CC BY
52
______ _ О 1> И 1 И Н Л Л /) II Ы I С т А Т Ь И_________
Показатели гетерогенности желудочковой реполяризации в качестве диагностических критериев гипертрофии левого желудочка у пациентов с артериальной гипертензией: анализ временных показателей
А.Б.Кузнецов1, М.Г.Глезер1, Ф.Ю.Копылов2, С.Бабаахмади, Г.Г.Иванов2
1 Лаборатория функциональных методов диагностики и рациональной фармакотерапии сердечнососудистых заболеваний и 2 отдел кардиологии Научно-исследовательского центра Московской медицинской академии им. И.М.Сеченова
Резюме. Введение. Индексы вариабельности желудочковой реполяризации увеличены у пациентов с гипергензивной гипертрофией левого желудочка (ГЛЖ) и коррелируют с индексом массы миокарда левого желудочка (ИММЛЖ). Цель исследования. Разработка диагностических критериев ГЛЖ, основанных на анализе показателей гетерогенности желудочковой реполяризации - индексах вариабельности QT-JT- и Т.1рСХ-7'С1К|-ин герв;июв.
Материалы и методы. В исследование включены 69 пациен тов с артериальной гипертензией и 20 пациентов без заболеваний сердечно-сосудистой системы, которые на основании эхокардиографического определения ИММЛЖ были разделены на группы с наличием и отсутствием ГЛЖ. Пропализированы следующие индексы вариабельности реполяризаци-онi [мх показателей: дисперсия (Дисп), нормализованная дисперсия (Дисп||орм) и среднеквадратичное отклонение (СКО) £ W И rapcx-WHmiePBaj,OB ЭКГ"12-
Результаты. У мужчин с ГЛЖ в сравнении с пациентами с нормальном ИММЛЖ были увеличены показатели вариабельности £7'епсГиитервалов,1/7чспс|-иитервалов и 7,3рСХ-7'аК|-интервалов, которые коррелировали с ИММЛЖ. При регрессионном анализе ИММЛЖ был независимым предиктором показателей вариабельности £)7'СП11-иптервалов и//*С|иГинтервалов. Лучшие диагностические характеристики продемонстрировали Дисп/7'с,|К]-иптсрвалов >71 мс и Дисп|Ю|,му7'ст,-ин тервалов >22 мс (чувствительность 52%, специфичность 91 %, положительная предсказательная значимость 89%, отрицательная предсказательная значимость 57%).
У женщин с ГЛЖ 1} сравнении с пациентками с нормальным ИММЛЖ были увеличены показатели вариабельности Т.лрсх-7'СГК|-интервалов, которые коррелировали с ИММЛЖ. При регрессионном анализе ИММЛЖ был независимым предиктором показателей вариабельности 7' сх-/'^-интервалов. Лучшие диагностические характеристики продемонстрировала Дисп Та -Тепс|-интервалов > 61 мс (чувствительность 45%, специфичность 93%. положительная предсказательная значимость 91%, отрицательная предсказательная значимость 52%).
Выводы. Показатели гетерогенности желудочковой реполяризации могут применяться в качестве самостоятельных критериев ГЛЖ у пациентов с АГ.
Ключевые слова: гипертрофия левого желудочка, индекс вариабельности желудочковой реполяризации
The parameters of ventricular repolarization heterogeneity as diagnostic criteria for left ventricular hypertrophy in patients with arterial hypertension: analysis of temporary indices A.B. Kuznetsov, M.G. Glezer, F.Yu. Kopylov, S. Babaakhmadi, G.G. Ivanov
Summary. Introduction. The indices of ventricular repolarization variability are higher in patients with hypertensive left ventricular hypertrophy (LVH) and correlate with the left ventricular myocardial mass index (LVMMI).
Aim. To develop diagnostic criteria for LVH, based on the analysis of the parameters of ventricular repolarization heterogeneity -the variability indices QT-JT- и 7' x-7'cnd-intervals.
Subjects and methods. The study enrolled 69 patients with arterial hypertension and 20 patients without cardiovascular diseases who were divided on the basis of echocardiography determination of LVMMI into those with and without I.VIL The following repolarization variability indices: dispersion (Disp), normalized dispersion (Dispnorm), and standard deviation (SD) oi'^7'end-, /7cntl-. QTapex"'^apcx" и 'арсх'^спсГ'nervals of ECG lead 12, were analyzed.
Results. As compared with male patients with normal LVMMI, the male patients with LVH had higher parameters of variability of QTend-intewals,//-encl-intervals, and 7,apcx-7,en(:,-intervals, which correlated with LVMMI. During a regression analysis, LVMMI was an independent predictor of the indices of variability of jSifcnd
-intervals 3nd//^.p^-intcrvuls. Disp of//^.|^~intcrv3ls of ^ 71 niscc unci Dispnorm о1'./7'спс,-intervals of >22 msec demonstrated the best diagnostic characteristics (52% sensitivity, 91 % specificity, 89% positive prognostic value, 57% negative prognostic value).
As compared with female patients with normal LVMMI. the female patients with LVH had higher parameters of variability of 7*apex-Tend-intervals, which correlated with LVMMI. During a regression analysis, LVMMI was an independent predictor of the indices of variability oiTapex-rc.lKl-intervals. Disp of T.ipcx-Tencl-intcrvals of > 61 msec demonstrated the best diagnostic characteristics (45% sensitivity, 94% specificity, 91% positive prognostic value, 52% negative prognostic value).
