Методологические основы формирования и сравнительного анализа диагностических шкал острого аппендицита



В настоящее время различными авторами предложено около 20 вариантов диагностических шкал (ДШ) и их модификаций для диагностики острого аппендицита (ОА), имеющие как общее сходство, так и принципиальные различия [16].

По данным самих разработчиков ДШ ОА, каждая из них обладает высокой информативностью и рекомендуется к широкому клиническому применению [1, 7, 8, 9, 11, 13, 14, 15].

Анализ существующих ДШ ОА показывает, что в них имеется ряд общих принципов создания и функционирования [1, 7, 8, 9, 11, 13, 14, 15, 16]. Тем не менее, до сих пор ни одним из авторов не были сформулированы принципы и подходы к созданию ДШ.

Методологические основы формирования ДШ

Современные ДШ ОА представляют из себя перечень наиболее часто встречающихся клинических симптомов и инструментально-лабораторных признаков ОА с присвоенной каждому из них бальной оценкой, которая в большинстве ДШ отражает степень их диагностической значимости.

С целью их определения в большинстве ДШ статистическому анализу подвергаются все используемые клинические симптомы, лабораторные и инструментальные признаки, выявленные при ОА.

Далее на основе проведенного статистического анализа выбираются наиболее диагностически значимые симптомы и признаки ОА.

Заключительным этапом формирования ДШ ОА является отображение диагностической значимости каждого из отобранных симптомов и признаков в присвоенных им баллах.

На этом этапе формирования ДШ ОА становится очевидным, что ДШ ОА является лишь инструментом для получения суммы баллов у каждого обследуемого пациента. Дальнейшие же действия врача определяет алгоритм использования ДШ ОА. ДШ ОА создается и функционирует только вместе с алгоритмом её применения. Диагностическая значимость каждой ДШ ОА определяется как структурой самой ДШ, так и алгоритмом её применения.

Обязательным для каждого из создаваемых алгоритмов является формирование групп пациентов, у которых на основании применения ДШ и алгоритма её использования определяется наличие или отсутствие ОА. Формирование же промежуточных групп пациентов является произвольным для каждого из авторов, как и рекомендуемые ими действия врача в этих группах пациентов.

Распределение пациентов по группам, отображённым в алгоритме использования для каждой конкретной ДШ ОА, зависит от суммы набранных баллов, полученных при обследовании пациентов.

Оценивая характер осуществляемого статистического анализа с позиций доказательной медицины, различные авторы единодушно указывают, что статистический анализ полученных результатов на основе ретроспективных исследований характеризуется высокой вероятностью системных ошибок, тогда как проспективный дизайн исследования сводит эту вероятность к минимуму [3].

Известно, что взаимное влияние нескольких факторов (симптомов, признаков) на один результирующий фактор оптимально оценивается только при использовании методов многофакторного статистического анализа полученных данных [3].

Некоторые из ранее известных ДШ ОА разрабатывались на основе ограниченных по возрасту и территориальному принципу популяций. В связи с этим такие ДШ ОА не могут быть использованы в других популяциях пациентов с ОА.

На основе анализа опыта клинического применения ДШ ОА и их алгоритмов нами установлено, что оптимальным для принятия решения врачом на её основе является получение однозначного заключения о наличии или отсутствии ОА («Острый аппендицит имеется», «Острый аппендицит отсутствует»).

Большинство алгоритмов использования ДШ ОА наряду с такими заключениями о наличии или отсутствии ОА имеют и промежуточный результат. Для обозначения этих промежуточных результатовсчитаем необходимым введение понятия «серой зоны» результатов ДШ ОА, под которым мы подразумеваем диапазон полученных значений ДШ ОА, при котором нельзя однозначно высказаться о диагнозе ОА.

Мы предлагаем включить в это понятие такие предложенные другими авторами [2, 7, 6] неоднозначные заключения ДШ ОА, как «Острый аппендицит вероятен», «Острый аппендицит не исключен» и т. д., которые не подтверждают и не исключают наличие ОА, а разница между этими формулировками непонятна врачу-клиницисту и затрудняет принятие им окончательного решения.

