Дифференциально-диагностическая ценность комбинаций иммунофлюоресцентного теста на антитела к островковым клеткам, радиоиммунного теста на антитела к глутаматдекарбоксилазе и иммуноферментного теста на антитела к тирозинфосфатазе

Неотъемлемым этапом обследования больных сахарным диабетом (СД) является дифференциальный диагноз между СД 1 типа (СД1) и другими типами и вариантами СД. При четких клинических и лабораторных признаках СД1 эта задача решается легко. Если, например, у пациента с классическими симптомами СД1 обнаружены кетоз, высокие уровни глюкозы и гликированного гемоглобина HbA1c и низкий уровень С-пептида, диагноз СД1 не вызывает сомнений, и дополнительное обследование не требуется.

Напротив, у пациента без классических симптомов СД1 и кетоза, с умеренной гипергликемией и пограничным уровнем С-пептида вполне вероятны не только СД1, но и СД 2 типа (СД2) или какой-либо вариант моногенного СД. В таких случаях дифференциальный диагноз усложняется, и для подтверждения или исключения СД1 необходимо определять антитела к антигенам β-клеток (АТ).

Российские эндокринологи уже давно используют в клинической практике и научно-медицинских исследованиях тесты на антитела к островковым клеткам (islet cell antibodies, ICA), глутаматдекарбоксилазе (glutamic acid decarboxylase antibodies, GADA), тирозинфосфатазе (cytoplasmic islet cell antibody 512, IA-2A) и инсулину (IA) [1–4]. В последнее время, в основном с научными целями, применяется и тест на антитела к транспортеру цинка 8 (ZnT8A) [5]. В связи с таким разнообразием тестов возникает вопрос: какие тесты наиболее эффективны в дифференциальной диагностике СД, иначе говоря, какие тесты наиболее убедительно подтверждают или исключают СД1?

Доказательность лабораторного теста обычно оценивают по его диагностической чувствительности (ДЧ), диагностической специфичности (ДС) и диагностической точности (ДТ). Но гораздо более важными индикаторами доказательности служат коэффициенты правдоподобия (КП) результатов теста [6, 7]. КП наглядно показывают, насколько убедительно положительный результат теста подтверждает, а отрицательный результат исключает болезнь. Кроме того, КП очень удобны при сравнении разных тестов с близкими ДЧ или ДС. И, наконец, КП позволяют быстро оценивать посттестовые (апостериорные) вероятности болезни при ее разных претестовых (априорных) вероятностях.

Ранее мы определили ДЧ, ДС, ДТ и другие операционные параметры для иммунофлюоресцентного теста на ICA, радиоиммунного теста на GADA и иммуноферментного теста на IA-2A [8]. Однако оценка доказательности таких тестов и их комбинаций на основании расчетов КП не проводилась ни в нашей работе, ни в других исследованиях в этой области.

ЦЕЛЬ

Научными целями настоящего исследования были оценка доказательности одиночных тестов на ICA, GADA и IA-2A и их комбинаций на основании расчетов ДЧ, ДС, ДТ и КП, а также оценка посттестовых вероятностей СД1 при разных претестовых вероятностях и различных результатах одиночных тестов и их комбинаций.

Мы поставили перед собой и практические задачи: дать врачам рекомендации по применению тестов на АТ в дифференциальной диагностике СД и помочь им правильно интерпретировать результаты тестов на АТ.

МЕТОДЫ

Дизайн исследования

Однократно тестировали ICA, GADA и IA-2A в пробах сыворотки 169 детей и подростков с впервые выявленным СД1 (группа СД1) и 169 субъектов без этого заболевания (контрольная группа, К).

Критерии соответствия

В группу СД1 включали пациентов с максимальной вероятностью наличия СД1, в группу К – субъектов с максимальной вероятностью отсутствия СД1. При включении субъектов в группы СД1 и К применяли жесткие критерии, перечисленные в on-line приложении 1.

Условия проведения

В исследовании участвовали Российский национальный исследовательский медицинский университет им. Н.И. Пирогова (Москва, РФ), Сеченовский университет (Москва, РФ), Российская медицинская академия непрерывного профессионального образования (Москва, РФ), Национальный медицинский исследовательский центр эндокринологии (Москва, РФ), Морозовская детская городская клиническая больница (Москва, РФ), Детская городская клиническая больница им. З.А. Башляевой (Москва, РФ) и другие лечебно-профилактические учреждения Москвы и Московской области.

Продолжительность исследования

Исследование продолжалось 6,5 года (с 2011-го по 2017-й гг.).

