CC BY
26
КЛ1Н1ЧН1 ДОСЛ1ДЖЕННЯ 1 _ АРТЕРИАЛЬНАЯ I
CLINICIAL RESEARCHES ■ " ГИПЕРТЕНЗИЯ
DOI: 10.22141/2224-1485.2.58.2018.131068
Оренко Ю.М., Радченко Г.Д., Рековець О.Л.
ДУ «ННЦ «1нституткардюлоги 1м. акад. М.Д. Стражеска» НАМН Укра1ни», м. Кив, Укра1на
Фактори ризику, що впливають на прогноз у хворих з артерiальною ппертензieю
Резюме. В аналп включено 524пащенти, яким проводили стандартне обстеження: вимiрювання офсно-го артериального тиску (АТ), добове монторування АТ, ехокардографт, електрокардшграфт. Через 5 рошв тсля виписки зi стационару усш хворим поштою буларозклана анкета, що хворi заповнювали пись-мово з вказанням, якХ та коли перенесли несприятливi поди (шфаркт мокарда, iнсульт, нестабльна сте-нокардiя, серцева або ниркова недостаттсть, iншi серцево-судинт поди, що потребували гостталпаци). Уразi смертi пащента анкету заповнювали родичь Вплив факторов на частоту виникнення несприят-ливих подш визначали за допомогоюрегрестного анализу. Пд час дослдження встановлено, що основними факторами, я^ були пов 'язат з виникненням несприятливих подш (шфаркт, iнсульт, нестабльна сте-нокардiя, серцева недостатнкть, ниркова недостатнкть, смерть, гостталпацы через iншi серцево-су-динт подИ, цукровий диабет) в обстежениххворих, були: вк пащента, ревень систолiчного АТ при виписщ зi стащонару, рiвень пульсового АТ (ПАТ) при виписщ зi стащонару, наявтсть постшфарктного кардо-склерозу, iнсульту в анамнез^ збльшений пор^вня^о з нормою розмiр левого передсердя, знижена фракцы викиду левого шлуночка, збльшена товщина мiжшлуночковоi перегородки, шдекс маси мокарда левого шлуночка бльше 137г/м2, наявнкть ЕКГ-ознак гтертрофи левого шлуночка бльше 3 бал^в за критерием Естеса, порушений добовий профль дiастолiчного АТ (ДАТ), ревень середнього денного ПАТ бшьше 64мм рт.ст. Незалежними вд шших факторов ризику виникнення комбiнованоi кiнцевоi точки в обстежених хворих виявилисяревень офисного ПАТ при виписщ зi стащонару 64мм рт.ст. та бльше, значно знижена фракцш викиду левого шлуночка (менше 40 %), потовщення мiжшлуночковоi перегородки (бльше 1,2 см), величина шдексу маси мокарда левого шлуночка 137 г/м2 та бльше, кльксть бал^в за Естесом бльше 3, зниження ДАТу тчний перШ менше 10 %, середнш денний ПАТ при добовому мотторувант АТ 64 мм рт.ст. i бльше. Серед них незалежними вд терапи, що призначалася, були ревень офисного ПАТ 64 мм рт.ст. i бльше при виписщ, знижена (менше 40%) фракцш викиду левого шлуночка, порушення добового профлю АТ (добовий Шекс для ДАТ менше 10%) або середнт денний ПАТ вищий вгд 64 мм рт.ст. Не ви-явлено достовiрного впливу тiеi чи iншоi групи антигтертензивних преп^арат^в на частоту виникнення комбiнованоi точки. Для прогнозу обстежених хворих бльше значення мало зниження АТ як такого, особливо ПАТ, а не те, яким антигшертензивним препаратом вдавалося його знизити. Ключовi слова: артерiальна гiпертензiя; прогноз; фактори ризику
Вступ
Оч^еться, що apTepianbHa гiпертензiя (АГ) в нaйближчi роки сприятиме приблизно 13 % ви-падюв смертност в усьому свт. Пpeгiпepтeнзiя пов'язана з бшьш високим ризиком майбутнього розвитку ппертензИ та серцево-судинних захворю-вань (ССЗ) поpiвняно з оптимальним apтepiaль-ним тиском (АТ) у загальнш популяцИ. За даними
лггератури, темпи прогресування вщ преппертензИ до АГ протягом 2—4 роюв спостереження станови-ли вщ 5 до 7 % для оаб з оптимальним АТ, вщ 15 до 21 % — iз нормальним АТ та вщ 31 до 43 % — iз високим нормальним АТ [5—7, 28—31].
Модифiкaцiя способу життя та рання тepaпiя преппертензп можуть зменшити захворювашсть та довгостpоковi наслщки АГ. Таким чином, ш-
© «Артерiальна ппертегая» / «Артериальная гапертензия» / «Hypertension» («Arterial'naâ gipertenziâ»), 2018 © Видавець Заславський О.Ю. / Издатель Заславский А.Ю. / Publisher Zaslavsky A.Yu., 2018
Для кореспонденци: Радченко Ганна Дми^вна, ДУ «ННЦ «1нститут кардюлоги iменi академта М.Д. Стражеска» НАМН Украши», вул. Народного Ополчення, 5, м. КиТв, 02000, Укра'ша; e-mail: rganna@bigmir.net
For correspondence: Ganna Radchenko, State Institution "National Scientific Center "M.D. Strazhesko Institute of Cardiology" of the National Academy of Medical Sciences of Ukraine'; Narodnogo Opolcheniya st., 5, Kyiv, 02000, Ukraine; e-mail: rganna@bigmir.net
струмент оцiнки ризику буде корисним лжарям для планування модифжацш способу життя або тактики медикаментозного л^вання на основi ризику розвитку АГ. Н. Капе§ае зi ствавторами вивчали розробку моделi для прогресування АГ [23]. Ця модель прогнозування включала сечову кислоту, протешурш, шдекс маси тша (1МТ) за вжом та дiастолiчний АТ за вжом, тому що вони були пов'язаш з розвитком нових випадкiв АГ. Щ результати узгоджувалися з попередшми досль дженнями. Так, Бипёе^огт iз колегами показали, що збiльшення сечово! кислоти на 77 мкмоль/л (1,3 мг/дл) у мультиварiантнiй моделi, включаю-чи протешурш, було пов'язано з 17% збшьшен-ням розвитку АГ протягом 4 роюв [24]. Окитига з колегами оцiнили незалежну асощащю наявностi протешурп та знижено! швидкост клубочково! фшьтрацп при АГ у проспективному когортному дослщженш японських хлопщв молодого та се-реднього в^. Серед учасникiв вiком 18—59 роюв (п = 29 181) протягом 9,3 року кориговаш показ-ники були значущими для протешурп [25].
У лiтературi iснуe багато дослщжень, присвя-чених виявленню факторiв ризику несприятливо-го перебiгу АГ в тш або iншiй популяцп. Проте в Укра!ш проспективних або ретроспективних до-слiджень з дано! теми майже не проводилось. На сьогодш не вiдомо, чи iснуe якась рiзниця м1ж по-пуляцieю хворих на АГ в Укра!ш та популяцiями iнших кра'ш.
Дана стаття е результатом ретроспективного аналiзу факторiв несприятливого перебiгу захворю-вання в пащенпв з АГ, якi проходили л^вання в спецiалiзованому вщдшенш симптоматичних п-пертензiй ДУ «ННЦ «1нститут кардiологГl iм. акад. М.Д. Стражеска» НАМН Укра'ши».
