 | 0.645–0.864 | 12.5 | 76.2 | 70.5 | 0.467 |
טבלה 3: ניתוח עקומת ROC לחיזוי הישנות המטומה בהתבסס על נפח הפנאומוצפלוס לאחר הניתוח. ניתוח עקומת מאפיין תפעול מקלט (ROC) שמעריך את הביצועים החיזויים של נפח הפנאומוצפלוס לאחר ניתוח להישנות של 6 חודשים (n = 150 מטופלים, n = 21 אירועי חזרה). השטח מתחת לעקומה (AUC), רווח סמך של 95%, ערך החיתוך האופטימלי שנקבע על ידי מדד יודן, ורגישות וספציפיות מתאימות, מדווחים.
| שכבת הנפח של חצי הכדור המוחי | מספר דוגמאות | מספר מקרי החזרה | שיעור חוזר (%) | χ² | p |
| נפח הפנאומוצפלוס המיועד (0 מ"ל) (n = 75) | 75 | 4 | 5.33 | 17.24 | <0.001 |
| כמות קטנה של פנאומוצפלוס (0 < נפח ≤ 12.5 מ"ל) (n = 42) | 42 | 6 | 14.29 | ||
| פנאומוצפלוס מסיבי (נפח > 12.5 מ"ל) (n = 33) | 33 | 11 | 33.33 | ||
| סך הכל | 150 | 21 | 14 |
טבלה 4: קשר בין שכבות נפח הפנאומוצפלוס לבין שיעור ההישנות לאחר הניתוח [n (%)]. התפלגות שיעורי ההישנות בשלוש שכבות נפח הפנאומוצפלוס נגזרת מערך החיתוך האופטימלי (0 מ"ל, >0–12.5 מ"ל, >12.5 מ"ל). המגמה בין השכבות נבדקה באמצעות מבחן χ2 למגמה. מטופלים ללא פנאומוצפלוס שימשו כמקור.
| מדדים | קבוצה חוזרת (n = 21) | קבוצת אי-החזרה (n = 129) | t | p | הפרש ממוצע (רווח בר-סמך 95%) |
| משך הניתוח (מינימום) | 47.52 ± 9.34 | 44.76 ± 8.56 | 1.36 | 0.176 | 2.76 (-1.26–6.78) |
| כמות ההשקיה במהלך הפעולה (mL) | 310.48 ± 85.67 | 324.15 ± 79.23 | -0.74 | 0.462 | 13.67 (-50.24–22.29) |
| משך השהייה של צינור הניקוז (d) | 3.81 ± 1.12 | 3.24 ± 1.05 | 2.3 | 0.023 | 0.57 (0.08–1.06) |
| נפח הניקוז הכולל לאחר הניתוח (מ"ל) | 235.71 ± 78.45 | 268.99 ± 82.33 | -1.73 | 0.085 | -33.28 (-71.21–4.65) |
טבלה 5: השוואת פרמטרים סביב הניתוח בין מטופלים עם וללא חזרה. משתנים סביב הניתוח (משך הניתוח, נפח השטיפה תוך הניתוח, זמן החזקת ניקוז לאחר הניתוח, ונפח הניקוז הכולל) הושוו בין קבוצת החזרה (n = 21) לקבוצת הלא-חזרה (n = 129). הנתונים מוצגים כממוצע ± SD ומושווים באמצעות מבחני t עצמאיים, עם הבדלים ממוצעים ו-95% CI שדווחו.
