Czy kilkuetapowe badanie s³uchu u noworodków leczonych w oddziale intensywnej terapii jest uzasadnione?

PRACE ORYGINALNE Tomasz TOMASIK Janusz GODEK Przemko KWINTA Beata KUSAK Jacek J. PIETRZYK Czy kilkuetapowe badanie s³uchu u noworodków leczonych w oddziale intensywnej terapii jest uzasadnione? Do infants treated in the neonatal intensive care unit need multi-stage, universal hearing screening testing? Klinika Chorób Dzieci Uniwersytecki Szpital Dzieciêcy w Krakowie Kierownik: Prof. dr hab. med. Jacek J. Pietrzyk Dodatkowe s³owa kluczowe: badanie s³uchu noworodek niedos³uch czynniki ryzyka Additional key words: hearing screening newborn hearing impairment risk factors Adres do korespondencji: Dr n. med. Tomasz Tomasik Klinika Chorób Dzieci Uniwersytecki Szpital Dzieciêcy w Krakowie 30-63 Kraków, ul. Wielicka 265 e-mail: tomek.tomasik@gmail.com Wprowadzenie: Program powszechnego przesiewowego badania s³uchu u noworodków ma szczególne znaczenie u pacjentów intensywnej terapii z uwagi na liczne czynniki ryzyka niedos³uchu. Cel pracy: Ocena wyników badañ s³uchu na kolejnych etapach diagnostyki audiologicznej oraz znaczenie znanych czynników ryzyka w wy³onieniu grupy pacjentów wymagaj¹cej szczególnej uwagi. Materia³ i metody: Grupê badan¹ stanowi³o 851 pacjentów leczonych w Oddziale Patologii i Intensywnej Terapii Noworodka Uniwersyteckiego Szpitala Dzieciêcego w Krakowie urodzonych miêdzy 1.01.2006 a 31.12.2009. Wszyscy pacjenci, u których wynik badania (TEO- AE) by³ nieprawid³owy, wystêpowa³y czynniki ryzyka niedos³uchu, lub nie wykonano badania, byli kierowani do badañ kontrolnych w Poradni Audiologicznej (TEOAEABR). Analizê czynników ryzyka niedos³uchu przeprowadzono metod¹ regresji logistycznej. Wyniki: Podczas pobytu na oddziale badanie przesiewowe s³uchu wykonano u 679/851 dzieci (80%). Do badañ kontrolnych w Poradni Audiologicznej zg³osi³o siê 579/851 pacjentów (68%). 60/579 pacjentów pozostaje w obserwacji lub zrezygnowa³o z dalszej opieki. odbiorczy lub mieszany rozpoznano u 11/519 (2,1%). U 10 dzieci niedos³uch by³ obustronny: u 2 g³êbokiego stopnia, 1 - ciê kiego, 7 - umiarkowanego. U 1 dziecka wyst¹pi³ jednostronny niedos³uch umiarkowanego stopnia. Wywiad w kierunku rodzinnego obci¹ enia niedos³uchem by³ negatywny. Niezale nymi czynnikami ryzyka niedos³uchu by³y: skala Agar < 4 punkty w 1 minucie, infekcja TORCH, nieprawid³owoœci twarzoczaszki. Na podstawie tych czynników mo na by³o przewidzieæ wyst¹pienie niedos³uchu jedynie u 2/11 pacjentów. Pacjenci z nieprawid³owym wynikiem badania przesiewowego mieli mniejsz¹ urodzeniow¹ masê cia³a i wiek p³odowy. Czu- ³oœæ pierwszego badania przesiewowego (przy liczbie pacjentów n=461) wynosi³a 82%, swoistoœæ 70%, wartoœæ Introduction: The universal hearing screening program has special value for neonatal intensive care unit (NICU) patients because of the multiple risk factors of hearing loss they are subjected to. Aim: To summarize the results of hearing tests on consecutive stages of the screening program and to evaluate the value of hearing loss factors. Materials and methods: The group included 851 infants born between 1.10.2006-31.12.2009 and treated in the NICU of the University Children's Hospital in Cracow, Poland. Infants with abnormal screening test results (TEOAE) and/or with hearing loss risk factors, or absent from the first stage of the test were qualified for the next stage hearing diagnostics (TEOAEABR). Multivariate logistic regression was used in order to evaluate hearing loss risk factors. Results: 679 (80%) newborns were screened by the first stage hearing test. 579 (68%) were tested on the second level diagnostics. 60 patients are still under control. 11/519 (2.1%) had hearing impairment (sensorineual or mixed). 10 had bilateral and 1 had unilateral hearing impairment. The family history was negative for congenital hypoacusis. 1st minute Apgar score < 4 points, congenital TORCH infections and craniofacial anomalies were independent risk factors of hearing loss, however it was not possible to predict more than 2/11 patients with hearing loss based on these factors. Patients with abnormal result of the first stage test had lower birth weight and gestation age than that with normal result. The sensitivity of the first TEOAE test was 82%, specificity 70%, PPV 6.2%, NPV 99%. Conclusion: Hearing impairment was rarely a complication of treatment in the NICU, although it was 10 times more frequent in comparison to the whole newborn population. Because the sensitivity, specificity and PPV of first hearing test is not satisfactory, next stage diagnostics in the audiology department are strongly recommended. 47