Описание медицинского вмешательства

Исследование не предусматривало какого-либо медицинского вмешательства. Образцы сыворотки для тестирования АТ получали из проб крови, взятых при плановых клинико-лабораторных обследованиях субъектов, проводившихся в стационарных или амбулаторных условиях.

Основной исход исследования

Значения операционных параметров тестов на АТ и их комбинаций, в том числе ДЧ, ДС, ДТ; значения КП тестов, значения посттестовых вероятностей СД1 при положительных и отрицательных результатах тестов на АТ.

Методы регистрации исходов

Методы тестирования АТ

ICA: метод непрямой иммунофлюоресценции; результаты считали положительными при титрах ICA ≥10 единиц JDF (Juvenile Diabetes Foundation International, Международный фонд детского диабета) [8].

GADA: радиоиммунный метод, тест-система Immunotech IRMA Anti-GAD; результаты считали положительными при титрах GADA >1 МЕ/мл [9].

IA-2A: иммуноферментный метод, тест-система Medizym Anti-IA2; результаты считали положительными при титрах IA-2A ≥ 10 МЕ/мл [10].

Методы расчета операционных параметров и ДТ

ДЧ, ДС и предсказательную ценность положительного и отрицательного результатов рассчитывали по таблицам сопряженности, ДТ рассчитывали по площадям под характеристическими кривыми (AUC, area under receiver-operating curve). Для этих расчетов использовали медико-статистическую программу MedCalc [11].

Теоретические основы расчетов КП

В общем случае КП представляет собой отношение:

(Вероятность получить определенный результат теста у субъекта с болезнью)/(Вероятность получить такой же результат у субъекта без болезни).

Чем сильнее КП отличается от единицы в большую или меньшую сторону, тем убедительнее данный тест доказывает наличие или отсутствие болезни.

КП можно рассчитать как для положительного, так и для отрицательного результатов теста. В нашем случае КП положительного результата (КП+) рассчитывается как отношение вероятности истинно положительного результата теста на АТ (т.е. положительного результата у больного СД1) к вероятности ложноположительного результата (т.е. положительного результата у субъекта без СД1):

КП+= ДЧ (1) 100 – ДС

Чем сильнее КП+ превышает единицу, тем лучше данный тест подтверждает СД1. Например, тест с КП+=30 подтверждает СД1 в 10 раз убедительней, чем тест с КП+=3.

КП отрицательного результата (КП-) рассчитывается как отношение вероятности ложноотрицательного результата теста на АТ (т.е. отрицательного результата у больного СД1) к вероятности истинно отрицательного результата (т.е. отрицательного результата у субъекта без СД1):

КП-= 100 – ДЧ (2) ДС

Чем больше КП- отклоняется от единицы в сторону нуля, тем лучше данный тест исключает СД1. Например, тест с КП = 0,1 исключает СД1 в 5 раз более убедительно, чем тест с КП- = 0,5.

Из формул 1 и 2 очевидно, что КП зависят как от ДЧ, так и от ДС. Чем больше численные значения этих параметров, тем сильнее КП+ и КП- отклоняются от единицы.

Теоретические основы расчетов посттестовых вероятностей СД1

Зная КП, можно рассчитать посттестовую вероятность (ПтВ) заболевания с учетом его претестовой вероятности (ПрВ). Этот расчет основан на теореме Байеса и достаточно сложен; его детальное разъяснение не входит в наши задачи, и мы рассмотрим лишь его конечные этапы.

ПтВ выражается формулой:

ПтВ (%)= Соотношение посттестовых шансов ∙100 (3) (Соотношение претестовых шансов ∙ КП)+ 1

Под соотношением шансов в данном случае понимается отношение ПрВ наличия и ПрВ отсутствия СД1 у пациента.

В свою очередь, соотношение посттестовых шансов рассчитывается по формуле:

Соотношение посттестовых шансов = Соотношение претестовых шансов ∙ КП (4)

Таким образом,

ПтВ (%)= Соотношение претестовых шансов ∙ КП ∙100 (5) Соотношение посттестовых шансов + 1

По формуле 5 можно рассчитать ПтВ как для положительного, так и для отрицательного результатов теста.

Приведем примеры расчетов ПтВ. Предположим, что врач обследует пациента с неуточненным СД и оценивает вероятность наличия СД1 у этого пациента (ПрВ) как 30%. Значит, ПрВ отсутствия СД1 равна 70%. Таким образом, соотношение претестовых шансов = 30:70 = 0,43.