| מדדים | קבוצה חזרתית (n = 21) | קבוצת אי-החזרה (n = 129) | ערך סטטיסטי | p | הפרש ממוצע/OR (רווח בר-סמך 95%) |
| NLR לאחר ניתוח (mean±SD) | 4.56 ± 1.87 | 3.89 ± 1.65 | t = 1.72 | 0.088 | 0.67 (-0.10–1.44) |
| מרחק ההזזה של קווי האמצע לפני ניתוח (mm,mean±SD) | 8.89 ± 3.45 | 8.15 ± 3.28 | t = 0.96 | 0.338 | 0.74 (-0.78–2.26) |
| המטומה בצפיפות מעורבת [n (%)] | 14 (66.67) | 55 (42.64) | χ²= 4.18 | 0.041 | 2.69 (1.03–7.01) |
טבלה 6: ניתוח השוואתי של ממצאי מעבדה ודימות בין קבוצות החזרה והלא-חזרתיות. השוואה בין יחס נויטרופילים-ללימפוציטים לאחר הניתוח (NLR), יחס המטומה בצפיפות מעורבת, ומרחק ההזזת קו האמצע לפני הניתוח בין קבוצות החזרה (n = 21) ואי-הישנות (n = 129). משתנים רציפים הושוו באמצעות מבחני t; משתנים קטגוריים הושוו באמצעות מבחני χ2 .
| משתנה | B | טעות סטנדרטית | וולד χ² | p | או | 95% CI |
| גיל | 0.032 | 0.02 | 2.56 | 0.11 | 1.03 | 0.99–1.07 |
| מגדר | 0.324 | 0.512 | 0.4 | 0.527 | 1.38 | 0.51–3.77 |
| היסטוריה של יתר לחץ דם | 0.456 | 0.467 | 0.95 | 0.329 | 1.58 | 0.63–3.94 |
| היסטוריה של סוכרת | 0.612 | 0.523 | 1.37 | 0.242 | 1.84 | 0.66–5.13 |
| היסטוריה של תרופות נוגדות טסיות/נוגדי קרישה | 0.895 | 0.478 | 3.51 | 0.061 | 2.45 | 0.96–6.24 |
| המטומה דו-צדדית | 1.023 | 0.512 | 4 | 0.046 | 2.78 | 1.02–7.58 |
| המטומה בצפיפות מעורבת | 0.934 | 0.489 | 3.65 | 0.056 | 2.54 | 0.98–6.63 |
| מרחק ההזזה של קו האמצע לפני הניתוח | 0.078 | 0.065 | 1.44 | 0.23 | 1.08 | 0.95–1.23 |
| פנאומוצפלוס לאחר ניתוח | 1.649 | 0.582 | 8.03 | 0.005 | 5.2 | 1.66–16.32 |
| נפח פנאומטיזציה מוחית | 0.082 | 0.03 | 7.47 | 0.006 | 1.09 | 1.02–1.15 |
| NLR לאחר ניתוח | 0.112 | 0.068 | 2.71 | 0.1 | 1.12 | 0.98–1.28 |
| משך השהייה של צינור הניקוז | 0.156 | 0.089 | 3.07 | 0.08 | 1.17 | 0.98–1.39 |
| נפח הניקוז הכולל לאחר הניתוח | -0.003 | 0.002 | 2.25 | 0.134 | 1 | 0.99–1.00 |
טבלה 7: ניתוח רגרסיה לוגיסטית חד-משתנית שמזהה מנבאים להישנות לאחר ניתוח ל-CSDH. ניתוח רגרסיה לוגיסטית מותנית חד-משתנית של גורמי סיכון פוטנציאליים להישנות CSDH בקבוצה המותאמת (n = 150, n = 21 אירועי חזרה). יחס סיכויים (OR), רווחי ביטחון של 95% (CI) וערכי p מוצגים לכל משתנה מועמד.
| סטטיסטיקות | נוכחות פנאומוצפלוס לעומת נפח הפנאומוצפלוס |
| מקדם קורלציה ספירמן (R) | 0.923 |
| רווח ביטחון של 95% | 0.893–0.946 |
| ערך p | <0.001 |
טבלה 8: ניתוח קורלציה של נפח ונוכחות הפנאומוצפלוס. מקדם המתאם של ספירמן (r) בין הנוכחות הבינארית של פנאומוצפלוס לאחר הניתוח לבין מדידת הנפח הרציפה שלו (n = 150 מטופלים). מדווחים על 95% רווח רווח וערך p.
