CC BY
40
Мiжнародне сшвробггництво
БОЛ к с;у( тлвы. нозвсн-юш шк
YANKOVSKAYA L.V., SNEZHITSKY V.A. Grodno State Medical University, Belarus
AHKOBCbKA n.B., CHEMmbKm B.O.
rpodHeHCbKuu depwaBHuu MeduHHuO yHiBepcumem, Binopycb
POVOROZNIUK V.V., BALATSKAYA N.I.
Institute of Gerontology named after D.F. Chebotaryov of National Academy of Medical Sciences of Ukraine
n0B0P03HMKB.B., BAAA^KA H.I.
ffy«iHcmumym гepонтопогiíHAMH yKpaiHu», m. KuiB
VITAMIN D DEFICIENCY AND INSUFFICIENCY IN PATIENTS WITH CARDIOVASCULAR PATHOLOGY
AEO^MT I HEflOCTATHICTb BITAMIHY D y XBOPMX I3 nATOflOnero CEP^BO-CYAMHHOI CMCTEMM
Summary. Cardiovascular diseases (CVD) is an important problem of the national health service as well as worldwide. Consequently, many countries of the world appear to have vitamin D deficiency and insufficiency to be common, and data of the recent meta-analyses suggest vitamin D to be a new risk factor of CVD. We performed a clinical and diagnostic examination of 135 residents of the Western Belarus with arterial hypertension (39.3 %) and ischemic heart disease (IHD) (60.7 %), 34 males and 101 females aged 59.65 ± 8.16 years old and 28 practically healthy individuals. Results. By M.F. Holick classification vitamin D deficiency was determined in 78 % of the examined individuals, vitamin D insufficiency in 17 % and sufficiency in 4.5 % persons. There were no significant differences in frequency of 25(OH)D deficiency/insufficiency depending on the diagnosis. The blood plasma level of 25(OH)D lower than 17 nmol/l is associated with elevated systolic blood pressure. Inverse correlations were established between the 25(OH)D plasma level and body mass, body mass index, heart rate, diastolic blood pressure. In the IHD group there was a direct correlative relationship between the 25(OH)D plasma level and the index of endothelium dependent vasodilatation. Key words: vitamin D, arterial hypertension, ischemic heart disease.
Резюме. Захворювання серцево-судинноТ системи (ЗССС) на сьогодн — актуальна проблема свн товоТ та нацюнальноТ' медицини. У свою чергу, дефщит i недостатнкть вп"амЫу D поширен в ба-гатьох краТнах свпу, а дан останых метааналiзiв розцЫюють дефщит вп"амЫу D як новий фактор ризику ЗССС. Ми провели ктычне та дiагностичне обстеження 135 жтетв захщного репону Бн лорус з aртерiaльною ппертенз^ю (39,3 %) й iшемiчною хворобою серця (1ХС) (60,7 %), 34 чоловн ки i 101 жЫка в^ом 59,65 ± 8,16 року, i 28 практично здорових оаб. Результати. За класиф^афвю М.Ф. Хол^а дефщит втамЫу D був встановлений у 78 % обстежених оаб, недостатнкть — у 17 %, а достатнкть — у 4,5 % паф£т1в. Не знайдено вiрогiдних вщмЫносгей у частот зус^чальнос-т 25(OH)D дефщиту/недостатносп залежно вщ дiaгнозу. Вмiст 25(OH)D у плaзмi кровi нижче 17 нмоль/л був асоцмований з пiдвищенням систолiчного aртерiaльного тиску. Встaновленi зво-ротнi кореляцмы вза£мозв'язки мiж вмiстом 25(OH)D у плaзмi кровi та масою тта (МТ), iндексом МТ, дiaстолiчним aртерiaльним тиском. У групi осiб з 1ХС встановлений прямий кореляцiйний зв'язок мiж умiстом 25(OH)D у плaзмi кровi та величиною ендотелмзалежноТ' вазодилатацп. Ключовi слова: вiтaмiн D, aртерiaльнa гiпертензiя, iшемiчнa хвороба серця.
Cardiovascular diseases (CVD) is an important problem of the national health service as well as worldwide. Consequently, many countries of the world appear to have vitamin D deficiency and insufficiency to be common [11], and data of the recent meta-analy-ses suggest vitamin D to be a new risk factor of CVD.
More than 20 cross-sectional studies [17] have examined the association between plasma 25-hydroxyvita-min D (25(OH)D) and either blood pressure or prevalent hypertension. The greatest of these studies — Third National Health and Nutrition Examination Survey (NHANES-III) showed that systolic blood pressure and pulse pressure were inversely and significantly correlated with 25(OH)D levels among 12,644 participants [15]. These results were confirmed by subgroup analyses, in which the age-associated increases in systolic blood pressure were significantly lower in individuals with vitamin D sufficiency [6, 10]. The great majority of these studies demonstrate that lower circulating 25(OH)D levels are associated with higher blood pressures or a higher prevalence of hypertension. Notably, blood pressure evaluation in these studies was almost always based on a single measurement (usually taken in the physician's office). But, in other investigations, a significant association between 25(OH)D and blood pressure has not been reported [7, 9, 14, 15]. In a 5-year follow-up of 1,739 women and men in the Framing-ham Offspring Study, those with low serum 25(OH)D (< 37.5 nmol/L) were 62 % more likely to develop CVD than other participants [18]. Among > 18,000 US male health professionals followed for 10 years, low 25(OH)D (< 37.5 nmol/L), as compared with high 25(OH)D (> 75), predicted a doubling in coronary heart disease incidence [2]. Laboratory studies also suggest that vitamin D confers vascular protection [8, 1] through the vascular smooth muscle cells, endothe-lial cells, cardiomyocytes, which have 1a-hydroxylase which converts 25(OH)D to 1.25-dihydroxyvitamin D (1.25(OH)2D), the natural ligand of the vitamin D receptor [12, 19].