Для уточнения диагноза врач решает провести тест на АТ, у которого КП+=10, а КП- = 0,5. В таком случае, при положительном результате теста:

ПтВ СД1= 0,43 ∙ 10 ∙100 = 81,1% (0,43 ∙ 10)+ 1

и при отрицательном результате теста

ПтВ СД1= 0,43 ∙ 0,5 ∙100 = 17,7%. (0,43 ∙ 0,5)+ 1

Иначе говоря, при положительном результате теста вероятность наличия СД1 у пациента резко увеличится (с 30% до 81,1%), а при отрицательном результате – резко уменьшится (с 70% до 17,7%).

Мы рассчитывали ПтВ СД1 для ПрВ, равных 80, 50, 20 и 0,25%. Такие ПрВ приблизительно соответствуют наиболее частым диагностическим ситуациям:

• у ребенка или подростка без избыточного веса имеются симптомы СД, уровень глюкозы и уровень HbA1c сильно повышены, уровень C-пептида существенно ниже нормы, но нет кетоза. Из-за последнего обстоятельства врач оценивает ПрВ СД1 не как 100%, а как 80%;
• у ребенка или подростка с небольшим избыточным весом уровень глюкозы натощак пограничный, уровни глюкозы после приемов пищи ненамного больше 11 ммоль/л, HbA1c слегка превышает 6,5%, C-пептид слегка ниже нормы, симптомов СД нет, кетоза нет. Врач считает, что с равной вероятностью (50%/50%) это может быть СД1 или иной тип СД (СД2 или какой-то вариант моногенного СД);
• у взрослого с нормальным весом имеются симптомы СД, уровень глюкозы и уровень HbA1c сильно повышены, уровень C-пептида нормальный, но близок к нижней границе нормы, кетоза нет. Учитывая, что это взрослый пациент, врач склоняется к диагнозу СД2 и оценивает его вероятность как 80%, а ПрВ СД1 – как 20%;
• у ребенка или подростка при диспансеризации однократно выявлена гипергликемия натощак 12 ммоль/л, симптомов СД нет, кетоза нет, уровни глюкозы, HbA1c и C-пептида нормальные. Врач предполагает, что гипергликемия была случайной или при измерении глюкозы лаборатория ошиблась. Тем не менее, врач хочет исключить скрытый СД1. При этом врач считает, что ПрВ СД1 равна его распространенности в популяции, которая, по данным литературы, составляет примерно 0,25% [12].

Для расчетов ПтВ СД1 использовали формулу 5.

Этическая экспертиза

Возможность публикации результатов исследования без раскрытия персональных данных субъектов была одобрена Этическим комитетом Первого МГМУ им. И.М. Сеченова (119991, г. Москва, ул. Трубецкая, д. 8); протокол № 08-15 заседания от 15.09.2015.

Статистический анализ

Принципы расчета объема выборки: объем групп СД1 и К предварительно не рассчитывали. К концу исследования в группу СД1 вошли 234 субъекта, а в группу К – только 169 субъектов. Чтобы обеспечить правомочность статистического анализа, численность групп пришлось уравнять. Для этого из группы СД1 случайным образом исключили 65 субъектов. Таким образом, в каждой группе в конечном счете оказалось по 169 субъектов, а общий объем выборки равнялся 338. С помощью программы MedCalc установили, что такой объем выборки достаточен для обеспечения статистической мощности 90% (при величине α ошибки ≤0,05).

Методы статистического анализа данных: частоты результатов тестов на АТ в группах СД1 и К сравнивали с помощью критерия "N−1" χ2 для четырехпольных таб лиц. Для сравнения характеристических кривых тестов и их ДТ использовали программу MedCalc. Во всех случаях уровень значимости различий выбирали равным 5% (различия считали достоверными при вероятностях справедливости нулевых гипотез об отсутствии различий (P) ≤0,05).

РЕЗУЛЬТАТЫ

Субъекты исследования

Характеристики субъектов групп СД1 и К представлены в on-line приложении 1.

Основные результаты исследования

Прежде всего мы рассчитали частоты результатов одиночных тестов и их комбинаций в группах СД1 и К и оценили ДТ всех тестов по площадям под характеристическими кривыми (табл. 1).