Считаем, что «серая зона» при клинической диагностике ОА является обязательной, поскольку клиническая диагностика ОА всегда подразумевает наличие «сомнительных» результатов обследования пациентов [1, 6, 7, 8, 9, 11, 13,`14]. Отсутствие «серой зоны» неминуемо приводит или к гипердиагностике ОА и выполнению «напрасных» аппендэктомий, или к гиподиагностике данной патологии. Так, в ДШ ОА Tzanakis, в которой отсутствует «серая зона» по данным автора доля «напрасных» аппендэктомий составила 53,8 % [15].

Размер «серой зоны» ДШ ОА, представленный в виде доли пациентов с неоднозначным диагнозом ОА от общего количества обследованных пациентов, также указывает на диагностическую значимость каждого из предложенных вариантов ДШ ОА и её размер является одной из важнейших сравнительных характеристик, разрабатываемых ДШ ОА. Считаем наиболее оптимальным её размер не более 15 % обследуемых пациентов.

Следует отметить, что указанные требования к ДШ ОА сформулированы на основе учета использования в лечении ОА как лапаротомии, так и лапароскопии. Преимущественное использование лапароскопических методов лечения ОА может существенно уменьшить или вовсе трансформировать понятие «серой зоны» с включением этих пациентов в группу пациентов, подлежащих лапароскопическому лечению.

Как и любой диагностический метод исследования, ДШ ОА имеют свою сферу применения и ограничения к использованию. Отсутствие четко сформулированных показаний и противопоказаний к применению ДШ может привести к некорректному ее применению и получению ложного результата.

Учитывая тот факт, что в основе ДШ ОА лежит метод клинической диагностики, считаем, что ограничения к использованию ДШ ОА определяются в первую очередь его возможностями, которые в наибольшей степени зависят от состояния ЦНС. Имеются сведения о влиянии на клиническую диагностику ожирения, беременности [2, 5]. Однако, в литературе эти вопросы изучены недостаточно и не имеют четко сформулированных рекомендаций.

Ограничения к применению ДШ ОА также обусловлены и характером популяций пациентов, на основе которых разрабатывалась каждая конкретная ДШ.

На основе изучения показаний и результатов оперативного лечения ОА считаем необходимым ввести принцип направленности ДШ ОА на диагностику именно острого деструктивного аппендицита (ОДА), поскольку по всеобщему признанию «недеструктивные» формы ОА не являются показанием к хирургическому лечению [2, 4]. Применение ДШ ОА, в которых учитывались недеструктивные формы ОА приводило к возрастанию числа ложноположительных результатов и, соответственно, «негативных» необоснованных аппендэктомий, при простой форме ОА.

Таким образом, учет только деструктивных форм ОА является фактором оптимизации результатов применения ДШ ОА.

Различный перечень лабораторных методов исследования, дополняющих клинические ДШ ОА, такие как специальные биохимические тесты (определение СРБ) и инструментальные методы исследования — УЗИ, МРТ, МСКТ брюшной полости, рекомендуемые к осуществлению «Национальными клиническими рекомендациями по диагностике и лечению острого аппендицита» [2], изменяют диагностическую ценность этих ДШ ОА в сравнении с ДШ ОА, не имеющими эти методы исследования, делая их неравнозначными при сравнении клинической эффективности.

Подводя итог всему указанному, мы предлагаем единые принципы формирования ДШ ОА и их алгоритмов:

1) Использование проспективного характера исследования.

2) Применение многофакторного статистического анализа полученных результатов.

3) Разработка ДШ ОА для определённой популяции пациентов.

4) Однозначность интерпретации результата ДШ ОА (подтверждение, исключение, «серая зона»).

5) Определение показаний и противопоказаний к применению каждой из ДШ ОА.

6) Создание ДШ ОА только на результатах анализа лечения ОДА.

7) Чёткое определение в характеристике ДШ ОА используемых методов диагностики (клинические, лабораторные (общеклинические, специальные биохимические) и инструментальные (соноскопические и т. д.)).

