Прогнозирование риска рецидива миомы матки после органосохраняющего хирургического лечения

• Ордиянц Ирина Михайловна
• Карамян Ромелла Артуровна
• Рыженков Константин Валерьевич
• Бокарев Михаил Игоревич
• Мамыкин Александр Игоревич

Резюме

Цель исследования - разработать прогностический калькулятор для персонифицированной оценки риска рецидива миомы матки после органосохраняющего хирургического лечения у женщин репродуктивного возраста.

Материал и методы. Проведено обсервационное сравнительное исследование с участием 75 женщин репродуктивного возраста с верифицированной миомой матки, перенесших органосохраняющее хирургическое лечение. Пациентки были разделены на 2 группы: без рецидива (n=52) и с рецидивирующим течением заболевания (n=23). Анализировали клинико-анамнестические показатели, морфологические особенности миоматозных узлов, а также экспрессию сосудистого эндотелиального фактора роста (vascular endothelial growth factor, VEGF) и трансформирующего фактора роста β (transforming growth factor, TGF- β) по данным иммуногистохимического исследования с использованием полуколичественной балльной шкалы (0-3 балла). Для разработки прогностической модели использовали метод бинарной логистической регрессии. Все предикторы включали в модель одновременно (метод Enter) на основании их клинической и патогенетической значимости. Межгрупповые сравнения долей проводили с помощью точного критерия Фишера. Диагностическую эффективность модели оценивали методом ROC-анализа (receiver operating characteristic, анализ рабочих характеристик).

Результаты. Cтатистически значимо чаще встречались пациентки с рецидивом миомы матки в возрасте ≤42 лет (p=0,041), с длительностью заболевания ≥7 лет (p=0,033), отсутствием родов в анамнезе (p=0,004), наружным генитальным эндометриозом (p<0,001), повышенным индексом массы тела (p<0,001), а также с высокой экспрессией VEGF (≥3 балла) в ткани миоматозного узла (p=0,002). На основании 6 статистически значимых предикторов разработана прогностическая модель бинарной логистической регрессии и создан электронный калькулятор для персонифицированного расчета вероятности рецидива. Показатели диагностической эффективности модели, полученные на выборке разработки, составили: площадь под ROC-кривой (area under the curve, AUC) = 0,78 [95% доверительный интервал (ДИ) 0,67-0,89], чувствительность - 82,6%, специфичность - 71,2% при пороговом значении вероятности p=0,25.

Заключение. Разработанный калькулятор позволяет проводить персонифицированную стратификацию пациенток на группы низкого и высокого риска рецидива миомы матки после миомэктомии и обосновать дифференцированный подход к послеоперационному наблюдению, что соответствует современной концепции персонифицированной репродуктивной медицины. Дальнейшая валидация модели на независимых выборках представляет собой перспективное направление развития исследования.

Ключевые слова:миома матки; миомэктомия; рецидив; прогностическая модель; индекс массы тела; наружный генитальный эндометриоз; VEGF; персонифицированная медицина

Введение

Миомэктомия по праву рассматривается как один из ключевых органосохраняющих методов лечения миомы матки, особенно у пациенток, заинтересованных в сохранении репродуктивной функции. Она позволяет не только устранить существующие миоматозные узлы, но и сохранить матку, а вместе с ней - возможность реализации репродуктивных планов. Однако за очевидными преимуществами этого подхода скрывается одна из наиболее дискуссионных проблем современной гинекологии - рецидив заболевания [1].

Сам факт рецидивирования миомы после миомэктомии сегодня не вызывает сомнений. Гораздо более сложным остается вопрос о его истинной частоте. По данным систематических обзоров и крупных когортных исследований, частота рецидивов в течение 5 лет после миомэктомии варьирует от 15 до 30% и выше [2, 3], что подтверждается и систематическим обзором T.L.G. Viguerias и соавт. (2025) [3], отражая значительную вариабельность данных в зависимости от популяции пациенток и применяемых хирургических подходов [3]. Такая вариабельность объясняется не только различиями в дизайне исследований, но и более фундаментальной проблемой - отсутствием единого подхода к определению самого понятия "рецидив".

