Стриктура уретры достаточно часто встречается среди мужского населения во всём мире и существенно влияет на качество жизни пациентов. За последние десятилетия отмечается тенденция к увеличению частоты данного заболевания прежде всего из-за быстрого развития и доступности малоинвазивных трансуретральных урологических вмешательств, а также травм уретры, связанных с дорожно-транспортными происшествиями или несчастными случаями на рабочем месте [1][2].

Для оценки стриктуры уретры обычно применяется ретроградная уретрография (РУГ), которая считается стандартным методом визуализации уретры. Однако она имеет такие ограничения, как неточное определение длины стриктуры (которая варьируется в зависимости от положения пациента и степени растяжения полового члена) и отсутствие информации о состоянии периуретральной ткани [3]. Для преодоления указанных ограничений как альтернативный инструмент была предложена соноуретрография, которая позволяет с большей чувствительностью по сравнению с РУГ оценить такие характеристики, как протяжённость стриктуры, диаметр уретры и наличие периуретральной патологии (спонгиофиброз, ложные ходы и другие) [4]. При этом следует добавить, что при оценке указанных параметров магнитно-резонансная томография (МРТ) превосходит соноуретрографию, что было подтверждено результатами ряда исследований [5 – 7]. МРТ способна обеспечить чёткое очертание анатомических деталей уретры и периуретральных тканей с трёхмерной ориентацией области поражения [8 – 12]. В результате получения более точной информации о длине стриктуре уретры, степени сужения просвета уретры и тяжести спонгиофиброза на предоперационном этапе становится возможным корректное планирование объёма и выбор оптимального варианта хирургического вмешательства для таких пациентов [13][14]. Несмотря на потенциальные преимущества данного метода к настоящему времени в клинической практике МРТ широко не применяется, а в мировой литературе представлено очень много исследований о роли МРТ в оценке стриктур уретры у мужчин. Среди недавних работ по использованию МРТ при стриктурах уретры было несколько обзорных исследований [15 – 17], но все они носили несистематический характер. Поэтому актуальным представляется проведение систематического обзора литературы и мета-анализа исследований по данной теме.

Таким образом, целью исследования послужило сравнение магнитно-резонансной и традиционной уретрографии в точности оценки длины стриктуры уретры путём проведения систематического обзора и мета-анализа.

При выполнении систематического обзора литературы и отбора исследований для включения в метаанализ были использованы критерии PRISMA (Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta Analyses) [18].

Поиск источников литературы выполнен по базам данных PubMed, Scopus и Российского индекса научного цитирования с использованием следующих ключевых слов на английском языке и их аналогов на русском языке: «urethral stricture», «urethral obliteration», «urethral stenosis», «urethral distraction defect», «urethral injury», «magnetic resonance imaging», «uretrography»; «cystourethrography; «magnetic resonance imaging of the urethra», «MR-uretrography». Кроме того, литературный поиск дополнительно был проведён по ссылкам из первоначально выбранных научных исследований. Ограничений по годам публикации не было.

Критериями включения исследований в мета-анализ служили: 1) оригинальный характер научного исследования; 2) сравнение в рамках одного исследования данных РУГ (с проведением микционной цистоуретрографии (МЦУГ)) и МРТ по оценке длины стриктуры передней или задней уретры с сопоставлением этих данных с интраоперационными значениями протяжённости стриктуры уретры или без него; 3) публикация работы в рецензируемом научном журнале (полнотекстовая версия статьи).

Критериями исключения были: 1) абстракт статьи; 2) тезисы конференций; 3) патенты об изобретении; 4) дублирующие публикации; 5) обзорные работы и другие виды неоригинальных исследований; 6) редакционные комментарии, ответы и письма; 7) оригинальное исследование по сравнению МРТ и традиционной уретрографии без представления данных о протяжённости стриктуры по каждому диагностическому методу и интраоперационному показателю.

Сбор данных производили по следующим пунктам: 1) количество пациентов со стриктурой уретры (n); 2) локализация стриктуры уретры; 3) среднее значение (M) ± стандартное отклонение (SD) длины стриктуры по данным РУГ (с или без МЦУГ), МРТ уретры и интраоперационной картины.

Поиск в вышеуказанных базах данных и по ссылкам из первоначальных работ выявил 312 публикаций. Первоначальная проверка заголовка и аннотации привела к исключению 260 исследований по различным критериям. Из оставшихся 52 работ на основе отмеченных критериев включения и исключения в окончательный вариант систематического обзор и метаанализа были отобраны 8 оригинальных исследований, в которых проводилось прямое сравнение РУГ + МЦУГ с МРТ по точности определения длины стриктуры уретры (рис. 1).

