Известно, что психические и поведенческие расстройства, развивающиеся вследствие употребления психоактивных веществ (далее в тексте статьи — расстройства-F1, по шифру в МКБ/ICD-10), относятся к заболеваниям с наследственной предрасположенностью [8–10]. Имеются свидетельства того, что наследственная предрасположенность утяжеляет течение расстройств-F1, усложняет их лечение и ухудшает прогноз в тех случаях, когда она уже реализовалась в болезнь [11, 12]. Из сказанного следует, что своевременная оценка предрасположенности к расстройствам-F1 может стать основой как для формирования соответствующих групп повышенного риска с последующей профилактикой развития заболевания в них, так и для дифференцированного лечения больных, уже страдающих этими расстройствами. Поэтому целью настоящей работы было создание метода оценки предрасположенности к расстройствам-F1.

Ранее нами было показано [3], что наблюдаемая фенотипическая дисперсия по признаку наличия–отсутствия расстройств-F1 в поколениях родственников больных опийной наркоманией адекватно описывается в рамках квазинепрерывной и альтернативной моделей наследования. Обе эти модели предполагают, что признак (в данном случае предрасположенность к расстройствам-F1) находится под контролем группы генов. В свою очередь любой из генов определяет, как правило, формирование нескольких фенотипических признаков. Поэтому у лиц, склонных к развитию расстройств-F1, должно наблюдаться значительное количество иных, не имеющих непосредственного отношения к указанной предрасположенности признаков. Если это так, то данные признаки могут рассматриваться как маркеры предрасположенности к расстройствам-F1 и служить естественным основанием для метода её оценки.

С целью выявления маркеров предрасположенности к расстройствам-F1 был проведён скрининг разноплановых признаков с привлечением анамнестического, антропометрического, дерматоглифического и экспериментально-психологических методов. В настоящей работе не применялись сложные инструментальные или лабораторные методы исследования. Это ограничение введено сознательно для того, чтобы обеспечить простоту практической реализации разрабатываемого метода и возможность его широкого применения в будущем.

Методом опроса испытуемых и их матерей [5] выясняли наличие родственников первой и второй степени родства. Изучали распространённость среди родственников испытуемых различных заболеваний (коморбидность). Оценивали гибридность испытуемых по степени экзогамии их родителей, которая отражает генетическую отдалённость их брака, с выделением соответствующих групп (см. ниже).

Антропометрическое исследование производили по методике НИИ антропологии Московского государственного университета с выделением соматотипов по классификации В. В. Бунак в модификации В. П. Чтецова [7].

В ходе дерматоглифического исследования оценивались только два признака: положение осевого ладонного трирадиуса «t» и длина проксимальной ладонной складки [1]. Оба упомянутых признака доступны при непосредственном изучении ладонных кожных узоров, без получения дерматокарт, что существенно упрощает процедуру исследования.

Для изучения типа характерологических изменений у испытуемых в возрасте 15–18 лет использовался патохарактерологический диагностический опросник (ПДО) [4], а у испытуемых в возрасте 19 лет и старше — опросник Леонгарда–Шмишека [6]. Оценка экстра-интравертированности личности и уровня нейротизма производилась с помощью личностного опросника Айзенка (в адаптации А. Г. Шмелева). Оценка процессов возбуждения–торможения в ЦНС осуществлялась путём параллельного исследования испытуемых посредством тест-опросника Я. Стреляу [6].

На каждом этапе исследования оценивались частоты изучаемых признаков среди больных опиоманией (основная группа) и среди здоровых лиц (контрольная группа). В дальнейшем значения этих частот использовались для расчёта диагностических коэффициентов (ДК) и мер информативности (J (х_ij)) каждого признака по формулам:

,

где P (х_ij/А₁) — частота признака в группе больных;
P (х_ij/А₂) — частота признака в контрольной группе [2].

Признаки с положительными ДК (частота данного признака в группе больных больше, чем в группе здоровых) рассматриваются как маркеры предрасположенности к расстройствам-F1, а признаки с отрицательными ДК (частота данного признака в группе больных меньше, чем в группе здоровых) — как маркеры устойчивости к данной патологии. ДК и J (х_ij) установленных признаков использовались в дальнейшем для выявления предрасположенности к расстройствам-F1 посредством стандартной последовательной процедуры распознавания патологических процессов [2].