| משתנה | B | טעות סטנדרטית | וולד χ² | p | או | 95% CI |
| פנאומוצפלוס לאחר ניתוח | 1.18 | 0.412 | 8.2 | 0.004 | 3.26 | 1.45–7.30 |
| נפח פנאומטיזציה מוחית | 0.082 | 0.031 | 7 | 0.008 | 1.09 | 1.02–1.15 |
| המטומה דו-צדדית | 0.856 | 0.445 | 3.7 | 0.054 | 2.35 | 0.98–5.63 |
| היסטוריה של תרופות נוגדות טסיות/נוגדי קרישה | 0.623 | 0.412 | 2.29 | 0.13 | 1.87 | 0.83–4.19 |
טבלה 9: ניתוח רגרסיה לוגיסטית רב-משתנית של גורמים הקשורים באופן עצמאי להישנות CSDH לאחר הניתוח. שני מודלים נפרדים של רגרסיה לוגיסטית מותנית (מודל A: פנאומוצפלוס כבינארי; מודל B: נפח פנאומוצפלוס למיליל) מותאם להיסטוריה של המטומה דו-צדדית והיסטוריה של אנטי-טסיות/נוגדי קרישה (n = 150, n = 21 אירועי חזרה). יחס סיכויים (OR), רווח רווח רווח של 95% וערכי p מדווחים עבור כל מודל.
| מודל | מנבא | ניתוח ראשוני (רגרסיה לוגיסטית מותנית) | ניתוח רגישות (רגרסיה לוגיסטית מעורבת עם יירוט אקראי לכל מטופל) | ||
| OR (רווח בר-סמך 95%) | ערך p | OR (רווח בר-סמך 95%) | ערך p | ||
| מודל A | פנאומוצפלוס לאחר ניתוח (כן מול לא) | 3.26 (1.45–7.30) | 0.004 | 3.18 (1.42–7.12) | 0.005 |
| מודל B | נפח הפנאומוצפלוס (לעלייה של 1 מ"ל) | 1.09 (1.02–1.15) | 0.008 | 1.08 (1.02–1.14) | 0.009 |
טבלה 10: ניתוח רגישות השוואה בין רגרסיה לוגיסטית מותנית ראשונית לבין רגרסיה לוגיסטית עם השפעות מעורבות, תוך התחשבות באשכול בתוך המטופלים. שני המודלים הותאמו להמטומה דו-צדדית ולהיסטוריה של תרופות נוגדות טסיות/נוגדי קרישה. מודל ההשפעות המעורבות כלל יירוט אקראי לכל מטופל כדי להתחשב במתאם פוטנציאלי בתוך המטופל הנובע ממקרים של המטומה דו-צדדית. התוצאות היו כמעט זהות, ואישרו את עמידות הממצאים.
| מודל | מנבא | רגרסיה לוגיסטית סטנדרטית | רגרסיה לוגיסטית של פירת' | ||
| OR (רווח בר-סמך 95%) | ערך p | OR (רווח בר-סמך 95%) | ערך p | ||
| מודל A | פנאומוצפלוס לאחר ניתוח (כן מול לא) | 3.26 (1.45–7.30) | 0.004 | 3.20 (1.40–7.25) | 0.006 |
| מודל B | נפח הפנאומוצפלוס (ל-1 מ"ל) | 1.09 (1.02–1.15) | 0.008 | 1.08 (1.01–1.14) | 0.01 |
טבלה 11: ניתוח רגישות: השוואה בין רגרסיה לוגיסטית סטנדרטית ורגרסיה לוגיסטית של פירת' לחיזוי חזרתיות. שני המודלים התאימו את ההמטומה הדו-צדדית והיסטוריה של אנטי-טסיות/נוגדי קרישה. רגרסיה לוגיסטית פירת' משתמשת בסבירות עונשית כדי להפחית הטיית מדגמים קטנים באירועים נדירים.