Conclusions. The parameters of ventricular repolarization heterogeneity may be used as independent criteria for LVH in patients with arterial hypertension.
Key words: left ventricular hypertrophy, ventricular repolarization variability index
Гипертрофия левого желудочка (ГЛЖ) является независимым предиктором сердечно-сосудистых осложнений и сердечно-сосудистой смертности как у пациентов с артериальной гипертензией (АГ), так и в общей популяции [ 1 -3].
Электрокардиография (ЭКГ) имеет высокую специфичность в диагностике ГЛЖ, однако существенно уступает эхокардиографическим (ЭхоКГ) технологиям в чувствительности [4—7). Поиск новых диагностических критериев и оптимизация диагностических возможностей ЭКГ в выявлении ГЛЖ сохраняют свою актуальность
в связи с широкой распространенностью и низкой стоимостью ЭКГ- диагностики.
Для ЭКГ-диагностики ГЛЖ в основном применяются "вольтажные критерии" [8-10], которые базируются на оценке амплитуды (^М1-комплекса в фазу деполяризации. Реполяризационные критерии, в частности изменения 5Г и/или инверсия Т, включаются в качестве ком-поне! ггов в системы многофакторной диагностики ГЛЖ [11, 12], но практически не используются в качестве самостоятельных критериев.
Экспериментальные исследования, выполненные па моделях гипертрофии миокарда, продемонстрировали
Артериальная гниертензия Том 9 N'-'4
www.consi 1 i u m - medicu m.com
О Р и Г И H А Л /> H Ы Е ( Т А Т Ь И
135
изменения электрофизиологических параметров, характеризующих фазу реполяризации, в том числе увеличение ее гетерогенности [I3, 14]. Применяемые в клинической практике показатели гетерогенности желудочковой реполяризации. такие как дисперсия QT-, JT- и 7'(.^)[Ч.-7аи|-интерв^шов, отражают регио! 1алы 1ые различия времени реполяризации в трехмерной структуре миокарда желудочков и коррелируют с дисперсией длительности потенциалов действия, зарегистрированных с э 1 «до ка р д и ал ь н ой и эпикардиальной поверхности желудочков [15-17].
Результаты клинических исследований продемонстрировали, что показатели гетерогенности желудочковой реполяризации увеличены у пациентов с ГЛЖ, обусловленной Л Г, и коррелируют с индексом массы миокарда левого желудочка (ИММЛЖ) [ 18-27|.
Вместе с тем, несмотря па теоретические предпосылки и результаты клинических исследований, показатели гетерогенности желудочковой реполяризации практически не применяются для диагностики ГЛЖ. Попытки использовать дисперсию QT- и нтервал о в для диагностики ГЛЖ педали положительных результатов [28], Тестирования других реиоляризационпых показателей в качестве критериев диагностики ГЛЖ не проводилось. Целью настоящего исследования является разработка критериев ГЛЖ, основанных на анализе показателей гетерогенности желудочковой реполяризации - индексах вариабельности QT-JTи 7'арСХ-7'спс1-интервалов.
Материалы и методы
Пациенты. Исследование проводили на базе кардиологического отделения Центральной клинической больницы МПС им. Н.И.Семашко с сентября 1999 п по июнь 2001 г. В исследование включали пациентов с АГ в соответствии со следующими критериями:
• артериальное давление (ЛД) систолическое >140 мм рт. ст. и/или диастолическое АД>90 мм рт. ст. при повторных измерениях;
• возраст 30 лет и ст арше;
• адекватная ультразвуковая визуализация;
• количество отведений ЭКГ, в которых возможно корректное измерение QT-JT- и 7' х-ГепС|-интервалов >9.
Пациентов не включали в исследование при наличии:
• документированного инфаркта миокарда в анамнезе:
• нарушений локальной кинетики левого желудочка:
• гипертрофии и/или дилатаг цш правого желудочка;
• блокады ножек пучка Гиса;
• синдрома ранней реполяризации желудочков;
• мерцательной аритмии;
• клапанных пороков сердца,
• приема антиаритмиков III класса.
Всем пациентам проводили стандартное клиническое обследование, диагноз коронарной болезни сердца (КБС) верифицировался положительным результатом вслоэргомстрического теста или стрссс-эхокардиогра-фии.
Контрольную группу составили 20 человек, пе имевшие заболеваний сердечно-сосудистой системы.