Методологический анализ ДШ ОА

Для проведения сравнительного методологического анализа на основе сформулированных нами принципов формирования ДШ ОА и их алгоритмов были отобраны наиболее распространенные клинические ДШ ОА: Alvarado [7], Christian [9], RIPASA [8], Lintula [11], Eskelinen (в модификации H. Sitter) [13], а также шкалы, сочетающие клиническую и ультразвуковую диагностику (клинико-соноскопические): Tzanakis [15] и Натрошвили [1].

Критерием отбора данных ДШ ОА являлась доступность предоставленных авторами данных по разработке и оценке созданной ими ДШ ОА.

Сводные данные проведенного нами методологического анализа ДШ отражены в таблице 1.

На основе ретроспективного анализа были разработаны ДШ ОА Alvarado, RIPASA, Натрошвили [1, 7, 8]. Проспективный анализ использовался в ДШ ОА — Christian [9], Lintula [11], Tzanakis [15], Eskelinen (в модификации H. Sitter) [13].

Многофакторный статистический анализ обработки полученных данных применялся при создании ДШ ОА RIPASA [8], Lintula [11], Tzanakis [15], Eskelinen (в модификации H. Sitter) [13].

Наиболее широко используемая в клинической практике ДШ ОА Alvarado была разработана при использовании однофакторного статистического анализа, при котором отбор признаков проводился на основании показателей чувствительности, специфичности, ПЦПР, ПЦОР каждого отдельного признака. Вес каждого признака (балльная оценка) определялся по отношению вычисленных показателей [7].

Метод статистического анализа при разработке ДШ ОА Натрошвили авторами не указан [1], что ставит под сомнение соответствие её разработанным нами критериям формирования ДШ ОА.

Таблица1

Методологический анализ ДШ ОА

Название ДШ ОА	Параметры МА ДШ ОА
	Дизайн исследования	Метод статистического анализа	Учет форм ОА	Особенности популяции	Наличие и структура алгоритма ДШ	Наличие «серой» зоны	Кол-во заключений алгоритма ДШ
Alvarado	Ретроспективное	Однофакторный	Все формы ОА	Нет	Не указывается	Имеется	4
Eskelinen в модификации H. Sitter	Проспективное	Многофакторный (логистическая регрессия)	Нет данных	Нет	Не указывается	Имеется	3
Tzanakis	Проспективное	Многофакторный (логистическая регрессия)	Все формы ОА	Нет	Указывается, но не указаны критерии включения и исключения	Отсутствует	2
Натрошвили	Ретроспективное	Не известен	Все формы ОА	Нет	Указывается	Отсутствует	3
Christian	Проспективное	Отсутствует	Нет данных	Нет	Указывается	Имеется	3
Lintula	Проспективное	Многофакторный (логистическая регрессия)	ОДА	Дети	Не определена тактика в «серой» зоне значений ДШ	Имеется	3
RIPASA	Ретроспективное	Многофакторный (логистическая регрессия)	Нет данных	Азиатская	Не указывается	Имеется	4

При разработке ДШ ОА Christian статистические методы анализа не применялись вовсе, и формирование алгоритма осуществлялось эмпирическим путем [9].

Анализ популяционных особенностей разработки ДШ ОА показал, что большинство ДШ ОА (Alvarado, Christian, Eskelinen) разрабатывались на «универсальных» усредненных возрастных и гендерных популяциях пациентов. При этом в первичных источниках авторами не указывается количество детей и женщин детородного возраста [7, 9, 13].

В случае возможной их незначительной доли в исследуемой популяции при разработке ДШ, утверждение, что данная ДШ ОА будет эффективна у этих пациентов при дальнейшем ее клиническом применении весьма сомнительно.

ДШ ОА Натрошвили и Tzanakis разрабатывалась авторами на основе исследования взрослой популяции пациентов [1, 15].

ДШ ОА Lintula в первоисточнике была разработана в детской популяции (возраст пациентов 4–15 лет) [11], а ДШ RIPASA –на популяции жителей Юго-Восточной Азии [8].

МА балльной оценки диагностической «взвешенности» каждого из признаков ДШ ОА показал, что эмпирическим путём, без статистического обоснования она осуществляласьвДШ ОА Christian [9], Alvarado [7].

В ДШ ОА Alvarado [7] признакам с наибольшей чувствительностью по результатам однофакторного статистического анализа были присвоены по 2 балла, остальным — по 1 баллу.