טבלה משלימה 1: אימות פנימי של ערך החיתוך האופטימלי ו-AUC. בוצע דגימה מחדש של בוטסטרפ עם 1,000 איטרציות כדי לאמת פנימית את ערך החיתוך האופטימלי שמקורו בעקומת ROC ולתקן אופטימיות עקב התאמת יתר. בכל מדגם בוטסטרפ, עקומת ה-ROC הוערכה מחדש, והחיתוך האופטימלי (מדד יודן) חושב מחדש. הטבלה מציגה את ההערכה המקורית (מתוך מערך הנתונים המלא), את ההערכה הממוצעת מדגימות האתחול, את מרווח האמון של 95% שנגזר מהתפלגות הבוטסטרפ, ואת האופטימיות (הממוצע המקורי מינוס ה-bootstrap). הניתוח בוצע בקבוצה המותאמת (n = 150 מטופלים; n = 21 אירועי חזרה). האופטימיות המינימלית מאשרת שערך החיתוך יציב ואינו מותאם יתר על המידה למערך הנתונים. אנא לחצו כאן להורדת הקובץ הזה.
דיון
Loading...
$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
פנאומוצפלוס לאחר ניתוח לאחר ניקוז בורבור ב-CSDH היה שנוי במחלוקת מזה זמן רב. מחקר זה, שכלל 150 מטופלים, הראה כי נוכחות פנאומוצפלוס הייתה קשורה לסיכון להישנות גבוה פי 3.26 (OR = 3.26, רווח בר-סמך 95%: 1.45–7.30) ולקשר מינון-תגובה (כל עלייה בנפח של 1 מ"ל התאימה לסיכון גבוה יותר של 9%, OR = 1.09, רווח בר-סמך 95%: 1.02–1.15). הסף האופטימלי לנפח הפנאומוצפלוס היה 12.5 מ"ל (AUC = 0.754; רגישות = 76.2%; ספציפיות = 70.5%). ממצאים אלו מצביעים על כך שפנאומוצפלוס לאחר ניתוח הוא סמן עצמאי להישנות (הסיבתיות אינה משתמעת).
התוצאות תואמות את המטא-אנליזות שפורסמו. מטא-אנליזה דיווחה על סיכון גבוה משמעותית להישנות אצל חולים עם פנאומוצפלוס בהשוואה לביקורת (OR = 3.22, רווח סמך 95%: 2.47–4.20, עמ' < 0.001), כאשר העלייה מוגבלת לתת-הקבוצות בנפח גדול—דפוס המשקף את אפקט סף הנפח במחקר הנוכחי28. ה-OR עם מרכז יחיד של 3.26 כמעט זהה להערכה המאוחדת, ומשכפלת את האות הידוע. כתוצאה מכך, הערך העיקרי של עבודה זו אינו גילוי אסוציאציה חדשה אלא לספק אישור מקומי מבוקר יותר (התאמת ניקוד נטייה, אימות פנימי בבוטסטרפ, רגרסיה עונשית של פירת', מידול השפעות מעורבות) ומפורט יותר (סף נפחי, זמן ניקוז, יחס נויטרופילים ללימפוציטים), שעשוי להנחות את הפרקטיקה הקלינית במוסד המחקר ולשמש תבנית למחקרים עתידיים. ניתוח רטרוספקטיבי של 229מטופלים זיהה את נפח הפנאומוצפלוס לאחר הניתוח כמנבא המשמעותי היחיד להישנות, עם סף מדווח של 5.2 ס"מ 3, נמוך מ-12.5 מ"לבמחקר זה. הפער בהערכות סף עשוי להיות מוסבר בהבדלים בטכניקות מדידה נפחית (מכפלת קוטרים אורתוגונליים לעומת נוסחת טאדה), מאפייני קוהורט בסיסיים וגישות סטטיסטיות (המחקר הנוכחי כלל PSM, בוטסטרפ ורגרסיית פירת', שלא דווחו במפורש על ידי אלנזי ואחרים). למרות ההבדלים המתודולוגיים הללו, שני המחקרים מתכנסים לממצא המרכזי שנפח הפנאומוצפלוס הגדול יותר מנבא באופן עצמאי את החזרה, ומחזק את הרלוונטיות הקלינית של סמן ההדמיה הזה. מאמצים שיתופיים עתידיים לאיסוף נתוני מטופלים בודדים ולביצוע אימות חיצוני במרכזים מרובים יהיו חיוניים לקביעת סף נפח אוניברסלי.