425 umol/l) [8]. Wady wrodzone twarzoczaszki i zespo³y wad kojarz¹ce siê z niedos³uchem analizowano jako jedn¹ zmienn¹. Podobnie postêpowano w przypadku wrodzonych infekcji TORCH. 172/851 dzieci nie mia³o wykonanego badania przesiewowego w tutejszym oddziale. 17/172 pacjentów zosta³o przeniesionych do specjalistycznych oddzia³ów chirurgii i kardiochirurgii w stanie uniemo liwiaj¹cym przeprowadzenie badania przesiewowego, 82/172 wypisano do innych szpitali. Niektóre dzieci mia³y wykonane badanie przesiewowe przed przyjêciem do tutejszego oddzia³u. Wszyscy pacjenci, u których wynik badania przesiewowego by³ okreœlony jako: kontrola w obu, lub w jednym uchu, nie uzyskano adnego wyniku badania s³uchu, wystêpowa³y czynniki ryzyka niedos³uchu, lub nie wykonano badania - byli kierowani do badañ kontrolnych w poradni audiologicznej, w wiêkszoœci przypadków w Uniwersyteckim Szpitalu Dzieciêcym w Krakowie (Poradnia Audiologiczna II i III stopnia). Wyniki kontrolnych badañ s³uchu uzyskano z centralnej bazy danych Programu powszechnych przesiewowych badañ s³uchu u noworodków prowadzonej przez Fundacjê Wielka Orkiestra Œwi¹tecznej Pomocy. 579 dzieci zg³osi³o siê do kontroli w referencyjnej poradni audiologicznej. U 519 dzieci uzyskano wynik badania s³uchu prawid³owy, lub rozpoznano niedos³uch. Grupa 60/579 pacjentów w dalszym ci¹gu wymaga kontroli. W celu okreœlenia wiarygodnoœci przesiewowego badania s³uchu, oszacowanie czu³oœci, swoistoœci, wartoœci predykcji dodatniej i ujemnej, wskaÿnika wiarygodpredykcji dodatniej 6,2%, wartoœæ predykcji ujemnej 99%. Wnioski: nie stanowi³ czêstej patologii wœród by³ych pacjentów oddzia³u intensywnej terapii, by³ jednak 10 razy czêstszy ni w populacji wszystkich noworodków. Ze wzglêdu na nie najwy sz¹ czu³oœæ, swoistoœæ i bardzo nisk¹ wartoœæ predykcji dodatniej testu przesiewowego, uzasadnione jest kierowanie pacjentów intensywnej terapii noworodka do kontroli w Poradni Audiologicznej. Wprowadzenie Program powszechnego przesiewowego badania s³uchu u noworodków zosta³ stworzony w celu wczesnego wykrywania, leczenia i rehabilitacji dzieci z zaburzeniami s³uchu. Ma on szczególne znaczenie dla pacjentów intensywnej terapii ze wzglêdu na obci¹ enie ich licznymi czynnikami ryzyka uszkodzenia s³uchu, zarówno wrodzonymi jak i nabytymi, w tym wynikaj¹cymi z samego leczenia ratuj¹cego ycie. Celem pracy by³a ocena wyników badañ s³uchu na kolejnych etapach diagnostyki audiologicznej oraz okreœlenie wagi poszczególnych czynników ryzyka uszkodzenia s³uchu. Materia³ i metody Grupê badan¹ stanowi³o 851 pacjentów leczonych w Oddziale Patologii i Intensywnej Terapii Noworodka Uniwersyteckiego Szpitala Dzieciêcego w Krakowie urodzonych miêdzy 1.01.2006 a 31.12.2009. Dzieci te urodzone w szpitalach rejonowych, kierowane by³y do dalszej diagnostyki i leczenia w oœrodku neonatologicznym III stopnia referencyjnoœci. Badana populacja nie obejmowa³a noworodków, które zmar³y w czasie hospitalizacji. Badanie s³uchu metod¹ otoemisji akustycznej wykonano przy pomocy aparatu EroScan w ramach "Programu powszechnych przesiewowych badañ s³uchu u noworodków". Wyniki uzyskiwane przez aparat by³y dwojakiego rodzaju: norma (wynik prawid³owy), lub kontrola (wynik wymagaj¹cy powtórzenia brak potwierdzenia prawid³owego lub nieprawid³owego s³uchu). Ze wzglêdu na artefakty (ha³as otoczenia, lub ha³as generowany przez dziecko np. w drogach oddechowych, niedro noœæ przewodu s³uchowego, objawy neurologiczne uniemo liwiaj¹ce wykonanie badania drgawki, dr enia) w niektórych przypadkach nie by³o mo liwe wykonanie badania. U wszystkich pacjentów zbierano dane dotycz¹ce czynników ryzyka na podstawie ankiety stanowi¹cej podstawê uczestnictwa dziecka w programie przesiewowym (wada s³uchu w rodzinie, wada twarzoczaszki, wrodzony zespó³ wad kojarz¹cy siê z niedos³uchem, wczeœniactwo (wiek p³odowy przy urodzeniu < 33 tygodnia ci¹ y), masa cia³a < 1500g przy urodzeniu, niska punktacja w skali Apgar (w pierwszej minucie poni ej 4 punktów, w 5. minucie poni ej 6 punktów), hiperbilirubinemia stanowi¹ca wskazanie do transfuzji wymiennej, wrodzona infekcja (TORCH), zapalenie opon mózgowo-rdzeniowych, pobyt na intensywnej terapii ponad 7 dni, wentylacja mechaniczna ponad 5 dni, leki ototoksyczne (amikacyna, netromycyna, gentamycyna, wankomycyna, furosemid). Ponadto