В частности, необходимо разграничивать радиологический рецидив, то есть выявление новых или повторно визуализируемых узлов при инструментальном обследовании, и клинически значимый рецидив, сопровождающийся симптомами либо требующий повторного вмешательства. По данным крупного американского проспективного когортного исследования S.D. Mitro и соавт. (n=10 324, медиана наблюдения 3,8 года), 7-летний риск повторного хирургического вмешательства после миомэктомии составил 20,6%, при этом 63,2% повторных вмешательств представляли собой гистерэктомию [4]. Аналогичные данные о высокой клинической значимости проблемы получены и в исследовании Y. Ma и соавт. (n=323), где радиологический рецидив миомы выявлен почти у каждой третьей пациентки (30,3%) в течение 12 мес после операции [2].

Клиническая значимость данной проблемы выходит далеко за рамки статистических оценок. Для пациентки рецидив - это не просто повторная регистрация узла при ультразвуковом исследовании (УЗИ), а возможное возвращение симптомов, которые и стали причиной операции: аномальных маточных кровотечений, хронической тазовой боли, компрессионного синдрома, анемии. Совокупность этих симптомов сопровождается выраженным снижением качества жизни, что подтверждено крупными международными исследованиями с использованием стандартизированных опросников SF-36 и UFS-QoL. Так, в японском онлайн-исследовании JOYFUL (n=4120) показано, что миома матки, особенно в сочетании с анемией, значимо снижает качество жизни пациенток [5]; в исследовании P.E. Sefogah и соавт. (n=163, Гана) 83,4% пациенток с миомой отмечали умеренное или выраженное снижение качества жизни, причем степень этого снижения прямо коррелировала с тяжестью симптомов заболевания [6].

Особую значимость проблема приобретает у женщин репродуктивного возраста, поскольку рецидив может существенно сузить или преждевременно закрыть "окно фертильности", восстановленное миомэктомией, и вновь стать препятствием для наступления и вынашивания беременности [3, 7]. В систематическом обзоре L. Balulescu и соавт. (2024) показано, что, несмотря на относительно высокие показатели наступления беременности после лапароскопической миомэктомии, риски выкидышей и преждевременных родов остаются значимыми, что требует персонифицированного подхода к ведению пациенток [7].

На этом фоне становится очевидной необходимость перехода от универсального послеоперационного наблюдения к персонифицированной стратегии ведения. В литературе уже описан ряд факторов, ассоциированных с повышенным риском рецидива, включая молодой возраст, множественный характер миомы, интрамуральную локализацию узлов, а также избыточную массу тела [8-12]. Однако в реальной клинической практике по-прежнему отсутствуют простые и валидированные инструменты, позволяющие интегрировать эти факторы в целостную систему персонифицированного прогноза. В результате врач и пациентка нередко оказываются в ситуации неопределенности, когда известны отдельные факторы риска, но отсутствует возможность объективно оценить их совокупное влияние и на этой основе выбрать оптимальную тактику наблюдения.

Таким образом, актуальной представляется разработка прогностических моделей, способных обеспечить стратификацию пациенток по риску рецидива после миомэктомии.

Такой подход позволит не только повысить точность прогноза, но и создать основу для дифференцированного послеоперационного ведения, более точного консультирования пациенток и своевременного принятия клинических решений.

Цель исследования - разработать прогностический калькулятор для персонифицированной оценки риска рецидива миомы матки после органосохраняющего хирургического лечения у женщин репродуктивного возраста.

Материал и методы

Обсервационное сравнительное исследование выполнено в 2021-2024 гг. на клинических базах кафедры акушерства и гинекологии с курсом перинатологии Медицинского института ФГАОУ ВО РУДН им. Патриса Лумумбы, в гинеко­логическом отделении ГБУЗ ГКБ № 29 им. Н.Э. Баумана ДЗМ и гинекологическом отделении ГБУЗ ГКБ им. А.К. Ерамишанцева ДЗМ. Морфологические и иммуногистохимические исследования выполнены в Институте клинической морфологии и цифровой патологии ФГАОУ ВО Первый МГМУ им. И.М. Сеченова (Сеченовский Университет).

В исследование включены 75 женщин репродуктивного возраста с верифицированной миомой матки, у которых имелся полный объем клинико-анамнестических, морфологических и иммуногистохимических данных. Прогностическая модель, представленная в настоящей статье, разработана на этой выборке и включает 6 предикторов: 5 клинико-анамнестических и 1 иммуногистохимический [экспрессия сосудистого эндотелиального фактора роста, VEGF (vascular endothelial growth factor)]. В зависимости от течения заболевания пациентки распределены на 2 группы:

· без рецидива - 52 пациентки;

· с рецидивирующим течением - 23 пациентки.