לאחרונה, מחקר קוהורט רטרוספקטיבי במרכז יחיד שכלל 460 מטופלים השווה מערכת ניקוז סגורה (CDS) לבין השקיה סטנדרטית (SI) לפינוי CSDH29,30. קבוצת ה-CDS הייתה בעלת דלקת פנאומוצפלוס לאחר הניתוח פחות משמעותית (3.0±1.78 ס"מ3 לעומת 49.3±11.97 ס"מ3, עמוד < 0.001) ושיעור הישנות נמוך משמעותית (10.1% לעומת 27.5%, p < 0.001). ניתוח רב-משתני זיהה נפח הפנאומוצפלוס (OR 1.0293 לס"מ3, עמוד < 0.001) והמטומה השארית כמנבאים עצמאיים להישנות, בעוד ש-SI נושא סיכון מוגבר משמעותית (OR 6.63, רווח בר-סמך 95% 1.08–40.74, p = 0.041). תוצאות אלו מאשרות בחוזקה את הקשר התלוי בנפח בין פנאומוצפלוס לחזרה. המחקר הנוכחי השתמש בהתאמת ניקוד נטייה, אימות פנימי של סף הנפח בבוטסטרפ, ופירת' הענישה רגרסיה לוגיסטית לאירועים נדירים — שיפורים מתודולוגיים שמשלימים את גודל המדגם הגדול יותר ואת ההשוואה הכירורגית הישירה של סקאלה ואחרים. שני המחקרים יחד מחזקים כי צמצום נפח הפנאומוצפלוס לאחר ניתוח באמצעות טכניקות ניתוח אופטימליות (למשל, ניקוז סגור) עשוי להפחית את הישנות CSDH. המתאם החזק בין הנוכחות הבינארית של הפנאומוצפלוס לבין נפחו הרציף (ספירמן r = 0.923) מנע הכללה סימולטנית במודל רב-משתני יחיד. לכן, נבנו שני מודלים נפרדים—אחד התייחס לפנאומוצפלוס כמשתנה דיכוטומי (מודל A) והשני כמדד רציף (מודל B). אסטרטגיה זו מונעת רב-קוליניאריות תוך מתן הערכה של אפקט סף ויחס מינון-תגובה. הממצאים העקביים משני המודלים תומכים עוד יותר בעמידות האסוציאציה.
לאחר התאמה להמטומה דו-צדדית והיסטוריה של תרופות נוגדות טסיות או נוגדי קרישה, זוהה פנאומוצפלוס לאחר הניתוח כגורם בלתי תלוי של הישנות בניתוח רב-משתני. היסטוריה של שימוש בנוגדי טסיות או נוגדי קרישה הייתה משמעותית במידה מסוימת בניתוח חד-משתני (OR = 2.45, p = 0.061) אך לא נשמרה במודל הרב-משתני. ייתכן שזה נובע מגודל המדגם המוגבל או מצביע על כך שהקשר בין פנאומוצפלוס להישנות גובר על זה שהיה בטיפול אנטי-טסיות/נוגדי קרישה קודמים. סקירה שיטתית של 61 מחקרים הראתה כי שימוש בנוגדי קרישה מעלה את הסיכון לדימום חוזר על ידי השפעה על תפקוד הקרישה, תוך הדגשה כי החזרה נובעת ממספר גורמים30,31.