Матерiали та методи
У ретроспективний аналiз було включено 524 пащенти з рiзним ступенем АГ, що проходили ль кування у вщдшенш симптоматичних артерiаль-них гшертензш ДУ «ННЦ «1нститут кардюлогп iм. акад. М.Д. Стражеска» НАМН Укра'ши» протягом 5 роюв [1, 3, 4]. Характеристика хворих подана в табл. 1. Не включалися хворi з вторинною АГ, причиною яко! була ендокринна патолопя (альдостеронiзм, феохромацитома, порушення функцп щитоподiбноI залози та iн.), та без стшко-го пiдвищення АТ (транзиторна АГ, нейроцирку-ляторна дистонiя). Середнiй строк спостереження становив 57,7 ± 4,6 мiсяця.
Аналiз проводили за факторами, що визна-чалися при стандартному обстеженш протягом перебування хворого в стацiонарi. Окрiм клшжо-демографiчних даних, враховували терапiю, що призначалася i рекомендувалася для подальшого прийому, наявнiсть шкiдливих звичок (палшня, зловживання алкоголем — бiльше 30 мл чистого алкоголю на добу), рiвень систолiчного (САТ) та
дiастолiчного АТ (ДАТ) при виписш 3i стацюна-ру, показники 6ioxiMi4Horo та загально клшчного аналiзу KpoBi, ce4i, показники ппертрофп лiвого шлуночка (ЛШ) за даними стандартно! електро-кардiограми, показники ехокардюграфп, добового монiторування АТ (ДМАТ).
Вимiрювання АТ проводили ртутним сфямома-нометром вранцi м1ж восьмою та десятою годинами вщповщно до рекомендацш Американсько! асоша-цп кардiологiв. Реестрацго САТ та ДАТ у положен-нi сидячи проводили на однш i тiй же руцi два рази з штервалом у двi хвилини, якщо величини АТ не рiзнилися бiльше як на 5 мм рт.ст. При виявленш бшьшо! рiзницi м1ж отриманими величинами проводили трете вимiрювання та обчислювали середне значення з двох або трьох послщовних вимiрювань. Частоту серцевих скорочень (ЧСС) визначали пiсля другого вимiрювання.
ДМАТ проводили на апарат АВРМ-04 або 02 (МеШШесИ, Угорщина). При цьому вивчали такi показники: середньодобовий, денний (д), шчний (н) САТ, середньодобовий, денний, шчний ДАТ, середньодобовий, денний, шчний пульсовий АТ (ПАТ), ЧСС. Крiм того, за допомогою програм-ного забезпечення вираховували добовий шдекс (Д1) — процент зниження шчного АТ порiвняно з денним. Мошторування проводили в такому режи-мi: у денний час — кожш 15 хвилин, уночi (з 22:00 до 6:00) — кожш 30 хвилин. Процедуру здшснюва-ли амбулаторно, хворi вели звичайний споаб життя, виконуючи побутовi фiзичнi i психоемоцiйнi навантаження.
Електрокардiографiю проводили на 12-каналь-ному електрокардiографi Unicar («Юнжар», Украина). Визначали показники, що характеризують наявнiсть ппертрофп ЛШ: бали за Естесом, iндекс Соколова — Лайона, показники Корнелла (шдекс амплггуди та iндекс тривалостi) за загальноприйня-тими правилами [13].
Бiохiмiчнi аналiзи виконувалися на автоматичному фотометрi Livia (Согтау, Польща) та елек-тролiтному аналiзаторi (Ciba Corning, Ангая). Визначали рiвень креатиншу, глюкози, холестерину, триглiцеридiв, калiю, натрго. Величину клiренсу креатинiну (КК) розраховували за допомогою фор-мули Cocroft — Gault [13].
[(140 — вж) • (маса тша)] • (0,85 у ж1нок)
КК = --—------ , (1)
72 • (креатинiн сироватки)
де КК (ктренс креатинiну) виражено в мл/хв, маса тша — в кг, вж — у роках, креатинш сироватки — в мг/дл.
Показники гемодинамжи та скорочувально! спроможност мiокарда ЛШ серця ощнювали за допомогою ехокардюграфп на апарат Sonоlinе SL-1 (Siemens, Шмеччина). Ультразвукове дослiдження серця виконували в М- та В-режимi стандартним способом. Визначали розмiр лiвого передсердя
(ЛП), кiнцево-дiастолiчний (KДР) та юнцево-си-столiчний розмiр (KCP) ЛШ. Mасy мiокарда ЛШ серця (ММЛШ) вираxовyвали згщно з методикою Penn — Convention [13]:
ММЛШ = 1,06 x ((KaP + T3C + TMШП)3 -
- ВДР3) - 13,6, (2)
де T3C — товщина задньо! стiнки лiвого шлyночка, см; TMШП — товщина м!жшлуночково! перегородки лiвого шлуночка, см; 1,06 — коефiцieнт розра-хунковий; 13,6 — коефiцieнт розраxyнковий.
Площу поверxнi тiла вираховували за стандар-тними таблицями за формулою Du Bois [13]. 1ндекс ММЛШ — за формулою:
1ндекс ММЛШ = ■
ММЛШ
Площа поверxнi т!ла
(3)
де iндекс ММЛШ — шдекс маси мiокарда ЛШ, г/м2.
Вщносну товщину стiнки (ВТС) ЛШ вираховували за формулою:
КДР
ВТС =-, (4)
2 ТЗС
Об'еми ЛШ, таю як кшцево-д1астол1чний об'ем (КДО) та кшцево-систол1чний об'ем (КСО) ЛШ, обчислювали, використовуючи формулу Тейхоль-ца [13]. Розраховували також фракц1ю викиду ЛШ (ФВ) у вщсотках. Розподiл пацiентiв за проведени-ми методами дослiдження подано в табл. 2.
Через 5 роюв тсля виписки усiм пащен-там було проведено письмове анкетування. Серед основних запитань були таю: чи змшили ви лiкування, призначене в стацiонарi iнституту,
як1 антиппертензивн1 препарати ви приимаете на поточниИ момент, якиИ АТ ви частше в себе рееструете, чи розвинулися у вас таю несприят-лив1 поди, як шсульт, 1нфаркт мюкарда (1М), сер-цева або ниркова недостатшсть, цукровиИ д1абет, 1нш1 серцево-судинт подп (аневризма аорти, аор-токоронарне шунтування, порушення серцевого ритму, гшертензивний криз та 1н.), що потребува-ли госштал!зацп. Якщо спостер1галися таю поди, то вказувалися строки виникнення та госшталь зацп. Якщо пащент помер, то родич1 в1дпов1дали на запитання, вказуючи причини смерт1 та дати (зпдно з1 св1доцтвом про смерть).
Ус1 пац1енти, перебуваючи в стацюнар1, отриму-вали антиг1пертензивну терапго. Розпод1л пац1ент1в за групами призначених антиг1пертензивних препа-рат1в подано на рис. 1.