korzystano z danych gromadzonych na bie ¹co w bazie oddzia³u noworodkowego. Hiperbilirubinemiê analizowano jako zmienn¹ jakoœciow¹; wartoœci stanowi¹ce wskazanie do transfuzji wymiennej skorygowano do urodzeniowej masy cia³a (masa < 1000 g - bilirubina > 200 umol/l, 1001-1500 g - bilirubina > 250 umol/l, 1501-2000 g - bilirubina > 300 umol/l, 2001-2500 g - bilirubina > 340 umol/l, masa > 2500 g - bilirubina > Tabela I Charakterystyka pacjentów z niedos³uchem, z uwzglêdnieniem zastosowanego leczenia. Characteristics of patients with hearing impairment. Nr pacjenta 1 2 3 4 5 6 Stopieñ niedos³uchu Ciê ki obustronny Umiarkowany prawostronny mieszany zmys³owo nerwowy G³êboki obustronny ABR prawe/lewe ucho (db) Aparat s³uchowy 71/90 55/60 45/45 Implant œlimakowy Kwalifikacja, brak zgody rodziców 55/55 90/90 7 Umiarkowany obustronny 70/75 8 9 10 11 mieszany G³êboki obustronny mieszany Przebieg okresu noworodkowego Niedotlenienie wewn¹trzmaciczne (Apgar-9) Ciê kie niedotlenienie oko³oporodowe, IVH IV, PPHN, ENN Ciê kie niedotlenienie oko³oporodowe, PPHN, IVH II, ENN IVH II, ENN, encefalopatia wrodzona, trigonocefalia, Niedotlenienie oko³oporodowe, zaroœni êcie nozdrzy tylnych - zabieg Wrodzona cytomegalia, ciê kie niedotlenienie oko³oporodowe Skrajne wczeœniactwo, IVH III, odma op³ucnowa, BPD, ROP 50/50 Skrajne wczeœniactwo, BPD 60/60 90/90 60/65 Ciê kie niedotlenienie oko³oporodowe, dystrofia wewn¹trzmaciczna Wrodzona infekcja paciorkowcowa, PPHN, odma œródpiersia, ENN, BPD Wrodzona toksoplazmoza, w¹skie przewody s³uchowe, zniekszta³cone ma³ owiny uszne Dalszy rozwój pacjenta OpóŸnienie psycho-ruchowe, hipotonia, hipoglikemia, padaczka, mówi pojedyncze s³owa OpóŸnienie psycho-ruchowe, obecnie sprawna ruchowo, postêp w rozwoju mowy, padaczka Zanik mózgowia, padaczka Padaczka, zanik mózgowia, dziecko spoza rejonu, brak kontroli OpóŸnienie psycho-ruchowe - nawi¹zuje kontakt z matk¹, padaczka Mózgowe pora enie dzieciêce chodzi, padaczka, opóÿnienie rozwoju mowy Obni one napiêcie miêœniowe, nadruchliwy, w dobrym kontakcie emocjonalnym Dziecko w Sprawna ruchowo pogotowiu opiekuñczym, brak kontroli OpóŸnienie psycho-ruchowe ciê kie, padaczka, zanik mózgowia Dobry rozwój ruchowy. Nie by³ kwalifikowany do implantu (Warszawa) 48 T. Tomasik i wsp.

noœci dla wyniku dodatniego i ujemnego przeprowadzono w grupie dzieci, które mia³y wykonane badanie przesiewowe w tutejszym oddziale, zg³osi³y siê do kontroli w poradni audiologicznej i uzyska³y ostateczne rozpoznanie (n=461). W celu porównania czynników ryzyka niedos³uchu w grupie s³ysz¹cej prawid³owo i z niedos³uchem, z populacji opisanej powy ej grupy pacjentów (n=461) wykluczono dzieci bez czynników ryzyka (n=13). Liczba dzieci objêtych analiz¹ wynosi³a 449. Wystêpowanie czynników ryzyka porównano w grupie dzieci s³ysz¹cych prawid³owo i niedos³ysz¹cych: 1. w przypadku zmiennych jakoœciowych dok³adnym testem Fischera i 2. w przypadku zmiennych iloœciowych testem U Manna-Whitneya z okreœleniem wa onej ró nicy median (WMD) wraz z 95% przedzia³em ufnoœci. Rozk³ad zmiennych iloœciowych by³ ró ny od normalnego. Ró - nice i zale noœci uznano za istotne, jeœli prawdopodobieñstwo odrzucenia hipotezy zerowej wynosi³o mniej ni 5% (). Dodatkowo sprawdzono, czy grupa dzieci z wynikiem kontrola w badaniu przesiewowym ró ni³a siê od dzieci, które uzyska³y wynik prawid³owy. W kolejnym etapie przeprowadzono analizê czynników ryzyka niedos³uchu metod¹ regresji logistycznej (analiza wieloczynnikowa). Do analiz statystycznych wykorzystano pakiet Statistica 6.0 oraz StatsDirect 2,7,8. Wyniki Podczas pobytu na oddziale, badanie przesiewowe s³uchu wykonano u 679/851 dzieci (80%). Do badañ kontrolnych w poradni audiologicznej, zgodnie z zaleceniem, zg³osi³o siê 579/851 pacjentów (68%). 60/ 579 (10%) pacjentów nie uzyska³o w pe³ni prawid³owego wyniku badania s³uchu - pozostaje w obserwacji lub zrezygnowa³o z dalszej opieki. lub mieszany rozpoznano u 11/519 (2,1%). U 10/11 dzieci niedos³uch by³ obustronny: u 2 g³êbokiego stopnia, 1 - ciê kiego, 7 - umiarkowanego. U 1 dziecka wyst¹pi³ jednostronny niedos³uch umiarkowanego stopnia. Wywiad w kierunku rodzinnego obci¹- enia niedos³uchem by³ u tych pacjentów negatywny. 