В соответствии с операциональным определением рецидивом миомы матки считали выявление при контрольном УЗИ клинически значимого миоматозного узла, появившегося после ранее выполненной миомэктомии, при условии подтвержденного отсутствия визуализируемых миоматозных узлов по данным контрольного УЗИ через 1-3 мес после операции (для исключения резидуальной ткани). За момент начала наблюдения (t₀) принимали дату первичной миомэктомии. В группу с рецидивирующим течением (n=23) включали как пациенток, у которых рецидив был установлен ретроспективно по данным медицинской документации, так и тех, у кого рецидив был выявлен проспективно при контрольном УЗИ через 12 мес после операции.

Критерии включения:

· возраст 18-49 лет;

· репродуктивный возраст;

· верифицированный диагноз миомы матки по данным УЗИ, магнитно-резонансной томографии (МРТ) и/или гистологического исследования;

· органосохраняющее хирургическое лечение;

· наличие полного объема клинико-анамнестических, морфологических и иммуногистохимических данных;

· подписанное информированное согласие.

Критерии невключения:

· возраст старше 49 лет;

· декомпенсированные экстрагенитальные заболевания;

· острые инфекционные и воспалительные заболевания либо хронические заболевания в стадии обострения;

· аденомиоз III-IV степени;

· прием гормональной терапии в течение 3 мес до операции;

· злокачественные новообразования в анамнезе;

· гормонально-активные опухоли яичников.

Протокол исследования одобрен локальным этическим комитетом РУДН (протокол № 14 от 25 ноября 2024 г.). Все пациентки подписали информированное согласие.

Анализировали возраст, длительность заболевания, репродуктивный анамнез, наличие наружного генитального эндометриоза, индекс массы тела, а также особенности течения миомы матки. УЗИ органов малого таза выполняли на аппарате экспертного класса с использованием трансвагинального датчика.

Морфологическое исследование операционного материала проводили по стандартной методике с фиксацией в 10% забуференном формалине, заливкой в парафин и окрашиванием срезов гематоксилином и эозином.

Иммуногистохимическое исследование выполняли на парафиновых срезах по стандартному протоколу с термической демаскировкой антигенов. Анализировали экспрессию VEGF и трансформирующего фактора роста β (transforming growth factor, TGF-β). Результаты иммуногистохимических реакций оценивали полуколичественным методом по балльной шкале от 0 до 3 баллов в зависимости от доли положительно окрашенных клеток: 0 баллов - отсутствие окрашенных клеток; 1 балл - 5-10% положительных клеток; 2 балла - 10-20%; 3 балла - более 20% положительных клеток. Высокой экспрессией маркера считали значение ≥3 баллов (более 20% положительно окрашенных клеток).

Статистическую обработку данных проводили с использованием программного пакета IBM SPSS Statistics 26.0. Электронный калькулятор разработан на языке программирования Python (версия 3.11) с использованием фрейм­ворка Streamlit и размещен на облачной платформе Streamlit community cloud. Доступ к приложению осуществляли онлайн через веб-браузер на персональном компьютере или мобильном устройстве, без необходимости установки дополнительного программного обеспечения.

Количественные данные представлены в виде медианы и интерквартильного размаха - Me (Q1; Q3), категориальные - в виде абсолютных и относительных значений (n, %). Для сравнения количественных показателей между двумя независимыми группами применяли U-критерий Манна-Уитни. Для анализа качественных признаков использовали точный критерий Фишера (двусторонний вариант) во всех случаях в связи с малой выборкой и наличием ожидаемых частот менее 10 в части ячеек таблиц сопряженности. Статистически значимыми считали различия при p <0,05.

Учитывая поисковый характер настоящего исследования, направленного на формирование пилотной многофакторной прогностической модели, формальную поправку на множественные сравнения не применяли, что соответствует современным методологическим подходам к разработке клинических прогностических моделей.

Количественные предикторы перед включением в многофакторную модель переводили в бинарные переменные по заранее установленным пороговым значениям, выбранным на основе клинических данных и литературы, без оптимизации по исследуемой выборке:

· индекс массы тела (ИМТ) >25 кг/м² - стандартный критерий избыточной массы тела по классификации Всемирной организации здравоохранения;

· высокая экспрессия VEGF ≥3 балла полуколичественной шкалы (>20% положительно окрашенных

клеток);

· возраст ≤42 лет и длительность заболевания ≥7 лет - пороги, соответствующие медианным значениям в исследуемой когорте и согласующиеся с данными литературы [8, 10].