Статистичну обробку результапв проводили тсля створення бази даних у систем! Microsoft Ехсе1 за допомогою програм, 1нтегрованих у дану систему, та програми SPSS 13.0. Пор1вняння се-редн1х величин у групах здшснювали за допомогою незалежного двов1дб1ркового t-тесту п1сля пе-рев1рки ряд1в на нормальн1сть розподшу величин. Пор1вняння достов1рност1 р1зниц1 мж групами з непараметричним розпод1лом (в1дсотков1 по-казники) проводили за Mann — Whitney-тестом. Вплив фактор1в на частоту розвитку неспри-ятливих подш визначався при ун1вар1антному Mantel — Haenszel статистичному анал1з1 з вира-хуванням OR (odds ratio) при достов1рному кон-ф1денц1Иному 1нтервал1 (С1) 95%. У подальшому для визначення незалежност виявлених фактор1в були проведен! ушвар!антний та мультивар!ан-
Таблиця 1. Кл'1Н1ко-демограф'1чна характеристика хворих, включених у дослдження
Показник, одиниц вимiрювання Величина показника
Bík, роки 53,40 ± 0,73
Жiнки, n (%) 274 (52,3)
Tривалiсть iснування АГ, роки 9,94 ± 0,66
Есенфальна гiпертензiя, n (%) 412 (78,6)
Ренопаренхiматозна АГ, n (%) 112 (21,6)
Наявнiсть цукрового дiабету в анамнезi, n (%) 48 (9,2)
Наявнють iнфаркту мiокарда в анамнезi, n (%) 59 (11,3)
Наявнiсть iшемiчноÏ хвороби серця, n (%) 184 (35,1)
Наявнiсть ознак серцево!' недостатностi, n (%) 100 (19,1)
Наявнiсть пароксизмально[ або хронiчноÏ фiбриляцiÏ передсердь, n (%) 48 (9,2)
Наявнiсть порушення мозкового кровооб^у в анамнезi, n (%) 54 (10,3)
Рiвень CAT при надходженнi, мм рт.ст. 175,90 ± 1,04
Рiвень ДАТ при надходженнi, мм рт.ст. 103,80 ± 0,87
ЧСС, уд/хв 77,1 ± 0,3
1ндекс маси тша, кг/м2 29,8
Таблиця 2. Розподл пац}ен^в за методами досл '/дження
Показник Юльмсть пащен^в, n (%)
Загально клУчне та 6ioxiMi4He дослщження KpoBi та ce4i 523 (99,6)
Ехокардiографiя 495 (94,3)
Визначення ознак гiпертрофií ЛШ при ЕКГ 255 (48,6)
ДМАТ 45 (8,6)
тний Cox регресшний статистичний аналiз i3 ви-рахуванням нестандартизованого та стандартизо-ваного OR при достовiрному С1 95%.
Результати
Комбiновaнa кiнцева точка (ККТ) — 1М, або iнсульт, або нестабшьна стенокардiя, що потре-бувала госmталiзащi, або ниркова недостатнiсть, або серцева недостатшсть, або нововиявлений цукровий дiабет, або госпiталiзацiя з шшо! сер-цево-судинно! причини (аневризма аорти, аор-токоронарне шунтування, крововилив у спгавку ока та iн.), або смерть — була зареестрована в 141 (26,9 %) випадку. 1М розвинувся у 21 (4 %) пащента, шсульт — у 33 (6,3 %), нестабильна стено-кардiя — у 34 (6,4 %), термшальна стадiя нирково! недостатност — у 6 (1,1 %), верифжована серцева недостатнiсть — у 16 (3,1 %), цукровий дiабет — у 20 (3,8 %), смерть вщ усiх причин — у 44 (8,4 %). З них у 4 пащенпв причина смерт невщома, у 5 — вона була онколопчна. Кiлькiсть госпiталiзацiй iз тих або iнших серцево-судинних причин стано-вила 134 (25,6 %).
Для виявлення достовiрних факторiв, що впливали на частоту виникнення комбшовано! кшцево! точки, спочатку було проведено порiв-няння середнiх величин показниюв, що вивчали-ся, у групах пащенпв iз виникненням комбшо-вано! кшцево! точки та без нього. Установлено, що групи достовiрно вiдрiзнялися за вiком, три-
валютю АГ, piBHeM САТ при надходженш та ви-писцi 3i стащонару, ПАТ, а також за pозмipами лiвого передсердя (ЛП), ФВ, ТМШП, ТЗС, ВТС, 1ММЛШ, кiлькiстю еритроципв, piвнeм гемогло-6iHy, гематокриту, за юльюстю балiв за Естесом, ЧСС, Д1, сepeднiм денним ПАТ. Щ данi подано в табл. 3. Наведеш показники були достовipно rip-шими в гpyпi пацieнтiв, у яких розвинулася ком-бiнована кшцева точка. Кpiм того, у пащенлв ще^ групи в анамнeзi частше зyстpiчався цукровий дiабeт (12,8 проти 7,8 %, Р = 0,083), iшeмiчна хвороба серця (1ХС) (46,1 проти 31,1 %, Р = 0,001), 1М (19,1 проти 8,4 %, Р = 0,001), шсульт (17 проти 7,8 %, Р = 0,002) та серцева недостатшсть (25,5 проти 16,7 %, Р = 0,023).
У подальшому було проведено дискриптив-ний аналiз Mantel — Haenszel, завдяки якому були визначеш основнi фактори, наявшсть яких достовipно була пов'язана з виникненням ККТ у хворих, включених у дослщження. Цi даш подано в табл. 4. Як видно з табл. 4, частота виникнення комбшовано^ кшцево^ точки достовipно збшьшу-валася на 77 % у пащенпв вiком понад 55 роюв, на 60 % при тривалост АГ бiльшe 5 роюв, на 78 % при piвнi САТ 160 мм рт.ст. при надходженш i бiльшe та у 2,3 раза при piвнi САТ 160 мм рт.ст. i бшьше при виписщ зi стацiонаpy, на 85 % при piв-ш ПАТ 64 мм рт.ст. i бiльшe при виписцi зi стащонару. При цьому piвeнь ДАТ ш при надходжeннi в клшжу, нi при виписцi зi стащонару не мав до-
□ 1нпб1тори АПФ
□ АК дигщротридинов1
□ Група диллазему або верапамту
■ Д1уретики
■ Бета-адреноблокатори
□ Астрин
Рисунок 1. Розподл пац '1снт1в за групами антиппертензивних препаратв
CTOBipHoro самостiйного значення для виникнен-ня несприятливих подiй в обстежених хворих. На частоту виникнення комбшовано! кшцево! точки достовiрно впливала наявшсть серцево-судин-них захворювань в анамнезi (iнфаркту мiокарда, iшемiчно! хвороби серця, перенесеного шсульту) та ознак серцево! недостатностi на момент над-ходження. Наявнiсть цукрового дiабету також збшьшувала частоту виникнення ККТ на 70 % (Р = 0,085, С1 1,3—2,9). Наявшсть фiбрилящ! пе-редсердь (хронiчна або пароксизмальна) не мала достовiрного значення для прогнозу в обстеже-них хворих.
Серед показниюв внутршньосерцево! гемо-динамiки найбiльш значущими виявилися збшь-шенi розмiри ЛП та КСО, знижена ФВ, збшьше-на ТМШП (бiльше 1,2 см), 1ММЛШ 137 г/м2. Ця величина 1ММЛШ була отримана iмперично при пошаговому Mantel — Haenszel аналiзi. Починаю-чи з рiвня 137 i бшьше, вплив цього показника на прогноз був достовiрним. Крiм того, частоту виникнення комбшовано! кшцево! точки достовiр-но збшьшували: наявшсть ЕКГ-ознак гшертрофп ЛШ за Естесом (кшькють балiв бiльше 3) — у 3,47 раза. Зменшення кшькосл еритроцитiв (величина менше 3,9 • 1012/л була отримана iмперично при пошаговому аналiзi) у 2,87 раза також досто-
вiрно збшьшувало частоту виникнення комбшовано! кшцево! точки. ДМАТ у цш вибiрцi хворих було проведено 45 пащентам, але такi показники, як Д1 для ДАТ та для САТ менше 10 %, середнiй денний ПАТ 64 мм рт.ст. та бшьше, достовiрно i значною мiрою збiльшували частоту виникнення ККТ ввдповщно в 4,5, 4,3 та 6,1 раза.