The aim ofthe present study was to assess the prevalence of deficiency/insufficiency the level of25(OH)D in blood plasma and establish its relationships with the indices ofblood pressure and endothelial function of vessels in those suffering from arterial hypertension (AH) and ischemic heart disease (IHD).
Materials and methods
From September to March 2010 and in May 2011 we performed a clinical and diagnostic examination of135 residents ofthe Western Region of Belarus with AH (39.3 %) and IHD (60.7 %), 34 males and 101 females aged 59.65 ± 8.16 years and 28 practically healthy individuals (group I). In May 2011 we performed sampling of patients in a cross-sectional study in cooperation with a group of investigators from the Department of Clinical Physiology and Musculoskeletal System Pathology of the State Institution «Institute of Gerontology named after D.F. Che-botaryov of National Academy of Medical Sciences of Ukraine». Of the total sample we examined 57 individuals in 2010 (group II) and 78 in 2011 (group III). The in-
На сьогодш захворювання серцево-судинно! системи (ЗССС) — актуальна проблема свггово! та нацюнально! ме-дицини. У свою чергу, дефщит i недостатнють вггамшу D поширеш в багатьох кра!нах свпу [11], а даш останшх ме-тааналiзiв розцшюють дефщит вггамшу D як новий фактор ризику ЗССС.
Бгльше шж у 20 перехресних дослГдженнях [17] вивчав-ся зв'язок мГж рГвнем 25-пдроксивггамшу D (25(OH)D) у плазмГ кровГ та артерГальним тиском або поширешстю ар-терГально! ппертензи (АГ). Найбшьше з цих дослГджень — NHANES-III показало, що юнуе зворотний вГропдний зв'язок мГж показниками систолГчного та пульсового тис-ку та рГвнем 25(OH)D у плазмГ кровГ 12 644 учасниыв [15]. Щ результати були шдтверджеш й аналГзом у тдгрупах, у якому вшзв'язане збтьшення систолГчного артерГального тиску було значно нижче в пащентав Гз достатшм рГвнем вь тамшу D [6, 10]. Переважна бтьшють цих дослгджень пока-зуе, що низький рГвень 25(OH)D у плазмГ кровГ пов'язаний Гз збтьшенням артерГального тиску або високою поширенютю ппертензи. Слд зазначити, що оцшка артерГаль-ного тиску в цих дослГдженнях майже завжди проводила-ся на основГ одноразового вимГрювання (як правило, п1д час прийому в кабшет лшаря). Однак ряд дослГджень не знаходили вГропдного зв'язку мГж рГвнем 25(OH)D Г арте-рГальним тиском [7, 9, 14, 15]. За даними Фрамшгемсько-го 5-рГчного спостереження за 1739 учасниками, пащенти з низьким сироватковим рГвнем 25(OH)D (< 37,5 нмоль/л) були бтьш схильними до розвитку ЗССС (62 %), шж шшГ учасники [18]. У дослГдженш, в якому взяли участь понад 18 000 медичних пращвниыв чоловГчо! стаи США, за яки-ми спостериали протягом 10 роив, виявлено подвоення частоти випадтв шемГчно! хвороби серця (1ХС) серед чо-ловшв Гз низьким рГвнем 25(OH)D (< 37,5 нмоль/л) порГв-няно з високим вмютом 25(OH)D (> 75 нмоль/л) [2]. Лабо-раторш дослГдження також показують, що вггамш D здш-снюе функцш судинного захисту [1, 8] через гладком'язовГ клггани судин, ендотелГальш клггани, кардюмюцити, що мають 1а-пдроксилазу, остання перетворюе 25(OH)D в 1,25-дипдроксивггамш D (1,25(OH)2D), природний лианд рецептора вггамшу D [12, 19].
Метою даного дослГдження було вивчення частоти дефщиту та недостатносп 25(OH)D у плазмГ кровГ та встановлення взаемозв'язку Гз показниками артерь ального тиску та функщею ендотелш судин в осГб з АГ та 1ХС.