Многофакторную модель прогнозирования рецидива строили методом бинарной логистической регрессии. Все 6 предикторов, статистически значимых по результатам межгрупповых сравнений, включены в модель одновременно (метод Enter) на основании их клинической и патогенетической значимости.

Диагностическую эффективность модели оценивали методом ROC-анализа (Receiver Operating Characteristic - анализ рабочих характеристик) с определением площади под ROC-кривой (AUC), ее 95% доверительного интервала (ДИ), чувствительности, специфичности и оптимального порогового значения вероятности по индексу Юдена.

Результаты

При сравнении клинико-анамнестических показателей (табл. 1) установлено, что пациентки с рецидивом миомы матки были статистически значимо моложе пациенток без рецидива: медиана возраста составила 42,0 года (Q1-Q3: 37,5-45,0) против 44,5 лет (Q1-Q3: 42,0-47,0) (p=0,027). Для рецидивирующего течения заболевания характерна большая длительность анамнеза: 7,0 (Q1-Q3: 3,0-10,0) против 4,0 лет (Q1-Q3: 1,0-6,5) в группе без рецидива (p=0,023).

Статистически значимо более частыми у пациенток с рецидивом были: отсутствие родов в анамнезе (52,2 против 17,3%; p=0,004), наружный генитальный эндометриоз (78,3 против 13,5%; p<0,001) и повышенный ИМТ (91,3 против 28,8%; p<0,001).

Морфологические и иммуногистохимические характеристики миоматозных узлов представлены в табл. 2.

При иммуногистохимическом исследовании в группе рецидива статистически значимо чаще выявлялась высокая экспрессия ангиогенного маркера VEGF (≥3 балла, >20% положительно окрашенных клеток) - у 19 (82,6%) пациенток против 22 (42,3%) в группе без рецидива (p=0,001). Именно этот маркер включен в финальную прогностическую модель в качестве иммуногистохимического предиктора.

Высокая экспрессия профибротического маркера TGF-β также чаще наблюдалась в группе рецидива (52,2 против 28,8%; p=0,043); однако ввиду пограничной статистической значимости этот маркер рассматривается как дополнительный биологический показатель, требующий подтверждения в исследованиях с большей выборкой, и не включен в финальную прогностическую модель.

При пересчете по точному критерию Фишера показатели "фибриноидный некроз", "отек стромы" и "зоны роста (1 балл)" не достигли статистической значимости и не включались в финальную модель. Гиалиноз статистически значимо чаще наблюдался в группе без рецидива (65,4 против 34,8%; p=0,044), что может отражать естественную инволюцию узлов при их менее агрессивном фенотипе; данный признак также не включен в прогностическую модель, но обсуждается как потенциальный биологический индикатор.

На основании 6 статистически значимых предикторов (возраст ≤42 лет, длительность заболевания ≥7 лет, отсутствие родов, наружный генитальный эндометриоз, ИМТ >25 кг/ м², высокая экспрессия VEGF) построена пилотная многофакторная модель бинарной логистической регрессии для персонифицированного прогнозирования риска рецидива миомы матки после миомэктомии.

Каждый признак кодировали бинарно: 1 - признак присутствует, 0 - признак отсутствует.

Персонифицированную вероятность рецидива миомы рассчитывали по формуле:

где

z = -4,0 + 1,16 × X₁ + 1,18 × X₂ + 1,47 × X₃ + + 3,14 × X₄₂ + 3,25 × X₅ + 1,87 × X₆

где X₁ - возраст ≤42 лет; X₂ - длительность заболевания ≥7 лет; X₃ - отсутствие родов в анамнезе; X₄ - наружный генитальный эндометриоз; X₅ - ИМТ >25 кг/м²; X₆ - высокая экспрессия VEGF (≥3 балла).

Параметры прогностической модели представлены в табл. 3.

Анализ коэффициентов показал, что наибольший вклад в итоговый риск рецидива вносят: ИМТ >25 кг/м² [отношение шансов (ОШ) 25,9], наружный генитальный эндометриоз (ОШ 23,1), а также высокая экспрессия VEGF (ОШ 6,48). Значимый клинический вклад также вносили возраст ≤42 лет (ОШ 3,20), длительность заболевания ≥7 лет (ОШ 3,27) и отсутствие родов в анамнезе (ОШ 4,35).