ЭКГ регистрировали ("Page Writer XIM700M", Hewlett Paccard) в 12 стандартных отведениях на скорости 25 мм/с и стандартном усилении I мВ/см. Измерения параметров ЭКГ проводили одним исследователем визуально, без предоставления какой-либо информации о пациентах, с использованием оптического устройства с 10-кратным увеличением (точность измерения 0,1 мм. или 4 мс). не менее чем в 3 кардиоциклах для каждого отведения. Для анализа использовали усредненные значения. Продолжительность £)7'С(1С|-иитервалов измеряли от начала £ЖУ-комплекса до точки, в которой зубец Т выходит на изолинию ТР. При наличии волны U. для определения которой применяли критерии D.Pinsky и соавт. [29], окончание зубца /'определяли как наиболее углубленную точку разделительной выемки. При наличии изоэлектрического или низкоамплитудного зубца Т п отсутствии возможности для адекватного измерения (//'-интервала отведение исключали из анализа. Измсре-ния./У-интервалов осуществляли аналогичным образом, только в качестве начальной рассматривали точку / Продолжительность Q7" х- и %/7' х-интервалов измеряли от начала QRS или точки J до'точки, в которой амп-
литуда 7"достигала максимума. Интервалы 7'арсх-7'спс1 измеряли отточки, в которой зубец 7*имеет максимальную амплитуду, до окончания зубца Т. Все измеряемые показатели корригировали по формуле Базетга. Анализировали следующие показатели ге терогенности желудочковой реполяризации: I ) дисперсию (Диен) рассчитывали как разницу между максимальным и минимальным значением анализируемых показателей; 2) нормализованную дисперсию (Дисп, м) анализируемых показателей рассчитывали по формуле Дисп/Уп, где п количество отведений [30, 31]; 3) среднеквадратичное отклонение (СКО) анализируемых показателей. Кроме того, выполняли измерения амплитуды зубцов Л' и К для расчета наиболее популярных "вольтажпых" кри териев диагностики ГЛЖ - критериев Соколова—Лайона (Svl+Rv^_(l>3.5 мВ) [10] и Корпслла (SvS+KAVI >2,8 мВ для мужчин и >2,0 мВ для женщин) |8].
ЭхоКГ-исследоваиие выполняли на аппарате "SONOS 100 SF" (Hewlett Paccard) в В- и М-режимах с регистрацией на магнитную ленту. Записи анализировали "вслепую", без предоставления какой-либо клинической информации и результатов измерений реполяризациои-пых показателей. Измерения ЭхоКГ-парамегров проводили не менее чем в 5 кардиоциклах, для расчета использовали усредненные значения. Измерения толщины межжелудочковой перегородки (МЖП), задней стенки левого желудочка (ЗСЛЖ) и конечного диасголичес-кого размера левого желудочка (КДР ЛЖ) выполняли в М-режиме в продольной парастернальной позиции в соответствии с рекомендациями D.Sahn и соавт. [32]. Для определения массы миокарда левого желудочка выполняли измерения по Penn и расчет по формуле R.Dev-ereux. ГЛЖ диагностировали при ИММЛЖ>134 г/м2 для мужчин и >110 г/м2 для женщин [33]. КДО ЛЖ и конечный систолический объемы (КСО ЛЖ) и фракцию выброса левого желудочка (ФВ ЛЖ) определяли в В-режи-мс методом "площадь-длина" |34| в верхушечной 4-ка-мерной позиции.
Статистический анализ. Для статистического анализа использовали пакет прикладных программ STATISTICS 6.0 (StatSoft) и NGSS2000-PASS2000. Число пациентов в большинстве групп сравнения не превышало 30, поэтому применяли непараметрические статистические критерии. Для оценки достоверности различий антропометрических и ЭхоКГ-показателей, а также показа телей гетерогенности желудочковой реполяризации применяли критерий Краскелла-Уоллеса для множественных межгрупповых сравнений. Для попарных межгрупповых сравнений применяли критерий Манна-Уитни с поправкой Бонферрони [35]. Для оценки корреляции между ИММЛЖ и показателями гетерогенности желудочковой реполяризации применяли коэффициент корреляции рангов Спирмеиа. При регрессионном анализе использовали процедуру множественной линейной прямой пошаговой регрессии (STATISTICS 6.0); для оценки информативности и адекватности модели - коэффициент множественной корреляции и критерий Фишера. При анализе остатков проверяли требование о равенстве их средней нулю, для проверки гипотезы о нормальности распределения остатков использовали критерий Ша-пиро-УИЛка. При распределении остатков, отличающихся от нормального, применяли процедуру робаст-ной регрессии - метод наименьших модулей (NCSS2000-PASS2000), с включением в модель факторов, отобранных на этапе прямой пошаговой регрессии. Для определения достоверности различий числа пациентов в подгруппах по бинарным признакам применяли точный двусторонний кри терий Фишера или критерий х2. Показатели чувствительности (Se), специфичности (Sp), прогностической ценности положительного результата теста (PPV) и прогностической ценности отрицательного результата теста (NPV) для показателей гетерогенности желудочковой реполяризации рассчитывали по стандартным методам [35]. ('равнение диагностических характеристик тестов для выявления ГЛЖ проводили с использованием критериев МакНемара.