Матерiали та методи
З вересня по березень 2010 р. та у травш 2011 р. було проведено кишко-дГагностичне обстеження 135 жи-телГв захГдного репону Бшоруа з АГ (39,3 %) та 1ХС (60,7 %), 34 чоловши та 101 жшка вГком 59,65 ± 8,16 роив, Г 28 практично здорових оаб (група I). У травш 2011 р. набГр проводили методом одномоментного обстеження сшльно з групою дослщнишв Гз вщдшу кль шчно! фГзюлогп та патологи' опорно-рухового апара-ту ДУ «1нститут геронтологи' Гмеш Д.Ф. Чеботарьова НАМН Укра!ни». 1з загально! кшькосп обстежено 57 осГб у 2010 р. (група II) Г 78 — у 2011 р. (група III). Кри-терГями включення у дослГдження були шдтверджена рашше 1ХС (опитувальник G. Rose, змши на ЕКГ, ш-
elusion criteria were the following: previously confirmed IHD (G. Rose questionnaire, ECG changes, history of myocardial infarction, bicycle ergometry test, findings of coronary angiography) and/or AH. Patients with symptomatic AH, those with diabetes mellitus, acute infectious diseases, liver and kidney dysfunction, higher than stage I congestive heart failure, diseases requiring administration of hormonal agents were not included.
Some anthropometric data were obtained: height, body mass, body mass index (BMI) was calculated by the generally recognized formula (body mass in kilograms/ height in meters square) as well as office (single measurement in the physician's office) systolic (SBP) and diastolic blood pressure (DBP) and heart rate (HR).
Blood plasma calcium (Ca) and phosphorus (P) levels were estimated by the unified colorimetric method with the help of the spectrophotometer «Salar».
Lipid exchange indices were studied by electropho-retic method with the help of the six-channel spectrophotometer «Salar» (Belarus). We assessed total cholesterol (TCh), high density lipoproteins (HDL), low density lipoproteins (LDL) and triglycerides (TG).
On the base of the Central Research Laboratory of the Grodno State Medical University we determined the content of parathyroid hormone (PTH) in blood serum using the DRG reagent (USA) with the help of the immunoenzymatic analyzer «Sunrise» (Tecan, Austria). In 2010 25(OH)D was assessed by means of the DRG reagent with the help of the above mentioned apparatus. In 2011 25(OH)D in blood serum was evaluated by immunoenzymatic method using the immunoenzymatic analyzer «Eleksys 2010» (Roche Diagnostics, Germany) with the help of Cobas systems.
With the help of the hardware-software complex «IMPECARD-M» (Belarus) we evaluated the forearm vascular endothelial function using the reactive hyper-emia test and pulse ware velocity (PVV, m/s). By means of impedance rheography we measured baseline rate of blood flow in both forearms at rest (after 10—15 min in prone position) and within 5 min after cuff decompression at pressure exceeding the baseline by 50 mmHg. The reactive hyperemia was considered as endotheli-um-dependent vasodilation (EDV) — an index of relative change from the baseline in maximum rate of blood flow (Adz/dt) within the first minute after the end of occlusion. EDV was considered to be preserved if Adz/dt exceeded 12 %. Adz/dt range from 12 to —2 % one minute after cuff removal evidenced stage I en-dothelial dysfunction (ED), that of from —2 to —15 % corresponded to stage II endothelial dysfunction, Adz/dt < —15 % evidenced stage III ED. Arterial wall elasticity was considered to be normal in PVV < 12 m/s.
Statistical analysis of the research data was done using software package STATISTICA 7.0. Data presentation corresponded to the character of their distribution: in normal distribution (by Shapiro — Wilk test) the data were expressed as mean values ± standard deviation (M ± ± SD), in non-normal distribution — as median (Me) and interquartile range [LQ-UQ]. In normal distribution for testing the hypothesis about the equality of two
фаркт мюкарда в анамнез^ даш велоергометричного тесту, коронарографи) та/або АГ. У дослщження не включалися пащенти з симптоматичною АГ, цукро-вим дiабетом, гострими шфекцшними захворювання-ми, порушеннями функци печшки й нирок, недостат-шстю кровооб^у понад I ступеня, а також Í3 захворю-ваннями, що вимагають прийому гормональних пре-парапв.
Вимiрювали деяш антропометричш показники — зрют, масу тша, за загальноприйнятою формулою розраховували шдекс маси тша (1МТ), а також рее-стрували офюний систолiчний (САТ) i дiастолiчний (ДАТ) артерiальний тиск, частоту серцевих скорочень (ЧСС).
Визначення рiвня кальщю (Ca) i фосфору (P) у плазмi кровi проводили ушфшованим колориметричним методом на спектрофотометрi Salar.
Дослщження показниыв лшщограми здшснювали елек-трофоретичним методом на шестиканальному спектрофо-тометрi Salar (РБ) iз визначенням загального холестерину (ХС), лшопротещв високо! щтьносп (ЛПВЩ), лшопро-тещв низько! щтьносп (ЛПНЩ) i триглiцеридiв (ТГ).
На базi центрально! науково-дослщно! лаборатори ГрДМУ визначали вмют паратирео!дного гормону (ПТГ) у сироватщ кровi на iмуноферментному аналiзаторi Sunrise фiрми Tecan (Австрiя) iз застосуванням реагенпв DRG (США). На цьому ж апарап з використанням реагенпв DRG дослщжували 25(OH)D у 2010 рощ. Визначення 25(OH)D у плазмi кровi у 2011 рощ проводили на базi вщдшу клшчно! фiзiологii та патологи опорно-рухового апарату ДУ «1нсти-тут геронтологй' iменi Д.Ф. Чеботарьова НАМН Укра!ни» хемшюмшесцентним методом на аналiзаторi Eleksys 2010 (Roche Diagnostics, Шмеччина) тест-системами Cobas.