Для практического применения модели установлен рабочий порог классификации: при значении p≥0,25 пациентку относят к группе высокого риска рецидива, при p<0,25 - к группе низкого риска.

На основе полученного уравнения разработан электронный калькулятор с интерфейсом для последовательного ввода 6 бинарных признаков. Калькулятор автоматически рассчитывает персонифицированную вероятность рецидива и стратифицирует пациенток по уровню риска (рис. 1).

Калькулятор доступен по адресу: https://miomaklin-jixmshmnd3wabt7ccg9zzn.streamlit.app. QR-код для доступа представлен на рис. 2.

Диагностическая эффективность разработанной пилотной модели оценена с помощью ROC-анализа. Площадь под ROC-кривой составила AUC=0,78 (95% ДИ 0,67-0,89). При пороговом значении вероятности p=0,25 чувствительность модели составила 82,6%, специфичность - 71,2%. ROC-кривая представлена на рис. 3.

Следует подчеркнуть, что показатели диагностической эффективности (AUC, чувствительность, специфичность) и неизбыточное пороговое значение вероятности по индексу Юдена получены на той же выборке (n=75), на которой разрабатывалась модель. В связи с этим указанные характеристики отражают внутреннюю переоценку модели ("оптимизм") и могут рассматриваться как предварительные, требующие подтверждения в исследованиях с внутренней (бутстрэп) и внешней валидацией.

Обсуждение

Полученные результаты подтверждают современное представление о рецидиве миомы матки как о многофакторном процессе, в котором клинические, анамнестические и молекулярно-биологические характеристики тесно переплетаются. Спектр выявленных в нашей когорте факторов риска согласуется с данными ведущих зарубежных и отечественных работ последних лет [2, 8, 10-14].

Одним из наиболее значимых клинико-анамнестических предикторов рецидива в нашем исследовании оказался молодой возраст пациенток (≤42 лет) (ОШ 3,20; 95% ДИ 1,16-8,87). Этот результат закономерен и соответствует данным крупных когортных исследований, в которых показано, что у женщин репродуктивного возраста рецидив миомы матки встречается значительно чаще, это связано с сохраняющейся гормональной стимуляцией миометрия и более высокой биологической активностью ткани узла [8, 10, 12]. Согласно данным номограммного исследования X. Liu и соавт. (2025) (n=459, медиана наблюдения 15,8 мес), наибольший риск рецидива выявлен у пациенток в возрастных группах 18-29 лет (ОШ 1,88; p=0,047) и 30-40 лет (ОШ 1,74; p=0,041) [10].

Не менее значимым предиктором оказался репродуктивный анамнез. Отсутствие родов в анамнезе у пациенток с рецидивом встречалось значительно чаще, чем в группе без рецидива (ОШ 4,35; 95% ДИ 1,47-12,9). Это согласуется с гипотезой о протективной роли беременности и родов в отношении формирования и рецидивирования миомы, опосредованной как гормональными, так и структурными изменениями миометрия. В крупном ретроспективном исследовании Ş. Aydın и соавт. (n=594, наблюдение до 72 мес) показано, что наступление беременности или родов после миомэктомии ассоциировано со статистически значимым снижением частоты рецидива (p<0,001) [13]. Полученные нами данные позволяют рассматривать нерожавших пациенток как одну из приоритетных групп для активного послеоперационного наблюдения.

Особого внимания заслуживает выявленная нами высокая ассоциация рецидива с повышенным ИМТ >25 кг/ м², который оказался одним из самых весомых предикторов в построенной модели (ОШ 25,9; 95% ДИ 5,39-124,4). Этот результат согласуется с современными представлениями о роли метаболических нарушений в патогенезе миомы матки и подтверждается данными трех независимых когортных исследований последних лет. В работе T. Meng и соавт. (n=130) ИМТ >24 кг/ м² был независимым фактором риска рецидива через 6 мес после лапароскопической миомэктомии [8].

В крупном исследовании H. Han и соавт. (n=621) ИМТ выявлен как независимый фактор риска рецидива миомы после лапароскопической миомэктомии (ОШ 1,27; p=0,001) наряду с уровнем С-реактивного белка, размером и количеством миоматозных узлов [14]. В исследовании Z. Asgari и соавт. (n=172, наблюдение 24-28 мес) при многофакторном логистическом регрессионном анализе ИМТ оказался единственным независимым предиктором рецидива миомы (ОШ 1,22; p=0,003) [12].