Hi стать, ш причина АГ, ш наявнiсть шкщли-вих звичок, ш величина КДО ЛШ, ш тип гшертрофп ЛШ, ш початковий рiвень креатинiну си-роватки кровi, нi рiвень загального холестерину, ш рiвень триглiцеридiв, ш наявнiсть протешурп, нi iншi ЕКГ-показники гшертрофп ЛШ не були достовiрно пов'язаш з виникненням комбшовано! кшцево! точки.
Ми провели регресшний аналiз, у якому вия-вили фактори, що достовiрно впливали на частоту виникнення несприятливих подш незалежно ввд вiку пацiента (табл. 4). Виявилося, що тривалiсть АГ тюно пов'язана з вiком пацiентiв та самостш-ного значення не мае. Рiвень САТ при надходжен-ня в стацюнар також не мав достовiрного значення для прогнозу, тшьки рiвнi САТ 160 мм рт.ст. i бiльше та ПАТ 64 мм рт.ст. i бшьше при виписщ зi стацiонару на 84 та 66 % достовiрно збшьшували ризик виникнення ККТ. Рiвень ДАТ самостшного значення для прогнозу в нашш вибiрцi пацiентiв
Таблиця 3. Середн величини показниюв, що вивчалися, у групах пацентв Í3 виникненням КТ та без нього
Показники, од.вим. Величина показника, М ± m, n (%) Достовiрнiсть рiзницi
КТ (+), n = 141 КТ (-), n = 383
Bík, роки 57,0 ± 1,0 52,20 ± 0,65 0,0001
Тривалють АГ, роки 11,20 ± 0,64 9,50 ± 0,39 0,023
САТ , мм рт.ст. надходження' ~ 182,80 ± 2,59 173,6 ± 1,5 0,002
САТ „„„=, мм рт.ст. виписка' ~ 140,7 ± 1,4 135,40 ± 0,87 0,002
ПАТ, мм рт.ст. 63,5 ± 1,9 48,7 ± 2,3 0,001
Розмiр ЛП, мм 37,90 ± 0,54 36,30 ± 0,26 0,003
ФВ ЛШ, % 55,20 ± 0,87 58,10 ± 0,49 0,002
ТМШП, см 1,400 ± 0,026 1,30 ± 0,01 0,004
ТЗС, см 1,350 ± 0,019 1,29 ± 0,01 0,004
ВТС,од 0,540 ± 0,008 0,520 ± 0,005 0,052
1ММЛШ, г/м2 201,4 ± 7,7 171,1 ± 3,5 0,0001
Кшькють еритроципв, х 1012/л 4,70 ± 0,05 4,800 ± 0,029 0,02
Гемоглобiн, г/л 135,50 ± 1,35 139,10 ± 0,85 0,02
Гематокрит, % 39,50 ± 0,57 41,10 ± 0,45 0,05
Кшькють балiв за Естесом 3,30 ± 0,27 1,80 ± 0,14 0,0001
1ндекс Соколова, мм 26,5 ± 1,0 24,20 ± 0,64 0,074
ЧСС на етат 50 Вт при ВЕМ, уд/хв 87,7 ± 3,1 99,6 ± 2,2 0,08
Д1 для САТ, % 3,5 ± 2,3 8,50 ± 1,24 0,06
Д1 для ДАТ, % 6,4 ± 3,0 13,3 ± 1,4 0,29
Денний ПАТ, мм рт.ст. 68,2 ± 3,8 57,8 ± 1,9 0,023
Таблиця 4. Нестандартизований та стандартизований ризики виникнення юнцевих точок досл'1дження, IX достовiрнiсть та конфщенцйний нтервал в обстежених хворих за наявност вказаних фактор 'в
Фактор Нестандартизований OR (Mantel — Henzel) Стандартизований за BiKOM OR (Cox regression) Стандартизований OR (Cox regression)
BiK > 55 роюв 1,77, Р = 0,004 (CI 1,2-2,62) - НД
Тривалють АГ > 5 роюв 1,6, Р = 0,042 (CI 1,017-2,57) НД НД
Рiвень САТ при надходженн > 160 мм рт.ст. 1,794, Р = 0,025 (CI 1,077-2,99) НД НД
Рiвень САТ при виписц 3i стацюнару > 160 мм рт.ст. 2,3, Р = 0,001 (CI 1,38-3,8) 1,837, Р = 0,003 (С1 1,25-2,73) НД
Рiвень ПАТ > 64 мм рт.ст. 1,848, Р = 0,003 (CI 1,237-2,83) 1,657, Р = 0,06 (С1 1,235-2,732) 2,267, Р = 0,0331 (CI 1,066-4,82)
Наявнють 1М в анамнезi 2,59, Р = 0,001 (CI 1,49-4,52) 1,974, Р = 0,002 (С1 1,29-3,016) НД
Наявнють 1ХС в анамнезi 1,89, Р = 0,002 (CI 1,278-2,818) НД НД
Наявнють Ысульту в анамнезi 2,4, Р = 0,003 (CI 1,35-4,28) 1,864, Р = 0,006 (С1 1,199-2,899) НД
Наявнють серцево'|' недостатност 1,7, Р = 0,024 (CI 1,1-2,7) НД НД
Розмiр ЛП > норми 1,595, Р = 0,068 (CI 1,02-2,34) 1,47, Р = 0,07 (С1 0,969-2,237) НД
КСО > 35 мл 1,8, Р = 0,033 (CI 1,05-3,13) НД НД
ФВ < 50 % 1,74, Р = 0,026 (CI 1,23-3,13) 3,29 1,675, Р = 0,055 (С1 1,121-2,502) НД
ФВ < 40 % Р = 0,006 (CI 1,72-4,83) 2,56, Р = 0,001 (С1 1,486-4,41) 4,098, Р = 0,0121 (CI 1,367-12,289)
ТМШП > 1,2 см 1,965, Р = 0,02 (CI 1,1-3,5) 1,67, Р = 0,055 (С1 0,989-2,822) 4,757, Р = 0,0711 (CI 0,878-25,78)
1ММЛШ > 137 г/м2 1,78, Р = 0,035 (CI 1,04-3,065) 1,896, Р = 0,059 (С1 0,977-3,676) 1,099, Р = 0,061 (CI 0,985-1,11)1
Кшькють балiв за Естесом > 3 3,47, Р = 0,001 (CI 1,9-6,19) 2,51, Р < 0,001 (С1 1,549-4,067) 1,198, Р = 0,0241 (CI 1,024-1,402)
Кшькють еритроцилв кровi < 3,9 • 1012 2,87, Р = 0,021 (CI 1,17-7,068) НД НД
ЧСС на етат 50 Вт при ВЕМ < 90 уд/хв 4,8, Р = 0,053 (CI 0,89-26,1) НД НД
Д1 для ДАТ < 10 % 4,51, Р = 0,044 (CI 1,039-20,1) 4,505, Р = 0,028 (С1 1,17-17,286) 6,566, Р = 0,032 (С1 1,202-35,8)
Д1 для САТ < 10 % 4,268, Р = 0,087 (CI 0,809-22,47) НД НД
Денний ПАТ > 64 мм рт.ст. 6,1, Р = 0,05 (CI 0,996-37,49) 5,685, Р = 0,042 (С1 1,068-30,1) 7,01, Р = 0,0282 (С1 1,229-39,9)
Примтки:1 — стандартизований за достов'рними при попередньому анал'з факторами: в'1ком, наявнстю в анамнезi 1М та/або iнсульту, рiвнем САТ та ДАТ при виписц зi стацонару, рiвнем ПАТ при виписц'1 зi стацонару, розмiрами ЛП, ФВ, ТМШП, 1ММЛШ, клькстю балiв за Естесом;2 — стандартизований за вком, рiвнем САТ при виписщ, рiвнем середнього денного ПАТ та Д1 для ДАТ.