8 dzieci zosta³o zaprotezowanych s³uchowo. Czworo po okresie obserwacji i stwierdzeniu braku zadowalaj¹cych efektów rehabilitacji w aparatach s³uchowych zosta³o zakwalifikowanych do zaopatrzenia implantem œlimakowym. Troje z tych dzieci zosta³a zoperowana i jest poddana procesowi rehabilitacji s³uchowej. Rodzice czwartego dziecka nie wyrazili zgody na zabieg. Dane pacjentów z niedos³uchem zamieszczono w tabeli I. Zwraca uwagê ciê ki przebieg okresu oko³oporodowego wiêkszoœci pacjentów (10/11) oraz znaczne powik³ania neurologiczne - 7/11 pacjentów cierpi z powodu padaczki i zaburzeñ rozwojowych uk³adu nerwowego (opóÿnienie psycho-ruchowe, mózgowe pora enie dzieciêce, zanik mózgowia). W tabeli II zamieszczono charakterystykê populacji dzieci, które mia³y wykonane badanie w tutejszym oddziale, zg³osi³y siê do kontroli w poradni audiologicznej i mia³y postawione rozpoznanie (n=461) z uwzglêdnieniem podzia³u na dzieci ze s³uchem prawid³owym i niedos³uchem. Pacjenci s³ysz¹cy i niedos³ysz¹cy nie ró nili siê pod wzglêdem wieku p³odowego, urodzeniowej masy cia³a, czasu hospitalizacji w oddziale intensywnej terapii, wieku, w którym wykonano badanie s³uchu przesiewowe i kontrolne. Pacjenci niedos³ysz¹cy odznaczali siê ni - Tabela II Charakterystyka populacji pacjentów (n=461), którzy zg³osili siê do kontroli w poradni audiologicznej, z uwzglêdnieniem dzieci s³ysz¹cych (n=450) i niedos³ysz¹cych (n=11). The characteristics of patients population controlled in audiologic department - comparison between normal hearing children and children with hearing impairment. S³ysz¹ce prawid³owo Tabela III Porównanie wystêpowania czynników ryzyka niedos³uchu u pacjentów z prawid³owym s³uchem i niedos³uchem. Comparison frequency of risk factors of hearing loss between patients with normal hearing and hearing impairment. sz¹ punktacj¹ w skali Apgar w 1 minucie w porównaniu do dzieci s³ysz¹cych prawid³owo (Me: 3 vs 6; p <0,05; WMD -2 (95% CI: - 4 do 0)) (rycina 1). Grupy dzieci s³ysz¹cych prawid³owo i z niedos³uchem nie ró ni³y siê liczb¹ czynników ryzyka stwierdzanych u pojedynczego pacjenta (rycina 2), ani liczb¹ stosowanych leków ototoksycznych (rycina 3). Na podstawie analizy jednoczynnikowej stwierdzono, e czynnikami ró nicuj¹cymi obie grupy pacjentów (n=449) by³y: ocena w skali Apgar < 4 punkty w pierwszej minucie, infekcja z grupy TORCH, wada twarzoczaszki wspólnie z zespo³ami wad wrodzonych. Wiek p³odowy < 33 tygodnia, masa urodzeniowa < 1500g, pobyt na intensywnej Me (zakres) terapii > 7 dni (najczêœciej wystêpuj¹cy czynnik ryzyka niedos³uchu), wentylacja mechaniczna > 5 dni, ó³taczka stanowi¹ca wskazanie do transfuzji wymiennej, zapalenie opon mózgowo-rdzeniowych, zastosowanie leku ototoksycznego (antybiotyk aminoglikozydowy, wankomycyna, furosemid) nie by³y czynnikami ró nicuj¹cymi. Dane zestawiono w tabeli III. W grupie pacjentów, którzy mieli nieprawid³owy wynik badania przesiewowego, czynnikami ró nicuj¹cymi s³ysz¹cych prawid³owo od niedos³ysz¹cych by³a wada twarzoczaszki (3/9 niedos³ysz¹cych vs 2/130 s³ysz¹cych prawid³owo). W przypadku pacjentów z prawid³owym wynikiem badania przesiewowego czynnikiem ró nicuj¹cym niedos³ysz¹cych od s³y- p dla testu U Manna-Whitneya, WMDufnoœci wa ona ró nica median wraz z 95% przedzia³em W iek p³odowy (tyg.) 35 (22-44) 35 (26-42) NS; WMD = 0 (-2 do 3) U rodzeniowa masa cia³a (g) 2285 (500-5340) 2000 (820-3400) NS; WMD = -170 (-810 do 460) C zas pobytu na oddziale (dni) 24 (1-188) 37 (2-204) NS; WMD = 13 (-6 do 29) S kala Apgar w 1 minucie 6 (0-10) 3 (0-10) ; WMD = -2 (-4 do 0) Apgar w 5 minucie 7 (1-10) n=139 6 (4-8) n= 7 NS; WMD = -1 (-3 do 0) Wiek wykonania badania przesiewowego (dni) Wiek wykonania badania kontrolnego (dni) 26 (1-178) 36 (6-204) NS; WMD = 13 (0 do 27) 82 (5-396) 122 (76-423) ; WMD = 43 (18 do71) S³ysz¹ce prawid³owo n=438 n n=11 p testu 2-stronnego Fishera Wiek p³odowy <33 tyg 163 4 Ns Masa ur. <1500 g 133 3 Ns Apgar w 1 min <4 103 6 p=0,028 Apgar w 5 min <6 42 2 Ns Wada twarzoczaszki lub zespó³ wad wrodzonych 5 3 p=0,001 TORCH 9 2 p=0,026 Zapalenie opon mózgowo-rdzeniowych 22 1 Ns ó³taczka wymagaj¹ca transfuzji wymiennej 21 2 Ns Czas pobytu IT >7 dni 415 8 Ns Czas respiratoroterapii > 5 dni 124 5 Ns Amikin 184 5 Ns Netromycyna 107 5 Ns Gentamycyna 7 0 Ns Wankomycyna 190 7 Ns Furosemid 210 8 Ns Wada s³uchu w rodzinie 6 0 Ns 49