Результаты
Характеристика пациентов. Сравнение показателей гетерогенности желудочковой реполяризации в группах. В исследование включены 89 человек
www.consiliuni-medicum.com
Артериальная гнпертензия Том 9 N'-4
Таблица 1. Возрастные, антропометрические, эхокардиографические характеристики и показатели гетерогенности желудочковой реполяризации включенных в исследование пациентов
Показатель Женщины (п=36) Мужчины (п=53)
контроль АГ ГЛЖ- АГ ГЛЖ+ Р* р1-2* р1-3# р2-3* контроль АГ ГЛЖ- АГЛЖ+ Р* р1-2* р1-3* р2-3#
(п=8) (П=6) (п=22) (п=12) (п=10) (п=31)
Возраст, годы 43 (39; 48) 56 (52; 58) 49 (47; 62) 0,012 0,005 0,013 0.309 38 (32; 49) 49 (44; 58) 54 (46; 60) 0,011 0,050 0,003 0,329
Рост, см 161 (158; 166) 164(160; 168) 161 (158;164) 0,607 N5 ыэ N3 174(169; 180) 176(175; 183) 175(168; 180) 0,570 N3 N3 N3
Масса тела, кг 61 (58; 67) 88(80; 102) 72(67; 83) 0,006 0,008 0,050 0.014 77 (65; 87) 85 (75; 99) 80(73; 89) 0,513 ыг N3 N3
МЖП, см 0,79 (0.74; 0,84) 1,09(1,03; 1.15) 1,18(0,99; 1,29) <0,001 0,005 <0,001 0,494 1,09(0,95; 1,15) 0.97(0,84:1,13) 1,47(1,27; 1,67) <0,001 0.496 <0,001 <0,001
ЗСЛЖ, см 0,80 (0,71; 0.87) 0,97 (0,91; 1,03) 1,06(0.90; 1,22) <0,001 0,008 <0,001 0,174 0,97 (0,90; 1,06) 0,96 (0,89; 0,98) 1,27(1,17; 1,51) <0,001 0.627 <0.001 <0,001
КДРЛЖ, см 4.88 (4,59; 5,09) 4,49 (4,14; 4,79) 5,02 (4,71; 5,48) 0,016 0.019 0,237 0.008 4,67 (4,43:5,17) 5,24(5,04; 5,58) 5,17(4,70; 5,57) 0,088 0,042 0,055 0,708
ОТС 0.34 (0,30; 0,35) 0,46 (0,40; 0,47) 0,44(0,38; 0,53) 0,015 <0,001 <0,001 0,567 0,45 (0,35; 0,47) 0,36(0,33; 0,39) 0,54 (0,45; 0,64) <0.001 0,227 0,002 <0,001
ИММЛЖ, г/см2 85(79; 100) 92(84; 96) 126(118; 177) <0,001 0,572 <0,001 <0,001 102(99; 116) 114(102; 120) 175(161:217) <0,001 0,465 <0,001 <0,001
КДОЛЖ, мл 67 (66; 71) 78(72; 92) 81(66;100) 0.185 ЫБ N3 N3 78(74;106) 103(91; 116) 102(89; 118) 0,106 N3 N3 N3
КСО ЛЖ, мл 24 (23; 28) 38 (29;41) 335(23; 44) 0.191 ЫБ N3 N3 31 (23; 48) 40(36: 50) 46(40:61) 0,012 0,072 0,004 0,200
ФВ ЛЖ 0.63 (0,58; 0,65) 0,54 (0,52; 0,58) 0,58(0,56:0.66) 0,188 ЫБ N3 N3 0,62 (0,56: 0,67) 0.59 (0,57; 0,60) 0,52 (0,47; 0,58) 0,004 0,173 0,004 0,031
Дисп07епй 58 (43; 64) 36(31; 74) 60 (45; 80) 0,654 N5 ыг N3 56(44:61) 47 (38; 67) 63(54; 82) 0,033 0,771 0,040 0,039
ДиспНОрМ, 0Гепй ско оГеп, 17 (12; 20) 11 (10; 21) 18(14; 24) 0,240 N5 N3 N3 17(13; 19) 14(12; 22) 19(17; 25) 0,027 0,974 0,026 0,045
18(12; 21) 12(9; 20) 18(13:25) 0,209 N5 N3 N3 16(13; 18) 14(13; 21) 21 (17; 25) 0,009 0,871 0,006 0,030
Дисп 0Гарех Диспноом 0Гарех СК0 °'арех Дисп J7"encj 35(32(49) 33 (28; 60) 41 (35; 49) 0,888 N5 ыэ N5 37 (29; 49) 49 (29; 55) 47(40;56) 0,167 N3 N3 N3
11 (9; 14) 10(9; 17) 13(11; 15) 0,823 ЫБ N3 N3 10(9; 15) 16(9; 17) 15(12; 20) 0,089 0,381 0,024 0,527
11 (9; 14) 10(9:17) 13(10; 16) 0,620 N3 N3 N3 12(9; 16) 14(10; 19) 16(13; 19) 0,111 ыг N3 N3
58 (45; 59) 55 (31; 62) 56 (48; 71) 0,631 N3 N3 N3 45(40; 59) 57(50:61) 73(51;95) 0,012 0,227 0,006 0,098
ДИСПнорм^епО скол;пс) 17(14; 18) 16(10; 19) 17(14; 19) 0,762 N3 N3 N3 14(11; 17) 18(16; 19) 22(16; 29) 0,005 0,140 0,003 0,056
17(13; 17) 17(11; 19) 19(15; 26) 0,282 N3 N3 N3 14(13; 18) 16(16; 20) 21 (17; 27) 0,008 0,496 0,007 0,030
ДиспЛарех Диспнорм ^арех СКО Л7дрех Дисп Гяпр-Трп„ 43 (39; 50) 50 (36; 72) 49 (35; 59) 0,675 N3 N3 ЫЭ 50 (45; 54) 45 (34; 62) 58 (48: 72) 0,099 0,539 0,080 0,108
13(12; 14) 16 (11; 23) 15(11; 18) 0,518 ыг N3 N3 15(14; 15) 15(11; 19) 18(15; 24) 0,074 0,923 0,032 0,167
14(13; 15) 16(10; 20) 16(12; 18) 0,828 N3 N3 N3 17(14; 18) 17(12; 22) 19(16; 26) 0,209 N3 N3 N3
43 (43; 48) 45(33; 52) 56(43;73) 0,119 N3 N3 N3 48(37; 58) 49 (37; 50) 61 (50; 77) 0,015 0,821 0,029 0,014
ДиспЙППМ Тя-Т.пг, 13(13:14) 13(11; 15) 17(14; 21) 0,076 0,949 0,078 0,077 14(11; 17) 14(13; 16) 18,5(16; 23) 0,012 0,871 0,020 0,015
ско тареГГеп, 13(12; 16) 14(10; 15) 18(13;25) 0,142 N3 N3 15(12; 18) 14(12; 18) 19(16; 24) 0,008 0,711 0,016 0,010
Примечание. Все показатели представлены в виде "медиана (нижний квартиль; верхний квартиль)". Показатели гетерогенности желудочковой реполяризации представлены в мс. р* - достоверность различий для множественных межгрупповых сравнений (тест Краскела-Уоллеса, различия достоверны при р<0,05); р1-2, р1-3, р2-3 - достоверность различий между группами 1 и 2, 1 и 3, 2 и 3 соответственно (тест Манна-Уит-ни с коррекцией Бонферрони для попарных сравнений групп, различия статистически достоверны при р<0,017).