За допомогою апаратно-програмного комплексу «Импе-кард-М» (РБ) ощнювали функцш ендотелш судин перед-плiччя шляхом проведення проби з реактивною гшеремь ею та дослщжували швидкiсгь розширення пульсово! хви-лi (ШППХ, м/с). Методом реоiмпедансографii вимiрювали вих1дну швидисть кровонаповнення обох передптч у спо-ко! (пiсля 10-15-хвилинного перебування хворого в горизонтальному положенш) i протягом 5 хвилин пiсля декомпресй' манжети, тиск у якш пiдвищували на 50 мм рт.ст. вщ почат-кового. Реактивну гшеремш оцiнювали як ендотелiйзалежну вазодилатащю (ЕЗВД) — показник вiдносноi змши вiд вихщ-но! максимально! швидкосп кровонаповнення (Adz/dt) протягом першо! хвилини пiсля припинення оклюзй'. ЕЗВД вва-жалася збереженою, якщо Adz/dt становив бшьше нiж 12 %. Ознакою дисфункцй' ендотелiю (ДЕ) I ступеня вважали дь апазон значень Adz/dt вщ 12 до —2 % через 1 хвилину тс-ля зняття манжети, вiд —2 до —15 % — II ступеня ДЕ, мен-ше —15 % — III ступеня ДЕ. Еластичнють артерiальноi стшки вважалася збереженою при ШППХ < 12 м/с.
Статистичну обробку результатiв дослiдження здшснювали за допомогою пакета прикладних програм Statistica 7.0. Представлення даних вiдповiдало характеру !х розподлу: при нормальному (за крит^ем Шапiро — У!лка) — у вигляда се-реднього значення й стандартного вщхилення (M ± SD), при вщмшному вiд нормального — у вигляда медiани (Me) i м!ж-квартильного розмаху [LQ-UQ]. При нормальному розподь лi для перевiрки гiпотези про рiвнiсть середнiх значень двох
group means we used Student t-test (t). In non-normal distribution comparison of two independent groups of the studied variable was done with the help of Mann — Whitney U test. To assess the correlations between the variables we used the Pearson correlation analysis test (r) and nonparametric Spearman's correlation analysis (R). To assess the influence of several factors as well as their combination on the studied value multivariate analysis of variance ANOVA was used. Diagnostic significance was assessed by means of ROC-analysis. The null hypothesis was rejected at p 0.05 for each of the tests employed.
Results
General characteristic of the examined groups is shown in Table 1. The group of practically healthy individuals differed from both groups of patients by most of the mentioned indices while the groups of patients differed only by gender (in group II there were 35 % males versus 18 % (p = 0.026) in group III) and by SBP as there were more persons with AH in group III— 46 % versus 30 % in group II (p > 0.05). Variance analysis (ANOVA) revealed statistically significant differences (p < 0.05) between the groups of males and females (40 and 123, respectively) by body mass, height, HR according to Kruskal — Wallis criteria and Median test.
As demonstrated in Table 2, the main groups which were formed using the same inclusion and exclusion criteria but in different years had statistically significant differences only in 25(OH)D plasma levels. EDV remained normal in 29 % of the examined patients. Signs of stage I ED were revealed in 22 % cases, those of stage II ED — in 26 % cases, those of stage III ED — in 23 % cases. Arterial wall elasticity remained normal in all examined patients with AH, in the IHD group PVV > 12 m/s was diagnosed in 11 individuals (13 %).
груп змшно! використовували критерш Стьюдента (t). Якщо розподл змшно! не вщповщав нормальному, порiвняння двох незалежних груп дослщжувано! змшно! проводили за допо-могою тесту Манна — Уиш. Для ощнки зв'язку мгж змшни-ми використовували кореляцшний аналiз Шрсона (г) i непара-метричний кореляцшний аналiз Сшрмена (R). Для дослщжен-ня впливу декшькох чинниюв, а також 1х композицш на величину дослщжуваного показника застосовувався багатофактор-ний дисперсшний аналiз ANOVA. Ддагностична значимють визначалася за допомогою ROC-аналiзу (Receiver Operator Chaгacteгistic-аналiз). Нульова гшотеза вщкидалася при рiвнi p <0,05 для кожного з використаних теспв.
Результати
Загальна характеристика обстежених груп подана в табл. 1, з яко! видно, що група практично здоро-вих оиб вiдрiзнялася (p < 0,05) вщ обох груп пащен-пв за бшьшютю показнипв, що дослщжуються. Гру-пи пащенпв вiдрiзнялися за статтю (в груш II чоловь ки становили 35 % проти 18 % (p = 0,026) у груш III) i САТ, оскшьки в груш III оаб з АГ було бшьше — 46 % проти 30 % у груш II (p > 0,05). Дисперсшний ана-лiз ANOVA показав вiрогiднi вщмшносп (p < 0,05) мiж групою чоловшв i жiнок (40 i 123 вiдповiдно) за ма-сою тiла, ростом, ЧСС за критерiями Kruskal — Wallis i Median test.