Таблица 1. Сравнение частот результатов тестов на АТ в группах СД1 и К и оценка диагностической точности тестов

Примечания: ДТ – диагностическая точность; "+" – число субъектов с данным результатом теста; "−" – число субъектов без данного результата теста; F – частота данного результата теста %; χ2 – значение χ2, рассчитанное методом "N−1"; PF – вероятность справедливости нулевой гипотезы об отсутствии различий между частотами результатов; AUC (area under curve) – площадь под характеристической кривой теста; 95% ДИ – 95% доверительный интервал для AUC, PAUC – вероятность справедливости нулевой гипотезы об отсутствии различий между AUC и 0,5. Варианты тестов с PAUC >0,05 выделены серым цветом.

а Результат хотя бы одного теста из нескольких положительный.

Из дальнейшего анализа исключили тесты, не имеющие ДТ (AUC достоверно не отличается от 0,5). Для остальных тестов рассчитали операционные параметры и КП. Чтобы не перегружать читателя цифровыми данными, значения всех параметров с указанием доверительных интервалов приведены в on-line приложении 2, а значения наиболее важных параметров (ДЧ, ДС и КП) без доверительных интервалов представлены в табл. 2.

Таблица 2. Диагностическая чувствительность, диагностическая специфичность и коэффициенты правдоподобия тестов на АТ

Примечания: ДЧ – диагностическая чувствительность; ДС – диагностическая специфичность; КП+ – коэффициент правдоподобия положительного результата; КП− – коэффициент правдоподобия отрицательного результата.

а Хотя бы один тест из нескольких положительный.

б Формальные расчетные значения (пояснение см. в тексте).

в Модифицированные значения (пояснение см. в тексте).

Прежде чем анализировать данные в табл. 2, необходимо сделать важное пояснение. Расчетная ДС результата "ICA+, GADA−, IA-2A+" составила 100%, поскольку такой результат не был получен ни у одного из 169 субъектов в группе К (см. табл. 1). Однако реальная ДС этого результата, скорее всего, не равна 100%. Во-первых, ДС всех составляющих этого результата (т.е. ДС одиночных тестов на ICA, GADA и IA-2A) меньше 100%. Во-вторых, вполне вероятно, что при увеличении численности группы К в ней обнаружится хотя бы один результат "ICA+, GADA−, IA-2A+", т.е. ДС будет меньше 100%. Например, при выявлении одного такого результата в двукратно увеличенной группе К (338 человек) ДС составит 99,7%, а при трехкратном увеличении группы К – 99,8%. Основываясь на этих рассуждениях, мы приняли ДС результата "ICA+, GADA−, IA-2A+" равной 99,8%.

Исходя из данных в табл. 2, мы ранжировали тесты по их доказательности при подтверждении и исключении СД1.

При подтверждении СД1:

ICA и GADA > ICA и IA-2A > GADA и IA-2A > ICA, GADA и IA-2A > ICA.

При исключении СД1:

ICA, GADA и IA-2A > ICA и GADA > ICA, и IA-2A > ICA > GADA и IA-2A.

Возникает вопрос, почему все комбинации из двух тестов имеют бóльшую доказательность при подтверждении СД1, чем комбинация из трех тестов? Ведь интуитивно кажется, что три теста всегда точнее, чем два. Причина в том, что КП+ прямо пропорционален ДЧ и ДС (см. формулу 1). У всех комбинаций из двух тестов максимальные ДС одинаковы (99,4%), у комбинации из трех тестов максимальные ДС составляют 99,4% для результата «ICA+, GADA+, IA-2A+» и 99,8% для результата «ICA+, GADA−, IA-2A+». При этом, однако, ДЧ комбинаций из двух тестов (68,1, 64,5 и 53,3%) больше, чем ДЧ результата «ICA+, GADA+, IA-2A+» (52,1%) и результата «ICA+, GADA−, IA-2A+» (12,4%). Поэтому и КП+ у всех комбинаций из двух тестов выше, чем у комбинации из трех тестов. Аналогичным образом, но с привлечением формулы 2 объясняется и тот факт, что одиночный тест на ICA имеет бóльшую доказательность при исключении СД1, чем комбинация GADA и IA-2A. Необходимо отметить также, что различия доказательности разных тестов достоверны. Это подтверждается результатами сравнительного анализа характеристических кривых (см. рис. 1–4 on-line приложения 3).

Используя формулу 5, мы рассчитали ПтВ СД1 при всех возможных результатах одиночных тестов и их комбинаций. Результаты этих расчетов без указания доверительных интервалов приведены в табл. 3, с указанием доверительных интервалов – в on-line приложении 4.