О Р И Г И Н А Л I) Н Ы Е С Т А Т /> И
137
(36 женщин и 53 мужчины) в возрасте от 30 до 75 лег. По результатам проведенного обследования пациенты были разделены на три группы: 1-я - лица, не имевшие заболеваний сердечно-сосудистой системы (контроль); 2-я - пациенты с АГбез ГЛЖ (ГЛЖ-) и 3-я - пациенты с АГ и ГЛЖ (ГЛЖ+).
Ишемическая болезнь сердца была верифицирована у 14 мужчин: у 3 (30%) из 10 человек в группе АГ без ГЛЖ и у 1 1 (35%) из 31 - в группе АГ с ГЛЖ (¿»0,05, критерий X2) и 13 же« 1щин: у 2 (33%) из 6 в группе АГ без ГЛЖ и у 11 (50%) из 22 в группе АГ с ГЛЖ (/»0,05, критерий х2)- Получали медикаментозную терапию 17 включенных в исследование пациентов: 6 пациентов постоянно принимали р-адреноблокаторы, 4 пациента - ингибиторы ан-гиотензинпревращающего фермента, 7 пациентов -комбинированную терапию (р-адреноблокатор+диурс-тик).
Учитывая, что ЭхоКГ-критерий ГЛЖ является специфичным для пола, анализ антропометрических и ЭхоКГ-характеристик, а также показателей гетерогенности желудочковой реноляризации проводили раздельно для мужчин и женщин (табл. 1).
Как видно из представленных данных, женщины контрольной группы были достоверно моложе, имели достоверно меньшую массу тела, меньшую толщину МЖП, ЗС ЛЖ и ОТС в сравнении с женщинами с АГ. ИММЛЖ был сходным в контрольной группе и группе АГбез ГЛЖ. КДР ЛЖ у женщин контрольной группы был больше, чем в группе АГ без ГЛЖ с пограничной достоверностью. Обращает на себя внимание, что толщина МЖП, ЗС ЛЖ и ОТС не различались у женщин с АГ без ГЛЖ и АГ с ГЛЖ при высокодостоверном различии КДР ЛЖ, что определяло достоверные различия ИММЛЖ в этих группах. Достоверных различий КДО ЛЖ, КСО ЛЖ и ФВ ЛЖ в контрольной группе и группах АГ без ГЛЖ и АГ с ГЛЖ не выявлено. Большинство показателей гетерогенности желудочковой реполяризации не различались в контрольной группе и группах АГ без ГЛЖ и АГ с ГЛЖ. Однако в группе женщин с ГЛЖ наблюдали тенденцию к большим значениям дисперсии, нормализованной дисперсии и стандартного отклонения 7'.1рсх-7,сгк|-интервалов, чем у пациенток двух других групп. При объединении данных, полученных у женщин контрольной группы и группы АГ без ГЛЖ, выявлено, что значения этих показателей достоверно отличаются отданных, полученных в группе женщин с ГЛЖ. Так, Дисп 7"арсх--7'епс1-интервалов в объединенной группе составила 47(37;53) мс против 56(43:73) мс (/;=(),041) в группе с ГЛЖ, Дисп1юрм 7'арсх-ГспсГиитервалов соответственно - 13(13; 15) против 17( 14;21) мс (/>=0,023) и СКО Г -ГстГинтервалов 14(11;15) мс против 18(13;25) мс (/>=0,049).