не мав. Лише при стандартизации за bîkom разом i3 САТ вплив ДАТ ставав достовiрним — OR = 0,987 (Р = 0,011). Наявшсть 1ХС та ознак серцево! не-достатностi також не мала самостшного значення ^рогвдно, що з вiком збшьшуеться частота виникнення цих патологiчних сташв). Навпаки, наявнiсть 1М в анамнезi та перенесений iнсульт зберiгали свое прогностичне значення в обсте-жених хворих при стандартизации за вжом. Також залишилися достовiрними за впливом на частоту виникнення комбшовано! кшцево! точки таю показники, як збшьшений розмiр ЛП, знижена (менше 40 %) ФВ, збiльшена ТМШП та 1ММЛШ, наявнiсть ЕКГ-ознак гшертрофп лiвого шлуноч-ка за Естесом (юльюсть балiв бiльше 3), Д1 для ДАТ менше 10 % та середнш денний ПАТ 64 мм рт.ст. та бшьше.
За даними регресшного аналiзу (табл. 4), неза-лежними факторами, що були пов'язаш з виникненням комбшовано! юнцево! точки, виявилися ФВ менше 40 %, офюний ПАТ 64 мм рт.ст. та бшьше, ТМШП 1,2 см та бшьше, 1ММЛШ 137 г/м2 та бшьше, наявшсть ознак гшертрофГ! ЛШ за Естесом. Iншi важливi фактори, таю як вж, ш-фаркт мюкарда та iнсульт в анамнезi, збшьшений розмiр ЛП та рiвень САТ 160 мм рт.ст. i бшьше при виписщ зi стацiонару, не мали самостшного значення. Осюльки ДМАТ проводилося лише 45 па-щентам, мультифакторний аналiз для показниюв ДМАТ здiйснювався в iншiй достовiрнiй моделi (Р = 0,03), що включала таю фактори, як вж, рь вень САТ при виписщ, рiвень середнього денного ПАТ та Д1 для ДАТ, антигiпертензивну тератю. Найбiльш значущими виявилися такi показники ДМАТ: при значенш Д1 10 % та менше частота розвитку комбшовано! юнцево! точки зростала в 6,5 раза, а при величин денного ПАТ при ДМАТ 64 мм рт.ст. та менше — у 7 разiв (табл. 4). Таким чином, показники ДМАТ для прогнозу мали са-мостшне, незалежне ввд вжу та рiвня офюного САТ значення.
Основними незалежними факторами ризику виникнення комбшовано! юнцево! точки в об-стежених хворих виявилися рiвень досягнутого на фош терапп офiсного ПАТ 64 мм рт.ст. та бшьше, знижена ФВ ЛШ (менше 40 %), потовщення мiжшлуночковоï перегородки (бшьше 1,2 см), ознаки ГЛШ — 1ММЛШ 137 г/м2, юльюсть балiв за Естесом бшьше 3, недостатне зниження ДАТ у шчний перюд — менше 10 %, середнш денний ПАТ 64 мм рт.ст. i бшьше. За результатами муль-тиварiантного регресшного аналiзу в достовiрнiй взятш моделi (Р = 0,007) серед стандартизованих за тератею факторiв достовiрне значення мали рiвень офюного ПАТ 64 мм рт.ст. i бшьше при виписщ, знижена (менше 40 %) ФВ ЛШ. Анти-гшертензивш препарати достовiрно не впливали на прогноз у данш модель Тобто для прогнозу обстежених хворих бшьше значення мало вла-
сно зниження АТ як таке. Це тдтверджуеться i результатами шшого аналiзу в модел^ де такi показники, як середнш денний ПАТ та Д1 для ДАТ, були стандартизован за тератею (достовiрнiсть моделi Р = 0,02). Виявилося, що, якщо спостерь галося порушення добового профшю АТ (Д1 для ДАТ менше 10 %) або середнш денний ПАТ був вище 64 мм рт.ст., суттево зростав ризик виникнення комбшовано! юнцево! точки (ввдповвдно в 6,34 та 7,2 раза, Р = 0,04 та 0,026, С1 1,089-37,3 та 1,26-41,1), незалежно ввд того, який препарат призначався в подальшому.
Обговорення
У данш робот виявлено фактори ризику виникнення несприятливих подш у пащента iз АГ тсля стащонарного лiкування. Серед них видшено фактори абсолютно незалежнi ввд ш-ших. Ними виявилися: офюний ПАТ 64 мм рт.ст. та бшьше, ФВ ЛШ менше 40 %, ТМШП 1,2 см та бшьше, 1ММЛШ 137 г/м2, юльюсть балiв за Естесом бшьше 3, середнш денний ПАТ при ДМАТ 64 мм рт.ст. i бшьше та Д1 для ДАТ менше 10 %. За даними лггератури, щ фактори були також визна-чеш в шших дослвдженнях.
Так, збшьшення ризику виникнення несприятливих подш у пащента iз ФВ менше 40 % було показано в дослвдженнях SOLVD, TRACE, SAVE, за наявност гшертрофп лiвого шлуночка за даними ЕКГ — у дослвдженш D.W. Brown, де було показано, що наявшсть ЕКГ-ознак гшертрофп лiвого шлуночка незалежно ввд вжу та рiвня АТ збшьшуе вiрогiднiсть серцево-судинно! смерт у 2 рази, за наявност гшертрофп лiвого шлуночка за даними ЕхоКГ — у Фремшгемському дослвдженш, роботах групи R. Devereux, де показано, що збшьшення на 1 мм товщини стшки ЛШ у хворих з АГ може асощюватися з майже семи-кратним зростанням ризику смерп [5, 8-12, 14, 18-21]. На ввдмшу вiд дослвдження R. Devereux зi спiвавторами ми не визначили достовiрного впливу типу ремоделювання ЛШ на прогноз в об-стежених хворих. У дослвдженш P. Verdecchia зi спiвавторами кiлькiсть кардiоваскулярних подiй на 100 пащенпв за рiк зростала при рiвнi офiсно-го ПАТ бшьше 65 мм рт.ст. та середньодобового ПАТ бшьше 53 мм рт.ст. [22]. У нашому дослвдженш через малу вибiрку достовiрним був лише вплив середнього денного АТ, ПАТ при його рiв-ш 64 мм рт.ст. та бшьше. Однак цей вплив був i не залежав ш ввд вжу, m ввд показниюв офюного АТ, ш ввд групи антигшертензивних препарата, що призначалися. Бшьше того, якщо взяти досто-вiрну модель, яка б включала таю показники, як офюний САТ, ДАТ, офюний ПАТ, Д1 для ДАТ та денний ПАТ, то достовiрно збшьшувалася частота виникнення комбiнованоï кiнцевоï точки лише при величиш середнього денного ПАТ 64 мм рт.ст. i бшьше в 5,88 раза (Р = 0,065, С1 0,89-38,6)
та Д1 для ДАТ менше 10 % — у 8,89 раза (Р = 0,035, С1 1,17—67,42). 1ншими словами, указан показ-ники ДМАТ мали незалежне ввд показникiв офь сного вимipювання АТ значення для подальшого перебпу захворювання.