Вместе с тем следует подчеркнуть, что широкий доверительный интервал ОШ для ИМТ в нашей модели (95% ДИ 5,39-124,4) закономерно объясняется малой выборкой (n=75) и выраженным различием частот признака между группами: высокая частота избыточной массы тела в группе рецидива (91,3%) при низкой частоте в группе без рецидива (28,8%) приводит к статистической нестабильности точечной оценки. Несмотря на широкий ДИ, его нижняя граница (5,39) сохраняет статистическую значимость и согласуется с независимыми данными работ T. Meng и соавт. [8], H. Han соавт. [14] и Z. Asgari и соавт. [12]. Уточнение оценки требует валидации модели в исследованиях с большей выборкой.

Биологические механизмы этой связи активно изучаются. В экспериментальных работах S. Afrin и соавт. убедительно показано, что адипоциты создают провоспалительное, профибротическое, проангиогенное и пропролиферативное микроокружение в клетках миомы за счет повышения экспрессии TGF-β (TGF-β1, TGF-β2, TGF-β3) и VEGF-A [15, 16]. В работе тех же авторов (2023) при прямом сравнении тканей миомы у пациенток с ожирением и пациенток с нормальной массой тела установлено, что в первой группе статистически значимо выше экспрессия TGF-β3 и VEGF-A в ткани миоматозного узла [16]. Это позволяет рассматривать выявленное в нашем исследовании сочетание повышенного ИМТ и высокой экспрессии VEGF как биологически связанные звенья единого патогенетического механизма - адипоцит-индуцированной активации ангиогенеза в ткани миомы.

Высокая частота наружного генитального эндометриоза в группе рецидива (78,3 против 13,5%; ОШ 23,1; 95% ДИ 6,5-82,5) подтверждает гипотезу об общих звеньях пато­генеза этих заболеваний, включая нарушение баланса половых гормонов, хроническое воспаление и дисрегуляцию ангио­генеза. Совокупность данных процессов формирует благоприятную среду как для развития, так и для рецидивирования миомы матки. Включение наружного генитального эндо­метриоза в прогностическую модель делает разработанный калькулятор особенно ценным для пациенток с сочетанной патологией.

Иммуногистохимические данные нашего исследования логически дополнили клиническую картину. В исследованиях J.Y. Park и соавт. (n=12), Д.А. Соляникова и соавт. (n=35) при иммуногистохимическом и иммуноферментном анализе образцов миомы и прилежащего миометрия показано, что экспрессия VEGF в ткани миоматозных узлов статистически значимо выше (приблизительно в 2 раза), чем в нормальном миометрии (p<0,05) [17, 18]. Это согласуется с современной концепцией ангиогенеза как одного из ключевых патогенетических механизмов роста миомы. В современном обзоре N. Rozmurat и соавт. (2026) подчеркивается, что VEGF и TGF-β выступают ключевыми регуляторами ангиогенной и фибротической активности в ткани миомы и определяют формирование ее внеклеточного матрикса; авторы рассматривают эти факторы как перспективные биомаркеры и мишени для разработки таргетных терапевтических стратегий [19].

Сравнение полученных нами результатов с данными зарубежных исследований по разработке прогностических моделей рецидива миомы матки демонстрирует сопоставимый методологический уровень. В исследовании X. Liu и соавт. (n=459, медиана наблюдения 15,8 мес) разработана прогностическая номограмма для оценки риска рецидива после лапароскопической миомэктомии, включающая возраст пациентки, количество и размер миоматозных узлов; номограмма продемонстрировала C-индекс 0,752 и значения AUC 0,710; 0,783 и 0,797 для прогнозирования рецидива в течение 1, 2 и 3 лет соответственно [10]. В исследовании C. Li и соавт. (n=378) методом многофакторной логистической регрессии установлено, что к независимым факторам риска рецидива после лапароскопической миомэктомии относятся количество миом (≥2; ОШ 1,86), интрамуральная локализация узлов (ОШ 1,92), размер матки ≥14 нед беременности и повышенный уровень С-реактивного белка (≥4,67 мг/л); на основе указанных предикторов разработана номограмма для прогнозирования риска рецидива [11].