Группы обследованных мужчин не различались достоверно по росту и массе тела, по мужчины контрольной группы были достоверно моложе. ЭхоКГ-характе-ристики были сходными у мужчин контрольной группы и группы мужчин с АГ без ГЛЖ. В то же время мужчины группы АГ с ГЛЖ имели достоверно большую толщину МЖП, ЗС ЛЖ и ОТС и достоверно меньшую ФВ в сравнении с мужчинами контрольной группы и группы АГбез ГЛЖ. Все показатели гетерогенности желудочковой реполяризации не различались в контрольной группе и группе АГ без ГЛЖ. В то же время большинство показателей гетерогенности желудочковой реполяризации в группе АГс ГЛЖ были больше, чем в контрольной группе и группе АГ без ГЛЖ. При межгрупповых сравнениях различия индексов вариабельности £)7'спс1-, /7'-епс)- и /:фех"^епсГинтеРвалов был и достоверными или погранично достоверными. При объединении данных контрольной группы и группы АГ без ГЛЖ и сравнении с группой АГ с ГЛЖ эти различия становились статистически высокодостоверными: Дисп £7' ^интервалов 52(39;63) мс против 63(54;82) мс (/>=0,009), Дисп||орм ¿)7'С1К|-интервалов 15(12:20) мс против 19(17,25) мс (/>=0,007), СКО -интервалов 16(13:18) мс против 18(13;25) мс (/>=0,002), Дисп./7ак|-интервалов 51(42;61) мс против 73(51:91) мс (р=0,004), Дисп,, //^^-интервалов 15(12:19) мс против 22(16:29) мс (/>=0,001), СКО /7'СП(.|-интервалов 16(13; 18) мс против 21(!7;27) мс (/>=0,002), Дисп 7' х-7 ,-интервалов 47(37,53) мс против 61(50:77) мс (¡6=0,003), Диен,|()ПМ 7;шсх-7;.пс|-интерва-
Таблица 2. Корреляция между индексами вариабельности желудочковой реполяризации и ИММЛЖ
Показатель
Женщины
Мужчины
Р1 Я2 Р2
(п=36) (п=28) (п=53) <п=41)
Дисп 0Теп(1 Дисп ОГ0ПЙ СКОО^ Дисп 07"арвх Диспнорм ОТарех ско оТарех Дисп 0,256 0,301 0,364# 0,340*
0,238 0,279 0,373# 0,334*
0,238 0,316 0,53& 0,422#
0,204 0,174 0,161 0,107
0,214 0,186 0,163 0,056
0,265 0,214 0,216 0,176
0,218 0,260 0,356# 0,280*
ДиСПнорм^епО СКО^ 0,156 0,185 0,390# 0,314*
0,247 0,239 0,421# 0,406#
Дисп Ларех Диспнорм ^арех ско^рех Дисп Тарех-Тепо Диспнорм Таоех~Твпд ско гарех-С, 0,019 -0,069 0,207 0,178
0,080 -0,052 0,240 0,178
0,077 -0,027 0,178 0,103
0,431# 0,427* 0,392# 0,362*
0,464# 0.471 * 0,421 # 0,373*
0,426# 0.429* 0,409# 0,381*
норм ;фс>
лов 14( 12; 17) против 18( 16:23) мс ¡7>=(),'
и СКО /"
фех
Примечание. Коэффициент корреляции Ж получен при анализе данных всех трех групп, коэффициент Я2 - при анализе данных пациентов с АГ (группы АГ без ГЛЖ и АГ с ГЛЖ). Достоверность коэффициентов корреляции * р<0,05, #р<0,01, &р<0,001.
Гепс) 15(12; 18) мс против 19(1б;24) мс (/>=0,002).
Корреляция между ИММЛЖ и показателями гетерогенности желудочковой реполяризации. Коэффициенты ранговой корреляции Спирмена между показателями гетерогенности желудочковой реполяризации и ИММЛЖ и оценка их достоверности представлены в табл. 2.
Отмечается наличие прямой корреляционной связи между индексами вариабельности Г.,рех-7'епс1-интерва-лов и ИММЛЖ у женщин. Сохранение этой связи и при изолированном анализе пациенток с АГ свидетельствует о стабильности оценки. У мужчин имеется прямая корреляционная связь между ИММЛЖ и индексами вариабельности <27'СПСГ, /7'С1КГ и Гарсх-Гепс1-иптервалов, которая также сохранялась при проведении изолированного анализа у пациентов с АГ, что свидетельствует о стабильности оценки этой взаимосвязи.
Результаты регрессионного анализа. При проведении регрессионног о анализа в качестве независимых факторов, влияющих на индексы вариабельности желудочковой реполяризации, тестировали следующие фак-торы: возраст, рост, массу тела, среднюю толщину стенки ЛЖ, относительную толщину стенки ЛЖ (ОТС), ИММЛЖ. КДО, КСО и ФВ ЛЖ, а также длительность интервалов (табл. 3).
Результаты регрессионного анализа подтверждают, что ИММЛЖ является независимым фактором, влияющим на показатели гетерогенности желудочковой реполяризации как у женщин (Дисп, Диспнарм и СКО Т.х. 7' ¡-интервалов), так и мужчин (Дисп, Дисп, юрм и
епсГ и /7'с1к1-интервалов). Эти показатели гетерогенности желудочковой реполяризации и были отобраны для дальнейшего анализа в качестве критериев, которые могут быть использованы для разделения пациентов с ГЛЖ и без ГЛЖ.
Диагностические характеристики индексов гетерогенности желудочковой реполяризации в качестве ЭКГ-критериев ГЛЖ. Для определения значений отобранных показателей, которые могли бы выделять пациентов с ГЛЖ, анализировали стандартные НОС-кривые. При выборе "точек разделения" предпочтение отдавалось значениям, которые обеспечивали специфичность не менее чем 90%. Стандартные диагностические характеристики показателей гетерогенности желудочковой реполяризации и критериев Соколо-ва-Лайона и Корнелла в выявлении ГЛЖ представлены в табл. 4.