Tabela IV Zestawienie poprawnych i niepoprawnych klasyfikacji przypadków przy wyliczonym modelu (wartoœci przewidywane wzglêdem obserwowanych). Predicted vs. observed values in logistic regression. Obserwowane S³uch prawid³owy Przewidywane Procent poprawnoœci S³uch prawid³owy 437 0 100% 9 2 18% Tabela V Liczebnoœæ pacjentów z prawid³owym i kontrolnym wynikiem badania przesiewowego w zale noœci od rozpoznania prawid³owego s³uchu lub niedos³uchu. The number of patients with normal and refer result of screening hearing test according to the number of patients with confirmed or excluded diagnose of hearing impairment. Wynik testu przesiewowego Obecny Nieobecny Kontrola 9 136 Norma 2 314 Tabela VI Porównanie pacjentów z prawid³owym wynikiem badania przesiewowego i wynikiem wymagaj¹cym kontroli. Comparison of patients with normal or refer hearing screening. Norma w teœcie przesiewowym n = 316 Me (zakres) Kontrola w teœcie przesiewowym n = 145 W iek p³odowy (tyg.) 36 (22-44) 33 (24-42) U rodzeniowa masa cia³a (g) 2550 (500-5340) 1850 (590-4380) C zas pobytu na oddziale (dni) 21 (3-183) 35 (2-204) S kala Apgar w 1 minucie 7 (0-10) 6 (0-10) Apgar w 5 minucie 7 (1-10) n=105 7 (1-10) n=39 Wiek wykonania badania przesiewowego (dni) Wiek wykonania badania kontrolnego (dni) 21 (1-160) 35 (2-204) 80 (5-305) 87 (10-423) sz¹cych prawid³owo by³a infekcja TORCH (cytomegalia) (1/2 vs 4/308). Oboje pacjenci z niedos³uchem, ale prawid³owym wynikiem badania przesiewowego, mieli po 6 czynników ryzyka niedos³uchu. By³y to wczeœniaki < 33 tygodni, jeden z mas¹ cia³a < 1500g, jeden z nisk¹ punktacj¹ w skali Apgar w 1 minucie i cytomegali¹, leczone w oddziale intensywnej terapii > 7 dni. Oboje otrzymywali furosemid, wankomycynê, netromycynê. U obojga stosowano wentylacjê mechaniczn¹ > 5 dni. Jedno rozwinê³o ó³taczkê o wartoœciach stanowi¹cych wskazanie do wykonania transfuzji wymiennej (dziecko z mas¹ cia³a 850g). Zestawienie czynników ryzyka u pacjentów z niedos³uchem przedstawia rycina 4., natomiast leków ototoksycznych - rycina 5. Na podstawie analizy wieloczynnikowej, uwzglêdniaj¹cej istotne czynniki ryzyka niedos³uchu (Apgar w 1 minucie <4, wada twarzoczaszki i TORCH), utworzono model regresji logistycznej. Statystyka chi 2 opisuj¹ca ró nicê -2log[wiarygodnoœæ modelu ze zmiennymi]-(-2log[wiarygodnoœæ modelu tylko ze sta³¹]) dla 3 stopni swobody by³a istotna. Wszystkie wspó³czynniki by³y istotne statystycznie. Iloraz szans wskazywa³, e punktacja w skali Apgar w 1 minucie <4 zwiêksza ryzyko niedos³uchu 4,7 razy (95%CI: 1,2-18), wada twarzoczaszki - 37 razy (95%CI: 6-242), infekcja TORCH - 10 razy (95%CI: 1,2-92). Szeroki zakres przedzia³ów ufnoœci wynika z bardzo ma³ej liczebnoœci próby. Zestawienie poprawnie i niepoprawnie zaklasyfikowanych przypadków (wartoœci przewidywane wzglêdem obserwowanych) przedstawiono w tabeli IV i na rycinie 6. Otrzymane wyniki œwiadcz¹ o trafnoœci klasyfikacji przypadków prawid³owego s³uchu i braku trafnoœci klasyfikacji niedos³uchu (tylko 2 przypadki zosta³y trafnie przewidziane). Poza nisk¹ punktacj¹ w skali Agar, pozosta³e 2 estymatory rzadko wystêpowa³y w badanej populacji. Na podstawie czynników ryzyka nie mo na by³o przewidzieæ wyst¹pienia niedos³uchu. 316/461 (69%) dzieci uzyska³o prawid³owy wynik badania s³uchu w teœcie przesiewowym wykonanym w tutejszym oddziale. Dwoje spoœród nich rozwinê³o niedos³uch (wynik fa³szywie ujemny - 0,43%). U145/461 (31%) dzieci wynik wskazywa³ na koniecznoœæ kontroli. Spoœród nich u 9 potwierdzono niedos³uch. 136/461 dzieci mia³o wynik fa³szywie dodatni (29,5%). Na podstawie danych z tabeli V obliczono wskaÿniki oceniaj¹ce wartoœæ testu przesiewowego. Czu- ³oœæ pierwszego badania przesiewowego wynosi³a 82%, swoistoœæ 70%, wartoœæ predykcji dodatniej niedos³uchu - 6,2%, wartoœæ predykcji ujemnej - 99%. WskaŸnik wiarygodnoœci dla dodatniego wyniku testu wynosi³ 2,7 (wynik testu nie zmienia w istotny sposób prawdopodobieñstwa obecnoœci choroby), dla ujemnego wyniku - 0,26 (wynik testu bardzo po yteczny). Pacjenci, u których wynik badania przesiewowego w tutejszym oddziale by³ okreœlony jako kontrola mieli mniejsz¹ masê urodzeniow¹ i wiek p³odowy w porównaniu do pacjentów z wynikiem prawid³owym. Badanie s³uchu przesiewowe i kontrolne w poradni audiologicznej wykonano u nich w póÿniejszym wieku. Dane zamieszczono w ta- P dla testu U Manna-Whitneya, WMDufnoœci wa ona ró nica median wraz z 95% przedzia³em WMD = -2 (-3 do -1) WMD= -420(-630 do-210) WMD = WMD = WMD = Rycina 1 Wartoœci punktacji w skali Apgar w 1 minucie w grupach dzieci s³ysz¹cych prawid³owo i z niedos³uchem, ró nica istotna statystycznie (test U Manna -Whitneya ). Number of 1st minute Apgar score points in groups: normal hearing and hearing impairment, difference between groups is significant, p < 0,05 for U Mann-Whitney test. NS 5 (0 NS -1 (-1 NS 0 (-1 do 11) do 0) do 0) WMD = 7 (2 do 12) WMD = 9 (2-16) 50 T. Tomasik i wsp.