המנגנון שבו פנאומוצפלוס לאחר ניתוח קשור לחזרה ראוי לחקירה. הצטברות גזים תוך-גולגולתית עלולה להפריע להחלמת חלל ההמטומה דרך מספר מסלולים. ראשית, גזים עלולים להפריע למיקום מחדש של המוח ולהתקשרות דורלית, מה שעשוי לתרום להתמדה של החלל התת-דורלי ולהקל על הצטברות נוזלים31. החזקת הניקוז הארוכה משמעותית לאחר הניתוח בקבוצת החזרה (3.81 לעומת 3.24 ימים, p = 0.023) תומכת בעקיפין בהרחבת מוח לא מספקת. שנית, גז עלול להפריע לדלקת מקומית ולפיברינוליזה. היחס בין נויטרופילים ללימפוציטים לאחר הניתוח עלה בקבוצת ההישנות (4.56 לעומת 3.89, p = 0.088), מה שמרמז שדלקת מערכתית עשויה להיות מעורבת, כפי שצוין במחקר קודם32. שלישית, מתח הגז עלול להשפיע על אנגיוגנזה וחדירות קפסולה, ולקדם דימום מיקרו חוזר33,34. מחקר קודם38 מצא כי אטרופיה קורטיקלית והפחתת ההזזה הקוריטיקלית הלא מספקת לאחר ניתוח חוזות את הישנות, מה שחיזק את תפקיד מיקום המוח הלקוי35. סביר גם שפנאומוצפלוס אינו מזיק ישירות אלא סימן להרחבת מוח לא מספקת. מיקום לקוי משאיר מרחב שאריות גדול יותר בתת-דורל, שמאפשר הצטברות גזים ומאפשר גם הצטברות נוזלים וגם נוטה להצטברות נוזלית מחדש. לכן, הקשר הנצפה עשוי להיות מוסבר על ידי התרחבות מוחית לא מספקת ולא על ידי השפעה סיבתית ישירה של גז.
לגבי הקשר בין משך הנחת הקטטר לבין ההישנות, מצא המחקר כי משך ההנחה בקבוצת ההישנות היה ארוך משמעותית, בהתאם לאינטואיציה הקלינית: זמן הנחת קטטר ארוך יותר מצביע לעיתים על ניקוז לקוי או מיקום איטי של רקמת המוח35,36. עם זאת, הקטטר עצמו, כגוף זר, עשוי לעורר תגובה דלקתית מקומית, והנחה ממושכת עלולה להגדיל את הסיכון לזיהום. לכן, בפרקטיקה הקלינית, יש לשקול את היתרונות והחסרונות. סקירה שיטתית של קוקרן אישרה כי ניקוז לאחר ניתוח יכול להפחית משמעותית את שיעור החזרה, אך משך הניקוז האופטימלי עדיין לא נקבע37. התוצאות מצביעות על כך שלמטופלים עם נפח גדול של פנאומוצפלוס לאחר הניתוח, הארכת זמן הנחת הקטטר עשויה להקל על פליטת גזים ומיקום מחדש של רקמת המוח, אך הנחה זו דורשת מחקר פרוספקטיבי לאישור.
מחקר זה משלב מספר תכונות מתודולוגיות שמחזקות את השכפול המקומי של האסוציאציה הידועה. ראשית, הטיית בלבול טופלה באמצעות השימוש ב-PSM, שהבטיח מאפייני בסיס מרכזיים מאוזנים וניתנים להשוואה בין הקוהורטות של הפנאומוצפלוס והלא-פנאומוצפלוס—תכונה מתודולוגית שרוב המחקרים הרטרוספקטיביים הקודמים לא כללו. לפני ההתאמה, קבוצת הפנאומוצפלוס הייתה מבוגרת יותר והייתה לה שיעור גבוה יותר של שימוש בתרופות אנטי-טסיות; לאחר ההתאמה, ההבדלים נעלמו, והבטיחו השוואה בין הקבוצות. שנית, נמדד נפח הפנאומוצפלוס באופן כמותי, ונקבע סף חיזוי, שסיפק אינדיקטור ייחוס תפעולי לפרקטיקה קלינית. ערך החיתוך של 12.5 מ"ל הוא בעל רגישות וספציפיות גבוהה וניתן להשתמש בו לשכבת סיכון מוקדמת לאחר הניתוח. שלישית, אינדיקטורים דלקתיים, כגון NLR לאחר ניתוח, נכללו בניתוח כדי לחקור את המנגנון שבו פנאומוצפלוס קשור להישנות מנקודת מבט דלקתית. למרות שלא הגיע למשמעות סטטיסטית, הוא מספק כיוון למחקר מאוחר יותר.