У женщин лучшие диагностические характеристики из тестируемых показателей гетерогенности желудочковой реполяризации продемонстрировала Дисп 7'арсх-ГакГинтервалов >61 мс (чувствительность 45%, специфичность 93%, положительная предсказательная значимость 91%, отрицательная предсказательная значимость 52%). Этот критерий имел больпгую чувствительность,
www.con.si I ¡11 т - тес! ¡си т .сот
Артериальная гниертспзия Том 9 №4
138
ОРИГИНАЛЬНЫЕ СТАТЬИ
Таблица 3. Результаты регрессионного анализа
Показатель
И*
Независимые факторы
Женщины (п=36)
Дисп Гарех-Тепа
Диспнорм Тарех'Твг\6 СК0 7арех"'епс1
Мужчины (п=53)
Дисп 0Тепа
Дисп СКО
'НОО!
ота
Дисп ЛГепс)
ДИспнорм СКО ЛГ,
епа
ДИСП Тарех-Тепа ДИспнорм Таре*~Те
ско тарех-Гепа
0,289 6,69 0,004 ИММЛЖ, г=0,571 (р<0,001), возраст, г=-0,282 (р=0,081)
0,313 7,51 0,002 ИММЛЖ, г=0,597 (р<0,001), возраст, г=-0,274 (р=0,086)
0,297 6,97 0,003 ИММЛЖ, г=0,572 (р<0,001), возраст, г=-0,247 (р=0,118)
0,208 6,24 0,003 ФВ ЛЖ, г=-0,299 (р<0,001), ИММЛЖ, г=0,282 (р=0,036)
0,211 6,57 0,003 ФВ ЛЖ, г=-0,314(р=0,019), ИММЛЖ, г=0,271 (р=0,042)
0,291 10,04 <0,001 ИММЛЖ, г=0,414 (р=0,001), ФВ ЛЖ, г=-0,263 (р=0,038)
0,378 10,04 <0,001 ИММЛЖ, г=0,503 (р<0,001), ФВ ЛЖ, г=-0,270 (р=0,025) ЯЯ-интервал,
г=-0,191 (р=0,112)
0..382 9,90 <0,001 ИММЛЖ, г=0,503 (р<0,001), ФВ ЛЖ, г=-0,281 (р=0,019) ЯЯ-интервал,
г=-0,200 (р=0,094)
0,494 15,63 <0,001 ИММЛЖ, г=0,646 (р<0,001), ФВ ЛЖ, г=-0,208 (р=0,054) ЯЯ-интервал,
г=-0,203 (р=0,062)
0,272 9,38 <0,001 ВВ-интервал, г=0,393 (р=0,002),возраст, г=0,294 (р=0,020)
0.272 9,38 <0,001 ВР-интервап, г=0,420 (р=0,001), возраст, г=0,309 (р=0,010)
0,233 7,30 0,002 ВВ-интервал, г=0,403 (р=0,002), ФВ ЛЖ, г=-0,255 (р=0,049)
Примечание. В2 - коэффициент множественной детерминации, Р - критерий Фишера, Р - статистическая достоверность для модели в целом, г - стандартизованные коэффициенты регрессии для независимых факторов и значение р для каждого независимого фактора.
Таблица 4. Диагностические характеристики показателей гетерогенности желудочковой реполяризации и "вольтажных" критериев в выявлении ГЛЖ
Критерий ГЛЖ- ГЛЖ+ Бе Эр РРУ МРУ
Женщины (п=36) Дисп Тарех-^епс^61 мс Диспнорм Тарех-ТеПа>20 мс СКО Тарех-Гепа>23 мс Критерий Соколова-Лайона Критерий Корнелла 1/14 1/14 1/14 0/14 0/14 10/22* 8/22 8/22 3/22 8/22* 45 (24-68) 36(17-59) 36(17-59) 14(3-36) 36(17-59) 93(66-100) 93(66-100) 93(66-100) 100 (70-100) 100 (70-100) 91(59-100) 89(52-100) 89(52-100) 100(10-100) 100(50-100) 52(31-72) 48 (29-68) 48 (29-68) 42 (25-80) 50(30-70)
Мужчины (п=53) Дисп 07еп(1>75 мс Диспнорм ОТеПб>23 мс СКО ОТепа>23 мс Дисп и/Геп(1 > 71 мс Д^норм^епс!^22 мс СОЛ^^мс Критерий Соколова-Лайона Критерий Корнелла 2/22 1/22 1/22 2/22 2/22 2/22 2/22 0/22 12/31* 12/31* 12/31# 16/31* 16/31* 14/31* 15/31* 9/31* 39 (22-58) 39 (22-58) 39(22-58) 52(33-70) 52(33-70) 45(21-71) 48 (30-62) 29(14-48) 91 (68-100) 95(73-100) 95 (73-100) 91 (68-100) 91 (68-100) 91 (68-100) 91 (68-100) 100(80-100) 86(54-100) 92(58-100) 92(58-100) 89(62-100) 89(62-100) 88(59-100) 88(60-100) 100(57-100) 51 (34-67) 53 (36-69) 53 (36-69) 57 (39-74) 57 (39-74) 54(28-79) 56(40-71) 50 (35-65)
Примечание. Бе - чувствительность, Бр - специфичность, РР\/ - положительная предсказательная значимость, МРУ - отрицательная предсказательная значимость представлены в виде "значение (95% доверительный интервал)".
Достоверность различий числа пациентов с критериями ГЛЖ в группах ГЛЖ- и ГЛЖ+ (точный критерий Фишера) *р<0,05, #р<0,01.
чем критерий Соколова-Лайона и Корнелла, хотя различия не достигали статистической значимости (/£>0,05 для всех диагностических характеристик, критерий МакНемара).