Rycina 2 Porównanie liczby czynników ryzyka w grupach pacjentów s³ysz¹cych prawid³owo i z niedos³uchem (bez ró nicy statystycznej). The number of risk factors in patients with normal hearing and hearing impairment (not significant). Rycina 3 Porównanie liczby leków ototoksycznych w grupach pacjentów s³ysz¹cych prawid³owo i z niedos³uchem (brak ró nic). The number of ototoxic medicaments in patients with normal hearing and hearing impairment (not significant). beli VI. Porównuj¹c czynniki ryzyka niedos³uchu grupy tych pacjentów nie ró ni³y siê, z wyj¹tkiem urodzeniowej masy cia³a <1500g i wieku p³odowego <33 tygodnia, które czêœciej wystêpowa³y u dzieci z wynikiem kontrolnym. Wœród dzieci, które nie mia³y czynników ryzyka niedos³uchu, a zosta³y skierowane do poradni audiologicznej (12/461), prawid³owy wynik badania s³uchu uzyskano u 6/ 12, natomiast wymagaj¹cy kontroli u 6/12 (4- kontrola w obu uszach, 2- w 1 uchu). Badane grupy nie ró ni³y siê wiekiem p³odowym, mas¹ urodzeniow¹, punktacj¹ w skali Apgar, czasem pobytu na oddziale intensywnej terapii, wiekiem wykonania badania przesiewowego i wiekiem, w którym wykonano kontrolê w poradni audiologicznej. W grupie pacjentów z wynikiem kontrolnym przynajmniej w 1 uchu by³y dzieci: z wad¹ serca wymagaj¹c¹ dalszych dzia³añ operacyjnych, z wiotkoœci¹ miêœniow¹ i cechami dysmorfii, mukopolisacharydoz¹, wielotorbielowatoœci¹ nerek. U pacjentów z prawid³owym wynikiem badania przesiewowego powodem ustalenia kontroli mog³y byæ: ó³taczka, pobyt na intensywnej terapii 4-6 dni, objawy niedotlenienia przy prawid³owej punktacji skali Apgar, zaburzenia rytmu serca przy obni onej punktacji skali Apgar w 1 minucie - ale powy ej 3 punktów. U adnego z nich nie stwierdzono niedos³uchu. Omówienie Czêstoœæ niedos³uchu w populacji pacjentów oddzia³u intensywnej terapii noworodka wynosi³a 2,1%. Wartoœæ ta jest podobna lub ni sza w porównaniu z danymi w piœmiennictwie: 1,4% [4], 2-4% [3], 9% [2]. W stosunku do czêstoœci tej patologii w populacji wszystkich ywo urodzonych noworodków 1-2/1000 [9] jest dziesiêciokrotnie wiêksza. Liczne czynniki ryzyka uszkodzenia s³uchu s¹ obserwowane wœród noworodków wymagaj¹cych leczenia na oddziale intensywnej terapii. Sam pobyt dziecka w takim oddziale uwa any jest przez niektórych autorów za czynnik ryzyka. W naszej pracy przeanalizowaliœmy czynniki stanowi¹ce wed³ug standardu Powszechnego przesiewowego badania s³uchu u noworodków wskazanie do skierowania dziecka do dalszej kontroli w poradni audiologicznej. W badanej populacji a 97% dzieci posiada³o przynajmniej jeden czynnik, a wiele z nich nara onych by³o na 6 (8%) i 7 czynników (2%). Najczêœciej do karty przesiewowego badania s³uchu musieliœmy wpisaæ pobyt na intensywnej terapii > 7 dni oraz leki ototoksyczne. Czynnikami, które wyró nia³y pacjentów z niedos³uchem by³y niska punktacja w skali Apgar w 1 minucie, wrodzona infekcja TORCH oraz wada twarzoczaszki. Nisk¹ punktacjê w skali Apgar posiada³o 24% wszystkich badanych dzieci. Infekcja TORCH (2,4%) i wada twarzoczaszki (1,7%) stanowi³y rzadk¹ patologiê. Na podstawie wystêpowania tych 3 czynników istnia³aby mo liwoœæ przewidzenia tylko 2/11 przypadków niedos³uchu. Niezbêdne jest w tej sytuacji wykonanie badania przesiewowego s³uchu metod¹ obiektywn¹. Zgodnie z wytycznymi Programu Powszechnych przesiewowych badañ s³uchu u noworodków oraz rozporz¹dzeniem Ministra Zdrowia (z dnia 21.12.2004) pierwsze badanie s³uchu musi byæ wykonane w oddziale noworodkowym. W badanej populacji w warunkach oddzia³u intensywnej terapii przeciêtny wiek dziecka, w którym wykonano badanie wynosi³ 3 tygodnie (Me: 26 dni) i podyktowany by³ stanem pacjenta umo liwiaj¹cym tê procedurê. U dzieci z potwierdzonym niedos³uchem to badanie wykonywano póÿniej - w 5 tygodniu ycia (Me: 36 dni), co odzwierciedla ciê sz¹ patologiê okresu noworodkowego. Metoda przesiewowego badania s³uchu zosta³a zaakceptowana przez personel pielêgniarski. W miarê up³ywu lat zdobyto niezbêdne umiejêtnoœci i sposoby radzenia z problemami technicznymi. Na podstawie analizy wyników badañ przesiewowych wykonanych w tutejszym oddziale, czu³oœæ tej metody wynosi³a 82%, swoistoœæ 70%. Tym samym odsetek wyników fa³szywie dodatnich wynosi³ 30%. Natomiast odsetek wyników fa³szywie ujemnych 0,43%. Wyniki te spe³niaj¹ za³o enia testu przesiewowego (przede wszystkim du a czu³oœæ) pod warunkiem ustalenia planu badañ kontrolnych. Wartoœæ predykcji wyników ujemnych by³a wysoka 99%, podobnie jak wskaÿnik wiarygodnoœci LR dla wyniku ujemnego. Ujemny wynik pozwala wykluczyæ chorobê. Niska wartoœæ predykcji dodatniej 6,2% jest zgodna z danymi z piœmiennictwa [10]. Swo- 51