Як видно з табл. 2, основш групи, сформован з ви-користанням одних i тих самих критерив включення й виключення, але в рiзнi роки, статистично вiрогiд-но вiдрiзнялися лише за рiвнем 25(OH)D у плазмi кровь ЕЗВД була збереженою у 29 % обстежених. Ознаки ДЕ I ступеня дiагностовано у 22 % випадыв, ДЕ II ст. — у 26 %, ДЕ III ст. — у 23 %. Еластичшсть артерiально'i стшки залишалася збереженою в уах обстежених з АГ, у груш з 1ХС ШППХ бiльше 12 м/с встановлена в 11 ошб (13 %).
Table 1. Demographic and anthropometric data of the examined patients Ta6nuw 1. Цемогра$мнi u aHmponoMempuHHi nona3HUKU o6cmeweHux
Values / Показник Group I / Група I Group II / Група II Group III / Група III
n / Кшьгасть обстежених 28 57 78
Age, years / BiK, роки 45,80 ± 6,93 Pj = 0,0001 p2 = 0,0001 61,30 ± 8,03 60 [55-64]
Sex, male/female / Стать, ч/ж 6/22 20/37 14/64 p1 = 0,03
Height, sm / Зрют, см 165,79 ± 6,51 165,17 ± 7,38 163,27 ± 7,61
Weight, kg / Маса, кг 73,25 ± 10,84 P1 = 0,03 p2 = 0,009 80,94 ± 19,07 80,74 ± 13,38
BMI, kg/m2 / 1МТ, кг/м2 26,67 ± 3,86 P1 = 0,01 p2 = 0,0005 29,55 ± 5,05 30,45 ± 5,02
SBP, mmHg / САТ, мм рт.ст. 120,0 [115-125] p1 = 0,0003 p2 = 0,00001 130,0 [120-140] 140,0 [120-160] p1 = 0,03
DBP, mmHg / ДАТ, мм рт.ст. 80,0 [70-90] p1 = 0,0004 p2 = 0,00006 90,0 [80-100] 90,0 [80-100]
HR, bpm / ЧСС, уд/хв 68,71 ± 12,09 68,81 ± 11,74 72,38 ± 11,16
Note: p1 — differences when compared with group II, p2 — differences when compared with group III. npuMimKu: p1 — BidMiHHOcmi npu nopiBHRHHi 3 групом II; p2 — BidMiHHOcmi npu nopiBHRHHi 3 групом III.
Incongruity of the results is due to the fact that 25(OH)D level in 2010 and 2011 was determined in different (certified) laboratories by non-identical methods. Nevertheless mathematical methods allow unite heterogeneous groups into one sample by normalization (standardization) of the baseline data. As a result of normalization the index loses its dependence on the factors by which it was standardized, in the present case — on the year and determining methods [13]. Normally distributed random variables X with the help of the linear transformation z = (x — M)/ct (where M and ct2 — mean value and dispersion of the studied attribute, respectively) have the same distribution called standardized distribution. For normal standardized distribution Z = 0, and ct= 1.
mean '
Having standardized by this method the data of the primary groups we obtained homogeneous samples. Homogeneous samples can be assembled into one and in such way we can obtain more complete information about it and consequently make more reliable conclusions [3].
The cut-points are currently the most commonly used classification of vitamin D status defined as vitamin D deficiency with 25(OH)D < 50 nmol/l, insufficiency — 51—75 nmol/l, and sufficiency > 75 nmol/l [4, 5]. The results of the analysis of vitamin D availability obtained after combining of the standardized indices of 25(OH)D serum level in the main groups and the control group (n = 156) evidence that more than 95 % of the examined individuals have vitamin D insufficiency (Figure 1). There were no significant differences in frequency of 25(OH)D deficiency/insufficiency occurrence between the groups and depending on the diagnosis.
We determined significant (p < 0.05) weak inverse correlation relationships between serum level of vita-
Розбiжнiсть результат пояснюеться тим, що визначен-ня концентраций 25(ОН)Б у 2010—2011 роках проводило-ся в рiзних (сертифшованих) лабораториях, нещентични-ми методиками. Тим не менше математичш методи дозво-ляють об'еднувати рiзнорiднi групи в одну вибiрку за допо-могою нормування (стандартизаци) вихщних даних. У результата нормування показник втрачае залежшсть вщ фак-торiв, за якими вш був стандартизований, у даному випад-ку — рш i методика визначення [13]. Нормально розподтеш випадковi величини Х за допомогою лшшного перетворен-ня: z = (х — М)/ст (де М i ст — вщповщно середне значення та диспершя дослщжувано'1 ознаки) вщносяться до одного й того ж розподту, що називаеться стандартним. Для стандартного нормального розподту 2середне = 0, а ст = 1.
Стандартизувавши таким методом вихщш даш груп, отримуемо однорщш вибiрки. Однорщш в сукупносп можна об'еднати в одну групу i таким чином отримати про не! бiльш повну шформацш, а отже, й зробити бтьш на-дiйнi висновки [3].