В ДШ RIPASA балльные оценки признакам присваивались авторами на основании сравнения вероятности отобранных для ДШ ОА признаков, оценку которой получили при ретроспективном анализе. При этом, изначально были определены варианты балльных значений: «0,5», «1», «2». Однако принцип, по которому присваивались те или иные значения в первоисточнике не освещен [8].

Не уточнен авторами порядок расчета балльных оценок диагностических признаков и в ДШ ОА Натрошвили [1].

На основании использования уравнения логистической регрессии осуществлялся расчёт баллов диагностических признаков в ДШ Eskelinen [13], Lintula [11] и Tzanakis [15].

В ДШ ОА Eskelinen в качестве «баллов» приводятся коэффициенты уравнения логистической регрессии с округлением их до сотых долей [13].

В ДШ Lintula «баллы» были получены в результате округления коэффициентов уравнения логистической регрессии до ближайших целых значений, при этом сравнения информативности ДШ с «оригинальными» и «модифицированными» баллами авторами не проводилось [11].

В ДШ Tzanakis полученные коэффициенты уравнения логистической регрессии были умножены на 2 и затем округлены до ближайших целых значений. Сравнение информативности полученной ДШ ОА с «оригинальными» и «модифицированными» баллами авторами так же не проводилось [15].

Далеко не все ДШ ОА предлагают чёткие и понятные для практического врача формулировки диагноза ОА.

Так в шкале Alvarado, соответственно различным суммам баллов предлагаются следующие формулировки «диагноз ОА высоковероятен», «диагноз ОА вероятен», «диагноз ОА не исключен», «ОА маловероятен» [2].

В оригинальном исследовании при разработке ДШ ОА RIPASA указано только её пороговое значение, превышение которого указывает на ОА, а более низкие цифры — на его отсутствие [8]. Дальнейшие работы с использованием шкалы RIPASA приводят такие понятия как: «вероятность ОА отсутствует», «низкая вероятность ОА» с рекомендацией дальнейшего динамического наблюдения, «высокая вероятность ОА» так же с рекомендацией дальнейшего динамического наблюдения и возможного дообследования у женщин, «определенный диагноз ОА» при котором указывается на необходимость выполнения аппендэктомии [6].

Таким образом, единая интерпретация ДШ ОА RIPASA различными авторами отсутствует.

В ДШ ОА Lintula, Christian, Eskelinen и Натрошвили выделяют традиционно 3 группы формулировки полученных результатов: «диагноз ОА может быть исключен», «диагноз ОА сомнителен» с рекомендацией дополнительного обследования и дальнейшего динамического наблюдения и «диагноз ОА высоковероятен», при которой требуется аппендэктомия [1, 9, 11, 13].

В своих исследованиях ни один из авторов не акцентирует внимание на величине данной «промежуточной» группы сомнительного или вероятного диагноза ОА, которую мы предлагаем обозначить как «серую зону» заключения ДШ ОА.

В ДШ ОА Tzanakis такая «серая» зона не выделена вовсе. Значения этой ДШ носят однозначный характер и указывают на отсутствие ОА или на его наличие, чего в реальной клинической практике диагностики ОА не бывает [15].

Анализ наличия алгоритма и условий применения ДШ ОА показал, что в ДШ ОА Christian представлен алгоритм её применения, согласно которому пациентам с 4 и более признаками (баллами) выполнялась аппендэктомия, с 3 (баллами) признаками — динамическое наблюдение. При появлении четвертого признака выполнялась аппендэктомия, а при уменьшении количества признаков диагноз ОА исключался. Однако, в алгоритме не определены продолжительность и режим осуществления динамического наблюдения [9].

В ДШ ОА Lintula по сумме баллов определяется наличие или отсутствие ОА, однако, тактика по ведению пациентов в «промежуточной» группе пациентов авторами не определена. [11].

В ДШ ОА Eskelinen в модификации H. Sitter указано лишь то обстоятельство, что при сумме баллов более 57 диагноз ОА высоковероятен, а при сумме баллов менее 48 — он может быть исключен [13].