Rycina 4 Zestawienie czynników ryzyka niedos³uchu u pacjentów z rozpoznanym niedos³uchem. Pacjenci nr 6 i 7 mieli prawid³owy wynik badania przesiewowego. Chart of risk factors in patients with hearing impairment. Patients nr 6 and 7 had normal first hearing screening. Lek ototoksyczny Furosemid Wankomycyna Gentamycyna Amikacyna Netromycyna Pacjenci z niedos³uchem 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Nr Pacjenta Rycina 5 Zestawienie leków ototoksycznych u pacjentów z niedos³uchem. Otoxic drugs in patients with hearing impairment. Obserwowane 1,2 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0 Wartoœci obserwowane wzglêdem przewidywanych -0,2-0,1 0,0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1,0 Przewidywane Rycina 6 Porównanie wartoœci obserwowanych wzglêdem przewidywanych w modelu regresji logistycznej (czynniki: skala Apgar w 1 minucie <4 punkty, wada twarzoczaszki, TORCH), wartoœci obserwowane: 1 = niedos³uch, 0 = s³uch prawid³owy. Przypadki z wartoœciami przewidywanymi mniejszymi lub równymi 0,5 klasyfikowane s¹ jako s³uch prawid³owy, wiêkszymi od 0,5 - jako niedos³uch. Plot of observed vs. predicted values in logistic regression. istoœæ badañ skriningowych w Polsce kszta³tuje siê na poziomie 95%, ale dotyczy populacji wszystkich noworodków [5]. W przypadku 2 pacjentów z wynikiem fa³szywie ujemnym istnia³o du e prawdopodobieñstwo postêpuj¹cej utraty s³uchu pod postaci¹ neuropatii s³uchowej (cytomegalia, wczeœniactwo i liczne czynniki ryzyka uszkodzenia s³uchu). Wstêpny wynik badania s³uchu móg³ byæ rzeczywiœcie prawid³owy. Stanowi to dodatkowy argument za koniecznoœci¹ kontrolowania pacjentów z czynnikami ryzyka inn¹ metod¹. Standardem w diagnostyce s³uchu u niemowl¹t jest wykonanie badañ 3 obiektywnymi metodami, takimi jak audiometria impedancyjna, otoemisja akustyczna i s³uchowych potencja³ów wywo³anych pnia mózgu [6]. Nacisk na zmniejszenie liczby wyników fa³szywie dodatnich (poprzez bardziej precyzyjne wykonanie badania przesiewowego, powtórzenie go w nied³ugim odstêpie czasu, poprawienie warunków otoczenia, w którym badanie jest przeprowadzane) jest uzasadniony w oddzia³ach noworodków zdrowych. Wynika z potrzeby ograniczenia obci¹ enia poradni audiologicznych zdrowymi pacjentami [5]. Za du ¹ czêstoœæ kontrolnych wyników badania przesiewowego w badanej populacji mo e odpowiadaæ wczeœniactwo i ma³a urodzeniowa masa cia³a. Podobne obserwacje publikowano w piœmiennictwie [7]. Prawie wszyscy pacjenci oddzia³u intensywnej terapii noworodka, mimo prawid³owego wyniku testu przesiewowego, i tak musz¹ zostaæ skierowani do poradni audiologicznej. W sytuacji zagro enia ycia noworodków z infekcjami bakteryjnymi wrodzonymi i nabytymi w szpitalu nie sposób jest zrezygnowaæ ze stosowania szeregu antybiotyków ototoksycznych. W badanej populacji leki te, stosowane czêsto, nie stanowi³y istotnego czynnika ryzyka wyst¹pienia niedos³uchu. Kumulacja tych preparatów w przestrzeniach ucha wewnêtrznego mo e prowadziæ do przejœciowego lub trwa³ego uszkodzenia s³uchu i ci pacjenci wymagaj¹ dalszej obserwacji audiologicznej przynajmniej przez 6 miesiêcy. Du a liczba dzieci (32% ca³ej populacji n=851, która by³a leczona w tutejszym oddziale) nie zg³osi³a siê do kontroli w poradni audiologicznej. Podobne dane zosta³y przedstawione w artyku³ach podsumowuj¹cych w 2006 i 2008 roku "Program przesiewowych badañ s³uchu u noworodków" w Polsce. Œrednia liczba pacjentów, którzy zg³aszali siê do kontroli wynosi³a 62 do 67% [1,5,9]. Ustalenie rozpoznania niedos³uchu niejednokrotnie wymaga kilku wizyt, powtórnych badañ ABR. Dzieci mia³y ustalony termin przeciêtnie w 3 miesi¹cu ycia (Me - 2,7 miesi¹c). Dzieci ze stwierdzonym niedos³uchem kontrolowane by³y póÿniej - w 4 miesi¹cu ycia. Czêstym powodem odraczania wizyt by³a choroba dziecka. Wiêkszoœæ pacjentów z niedos³uchem w badanej populacji obarczona by³a uszkodzeniem uk³adu nerwowego, bêd¹cym powik³aniem okresu oko³oporodowego. Niska punktacja w skali Apgar stanowi dobry marker predykcyjny niedos³uchu [11]. Podjêcie decyzji o zabiegu wczepienia implantu œlimakowego 52 T. Tomasik i wsp.