Преимущество нашей модели по сравнению с указанными зарубежными разработками - ее клиническая простота: все 6 предикторов могут быть получены в рамках стандартного послеоперационного обследования. Вместе с тем для подтверждения клинической применимости разработанной модели необходима ее валидация в исследованиях с большей выборкой.

Практическое значение разработанного калькулятора заключается в возможности персонализации послеоперационного ведения пациенток. Стратификация женщин на группы низкого и высокого риска рецидива позволяет дифференцированно подходить к выбору частоты и объема ультразвукового мониторинга, оценке обоснованности назначения адъювантной терапии, рассмотрению тактики коррекции метаболических нарушений и сопутствующего эндометриоза. В настоящее время активно изучаются возможности медикаментозной профилактики рецидива миомы после миомэктомии: в текущем клиническом исследовании SOUL (S. Alkhrait и соавт., 2024) оценивается эффективность антагониста гонадотропин-рилизинг-гормона релюголикса в комбинации с эстрадиолом и норэтиндроном для отсрочки рецидива симптомов и снижения потребности в повторных вмешательствах после миомэктомии [1]. Внедрение прогностических моделей, подобных нашей, позволит идентифицировать пациенток-кандидатов для таких таргетных терапевтических стратегий [1, 8, 10].

Настоящее исследование имеет ряд существенных ограничений, которые необходимо учитывать при интерпретации полученных результатов.

Во-первых, ключевое статистическое ограничение - относительно небольшое число событий рецидива (n=23) при включении в модель 6 предикторов. Соотношение числа событий на предиктор (events per variable, EPV) составило 3,8, что ниже общепринятого порогового значения ≥10, рекомендуемого современными методологическими руководствами по разработке клинических прогностических моделей (transparent reporting of a multivariable prediction model for individual prognosis or diagnosis, TRIPOD - рекомендации по прозрачному отчету о многофакторных прогностических моделях). Это повышает риск переобучения модели и может приводить к завышению регрессионных коэффициентов и показателей диагностической эффективности.

Во-вторых, отбор предикторов в настоящей работе осуществлялся на основании их клинической и патогенетической значимости, без применения методов регуляризации регрессионных коэффициентов (least absolute shrinkage and selection operator, LASSO - метод регуляризации регрессии - "наименьшее абсолютное сжатие и отбор переменных") и внутренней валидации модели методом повторных выборок (бутстрэп). Использование этих подходов в последующих исследованиях позволит получить более устойчивые оценки коэффициентов.

В-третьих, показатели диагностической эффективности (AUC, чувствительность, специфичность) получены на той же выборке, на которой разрабатывалась модель. Корректная оценка реальной диагностической эффективности возможна только после проведения внутренней и внешней валидации.

В-четвертых, исследование выполнено на ограниченном числе клинических учреждений, что может обусловливать систематическую ошибку отбора. Обращает на себя внимание, что в крупном американском когортном исследовании S.D. Mitro и соавт. (n=10 324, наблюдение до 7 лет) ИМТ не оказывал статистически значимого влияния на частоту повторных хирургических вмешательств [4]. Возможные причины этого расхождения с нашими данными включают различия в конечных точках исследований и популяционные различия.

В-пятых, операциональное определение рецидива объединяло пациенток с ретроспективно и проспективно установленным рецидивом, что связано с неоднородностью времени наблюдения.

В-шестых, в модель не включены потенциально значимые лабораторные и молекулярно-генетические маркеры (С-реактивный белок, сывороточные липиды), которые могут дополнительно повысить точность прогноза в перспективных исследованиях [3, 11, 14, 20].

Заключение

Разработанная прогностическая модель, включающая возраст ≤42 лет, длительность заболевания ≥7 лет, отсутствие родов в анамнезе, наружный генитальный эндометриоз, повышенный ИМТ и высокую экспрессию VEGF, дает возможность проводить персонифицированную оценку риска рецидива миомы матки после органосохраняющего хирургического лечения у женщин репродуктивного возраста. Созданный на ее основе электронный калькулятор позволяет стратифицировать пациенток на группы низкого и высокого риска и обосновать дифференцированный подход к после­операционному наблюдению. Полученные результаты следует рассматривать как предварительные, поскольку модель разработана на ограниченной выборке и требует дальнейшей внутренней и внешней валидации.

Материалы данного сайта распространяются на условиях лицензии CC BY-NC-ND 4.0 (Creative Commons Attribution-NonCommercial-NoDerivatives 4.0 International)