Статистический анализ. Статистическая обработка данных проведена с использованием программы Comprehensive Meta-Analysis Version 4 (“Biostat, Inc.”; Englewood, NJ, USA). Для оценки размера эффекта в метаанализе использовали модель с фиксированным эффектом, которая подразумевает, что включённые в метаанализ исследования очень похожи друг на друга в отношении дизайна, количества пациентов, методологии проведения, оценки результатов и других параметров [19]. Именно поэтому было отдано предпочтение модели с фиксированным эффектом, так как во всех включённых в метаанализ работах дизайн исследования (сопоставление данных предоперационного обследования с интраоперационными показателями), методология проведения сравниваемых предоперационных диагностических тестов (техника выполнения РУГ + МЦУГ, МРТ), способ оценки их результатов и интраперационных данных (измерение длины стриктуры уретры) в целом были похожи между собой, хотя по количеству пациентов между исследованиями имелись существенные различия. Исходя из указанных соображений не использована модель со случайными эффектами, так как она рекомендована при различиях между исследованиями по многим вышеупомянутым факторам, а не только по одному фактору (по объёму выборки), как в нашей работе. Оценку гетерогенности проводили с помощью Q-теста и индекса I2. Размер эффекта для этих исследований оценивали по разнице в средних значениях длины стриктуры уретры с 95% доверительным интервалом (ДИ) между данными, полученными при традиционной уретрографии и МРТ уретры, и интраоперационными показателями. Принятый уровень значимости p < 0,05 при α = 0,05.

С учётом того, что все рассматриваемые работы представляли собой нерандомизированные клинические исследования, оценку риска систематических ошибок (качества включенных в метаанализ исследований) проводили с использованием графика риска публикационных смещений на основе 7 доменов — факторов, ассоциированных с риском смещения, таких как конфаундинг (влияние вмешивающихся факторов), отбор и включение пациентов, вмешательство, расхождение с протоколом, пропущенные данные, оценка конечной точки, представление результатов [19] (рис. 2). При этом градацию риска проводили по следующим категориям: низкий, умеренный и высокий.

Всего идентифицированы 8 оригинальных исследований, в которых имело место сравнение магнитно-резонансной и традиционной уретрографии в точности определения протяжённости стриктуры уретры. Среди них 2 работы представляли собой российские исследования [20][21]. Данные исследования включали от 6 до 121 пациента. В выбранной серии работ 2 исследования включали только пациентов со стриктурой передней уретры, 1 исследование — задней уретры, 5 исследований — передней и задней уретры. Детальное описание по каждому пункту для всех исследований приведено в таблице.

В 7 исследованиях были представлены в абсолютном выражении сведения о средней длине стриктуры уретры по всем трём вариантам измерений: РУГ + МЦУГ, МРТ и интраоперационной картины. В одном исследовании (В.И. Домбровский и соавт., 2015) были указаны только относительные значения средней длины стриктуры уретры в виде M ± SD по данным предоперационного обследования по сравнению с интраоперационными значениями [20]. Интеграция данных из этого исследования с абсолютными значениями из других исследований для проведения метаанализа была проведена следующим путём: среднюю длину стриктуры уретры по интраоперационным данным условно считали равной 15,0 мм, а по данным РУГ + МЦУГ и МРТ, — на 13,8 ± 1,0 мм и 7,9 ± 0,5 мм соответственно меньше относительно интраоперационной длины. Такое допущение, на наш взгляд, не противоречило критерию включения исследования В.И. Домбровского и соавт. (2015) в настоящий метаанализ, так как именно оценка различий средних значений длины стриктуры уретры относительно интраоперационных показателей для каждого диагностического метода являлась основной целью данного анализа, а не сопоставление абсолютных значений длины стриктуры уретры. В силу указанных причин данное исследование В.И. Домбровского и соавт. (2015) имело умеренный риск систематических ошибок, тогда как во всех остальных 7 исследованиях такой риск был признан как низкий [20].

При проведении метаанализа по сопоставлению данных РУГ + МЦУГ с интраоперационными показателями с включением всех 8 исследований было установлено, что по трём исследованиям [20][22][23] и в целом по объединённому по всем исследованиям итоговому результату имеется достоверное различие между этими способами определения длины стриктуры уретры (p < 0,001) (рис. 3). Протяжённость стриктуры уретры, по данным РУГ + МЦУГ, в среднем по всем исследованиям была меньше на 12,6 мм (95% ДИ -12,9; -12,2 мм) относительно интраоперационного значения. Однако необходимо добавить, что в большинстве исследований (в 5 из 8) средняя длина стриктуры при РУГ + МЦУГ была больше, чем при интраоперационном измерении. Полученный итоговый результат был обусловлен тем, что одно исследование (В.И. Домбровский и соавт., 2015 [20]) вследствие наибольшего количества пациентов (121 человек) и наиболее выраженной разницы в средних значениях длины стриктуры уретры (13,8 мм) получило очень высокий относительный вес (92,95%) среди всех исследований, тем самым вызвав смещение среднего значения в сторону преобладания интраоперационной длины над данными РУГ + МЦУГ. К тому же гетерогенность, по результатам данного вида анализа, оказалось очень высокой (I2 = 98,7%).