Згщно з найбiльш поширеною класифiкацiею статусу вггамшу Б, дефiцит вггамшу Б розцiнюеться при рiв-ш 25(ОН)Б у плазмi кровi нижче 50 нмоль/л, недостат-нiсть — 51—75 нмоль/л i достатнiй (оптимальний) рь вень — вище 75 нмоль/л [4, 5]. Результати аналiзу щодо рiвня вiтамiну Б в обстеженого населення, отримаш пiсля об'еднання стандартизованих показниюв вмiсту 25(ОН)Б у плазмi кровi у пацiентiв основних груп i осiб групи порiв-няння (п = 156), свщчать, що понад 95 % обстежених ма-ють дефiцит/недостатнiсть вiтамiну Б (рис. 1). Не встанов-лено вiрогiдних вiдмiнностей за частотою дефщиту/недо-статностi 25(ОН)Б мiж групами i залежно вiд дiагнозу.
Було встановлено вiрогiднi (р < 0,05) зворотш кореля-цiйнi зв'язки мiж стандартизованим рiвнем 25(ОН)Б i ма-
Table 2. Indices of calcium-phosphorus, lipid metabolism, 25(OH)D, and endothelial function Taönuw 2. noKa3HUKU капbцkeо-$ос$орного ma пiniдного oÖMrny, 25(OH)D i fyyHKtfieHdomen'rn
Values Показник Group I Група I Group II Група II Group III Група III
n Кшьшсть обстежених 28 57 78
Са, mmol/l Са, ммоль/л 2,35 ± 0,12 2,32 ± 0,17 2,32 ± 0,13
P, mmol/l P, ммоль/л 0,95 ± 0,28 1,04 ± 0,16 0,91 ± 0,27
PTH, pg/ml ПТГ, пг/мл 51,8 ± 20,9 42,68 [32,36; 72,47] 51,43 [33,69; 72,23]
25(OH)D, nmol/l 25(OH)D, нмоль/л 44,20 ± 17,95 p1 = 0,0001 p2 = 0,039 20,40 [16,10; 30,90] 29,86 [19,95; 49,07] p1 = 0,005
TCh, mmol/l Загальний ХС, ммоль/л 5,05 ± 1,06 5,55 ± 0,91 5,06 ± 1,03
HDL cholesterol, mmol/l ЛПВЩ, ммоль/л - 1,63 ± 0,49 -
LDL cholesterol, mmol/l ЛПНЩ, ммоль/л - 3,35 ± 1,15 -
TG, mmol/l ТГ, ммоль/л 1,70 ± 1,26 1,48 ± 0,75 1,67 ± 0,70
PVV, m/s ШРПХ, м/с 6,49 ± 2,27 4,9 [3,7; 10,0] 5,65 [3,7; 8,75]
Ädz/dt, % 9,6 [-3,26; 20,9] -4,9 [-19,5; 11,4] -0,2 [-8,9; 14,6]
Note: p1 — differences when compared with group II, p2 — differences when compared with group III. npuMimKu: pt — BidMiHHOcmi npu nopiBHRHHi 3 груnом II, p2 — BidMiHHOcmi npu nopiBHRHHi 3 групом III.
min 25(OH)D standardized and body mass (r = —0.21), 25(OH)D standardized and BMI (r = -0.19), 25(OH)D standardized and HR (r = -0.19). The inverse correlation relationship between serum level of vitamin 25(OH) D standardized and DBP (R = -0.17; p < 0.05). There were no significant correlation relationships between 25(OH)D level and other studied indices.
Assessment of the importance of 25(OH)D serum level for prognosis (diagnosis) of SBP elevation was performed by means of the ROC analysis (Receiver Operator Characteristic analysis). The space below the ROC curve built according to the 25(OH)D level and SBP values (Figure
2) was equal to 0.611 (95% confidential interval 0.5120.711; p < 0.05). The optimal cut point which allowed us in 90 % cases to make a true positive conclusion (sensitivity) that the patients' SBP value exceeded 140 mmHg corresponded to the 25(OH)D serum level of17 nmol/l (and lower). When 25(OH)D plasma level was 72 nmol/l (and higher) the rate of truly negative cases (1-specificity) also amounted 90 %, that is we could reliably exclude the increase of SBP in our patients.
Using multivariate analysis ofvariance ANOVA (Figure
3) we determined that BMI and DBP values jointly make significant contribution to the variance of the standardized 25(OH)D serum level (F = 4.94; p < 0.03): if DBP level is elevated (higher than 90 mmHg) the 25(OH)D serum level does not depend on the BMI, but if DBP level does not exceed the upper limit of normal (lower than 90 mmHg) with normal BMI the 25(OH)D serum level is considerably higher than in those with BMI > 29.0 kg/m2.
Patients suffering from AH (53 individuals) differed significantly from those with IHD (82 individuals) by such parameters as age (53.77 ± 6.91 and 63.45 ± 6.50 years; p = 0.00001), serum LDL level (2.77 ± 0.79 and 3.63 ± ± 1.20 mmol/l; p = 0.0093), and TG level (1.06 ± 0.42 and 1.67 ± 0.73 mmol/l; p = 0.005) respectively. There were no frequency differences in 25(OH)D plasma deficiency/insufficiency either between the whole sample and the groups or between the groups themselves. We established a direct correlation relationship between standardized 25(OH)D plasma level and EDV indices — Adz/dt
сою тта (г = —0,21), стандартизованим piBHeM 25(OH)D i 1МТ (г = —0,19), стандартизованим piBHeM 25(OH)D i ЧСС (r = —0,19). Негативний кореляцшний зв'язок мiж стандартизованим piB^M 25(OH)D i ДАТ (г = —0,17; p < 0,05) був сильшшим у rpyni чоловшв (г = —0,378; p < 0,05). Bi-ропдних корелящй мiж piвнeм 25(OH)D та шшими досль джуваними показниками не встановлено.