Оцiнка впливу на прогноз в обстежених хво-рих показниюв офiсного вимipювання АТ (САТ, ДАТ, ПАТ) мала неоднозначний характер. Як ввдомо з iнших дослiджeнь, офiсний САТ мае беззаперечне велике значення для розвитку сер-цево-судинних ускладнень [6—11, 15—17]. У на-шому дослiджeннi негативно на прогноз впливав бшьшою мipою piвeнь САТ при виписцi зi стащо-нару, нiж САТ при надходженш Тобто для запо-бпання несприятливим подiям у хворих з АГ, яю перебувають на л^ванш, насамперед мало значення зниження САТ до оптимального piвня, а не стутнь пiдвищeння АТ до лжування. Вiдсyтнiсть самостiйного значення для прогнозу piвня ДАТ дещо не зовим вписувалася в загальнопpийнятi уявлення, якщо оpiентyватися на результати до-слiджeння НОТ, яке включало 18 790 пащенпв з АГ i в якому було продемонстровано, що чим ни-жчий piвeнь ДАТ було досягнуто, тим менша частота виникнення несприятливих подiй [7]. Проте в лiтepатypi ми зустрши данi кiлькох великих до-слвджень, результати яких деякою мipою е поpiв-няними з результатами нашого обстеження. Так, R. Pastor-Barriuso зi спiвавтоpами пpослiдкyвали 15-piчнy смepтнiсть у 7830 здорових оиб [17]. Вия-вилося, що смepтнiсть мала лшшну залeжнiсть вiд piвня САТ незалежно вiд вiкy пацiентiв. Залеж-шсть вiд piвня ДАТ мала piзний характер у пащен-тiв старше та молодше 65 pокiв. Так, у молодих оиб збiльшeння ДАТ призводило до збшьшення смepтностi незалежно ввд ПАТ. У осiб вжом по-над 65 pокiв взаемозв' язок ДАТ i частоти смертей мав J-подiбний характер: при фжсованому ДАТ пiдвищeння САТ (та ввдповвдно ПАТ) асоцшва-лося зi збшьшенням ризику, тодi як при фжсова-ному САТ збiльшeння ДАТ (ввдповвдно зменшен-ня ПАТ) у межах до 80—90 мм рт.ст. призводило до зменшення ризику та в межах вище 80—90 мм рт.ст. — до збшьшення ризику. У дослвдженш K. Miura зi ствавт., що включало 28 360 учасни-юв, у тому числi хворих з АГ, було показано, що piвeнь ДАТ найбшьше впливав на частоту смерт в осiб середнього в^ (40—59 pокiв), а в оиб iнших вiкових катeгоpiй бшьше значення мали ПАТ та САТ [16]. У ретроспективному спостереженш за 129 хворими з АГ для виникнення шсульту найбшьше прогностичне значення мали САТ та ПАТ [15]. При тдвищеному ДАТ збшьшувалася лише частка геморапчних iнсyльтiв. У дослвдженш НОТ також piвeнь ДАТ не мав достовipного впливу на частоту виникнення шсулклв [7].
I. Figliuzzi зi спiвавт. вивчали досягнення кшькох терапевтичних цiлeй для профшактики серцево-судинних захворювань: ретроспектив-
ний аналiз реально! практики в Ггалп. Вони про-аналiзували данi 7158 дорослих амбулаторних па-цiентiв (57,7 ± 5,3 року, 1МТ — 28,3 ± 5,0 кг/м2, офiсний АТ — 136,0 ± 14,3/82,2 ± 8,3 мм рт.ст., загальний холестерин — 212,7 ± 40,7 мг/дл), серед яких 2029 (45,2 %) пащенпв iз низьким, 1730 (24,2 %) — промжним та 731 (16,3 %) — високим та дуже високим серцево-судинним ризиком за SCORE. Збшьшення ризику за SCORE незалежно сприяло поганому досягненню цшьового рiвня дiастолiчного АТ < 90 мм рт.ст. (OR 0,852; 95% Д1 0,822-0,882); холестерину ЛПНП < 130 мг/дл (OR 0,892; 95% Д1 0,861-0,924), ХС ЛПВЩ > 40 (Ч)/ > 50 (Ж) мг/дл (OR 0,926; 95% CI 0,895-0,9558); триглщервддв < 160 мг/дл (OR 0,925; 95% CI 0,895-0,957), а 1МТ < 25 кг/м2 (OR 0,8888; 95% Д1 0,851-0,926), навпь тсля корекцп цукрового дiа-бету, функцiй нирок, фармакотерапп (P < 0,001). Автори роблять висновок про те, що особи з високим та дуже високим рiвнем серцево-судинно-го ризику за SCORE в Ггалп не досягли рекомен-дованих терапевтичних цшей в умовах реально! клжчно! практики [27].
Обмеження досл^дження
У нашому дослiдженнi iснують певнi обмеження. Так, за комбшовану кшцеву точку при пер-винному аналiзi ми брали усi несприятливi поди, що виникали у хворих, у тому чи^ цукровий дiа-бет, нестабшьну стенокардiю, смерть вiд шших, н1ж серцево-судиннi, причин. В шших дослвд-женнях iснували первинна ККТ (частше включала тiльки шфаркт, iнсульт, серцево-судинну смерть), за якою i проводився первинний аналiз, та вторинна ККТ (нестабильна стенокардiя, сер-цева та ниркова недостатнiсть, цукровий дiабет). Можливо, ми мали б дещо iншi результати, якби проводили аналiз за таким розподiлом кшцевих точок. Другим обмеженням нашого дослвдження було те, що ми оцшювали розвиток несприятливих подiй, базуючись на АТ, що реестрував-ся в пащенпв при виписцi зi стацiонару. Але за результатами нашого анкетування 72 % хворих у подальшому змшювали свою терапiю, i здебiль-шого цi змiни були неадекватними — рiвень АТ оптимально не контролювався. Тобто, хоча i рi-вень АТ при виписщ виявився достовiрним фактором ризику розвитку несприятливих подш, на частоту виникнення комбшовано! кiнцевоI точки впливав i той рiвень АТ, що був на фош замiни антигiпертензивних препаратiв. Трепм обмеженням нашого дослiдження було те, що ми включали в нього не загальну популяцш хворих з АГ, а тшьки тих оиб, яю лiкувалися в спецiалiзованому вiддiленнi. Бiльшiсть iз цих пащенпв мали помiр-ну та тяжку АГ, що не вдавалося устшно л^вати за мiсцем проживання.
У зв'язку з указаними обмеженнями, можли-во, ми не отримали даних щодо переваги того
чи iншого антигiпертензивного препарату в зменшенш ризику виникнення несприятливих подш.
Висновки
1. Основними факторами, що були пов'язаш з виникненням несприятливих подш (шфаркту, шсульту, нестабшьно! стенокардп, серцево! не-достатностi, нирково! недостатностi, смертi, го-спiталiзацiй з шших серцево-судинних подiй, цу-крового дiабетy), в обстежених хворих виявилися: вж пацieнта, рiвень CAT при виписщ зi стащона-ру, рiвень ПAT при виписцi зi стащонару, наяв-нiсть постiнфарктного кардiосклерозy, шсульту в анамнез^ збiльшений порiвняно з нормою розмiр лiвого передсердя, знижена фракцш викиду ль вого шлуночка, збшьшена товщина мiжшлyноч-ково! перегородки, шдекс маси мiокарда лiвого шлуночка бшьше 13l г/м2, наявнiсть Е^-ознак гшертрофп лiвого шлуночка бiльше 3 балiв за критерieм Естеса, порушений добовий профшь ДAT, рiвень середнього денного ПAT бiльше 64 мм рт.ст.