В ДШ ОА Tzanakis категорически указывается, что при сумме баллов ≥ 8 устанавливается диагноз ОА — показана аппендэктомия, а при сумме баллов менее 8 диагноз ОА исключается без выделения группы пациентов, где диагноз ОА является сомнительным [15].

В ДШ ОА А. Г. Натрошвили, А. М. Шулутко предложен алгоритм применения ДШ с выделением «промежуточной» группы пациентов, у которых диагноз ОА остается неясным. В этой группе пациентов с целью исключения ОА предлагается выполнение лапароскопии или динамическое стационарное наблюдение с повторной оценкой значений ДШ через 2–4 часа [1].

В оригинальных статьях, посвященных разработке ДШ Alvarado и RIPASA приводится не диагностический алгоритм и условия применения разработанных шкал, а указывается количество баллов при наличии у пациентов ОА [7, 8].

Выделение деструктивных форм ОА проводился только при разработке ДШ Lintula для диагностики ОА у детей [11].

При разработке ДШ ОА Alvarado, Eskelinen, Tzanakis, Натрошвили «катаральные» формы ОА рассматривались авторами в общей совокупности и аппендэктомии при недеструктивном ОА ими не рассматривались как «негативные» [1, 7, 13, 15].

Так в оригинальной статье Alvarado у 108 из 227 (47,6 %) оперированных пациентов был установлен патогистологический диагноз простого ОА, что в современных условиях не может считаться приемлемым результатом применения ДШ ОА [7].

При разработке ДШ Tzanakis в группе оценки разработанной ДШ ОА у 70 из 130 (53,8 %) оперированных пациентов так же был установлен патогистологический диагноз простого ОА, что является ещё более неприемлемым результатом диагностики и лечения ОА [15].

При разработке ДШ Christian и RIPASA результаты патогистологического исследования червеобразного отростка авторами не приводятся вовсе [8, 9].

Различие методов математического анализа ДШ ОА, характеристик входящих в них исследуемых групп пациентов, количество и формулировки интерпретаций результатов применения ДШ ОА, предполагают отсутствие их стандартизации и значительную вариабельность полученных результатов при использовании иными исследователями в других популяциях пациентов.

Во всех ранее предложенных ДШ ОА авторами приводятся резко завышенные оценочные показатели их клинической эффективности за счет выполнения аппендэктомий при недеструктивных формах ОА, доля которых по их же данным составляет до 53,8 % [15]. Таким образом, с учетом современных представлений о патогенезе ОА и требованию по выявлению и лечению только его деструктивных форм эти показатели в действительности не могут быть использованы в качестве объективного критерия сравнительной оценки их клинической эффективности.

Наиболее часто оценка эффективности ДШ ОА в оригинальных статьях и в последующих работах, изучающих применение ДШ ОА производится на основании расчетов показателей чувствительности, специфичности, ПЦОР, ПЦПР и точности диагностики ОА [1, 7, 8, 9, 11, 13, 15].

Как правило, значения данных показателей превышают 80 %, а зачастую и 90 %. Однако, не вполне ясна методика их расчетов, а именно то, каким образом учитывались значения ДШ ОА, попадающие в «серую зону»? Ведь в данном случае ДШ ОА не позволяет поставить верный диагноз. А применение дополнительных методов обследования, позволивших правильно установить диагноз, уже выходит за рамки ДШ ОА. Из этого можно предположить, что случаи, попадающие в «серую зону» ДШ ОА при расчете вышеприведенных показателей, следует учитывать только как ложно-положительные или ложно-отрицательные.

Оценка неудовлетворительности результатов любого диагностического процесса состоит из учета количества недиагностированных случаев и случаев гипердиагностики заболевания.

Важным дополнительным критерием сравнительной оценки ДШ ОА, на который ссылается большинство авторов, является доля «напрасных» аппендэктомий [16], под которыми они подразумевают аппендэктомию при отсутствии патоморфологически подтверждённых признаков острого воспаления червеобразного отростка.

Считаем, что с учетом современных представлений о патогенезе деструктивных форм ОА и нецелесообразности выполнения аппендэктомии при недеструктивных формах ОА, понятие «напрасная аппендэктомия» должно включать аппендэктомию и при недеструктивных формах ОА.