Ощнка значущого piвня 25(OH)D у плазмi кpовi для прогнозу (дiагностики) тдвищеного САТ проводилася за допомогою ROC-аналiзу. Площа пiд ROC-кривою, що була побудована на шдставi даних про piвeнь 25(OH)D i величину САТ (рис. 2), доpiвнювала 0,611 (95% довipчий iнтepвал 0,512—0,711; p < 0,05). Оптимальна точка подту, що дозволяе в 90 % випадтв зробити вipогiдний висно-вок (чутливють) про те, що величина САТ у пащента по-над 140 мм рт.ст. вщповщала piвню 25(OH)D 17 нмоль/л (i нижче). При piвнi 25(OH)D у плазмi кpовi 72 нмоль/л (i вище) частка ютинно негативних випадкiв (специ-фiчнiсть) також досягае 90 %, тобто з такою вipогiднiс-тю можна виключити у пацiентiв наявнiсть тдвищеного САТ.
За допомогою багатофакторного дисперсшного аналiзу ANOVA (рис. 3) встановлено, що показники 1МТ i ДАТ сильно вносять вipогiдний внесок у величину дисперсй' стандарти-зованого показника piвня 25(OH)D у плазмi кpовi (F = 4,94, p < 0,03): при пiдвищeних значеннях ДАТ (вище 90 мм рт.ст.) piвeнь 25(OH)D у плазми кpовi не залежить вiд 1МТ, але як-що величина ДАТ не перевищуе верхню межу норми (нижче 90 мм рт.ст.), то при нормальному 1МТ piвeнь 25(OH)D у плаз-мi кpовi ^отно вище, нiж в осiб з 1МТ > 29 кг/м2.
Група пащенпв iз АГ (53 чол.) ютотно вiдpiзнялася вiд групи хворих на 1ХС (82 чол.) за такими параметрами, як вш (53,77 ± 6,91 i 63,45 ± 6,50 року вiдповiдно, p = 0,00001), piвeнь ЛПНЩ у сироватщ кpовi (2,77 ± ± 0,79 i 3,63 ± 1,20 ммоль/л вiдповiдно, p = 0,009) i показники ТГ (1,06 ± 0,42 i 1,67 ± 0,73 ммоль/л вщповщ-но, p = 0,005). Biдмiнностeй у частой дефщиту/недо-статностi 25(OH)D у плазмi кpовi нi в усiй вибipцi, нi мiж групами не отримано. У пащенпв з 1ХС (n = 55) встановлена пряма кореляцшна залeжнiсть мiж стандартизованим piвнeм 25(OH)D у плазмi кpовi та по-
0,2 0,4 0,6 0,8 Specificity / Специфiчнiсть
1,0
Figure 1. The incidence of vitamin D deficiency, insufficiency and sufficiency in the studied residents of the Western Region of Belarus
Рисунок 1. Частотадеф'1цитуйнедостатност'1 втам'шу D серед обстеженого населення зах'дного регону Б'шоруа
Figure 2. ROC curve built according to the 25(OH)D level and SBP values
Рисунок2. ROC-крива, побудована на основ'1 даних про pi-вень 25(OH)D у плазмi кpовi та величину САТ
(r = 0.33; p = 0.014) in the IHD group (n = 55) which proves the influence of vitamin D on the endothelium of vascular wall and may evidence the role of 25(OH)D insufficiency in pathogene-sis of IHD.
Thus, on the basis of the obtained data the following conclusions can be made:
The prevalence of low vitamin D concentration in residents of the Western Region of Belarus with cardiovascular pathology is very high. The level of 25(OH)D in blood plasma lower than 17 nmol/l is associated with elevated SBP. Inverse correlations were established between the 25(OH)D plasma level and body mass, BMI, DBP. In the IHD group there was a direct correlation relationship between
the 25(OH)D plasma level and the index of endothelium dependent vasodilatation.
Current effect / Ochobhum e^eKT F (1,118) = 4,9448, p = 0,02807 Effective hypothesis decomposition / AHa.nÎ3 e^eKTUBHOÏ rinoTe3u Vertical bars denote 95 % confidence interval / BepTUKa^bHi .nmiÏ BKa3yioTb Ha 95% goBipHutf ÎHTepBan 1,2
1,0 0,8 0,6 0,4 2 0,2 0,0 -0,2 -0,4 -0,6 -0,8
казником ЕЗВД — Adz/dt (R = G,33; p = G,G14), що пiдтвеpджye вплив впа-мiнy D на стан ендотелiю cyдинноï cтiнки й може cвiдчити пpо pоль недо-cтaтноcтi 25(OH)D y па-тогенезi IXC.