С учётом вышеуказанного очень сильного влияния одного исследования на финальные показатели, наибольшего риска систематических ошибок в этом исследовании и высокой гетерогенности при первом варианте анализа логичным и обоснованным представлялось дополнительное проведение данного анализа без включения исследования В.И. Домбровского и соавт. (2015) [20]. Такой анализ также подтвердил наличие статистически значимой разницы между предоперационными (определенными с помощью РУГ + МЦУГ) и интраоперационными средними значениями длины стриктуры уретры (p < 0,05). Однако в отличие от предыдущего варианта анализа при таком сравнении длина стриктуры уретры, по данным РУГ + МЦУГ, в среднем по всем исследованиям была больше на 3,8 мм (95% ДИ 2,9; 5,2 мм) относительно интраоперационных данных (рис. 4). Такое соотношение между сравниваемыми параметрами следует расценивать как более точное относительно предыдущего варианта сравнения, так как при последнем анализе гетерогенность была ниже и носила умеренный характер (I2 = 51,3%).

Анализ по сравнению данных МРТ с интраоперационными показателями с включением всех 8 исследований выявил, что по итоговому результату по всем исследованиям между данными способами измерения длины стриктуры имеется статистически значимое различие (p < 0,001) (рис. 5). При этом средняя длина стриктуры уретры по всем исследованиям при МРТ оказалась меньше на 7,73 мм (95% ДИ -7,93; -7,53 мм) по сравнению с интраоперационным значением. Детальная оценка по каждому исследованию показала, что в 7 из 8 исследований результаты МРТ и интраоперационных находок были очень близки с небольшим преобладанием длины стриктуры при МРТ над интраоперационными показателями. Следовательно, вышеуказанный итоговый результат, как и при сравнении РУГ + МЦУГ с интраоперационными данными, был связан с влиянием исследования В.И. Домбровского и соавт. (2015) [20] в силу тех же причин, описанных в предыдущем анализе. Подтверждением этому служит высокая степень гетерогенности, отмеченная при этом варианте анализа (I2 = 94,8%).

С учётом отмеченных особенностей был проведён дополнительный анализ без включения исследования В.И. Домбровского и соавт. (2015) [20]. Данный анализ показал отсутствие достоверных различий между средними значениями длины стриктуры уретры, определёнными с помощью МРТ и полученными в ходе оперативного вмешательства (p > 0,05), а сама разница в средних значениях протяженности стриктуры носила минимальный характер и составляла лишь 0,24 мм (95% ДИ -1,13; 1,60 мм) (рис. 6). Такое соотношение указывает на практическую идентичность между МРТ и интраоперационными данными по показателям длины стриктуры уретры. Возможно, этим обстоятельством была обусловлена нулевая гетерогенность, установленная при последнем варианте сравнения исследований (I2 = 0,0%).

Оценка публикационной ошибки по полученным данным произведена с помощью графического подхода на основе использования воронкообразных диаграмм. Для тех предварительных анализов с включением всех 8 исследований было характерно несимметричное размещение на диаграммах результатов исследований относительно истинного среднего размера эффекта, что свидетельствует о наличии существенных публикационных смещений (рис. 7). В отличие от них при последующих анализах после исключения исследования В.И. Домбровского и соавт. (2015) [20] отмечено относительно симметричное размещение оцениваемых параметров на воронкообразных диаграммах, указывающее на низкий риск публикационной ошибки (рис. 8).