Всего было обследовано 500 мужчин, больных опийной наркоманией, и 300 здоровых мужчин сопоставимого возраста (студенты старших курсов высших учебных заведений г. Харькова). Кроме того, на этапе исследования коморбидности, в качестве контрольных использовались данные из официальных отчётов Минздрава о распространённости различных заболеваний среди населения Украины. Необходимые ограничения, обеспечившие сопоставимость этих данных с результатами собственных исследований, подробно описаны нами ранее [3].

Все достаточно информативные (J (x_ij) ≥ 0,05) признаки — маркеры предрасположенности — были размещены в интегральной диагностической таблице в порядке убывания их информативности (табл. 1).

Таблица 1

Маркеры предрасположенности к расстройствам-F1

Примечания:

^1–7 — суммарная информативность соответствующих групп маркеров;

⁸ — І группа гибридности — брак родителей мононациональный, супруги из одного села; ІІ группа — брак родителей мононациональный, супруги из разных сёл или одного города; ІІІ группа — родители принадлежат к разным народам одной этнической группы (например, славяне); ІV группа — родители принадлежат к народам различных этнических групп (славяне–цыгане, славяне–узбеки и т. п.);

⁹ — проксимальная ладонная складка считалась укороченной, если она не достигала линии, проведённой через середину III пальца.

¹⁰ — смещённым считали трирадиус «t» в том случае, если он располагался к ульнарному краю ладони на расстоянии больше чем 1 см от линии, пересекающей ладонь через середину III пальца, и/или выше 1/5 высоты ладони от сгибательной складки до основания III пальца.

Процесс распознавания представляет собой последовательное сложение диагностических коэффициентов признаков, имеющихся у испытуемого. После каждого акта сложения текущий результат сравнивается с табличными значениями пороговых сумм диагностических коэффициентов (Σ_ДК) [2]. Сложение осуществляется с учётом знака ДК («+» или «–») начиная с признаков, имеющих наибольшую информативность. По достижении одного из пороговых значений (со знаком «+» или «–») диагностическую процедуру останавливают. Чаще всего используются пороговые величины Σ_ДК = 13, Σ_ДК = 20, и Σ_ДК = 30, при которых вероятность ошибки составляет соответственно 5%, 1% и 0,1%.

Так, например, при Σ_ДК ≥ +13 с достоверностью на уровне не хуже p < 0,05 делается вывод о наличии предрасположенности к расстройствам-F1, а при Σ _ДК ≤ –13 с той же достоверностью делается, соответственно, вывод о наличии устойчивости к расстройствам-F1. При выполнении условия –13 < Σ_ДК < +13 испытуемый относится в группу с неопределённым уровнем предрасположенности–устойчивости к расстройствам-F1.

Приведённые в табл. 1 маркеры относятся к двум разновидностям: 1) взаимоисключающие и 2) комплиментарные. Взаимоисключающие маркеры представлены в табл. 1 погруппно. Одновременное использование принадлежащих к одной группе двух или более таких маркеров запрещено. Комплиментарные маркеры допускают использование в любых сочетаниях. Они представлены под индивидуальными номерами в конце табл. 1.

Некоторые маркеры из группы «Расстройства-F1 у родственников пробанда I степени родства» (с ДК > 13) могут считаться «самодостаточными», поскольку каждый из них, взятый в отдельности, с высокой вероятностью свидетельствует о наличии предрасположенности к развитию наркоманий.

Остальные маркеры обеспечивают достаточную вероятность оценки предрасположенности к расстройствам-F1 лишь при использовании их в совокупности. При этом число привлекаемых признаков в такой совокупности определяется величинами их диагностических коэффициентов.