Taким чином, на тд-cтaвi отpимaниx дaниx можна зpобити тaкi ви-cновки:
1. Пошиpенicть дефь циту вiтaмiнy D y ошб за-xiдного pегiонy Бiлоpyci з кapдiовacкyляpною пато-логieю дуже виcокa. Вмicт 25(OH)D у плaзмi к£о-вi нижче 17 нмоль/л aœ-цiйовaний iз тдвищен-ням CAT. Встановлено негативний коpеляцiй-ний зв'язок мiж piвнем 25(OH)D у плaзмi кpовi i мacою тта, IMT, ДAT. У гpyпi ошб з IXC встанов-лена щяма коpеляцiй-на зaлежнicть мiж вмютом 25(OH)D у плaзмi кpовi та величиною ендотелшзалежно'1 вазодилатацй'.
<
—
i___________"л
1 2 ДАТ гр
BMI gr 1 I 1МТ гр 1 ESE BMI gr 2 I 1МТ гр 2
Figure 3. Contribution of BMI and DBP into value of variance of
25(OH)D standardized Рисунок 3. Внесок 1МТ i ДАТ у значення дисперсП стандар-тизованого показника 25(OH)D
References / Список лггератури
1. Bassuk S.S., Manson J.A. Does Vitamin D Protect Against Cardiovascular Disease? // J. of Cardiovasc. Trans. Res. — 2009. — 2. — P. 245-250.
2. Giovannucci E., Liu Y., Hollis B.W., Rimm E.B. 25-hydroxyvi-tamin D and risk of myocardial infarction in men: a prospective study // Arch. Intern. Med. — 2008. — 168(11). — P. 1174-80.
3. Gmurman V.Ye. Theory of chances and mathematical statistics. — 1977. — 479 p.
4. Holick M.F. Vitamin D and Health: Evolution, biologic functions, and recommended dietary intakes for vitamin D // Clinic. Rev. Bone Miner. Metab. — 2009. — 7. — P. 2-19.
5. Holick M.F. Vitamin D deficiency // N. Engl. J. Med. — 2007. — 357. — P. 266-81.
6. Judd S.E., Nanes M.S., Ziegler T.R., Wilson P.W., Tangpri-cha V. Optimal vitamin D status attenuates the age-associated increase in systolic blood pressure in white Americans: results from the third National Health and Nutrition Examination Survey // Am. J. Clin. Nutr. — 2008. — 87. — P. 136-141.
7. Lind L. et al. Vitamin D is related to blood pressure and other cardiovascular risk factors in middle-aged men // Am. J. Hypertens. — 1995. — 8. — P. 894-901.
8. Manson J.E., Bassuk S.S. Vitamin D and cardiovascular disease // Menopause Management. — 2009. — 18(1). — P. 28-31.
9. Margolis K.L., Martin L.W., Ray R.M. et al. A Prospective Study of Serum 25-Hydroxyvitamin D Levels, Blood Pressure, and Incident Hypertension in Postmenopausal Women // Am. J. Epidemiol. First published online: November 29, 2011.
10. Martins D. et al. Prevalence ofcardiovascular risk factors and the serum levels of 25-hydroxyvitamin D in the United States: data from the Third National Health and Nutrition Examination Survey // Arch. Intern. Med. — 2007. — 167. — P. 1159-1165.
11. Mithal A., Wahl DA., Bonjour J.-P. et al. Global vitamin D status and determinants of hypovitaminosis D // Osteoporosis Int. — 2009. — 20. — P. 1807-1820.
12. Pittas A.G., Lau J., Hu, F.B., Dawson-Hughes B. The role ofvi-tamin D and calcium in type 2 diabetes. A systematic review and me-ta-analysis // Journal of Clinical Endocrinology and Metabolism. — 2007. — 92(6). — P. 2017-2029.
13. Rimzha M.I. The most common mistakes in using the statistical method in epidemiological practice // Healthcare in Belarus. — 1994. — 6. — P. 35-39.
14. Rueda S., Fernández-Fernández C., Romero F., Martínez de Osaba J., Vidal J. Vitamin D, Pth, and the metabolic syndrome in severely obese subjects // Obes. Surg. — 2008. — 18. — P. 151-154.
15. Scragg R., Holdaway I., Jackson R., Lim T. Plasma 25-hy-droxyvitamin D3 and its relation to physical activity and other heart disease risk factors in the general population // Ann. Epidemiol. — 1992. — 2. — P. 697-703.
16. Scragg R., Sowers M., Bell C. Serum 25-hydroxyvitamin D, ethnicity, and blood pressure in the third National Health and Nutrition Examination Survey // Am. J. Hypertens. — 2007. — 20. — P. 713-719.
17. Vaidya A., Forman J.P. Vitamin D and Hypertension: Current Evidence and Future Directions // Hypertension. — 2010. — 56(5). — P. 774-9.
18. Wang T.J., Pencina M.J., Booth S.L. et al. Vitamin D deficiency and risk of cardiovascular disease // Circulation. — 2008. — 117(4). — P. 503-511.
19. Zittermann A. Vitamin D and disease prevention with special reference to cardiovascular disease // Progress in Biophysics and Molecular Biology. — 2006. — 92(1). — P. 39-48.
Получено 15.06.12 ■