Полученные результаты свидетельствуют о том, что МРТ является достаточно точным методом диагностики стриктуры уретры и позволяет получить практически одинаковые с интраоперационной картиной сведения о протяжённости рубцового процесса в стенке уретры, тогда как традиционный подход в виде использования РУГ (с или без проведения МЦУГ в зависимости от наличия или отсутствия цистостомы) приводит к существенным погрешностям в оценке истинных размеров поражённого участка. Такая закономерность была выявлена в 7 из 8 включённых в метаанализ исследований. Однако необходимо очень осторожно интерпретировать полученные результаты, так как для проведённого мета-анализа были характерны определённые ограничения: малое число исследований, небольшой объём выборки пациентов в большинстве исследований, неоднозначный выбор статистической модели и высокая гетерогенность по ряду промежуточных анализов. Следует учитывать, что финальные заключения получены после исключения самого крупного исследования (В.И. Домбровский и соавт., 2015 [20]), имевшего относительный вес в пределах 92,95 ‒ 97,91% в первоначальных анализах. Этот аспект указывает на высокую нестабильность оценок итоговых данных. Так, анализ чувствительности с исключением исследования В.И. Домбровского и соавт. (2015) кардинально изменил результаты как для РУГ + МЦУГ (изменение средней длины стриктуры уретры по всем исследованиям с -12,6 мм до +3,8 мм), так и для МРТ (изменение средней длины стриктуры уретры с -7,73 мм до -0,24 мм) [20]. В то же время необходимо понимать, что отмеченная работа В.И. Домбровского и соавт. (2015) имела самые высокие риски систематических ошибок среди включённых в метаанализ исследований, поэтому его исключение из окончательного анализа представляется вполне обоснованным. Тем не менее следует отметить, что в исследовании В.И. Домбровского и соавт. (2015) показатели МРТ по длине стриктуры уретры были намного ближе к интраоперационным данным, чем значения по РУГ + МЦУГ, хотя они и не достигли равнозначных результатов с интраоперационными показателями, что имело место при МРТ в остальных 7 исследованиях. Этот факт также свидетельствует о том, что МРТ превосходит РУГ + МЦУГ по точности определения длины стриктуры уретры.

Хотя полученные с помощью статистических расчётов доказательства не обладают высокой степенью обоснованности, полученные данные в целом подтверждают преимущества метода МРТ перед РУГ + МЦУГ относительно точности оценки протяжённости стриктуры уретры. Клинические результаты, о которых сообщали в указанных исследованиях, были релевантны этому тезису. Практически во всех работах отмечено, что МРТ позволяет более точно установить границы стриктуры и выбрать адекватный объём планируемого оперативного вмешательства. К примеру, T.K. Fath El-Bab et al. (2006) в своём исследовании оценили точность определения протяжённости стриктуры с помощью МРТ в 95%, а РУГ — в 75% [24]. В работе D.J. Sung et al. (2006) отмечено, что после проведения МРТ уретры произошло изменение хирургической тактики у 7 из 10 пациентов [25].

Хотя наше исследование было направлено на оценку одного аспекта (длины стриктуры уретры), необходимо добавить, что МРТ, в отличие от РУГ + МЦУГ, позволяет корректно оценить и другие важные характеристики стриктуры уретры, имеющие принципиальное значение для выбора тактики лечения (калибр уретры, локализация стриктуры уретры, степень выраженности и пространственная конфигурация спонгиофиброза). Учёт этих параметров дополнительно к определению протяжённости уретры позволяет комплексно и максимально точно определить объём поражения патологическим процессом уретры и периуретральной зоны [8][14][26][27]. Данную ремарку мы добавили для акцентирования на наличие очень важных свойств МРТ, которые необходимо учитывать в дальнейшем при выборе метода диагностики стриктуры уретры. Поэтому не следует расценивать представленное дополнение как выход за рамки метаанализа.

Таким образом, отмеченные потенциальные возможности МРТ по диагностике стриктуры уретры, безусловно, должны быть рассмотрены как весомые аргументы в пользу более активного использования данного метода наряду с другими общепринятыми подходами к обследованию таких пациентов. Возможно, преимущество МРТ перед остальными методами по точности диагностики в совокупности с отсутствием у неё вредного ионизирующего излучения станут предпосылками для пересмотра её роли среди методов диагностики стриктуры уретры в отечественных и международных клинических рекомендациях.

МРТ позволяет получить более точную относительно традиционной уретрографии и сопоставимую с интраоперационными данными информацию о длине стриктуры уретры. Однако такая закономерность была получена только при исключении самого крупного исследования (хотя и самого низкого качества по критериям отбора). Так как исключённое исследование существенно влияло на итоговые результаты, представленные выводы следует расценить как нестабильные и зависимые от определённого аналитического решения. Возможно, статистические аргументы в пользу МРТ не столь убедительны в силу небольшого числа исследований, но, учитывая возможности метода и опубликованные клинические данные, считаем, что МРТ потенциально превосходит другие методы диагностики стриктуры уретры. Однако это не означает, что МРТ следует воспринимать как метод, заменяющий традиционную уретрографию. Эти методы взаимно дополняют друг друга и при рациональном сочетанном применении будут способствовать повышению точности диагностики на предоперационном этапе, что, в свою очередь, должно привести к выбору оптимальной тактики лечения пациентов данной категории и снижению рисков оперативного вмешательства. Продолжение дальнейших научных исследований в этой области позволит в будущем окончательно определить роль и место каждого метода диагностики стриктуры уретры.