Однако относительно оценки этого критерия эффективности ДШ ОА наше мнение не совпадает с общепринятым.

Известно, что диагноз ОА последовательно формулируется на дооперационном, интраоперацинном этапах лечения и окончательно подтверждается на основе послеоперационного патогистологического заключения.

ДШ ОА и алгоритм её использования определяют тактику лечения ОА только на дооперационном этапе и непосредственно определяют показания к экстренному оперативному вмешательству.

Учитывая тот факт, что диагностика ОА на основе клинико-соноскопической ДШ не включает в себя ни одного абсолютного признака ОА, дооперационная диагностика ОА на их основе является наиболее вероятностной, а не абсолютно точной.

Дальнейшие результаты лечения пациентов определяются уже характером выполняемого оперативного вмешательства (лапаротомия, лапароскопия) и установленного на основе визуализации ЧО и других органов брюшной полости интраоперационного диагноза, который может не совпадать с дооперационным.

Таким образом, ДШ ОА определяет только показания к экстренной операции и их количество.

Выполнение же аппендэктомий при выполненных оперативных вмешательствах, в том числе и «напрасных» определяется опытом оперирующего хирурга, трактующего выявленные им макроскопические изменения ЧО, установленным им интраоперационным диагнозом и принятой тактикой лечения ОА в данном стационаре.

Из этого следует, что количество выполненных на основе ДШ ОА лапаротомий и лапароскопий и аппендэктомий, в том числе «напрасных», может не совпадать.

Сомнительным является и сам термин «напрасная аппендэктомия», поскольку если у оперирующего хирурга имеются сомнения о наличии у пациента воспалительной деструкции ЧО на основе общепринятых интраоперационных критериев ОА, то вряд ли можно в таком случае использовать этот термин, основываясь только на данных послеоперационного патогистологического заключения, и тактика лечения больного в данном случае является «оправданной» [2].

В таком случае уменьшение или полное исключение «напрасных» аппендэктомий без приведения количества выполненных на основе использования ДШ ОА и алгоритма её применения всех экстренных оперативных вмешательств создаёт ложное представление об их клинической эффективности.

Ряд авторов справедливо указывают на необходимость учёта доли недиагностированных или пропущенных случаев ОА в целом [15].

Показатель доли недиагностированных эпизодов деструктивных форм ОА рассчитывается, как отношение случаев ОА при значениях ДШ ОА, исключавших ОА, к общему количеству пациентов с ОА в выборке. Важность данного показателя заключается в том, что он отражает, сколько пациентов будут ошибочно отпущены домой. При высоких его значениях возрастает вероятность увеличения осложненных форм ОА при применении соответствующей ДШ ОА.

С учетом многообразия клинических проявлений ОА, связанных с половыми, возрастными особенностями, локализацией ЧО, сопутствующей патологией, в частности ожирением, нарушениями в нервно-психической сфере, результаты «универсальной» ДШ ОА в различных субпопуляциях по указанным признакам могут быть значительно ниже усредненных.

Несмотря на то, что в литературе неоднократно указываются факты зависимости диагностики ОА от возраста, ожирения, анатомического расположения ЧО и других обстоятельств, которые можно обозначить как «факторы риска» диагностических ошибок ОА, ни одним из авторов не исследована диагностическая информативность ДШ ОА от них и не сформулирован их перечень.

Однако, ни один из авторов ДШ ОА, разработанных на «универсальной» популяции не оценивал работу созданной им ДШ ОА в субпопуляциях.

В доступной литературе имеются лишь немногочисленные работы других исследований, посвященные оценке ДШ ОА в отдельных субпопуляциях [6, 8, 10, 12].

Выводы:

ДШ ОА и их алгоритмы являются научно обоснованными стандартами диагностики ОА, формирование и сравнительный анализ которых должны осуществляться на основе единых методологических принципов.

Предложенные ранее ДШ ОА и алгоритмы их применения по совокупности критериев структурного и функционального анализа не соответствуют этим принципам, а указанные авторами показатели клинической эффективности в отношении выявления деструктивных форм ОА являются значительно завышенными и не могут быть использованы для сравнительного анализа.