2. Незалежними ввд шших факторiв ризику виникнення комбшовано'! кшцево'! точки в обстежених хворих виявилися рiвень офюного ПAT при виписщ зi стацiонарy 64 мм рт.ст. та бшьше, значно знижена ФВ ЛШ (менше 40 %), по-товщення мiжшлyночковоï перегородки (бшьше 1,2 см), величина ШМЛШ 13l г/м2 та бiльше, кшьюсть балiв за Естесом бiльше 3, зниження ДAT у нiчний перюд менше 10 %, середнiй денний ПAT при ДMAT 64 мм рт.ст. i бшьше. Cеред них незалежними ввд терапп, що призначалася, були рiвень офiсного ПAT 64 мм рт.ст. i бшьше при виписщ, знижена (менше 40 %) ФВ ЛШ, по-рушення добового профшю AT (Д! для ДAT менше 10 %) або середнiй денний ПAT був вищим ввд 64 мм рт.ст.
3. Не виявлено достовiрного впливу те! чи ш-шо! групи антигшертензивних препаратiв на частоту виникнення комбшовано! точки. Для прогнозу обстежених хворих бшьше значення мало зниження AT як такого, i насамперед ПAT, а не те, яким антигшертензивним препаратом вдава-лося його знизити.
Конфлжт штереав. Aвтори заявляють про ввд-сутшсть конфлiктy iнтересiв при пвдготовщ дано! статтi.
Список лператури
1. Рекомендацп Укратського товариства кардiологiв з профшактики та лжування артерiальноï гтертензи. — Kuïe, 2QQ1 — 54 с.
2. аренко Ю.М. Артерiальна гinертензiя: Поабник для лiкарiв. — К.: Морион, 2QQ9. — 239с.
3. 1999 WHO — ISH guidelines for the management of hypertension // J. Hypertension. — 1999. — Vol. 11. — P. 9Q5-916.
4. 2003 European Society of Hypertension — European Society of Cardiology guidelines for management of arterial hypertension // J. Hypertension. — 2003. — Vol. 21. — P. 1011-1053.
5. Brown D, Giles W., Croft J. et al. Left Ventricular Hypertrophy as a Predictor ofCoronary Heart Disease Mortality and the Effect of Hypertension // Am. Heart J. — 2000. — Vol. 140. — P. 1212-1223.
6. Clement D., Buyzere M., Bacquer D. et al. Prognostic value of ambulatory blood pressure recording in patients with treated hypertension // N. Engl J. Med. — 2003. — Vol. 348. — P. 24072415.
7. Hasson L., Zanchetti A., Carruthers S. et al. Effects of intensive blood-pressure lowering and low-dose aspirin in patients with hypertension: principal results of the Hypertension Optimal Treatment (HOT) randomized trial // Lancet. — 1998. — Vol. 351. — P. 1755-1762.
8. Kannel W. Blood pressure as a cardiovascular risk factor: prevention and treatment// JAMA. — 1996. — Vol. 275. — P. 1571-1576.
9. Kannel W, Levy D., Cupples L. Left ventricular hypertrophy and risk of cardiac failure: insights from the Framing-ham Study // J. Cardiovasc. Pharmacol. — 1987. — Vol. 10, Suppl. 6. — P. 135-140S.
10. Kannel W., Wolf P.A., Verter J, McNamara P.M. Epidemiologic assessment of the role of blood pressure in stroke: the Framingham Study. 1970 // JAMA.. — 1996. — Vol. 276. — P. 1269-1278.
11. Lakka T., Salonen R., Kaplan G., Salonen J. Blood pressure and the progression of carotid atherosclerosis in middle-aged men //Hypertens. — 1999. — Vol. 34. — P. 51-56.
12. Left ventricular hypertrophy / Ed. by D.J. Sheridan. — London: Chirchill Livingstone, 1998. — 209p.
13. Lenter C. Geigy Scientific Tables. — CIBA-GEIGY Corporation: Basel, 1990. — 278p.
14. Levy D., Larson M., Vasan R. et al. The progression from hypertension to congestive heart failure // JAMA. — Vol. 275. — P. 1557-1562.
15. Makino Yu, Kawano Yu., Minami J. et al. Risk of Stroke in relation to level of blood pressure and other risk factors in treated hypertensive patients// Stroke. — 2000. — Vol. 31. — P. 48-52.
16. Miura K., Dyer A., Greenland P. et al. Pulse pressure compared with other blood pressure indexes in the prediction of 25-year cardiovascular and all-cause mortality rates // Hypertens. — 2001. — Vol. 38. — P. 232-237.
17. Pastor-Barriuso R., Banegas J., Damian J. et al. Systolic blood pressure, diastolic blood pressure and pulse pressure: an evaluation of their joint effect on mortality //Ann. Intern. Med. — 2003. — Vol. 139. — P. 731-739.
18. Pfeffer M., Braunwald E., Moye L. et al. Effect of cap-topril om mortality and morbidity in patients with left ventricular dysfunction after myocardial infarction, resulrs of the survival and ventricular enlargement trial // N. Engl. J. Med. — 1992. — Vol. 327. — P. 669-677.
19. The SOLVD investigators. Effect of enalapril on survival in patients with reduced left ventricular ejection fractions and congestive heart failure // N. Engl. J. Med. — 1991. — Vol. 325. — P. 293-302.
20. The SOLVD investigators. Effect of enalapril on mortality and the development of heart failure in asymptomatic patients with
ШШЧШ ДОСЛIДЖЕHHЯ I CLINICIAL RESEARCHES
reduced left ventricular ejection fractions // N. Engl. J. Med. — 1992. — Vol. 327. — P. 685-691.
21. Torp-Pedersen C., Kober L., Carlsen J. Angiotensin-converting enzyme inhibition after myocardial infarction: the trandolapril Cardiac Evaluation study //Am. Heart J. — 1996. — Vol. 132. — P. 235-243.
22. Verdechia P., Schillaci G., Borgioni C. et al. Ambulatory pulse pressure. A potent predictor of total cardiovascular risk in hypertension // Hypertens. — 1998. — Vol. 32. — P. 983988.
23. KanegaeH., Oikawa T., SuzukiK.., Okawara Y., Kario K. Developing and validating a new precise risk-prediction model for new-onset hypertension: The Jichi Genki hypertension prediction model (JG model) // J. Clin. Hypertens (Greenwich). — 2018, Mar 31. doi: 10.1111/jch.13270.
24. Sundstrom J., Gulliksson G., Wirén M. Synergistic effects of blood pressure-lowering drugs and statins: systematic review and meta-analysis // BMJ Evid. Based Med. — 2018 Apr. — 23(2). — P. 64-69. doi: 10.1136/bmjebm-2017-110888. Epub 2018, Mar 14.
25. Okumura N., Kondo T., Matsushita K., Osugi S., Shimo-kata K.., Matsudaira K.., Yamashita K.., Maeda K., Murohara T. Associations of proteinuria and the estimated glomerular filtration rate with incident hypertension in young to middle-aged Japanese males // Prev. Med. — 2014 Mar. — 60. — P. 48-54. doi: 10.1016/j.ypmed.2013.12.009. Epub 2013, Dec 14.