Таблица 3. Посттестовые вероятности СД1 при различных результатах тестов на АТ и при разных претестовых вероятностях СД1

Примечания: а Эти результаты неинформативны, поскольку они не обладают диагностической точностью (AUC достоверно не отличается от 0,5). б Расчеты выполнены для ДС, равной 99,8% (см. пояснение в тексте)

Анализ данных в табл. 3 показывает, что среди одиночных тестов самым доказательным как при подтверждении, так и при исключении СД1 является тест на ICA, поскольку при любых ПрВ он обеспечивает наибольшие ПтВ при положительном результате и наименьшие ПтВ – при отрицательном результате.

Среди комбинаций тестов наиболее доказательна при подтверждении СД1 комбинация из двух тестов ICA и GADA. Когда оба результата в этой комбинации положительные, эта комбинация обеспечивает наибольшие ПтВ при всех ПрВ. При исключении СД1 наиболее эффективна комбинация из трех тестов (в случае, когда все три результата отрицательные).

Нежелательные явления

Нежелательные явления во время проведения исследования не наблюдались.

ОБСУЖДЕНИЕ

Резюме основного результата исследования

При дифференциальной диагностике СД наиболее доказательным серологическим методом подтверждения СД1 является одновременное тестирование ICA и GADA. Наиболее доказательным методом исключения СД1 является одновременное тестирование ICA, GADA и IA-2A.

Обсуждение основного результата исследования

При выборе теста на АТ из нескольких возможных перед врачом встают вопросы:

– Какой тест выбрать для подтверждения и какой – для исключения СД1?

– Как оценить ПтВ СД1 при том или ином результате теста?

Ответы на эти вопросы дают проведенные нами расчеты КП и ПтВ.

Для подтверждения СД1 лучше всего подходит комбинация ICA и GADA, поскольку она имеет самый большой КП+ и обеспечивает самые высокие ПтВ СД1 при любых ПрВ. Если тест на GADA по какой-то причине недоступен, можно использовать комбинацию ICA и IA-2A, которая почти не отличается от комбинации ICA и GADA по КП+.

Для исключения СД1 лучше всего подходит комбинация ICA, GADA и IA-2A, поскольку она имеет самый маленький КП- и обеспечивает самые низкие ПтВ СД1 при любых ПрВ.

Для быстрой оценки ПтВ СД1 по конкретному результату теста можно использовать табл. 3. При этом нужно выбирать столбец с ПрВ СД1, которая ближе всего к ПрВ у обследуемого пациента. Приблизительно определить ПтВ СД1 при любой ПрВ можно по номограмме Фагана [13]. Эта номограмма представлена в on-line приложении 5. Точно определить ПтВ можно путем расчета по формуле 5. Для определения ПтВ по номограмме Фагана и по формуле 5 потребуется объективно оценить ПрВ СД1 у пациента и использовать значения КП из табл. 2.

При планировании тестов на АТ надо принимать во внимание не только аналитические, но и экономические аспекты. Дело в том, что в некоторых регионах России система обязательного медицинского страхования полностью не покрывает стоимость таких тестов, и пациентам приходится их оплачивать самостоятельно. Поскольку стоимость тестов довольно высока, для пациента с небольшим доходом одновременное определение нескольких видов АТ затруднительно. Между тем, некоторые врачи, стремясь получить как можно больше информации, назначают всем пациентам максимальное количество тестов на АТ (например, комбинацию ICA, GADA и IA-2A). Наше исследование показывает, что во многих случаях тестирование АТ можно минимизировать без ущерба для его дифференциально-диагностической ценности. Мы установили, в частности, что для подтверждения диагноза СД1 вполне достаточна комбинация из двух тестов (ICA и GADA или ICA и IA-2A). Более того, для подтверждения СД1 у малоимущего пациента можно ограничиться одиночным тестом на ICA, поскольку он обеспечивает достаточно высокие ПтВ СД1 при любых ПрВ.

Часто бывает, что врач абсолютно уверен в диагнозе СД1, но пациент или его родственники не могут с этим смириться. Это особенно свойственно родителям детей с впервые выявленным СД1. В надежде опровергнуть диагноз СД1, родители просят врача провести исследования на АТ. В такой ситуации тоже можно ограничиться комбинацией из двух тестов. Например, можно назначить комбинацию ICA и GADA, пояснив родителям, что при результате «ICA+, GADA−» СД1 подтвердится с вероятностью 98,8%, а при результате «ICA+, GADA+» – практически со 100% вероят ностью.