Литература:

1. Натрошвили, А. Г. Результаты применения модифицированной диагностической шкалы у больных острым аппендицитом / А. Г. Натрошвили, А. М. Шулутко // Хирургия. — 2010. — № 8. — С. 24–27.
2. Национальные клинические рекомендации по диагностике и лечению острого аппендицита [Электронный ресурс] / А. В. Сажин, И. И. Затевахин, А. В. Федоров, О. Э. Луцевич, А. М. Шулутко, А. С. Ермолов, А. А. Гуляев, М. И. Прудков, К. В. Лядов // 2016. — Режим доступа: http://xn----9sbdbejx7bdduahou3a5d.xn--p1ai/stranica-pravlenija/unkr/urgentnaja-abdominalnaja-hirurgija/ostryi-apendicit.html.
3. Реброва, О. Ю. Статистический анализ медицинских данных. Применение пакета прикладных программ STATISTICA / О. Ю. Реброва. — Москва: МедиаСфера, 2002. — 312 с.
4. Рошаль, Л. М. К вопросу о классификации острого аппендицита и его осложнений / Л. М. Рошаль, О. В. Карасева // Российский педиатрический журнал. — 2006. — № 2. — С.34–38.
5. Савельев, В. С. Руководство по неотложной хирургии органов брюшной полости / В. С. Савельев, В. А. Петухов, Б. Д. Савчук; под общ. ред. В. С. Савельева. — М.: Изд. «Триада–Х», 2005. — 640 с.
6. Alnjadat, I. Alvarado versus RIPASA score in diagnosing acute appendicitis / I. Alnjadat, B. Abdallah // Rawal Medical Journal. — 2013. — Vol.38, № 2. — P.147–151.
7. Alvarado, A. A practical score for the early diagnosis of acute appendicitis / A. Alvarado // Ann. Emerg. Med. — 1986. -Vol. 15. — Р. 557–564.
8. Chong, C. F. Development of the RIPASA score: a new appendicitis scoring system for the diagnosis of acute appendicitis / C. F. Chong // Singapore Med. J. — 2010. Vol. 51, № 3. — P. 220–225.
9. Christian, F. A simple scoring system to reduce the negative appendectomy rate / F. Christian, G. P. Christian //Ann. R. Coll. Surg. Engl. — 1992. — Vol.74. — P. 281–285.
10. Konan, A. Scoring systems in the diagnosis of acute appendicitis in the elderly / A. Konan, M. Hayran, Y. Alper Kilic, D. Karakoc, V. Kaynaroğlu // Turkish Journal of Trauma & Emergency Surgery. — 2011. — Vol. 17, № 5. — P. 396–400.
11. Lintula, H. A diagnostic score for children with suspected Appendicitis / H. Lintula, E. Pesonen // Langenbecks Arch. Surg. — 2005. — Vol. 390. — Р. 164–170.
12. Lintula, H. Diagnostic score in acute appendicitis. Validation of a diagnostic score (Lintula score) for adults with suspected appendicitis / H. Lintula, H. Kokki // Langenbecks Arch. Surg. — 2010. — Vol. 395. — Р. 495–500.
13. H. Sitter S., Hoffmann I. Diagnostic score in appendicitis. Validation of a diagnostic score (Eskelinen score) in patients in whom acute appendicitis is suspected / S. H. Sitter, I. Hoffmann // Langenbecks Arch. Surg. — 2004. -Vol. 389. — P. 213–218.
14. Teicher, I. Scoring system to aid in diagnoses of appendicitis / I. Teicher, B. Landa // Ann. Surg. — 1983. — Vol. 198. — Р. 753–759.
15. Tzanakis, N. E. A New Approach to Accurate Diagnosis of Accute Appendicitis / N. E. Tzanakis, S. P. Efstathio // Word J. Surg. — 2005. — Vol.29. -P. 1151–1156.
16. Wilasrusmee, C. Diagnostic Scores for Appendicitis: A Systematic Review of Scores’ Performance / C. Wilasrusmee, T. Anothaisintawee // British Journal of Medicine & Medical Research. — 2014. — Vol. 4, № 2. — P.711–730.