26. Wu J., Li T., Song X., Sun W, Zhang Y., Liu Y., Li L., Yu Y., Liu Y., Qi C., Liu B. Prevalence and distribution of hypertension and related risk factors in Jilin Province, China 2015:
a cross-sectional study // BMJ Open. — 2018. — Vol. 28. — 8(3). — e020126. doi: 10.1136/bmjopen-2017-020126.
27. Figliuzzi I., Presta V., Citoni B., Miceli F., Simonel-li F., Battistoni A, Coluccia R., Ferrucci A., Volpe M., Tocci G. Achievement of multiple therapeutic targets for cardiovascular disease prevention: Retrospective analysis of real practice in Italy // Clin. Cardiol. — 2018. — Vol. 31. doi: 10.1002/clc.22955. Epub ahead of print
28. Mancia G, Fagard R., Narkiewicz K et al. 2013 ESH/ ESC Guidelines for the management of arterial hypertension. The Task Force for the management of arterial hypertension of the European Society of Hypertension (ESH) and of the European Society of Cardiology (ESC) // J. Hypertens. — 2013. — Vol. 31, № 7. — P. 1281-1357.
29. James P.A., Oparil S., Carter B.L. et al. 2014 evidence-based guideline for the management of high blood pressure in adults: report from the panel members appointed to the Eighth Joint Na tional Committee (JNC 8)// Jama. — 2014. — Vol. 311(5). — P. 507-520.
30. Ostchega Y., Zhang G., Hughes J., Nwankwo T. Factors Associated with Hypertension Control in U.S. Adults Using 2017 ACC/AHA Guidelines: National Health and Nutrition Examination Survey 1999-2016//Am. J. Hypertens. — 2018, Mar 29. doi: 10.1093/ajh/hpy047. Epub ahead of print
31. Ioannidis J.P.A. Diagnosis and Treatment of Hypertension in the 2017ACC/AHA Guidelines and in the Real World// JAMA. — 2018. — Vol. 9. — 319(2). — P. 115-116.
OTpuMaHO 19.03.2018 ■
Сиренко Ю.Н., Радченко А.Д., Рековец О.Л.
ГУ «ННЦ «Институт кардиологии им. акад. Н.Д. Стражеско» НАМН Украины, г. Киев, Украина
Факторы риска, влияющие на прогноз у больных с артериальной гипертензией
Резюме. В анализ включены 524 пациента, которым проводили стандартное обследование: измерение офисного артериального давления (АД), суточное мониторирование АД, эхокардиографию, электрокардиографию. Через 5 лет после выписки из стационара всем больным по почте была разослана анкета, которую больные заполняли письменно с указанием, какие и когда перенесли неблагоприятные события (инфаркт миокарда, инсульт, нестабильная стенокардия, сердечная или почечная недостаточность, другие сердечнососудистые события, требующие госпитализации). В случае смерти пациента анкету заполняли родственники. Влияние факторов на частоту возникновения неблагоприятных событий определяли с помощью регрессионного анализа. В ходе исследования установлено, что основными факторами, которые были связаны с возникновением неблагоприятных событий (инфаркт, инсульт, нестабильная стенокардия, сердечная недостаточность, почечная недостаточность, смерть, госпитализация из-за других сердечно-сосудистых событий, сахарный диабет) у обследованных больных, были: возраст пациента, уровень систолического АД при выписке из стационара, уровень пульсового АД (ПАД) при выписке из стационара, наличие постинфарктного кардиосклероза, инсульта в анамнезе, увеличенный по сравнению с нормой размер левого предсердия, сниженная фракция выброса левого желудочка, увеличенная толщина межжелудочковой перегородки, индекс массы миокарда левого желудочка бо-
лее 137 г/м2, наличие ЭКГ-признаков гипертрофии левого желудочка более 3 баллов по критерию Эстеса, нарушенный суточный профиль диастолического АД (ДАД), уровень среднего дневного ПАД более 64 мм рт.ст. Независимыми от других факторов риска возникновения комбинированной точки у обследованных больных оказались уровень офисного ПАД при выписке из стационара 64 мм рт.ст. и больше, значительно сниженная фракция выброса левого желудочка (менее 40 %), утолщение межжелудочковой перегородки (более 1,2 см), величина индекса массы миокарда левого желудочка 137 г/м2 и более, количество баллов по Эстесу более 3, снижение ДАД в ночной период меньше 10 %, среднее дневное ПАД при суточном мониторировании АД 64 мм рт.ст. и более. Среди них независимыми от предназначенной терапии были уровень офисного ПАД 64 мм рт.ст. и более при выписке, сниженная (менее 40 %) фракция выброса левого желудочка, нарушение суточного профиля АД (суточный индекс для ДАД менее 10 %) или среднее дневное ПАД выше 64 мм рт.ст. Не выявлено достоверного влияния той или иной группы антигипертензивных препаратов на частоту возникновения комбинированной точки. Для прогноза обследованных больных большее значение имело снижение АД как такового, особенно ПАД, а не то, каким антигипертензивным препаратом удавалось его снизить. Ключевые слова: артериальная гипертензия; прогноз; факторы риска
68
Äpтepiaльнa r^pre^in, ISSN 2224-1485 (print), ISSN 23G7-1G95 (online)
N2 2 (58), 2G18
Yu.M. Sirenko, G.D. Radchenko, O.L. Rekovets
State Institution "National Scientific Center "M.D. Strazhesko Institute of Cardiology" of the National Academy of Medical Sciences of Ukraine", Kyiv, Ukraine
Risk factors influencing the prognosis Abstract. 524 patients, who were treated in specialized secondary hypertension unit, were included in 5-year reprospective analysis. All patients during hospital stay underwent standard examination: office blood pressure measurement, electrocardiography (ECG), echocardiography, blood pressure monitoring. After 5 years, all patients were mailed questionnaires, on which they answered by themselves. In case of patients death, their relatives answered. Mantel-Haenszel and Cox regression univariate and multivariate analysis was performed to detect independent risk factors for combined end-point (myocardial infarction, unstable angina, stroke, new heart failure, new renal failure, death, new diabetes mellitus, other cardiovascular events — coronary artery bypass graft, aortic aneurysm, etc.). The study found that main risk factors of end-point development were age, systolic (> 160 mmHg) and pulse (> 64 mmHg) blood pressure at the time of discharge from hospital, myocardial infarction and stroke/ transient ischemic attack in the past medical history, enlarged left atrium, decreased ejection frac-
in patients with arterial hypertension
tion (less than 40 %), increased interventricular septum thickness (> 1.2 cm), left ventricular mass index > 137 g/m2 , ECG signs of left ventricular hypertrophy (Estes > 3), daily index
< 10 % (non-dippers) and day time pulse pressure > 64 mmHg during blood pressure monitoring. Among indicated factors, independent ones were office pulse pressure > 64 mmHg, ejection fraction < 40 %, increased interventricular septum thickness (> 1.2 cm), left ventricular mass index > 137 g/m2 , ECG signs of left ventricular hypertrophy (Estes > 3), daily index
< 10 % (non-dippers) and daytime pulse pressure > 64 mmHg during blood pressure monitoring. Such risk factors as office pulse pressure, decreased ejection fraction, non-dipper blood pressure profile and increased daytime pulse pressure saved their influence on prognosis independently from antihypertensive therapy. We did not find the benefits of any antihypertensive drug groups. Only level of blood pressure reduction (especial pulse pressure) was important for prognosis.
Keywords: arterial hypertension; prognosis; risk factors