Для оценки дифференциально-диагностического качества разработанного метода были вычислены полные ΣДК всех обнаруженных признаков у членов основной и контрольной групп. Достоверно установлено, что 379 испытуемых, или 75,8% от общей численности основной группы имели предрасположенность к расстройствам-F1 (Σ_ДК ≥ +13). В отношении остальных членов основной группы нельзя было вынести какое-либо определённое заключение (–13 < Σ_ДК < +13). Предрасположенность к расстройствам-F1 в контрольной группе была достоверно выявлена у 7 человек (2,33%). В отношении остальных членов контрольной группы, как и в отношении членов группы основной, вынести определённое заключение не представлялось возможным. Ни в основной, ни в контрольной группе не было выявлено ни одного достоверно установленного случая устойчивости к расстройствам-F1 (Σ_ДК ≤ –13).

Путём сопоставления темпов течения болезни с уровнем предрасположенности к расстройствам-F1 (по показателю Σ_ДК) было установлено, что у лиц с достоверно установленной предрасположенностью течение опиомании отличается высокой прогредиентностью, в то время как у лиц с неопределённой предрасположенностью прогредиентность опиомании низкая. Кроме того, выяснилось, что распределение здоровых испытуемых по показателю Σ_ДК является мономодальным, в то время как аналогичное распределение больных опиоманией бимодально. При этом один из максимумов распределения больных опиоманией, тот, что образован больными с неопределённой предрасположенностью к расстройствам-F1, совпадает с максимумом распределения здоровых испытуемых.

1. Создан метод оценки предрасположенности к расстройствам-F1 по совокупности генеалогических, конституциональных и психологических маркеров.
2. У лиц с преморбидной предрасположенностью к расстройствам-F1 при развитии опиомании её течение приобретает высокопрогредиентный характер, а у лиц без предрасположенности течение опиомании относительно малопрогредиентно.

Литература

1. Атраментова Л. О. Генетичні особливості урбанізованої української популяції (на прикладі м. Харкова). — Автореф. дис. … д-ра біол. наук. — Київ, 1992.
2. Гублер Е. В. Вычислительные методы анализа и распознавания патологических процессов. — М.: Медицина, 1978. — 294 с.
3. Линский И. В., Атраментова Л. А., Матузок Э. Г. О соотношении генетических и средовых детерминант в развитии заболеваний наркологического профиля // Український вісник психоневрології. — 1998. — Т. 6, вип. 3. — С. 97–99.
4. Личко А. Е., Иванов Н. Я. Патохарактерологический диагностический опросник для подростков: Методические рекомендации. — СПб, 1992.
5. Мерфи Э. А., Чейз Г. А. Основы медико-генетического консультирования. — М.: Медицина, 1979. — С. 389.
6. Рогов Е. И. Настольная книга практического психолога. Книга первая. — М.: Владос, 1998. — С. 383.
7. Чтецов В. П., Лутовинова Н. Ю., Уткина М. И. Опыт объективной диагностики соматических типов у мужчин // Вопросы антропологии. — 1978-б. — Вып. 58. — С. 3–14.
8. Dinwiddie S. H., Reich T. Genetic and family studies in psychiatric illness and alcohol and drug dependence // Journal of Addictive Diseases. — 1993. — Vol. 12, № 3. — P. 17–27.
9. George F. R. Genetic models in study of alcoholism and substance abuse mechanism // Progr. Neuro-Psychopharm. and Biol. Psych. — 1993. — Vol. 17, № 3. — P. 345–361.
10. Marley R., Collings A., Elmer G. I., Sudakov S. K. Genetic approaches to understanding the action of drug of abuse // Probl. of Drug Depend. — 1992. — Proc. 54th Annual Sci. Med. College on Probl. of Drug Depend., Inc. — NIDA Res. Monogr. — 1993. — Vol. 132. — P. 47–51.
11. McKay J. R., Longabaugh R., Beattie M. C., Maisto S. A., Noel N. Changes in family functioning during treatment and drinking outcomes for high and low autonomy alcoholics // Addictive Behaviors. — 1993. — Vol. 18, № 3. — P. 355–363.
12. Peters K. R., Maltzman I., Villone K. Childhood abuse of parents of alcohol and other drug misusing adolescents // International Journal of the Addictions. — 1994. — Vol. 29, № 10. — P. 1259–1268.