mo e byæ szczególnie trudne u pacjentów z ciê kim upoœledzeniem funkcji uk³adu nerwowego. Troje dzieci z badanej populacji ma wszczepione implanty. Pacjenci z ³agodnym i umiarkowanym uszkodzeniem s³uchu, zw³aszcza o charakterze mieszanym, byli kwalifikowani do aparatów s³uchowych i podlegaj¹ dalszej obserwacji. Prawie wszyscy pacjenci w badanej populacji posiadali czynniki ryzyka uszkodzenia s³uchu. Poza nisk¹ punktacj¹ w skali Apgar w 1 minucie < 4 punkty, infekcj¹ TORCH i wad¹ twarzoczaszki, pozosta³e liczne czynniki niedos³uchu nie by³y dobrymi predyktorami wyst¹pienia tej choroby. Prawid³owy wynik badania przesiewowego dobrze wyró nia grupê pacjentów, u których s³uch bêdzie prawid³owy, o ile nie wyst¹pi¹ odleg³e skutki czynników ryzyka. Du y odsetek wyników fa³szywie dodatnich wymaga dalszej weryfikacji audiologicznej. Dzieci te z za³o enia s¹ kierowane do oœrodka audiologicznego II stopnia referencyjnoœci. Kompleksowe badania audiologiczne s¹ niezbêdne w celu rozpoznania niedos³uchu, a nastêpnie zastosowania odpowiedniego leczenia. Poprawiæ nale y informowanie rodziców o koniecznoœci kontroli audiologicznej, szczególnie, je eli z powodu ciê kiego stanu nie wykonano badania przesiewowego. Rozpowszechnienie zaleceñ badania przesiewowego wœród lekarzy pierwszego kontaktu mog³oby siê przyczyniæ do uszczelnienia systemu badañ s³uchu. Wnioski nie stanowi³ czêstej patologii wœród by³ych pacjentów oddzia³u intensywnej terapii, by³ jednak 10 razy czêstszy ni w populacji wszystkich noworodków. Ze wzglêdu na nie najwy sz¹ czu³oœæ, swoistoœæ i bardzo nisk¹ wartoœæ predykcji dodatniej testu przesiewowego, uzasadnione jest kierowanie pacjentów intensywnej terapii noworodka do kontroli w Poradni Audiologicznej. Piœmiennictwo 1. Achrem-Waszkinel D., Rudnicki J., Chilarska E. et al.: Analiza Powszechnych Przesiewowych Badañ S³uchu u Noworodków w Klinice Patologii Noworodka PAM. Postêpy Neonatologii 2007, 2/2007. 2. Drela M., Korbal P., Sinkiewicz A. et al.: Badania s³uchu u niemowl¹t leczonych na oddziale intensywnej terapii noworodka i niemowl¹t. Otolaryngol. Pol. 2002, 56, 611. 3. Erenberg A., Lemons J., Sia C. et al.: Newborn and infant hearing loss: detection and intervention. American Academy of Pediatrics. Task Force on Newborn and Infant Hearing, 1998-1999. Pediatrics 1999, 103, 527. 4. Hess M., Finckh-Kramer U., Bartsch M. et al.: Hearing screening in at-risk neonate cohort. Int. J. Pediatr. Otorhinolaryngol. 1998, 46, 81. 5. Iwanicka-Pronicka K., Radziszewska-Konopka M., Wybranowska A. i wsp.: Analiza czu³oœci i swoistoœci ogólnopolskiego "Programu przesiewowych badañ s³uchu u noworodków. Otolaryngol. Pol 2008, 62, 88. 6. Kochanek K.: Zastosowanie metod obiektywnych w diagnostyce s³uchu u ma³ych dzieci. Magazyn Otorynolaryngologiczny 2004, III. 7. Korres S., Nikolopoulos T.P., Komkotou V. et al.: Newborn hearing screening: effectiveness, importance of high-risk factors, and characteristics of infants in the neonatal intensive care unit and wellbaby nursery. Otol. Neurotol. 2005, 26, 1186. 8. Szczapa J., Wojsyk-Banaszak I.: ó³taczka okresu noworodkowego. Neonatologia PZWL Warszawa 2000, 1, 382. 9. Szyfter W., Wrobel M., Radziszewska-Konopka M. et al.: Polish universal neonatal hearing screening program-4-year experience (2003-2006). Int. J. Pediatr. Otorhinolaryngol. 2008, 72, 1783. 10. Thompson D.C., McPhillips H., Davis R.L. et al.: Universal newborn hearing screening: summary of evidence. JAMA 2001, 286, 2000. 11. Wróblewska-Seniuk K., Chojnacka K., Pucher B. et al.: The results of newborn hearing screening by means of transient evoked otoacoustic emissions. Int. J. Pediatr. Otorhinolaryngol. 2005, 69, 1351. 53