הממצאים נושאים השלכות על קבלת החלטות קליניות. CT ראש בתוך 24 שעות לאחר הניתוח הוא שגרתי, ומדידת נפח הפנאומוצפלוס פשוטה ואפשרית ללא עלות נוספת. למטופלים עם נפח פנאומוצפלוס העולה על 12.5 מ"ל, רופאים עשויים לשקול להגדיל את תדירות המעקב, הארכת זמן הניקוז או לנקוט צעדים פרואקטיביים יותר15,37. מטא-אנליזה של ארבעה ניסויים מבוקרים אקראיים על ידי קבוצה38 הראתה כי אמבוליזציה של עורק קרום המוח האמצעי (MMAE) הפחיתה את הסיכון להישנות ב-60% (RR = 0.40, רווח בר-סמך 95%: 0.28–0.58). למטופלים בסיכון גבוה (למשל, פנאומוצפלוס גדול בשילוב עם המטומה בצפיפות מעורבת), MMAE עשוי להיחשב כטיפול משלים, אם כי ניתוחי עלות יעילות מצביעים על כך שהשימוש הנרחב שלו עשוי שלא להיות כלכלי במערכות ביטוח אוניברסליות. שיעור ההישנות הכולל המתון (14%) מגביל את התועלת הקלינית של כל סמן הדמיה יחיד. אפילו בקבוצת הסיכון הגבוה (נפח פנאומוצפלוס >12.5 מ"ל), שיעור ההישנות היה רק 33.3%, מה שמעיד ששני שלישים מהחולים עם פנאומוצפלוס גדול אינם חוזרים, ו-19% מהחזרות התרחשו בחולים ללא פנאומוצפלוס. לכן, הסף המוצע צריך לשמש כרכיב אחד מהערכת סיכון רב-פרמטרית, ולא כטריגר עצמאי להתערבות.
מספר שיקולים מתודולוגיים בנוגע לכימות נפח ראויים לדיון. נוסחת טאדה, הנפוצה להערכת נפח דימום תוך-מוחי, מקבלת צורה אליפסואדית רגולרית ועלולה להעריך יתר על המידה אוספי גזים לא סדירים או מרובי אתרים — מגבלה מובנית בגישה זו. העיקרון שלו זהה לזה של שיטת ABC/2 הפשוטה יותר, שאומתה למדידת פנאומוצפלוס לאחר ניתוח, ומראה מתאם חזק לניתוח נפחי בעזרת מחשב (r = 0.992)39. ההסכמה המצוינת בין צופים (ICC = 0.964) במחקר זה גם מרמזת ששיטת המדידה חזקה וניתנת לשחזור. מחקרים עתידיים המשתמשים בטכניקות וולמטריות חצי-אוטומטיות עשויים לספק דיוק רב אף יותר.
למחקר זה יש מספר מגבלות. ראשית, כמחקר רטרוספקטיבי במרכז יחיד, למרות התאמת ניקוד הנטייה, לא ניתן לבטל לחלוטין בלבול לא מדוד. משתנים הידועים כמשפיעים על הישנות CSDH — כגון אטרופיה מוחית, מאפיינים מבניים מפורטים של המטומה (למשל, ספאטציה, מיקום, עובי ממברנה, צמיגות המטומה), ושינויים בטכניקת הניתוח (למשל, שיטת השקיה, סוג ומיקום הניקוז, ניקוז פעיל לעומת פסיבי, מיקום ראש לאחר ניתוח)—לא היו זמינים במאגר הנתונים. הכללת המטומה בצפיפות מעורבת כמשתנה קו-משתנה תפסה חלקית את המבנה הפנימי המורכב, אך יש לאסוף סמנים גרגיריים נוספים במחקרים עתידיים. שנית, נפח הפנאומוצפלוס נמדד רק ב-CT שנמשך 24 שעות לאחר הניתוח, שאינו תופס את תהליך הספיגה הדינמי של הגזים. שלישית, אף שגודל המדגם היה מספק לניתוח הראשוני, חלק מהתת-קבוצות (למשל, קבוצת הפנאומוצפלוס בנפח גדול, n = 33) היו קטנות, מה שהשפיע על היציבות הסטטיסטית. רביעית, תקופת המעקב הוגבלה ל-6 חודשים, ולכן לא הוערכה החזרה לטווח ארוך. חמישית, לא נבדקה השפעת טיפולים חדשים (למשל, אמבוליזציה של עורק מנינגיאל אמצעית) על הפרוגנוזה של מטופלים עם פנאומוצפלוס. שישית, ערך החיתוך האופטימלי (12.5 מ"ל) שמקורו בעקומת ROC לא אומת חיצונית; לכן, ההכללה שלו לאוכלוסיות או סביבות קליניות אחרות נותרה לא ידועה. שביעית, פרמטרים סטנדרטיים ומפורטים של טכניקת הניתוח (למשל, לחץ השקיה מדויק, לוח זמנים לקליקת ניקוז, זוויות מיקום הראש) לא נרשמו באופן פרוספקטיבי, מה שהגביל את השחזוריות של ההליך בין המרכזים.