Полученные нами данные применимы в первую очередь в дифференциальной диагностике впервые выявленного СД у детей и подростков. Именно у больных СД1 этой возрастной группы наиболее часто обнаруживаются ICA, реже – GADA и IA-2A. В других категориях больных с аутоиммунным СД, например, у пациентов с латентным аутоиммунным диабетом взрослых (LADA, latent autoimmune diabetes of adults) бóльшую диагностическую ценность имеют GADA, поскольку при LADA они встречаются намного чаще, чем другие виды АТ [14, 15].

В последнее время в ведущих диабетологических лабораториях России исследуется еще один вид АТ – антитела к транспортеру цинка 8 (ZnT8A). Эти антитела выявляются у 4–8% больных СД1 с отсутствием всех других АТ [16], в частности – у 5% пациентов с LADA [5]. Добавление теста на ZnT8A к тестам на ICA, GADA и IA-2A, безусловно, должно повышать информативность серологической дифференциальной диагностики СД.

Следует отметить также, что наши данные о дифференциально-диагностической ценности одиночных и комбинированных тестов на АТ хорошо совпадают с данными других исследователей [17–19].

Ограничения исследования

Достоинства:

• использованы жесткие критерии включения пациентов в группу СД1, которые сводят до минимума «контаминацию» группы СД1 пациентами с другими типами и вариантами СД. Это повышает достоверность оценок операционных параметров тестов на АТ;
• впервые для оценки информативности и доказательности результатов тестов на АТ применены расчеты КП и ПтВ.

Недостатки:

• из-за большого срока исследования возможна вариабельность операционных параметров тестов на АТ (из-за неоднородности реагентов, применявшихся в разные годы).

ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Результаты настоящего исследования могут быть непосредственно использованы практическими врачами при дифференциальной диагностике СД. При этом врачи должны учитывать, что все приведенные в статье цифровые данные и практические рекомендации относятся только к методам определения АТ, использованным в нашем исследовании, и не относятся к иным методам определения АТ, применяющимся в России и за рубежом.

ДОПОЛНИТЕЛЬНАЯ ИНФОРМАЦИЯ

Финансирование исследования. Источники финансирования: грант Российского фонда фундаментальных исследований № 09-04-01344; бюджет ФГАОУ ВО Первый московский государственный медицинский университет им. И.М. Сеченова Минздрава России, средства пациентов или их родителей.

Конфликт интересов. Ни один из участников настоящей работы никак не связан с производителями тест-систем или реагентов, применяющихся для исследований АТ и других лабораторных исследований.

Благодарности. Авторы статьи благодарят всех врачей, участвовавших в поиске и отборе пациентов для исследования.

ПРИЛОЖЕНИЯ [SUPPLEMENTS]

Приложения доступны на сайте журнала по URL: https://endojournals.ru/index.php/dia/article/view/9364

ПРИЛОЖЕНИЕ 1

Демографические и лабораторные характеристики субъектов исследования и критерии включения субъектов в исследование

SUPPLEMENT 1

Demographic and laboratory characteristics of the subjects and inclusion criteria in the study

URL: https://endojournals.ru/index.php/dia/article/downloadSuppFile/9364/2696

ПРИЛОЖЕНИЕ 2

Операционные параметры одиночных тестов на АТ и их комбинаций

SUPPLEMENT 2

Operational parameters of single antobody tests and their combinations

URL: https://endojournals.ru/index.php/dia/article/downloadSuppFile/9364/2698

ПРИЛОЖЕНИЕ 3

Сравнение характеристических кривых тестов на АТ

SUPPLEMENT 3

The comparison of characteristical curves for antobody tests

URL: https://endojournals.ru/index.php/dia/article/downloadSuppFile/9364/2699

ПРИЛОЖЕНИЕ 4

Посттестовые вероятности СД1 при разных претестовых вероятностях СД1 и при различных результатах тестов на ат с указанием доверительных интервалов

SUPPLEMENT 4

Post-test probabilities of type 1 DM with different pre-test probabilities of type 1 DM and with various results of antidody tests with confidence intervals

URL: https://endojournals.ru/index.php/dia/article/downloadSuppFile/9364/2700

ПРИЛОЖЕНИЕ 5

Номограмма фагана для приблизительной оценки посттестовых вероятностей СД1 при известных коэффициентах правдоподобия тестов на АТ

SUPPLEMENT 5

Fagan's nomogram for the approximate evaluation of post-test probabilities of type 1 DM with known likelihood ratios for the antibody tests

URL: https://endojournals.ru/index.php/dia/article/downloadSuppFile/9364/2701