כמחקר תצפיתי, עבודה זו אינה יכולה לקבוע סיבתיות. הקשר שנצפה בין הפנאומוצפלוס לחזרה עשוי לשקף את העובדה שפנאומוצפלוס הוא סימן להתרחבות מוחית לא שלמה ולא סיבה ישירה. ערך החיתוך המוצע של 12.5 מ"ל נגזר ממאגר נתונים מרכזי יחיד; אימות פנימי של Bootstrap הראה יציבות, אך אימות חיצוני בקוהורטים עצמאיים נדרש לפני כל יישום קליני. לכן, יש לראות את הסף כחקר בלבד ולא כנקודת חיתוך קלינית סופית. לסיכום, נפח הפנאומוצפלוס לאחר הניתוח קשור להישנות של CSDH לאחר ניקוז בור-בור ועשוי לסייע בזיהוי מטופלים הזקוקים למעקב מעמיק יותר. עם זאת, נדרש אימות פרוספקטיבי רב-מרכזי לפני שניתן לאמץ סף נפח מסוים בפרקטיקה קלינית. המספר הצנוע של אירועי החזרה (n = 21) הגביל את ההתאמה המשתנה, ולמרות שרגרסיית פירת' הראתה עמידות, עדיין נדרש אימות חיצוני בקוהורטים גדולים יותר. מחקרים עתידיים צריכים גם לבחון אסטרטגיות התערבות למטופלים בסיכון גבוה ולפתח מודלים לחיזוי רב-מודלי.
גילויים
Loading...
$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
המחברים מצהירים שאין להם ניגודי עניינים פיננסיים.
חומרים
| שם | חברה | מספר קטלוג | הערות |
|---|---|---|---|
| 14Fr silicone subdural drain | Medical-grade silicone drainage catheter (generic) | 14 Fr; used with passive gravity drainage system | |
| Computed Tomography (CT) scanner | Siemens Healthineers | SOMATOM Definition AS; FDA cleared | |
| Data dictionary (variable definitions) | Study team | N/A (created for this study) | |
| Excel (Microsoft Office) | Microsoft Corporation | Version 16.0+; https://www.microsoft.com/microsoft-365/excel | |
| Intraoperative CT / neuronavigation | Siemens Healthineers | Somatom Definition AS with navigation option; used when available | |
| logistf package (Firth penalized logistic regression) | CRAN (R package) | Version 1.26.1; https://CRAN.R-project.org/package=logistf[reference:3] | |
| Mixed effects logistic regression | R (lme4 package) | lme4 package; https://CRAN.R-project.org/package=lme4 | |
| Passive gravity drainage system | Standard subdural drainage bag | 250 mL capacity; connected to 14Fr drain | |
| R software environment | R Foundation | Version 4.4.x; https://www.r-project.org[reference:5] | |
| SPSS Statistics | IBM Corporation | Version 26.0; https://www.ibm.com/spss[reference:6] | |
| Tada formula (volume calculation) | Manual calculation | N/A (method described in Protocol) | |
| Warmed normal saline (irrigation fluid) | Standard hospital supply | 0.9% NaCl, warmed to 37–38 °C |
הדפסות חוזרות והרשאות
בקש הרשאה לשימוש חוזר בטקסט או באיורים של מאמר JoVE זה
בקש הרשאה