У мужчин лучшие диагностические характеристики иродемонсгрировали Дисп у7" ¿-интервалов >71 мс и ДиспНО|:)М у71пс1-интервалов > 22 мс (чувствительность 52%, специфичность 91%, положительная предсказательная значимость 89%, отрицательная предсказательная значимость 57%). Эти критерии имели большую чувствительность, чем критерий Соколова-Лайона и Корнелла, хотя различия не достигали статистической значимости (р>0,05 для всех диагностических характеристик, критерий МакНемара).
Представленные результаты позволяют сделать вывод, что диагностические характеристики представленных показателей гетерогенности желудочковой реполяризации, в частности Дисп 7' х-7'епс1-иитервалов >61 мс у женщин и Дисп /7'епс|-интервалов >71 мс и ДиспНОрМ У7'е|и1-интервалов >22 мс у мужчин, по меньшей мере не уступают диагностическим характеристикам критериев Соколова-Лайона и Корнелла.
Обсуждение
В экспериментальных исследованиях на моделях гипертрофии миокарда выявлено развитие электрофизиологических изменений: 1) удлинение потенциала действия, 2) снижение уровня плато и замедление реполяризации, 3) появление электрической негомогенности миокарда, проявляющееся в региональных различиях формы потенциала действия; наличия потенциалов действия различной длительности, искаженной форме переднего фронта потенциала действия и наличия электрически неактивных областей в эндокарде [13, 14]. Эти данные позволяют предполагать, что при развитии ГЛЖ
изменяются амплитудно-временные показатели реполяризации и увеличивается ее пространственно-временная гетерогенность.
Проведенные клинические исследования в основном подтверждают результаты экспериментальных работ и свидетельствуют о том, что при ГЛЖ у больных с АГ дисперсия £)Г-интервалов увеличена [18-28]. Нами были получены аналогичные результаты. Так, у мужчин с ГЛЖ индексы вариабельности «ЗГ^-интервалов были больше, чем у мужчин без ГЛЖ. У женщин межгрупповые различия индексов вариабельности <37'е1иГиптервалов не были статистически достоверными. Индексы вариабельности фТ^рех-интервалов и у мужчин и женщин статистически достоверно не различались в подгруппах с ГЛЖ и без ГЛЖ что отличается отданных исследования ].Регкютак1 и соавт. [25], в котором при ГЛЖ дисперсия £>7'арсх-интервалов была достоверно большей. Другие индексы вариабельности желудочковой реполяризации, в частносгиу7еГ1С]-,//'арех- и Г.1рех-7'СП(1-интервалов, были увеличены в подгруппе м^окчин с ГЛЖ, а индекс вариабельности 7'арех-ГСП(1-интервалов - у женщин с ГЛЖ. Увеличение дисперсииуГепс)-интервалов у мужчин с гипертонией и ГЛЖ было отмечено в исследовании ХРегкютакл и соавт. [25].
В ранее выполненных исследованиях выявляли корреляцию между ИММЛЖ и величиной дисперсии £1'-интервалов [22, 23. 25-27]. Нами выявлена корреляция между ИММЛЖ и индексами вариабельности Л'спсГ и ^арех~7епс1-интервалон у мужчин и 7арсх-7;пс1-ин-тервалов у женщин. Результаты множественного линейного регрессионного анализа подтвердили, что ИММЛЖ является независимым фактором, определяющим индексы вариабельностифТ^)- и/Гепс3-интервалов у мужчин и индексы вариабельности 7'зрсх-7'спс,-интер-валов у женщин.
Артериальная гипертензия Том 9 №4
consilium-meclicuni.com
ОРИГИНАЛЬНЫЕ С ТА Т Ь И
139
Диагностические характеристики критериев ГЛЖ, основанные на индексах вариабельности временных ре-поляризационных показателей (Дисп 7'.1pcx-7'cnc|>61 мсу женщин и Дисп/rend>71 мс и Диспнорм JTcnd>22 мс у мужчин) по меньшей мере не уступают диагностическим характеристикам критериев Соколова-Лайона и Корнелла и MOiyr использоваться в качестве самостоятельных критериев ГЛЖ у пациентов с АГ.
Результаты представленного исследования позволяют подтвердить предположение о том, что ГЛЖ является независимым фактором, влияющим на показатели гетерогенности желудочковой реполяризации. Показатели гетерогенности желудочковой реполяризации различаются в подгруппах пациентов с ГЛЖ и без ГЛЖ. Показатели гетерогенности желудочковой реполяризации, в частности индексы вариабельности ¿>7спс1- и /'/^-интервалов у мужчин и 7"арех-7СП(1-интервалов у женщин, могут применяться в качестве самостоятельных критериев для диагностики ГЛЖ у пациентов с АГ. Диагностические характеристики этих кри териев не уступают таковым традиционных "вольтажных" критериев ГЛЖ.
Литература
1. Kannel WB. DannenbergAL, Lei у D et al Population implication of electrocardiographic left ventricular hypertrophy. Am) Cardiol 1987; 60:851-931.
2. Sullivan /М, Zwaag RV. El-Zeky F et al. U'ft ventricular hypertrophy: effect on sur-lival.J Am Coll Cardiol 1993; 22 (2): 508-1.1.
,-i. Verdecchia P. Schillaci CI, Borgioni С et al. C. Prognostic value of a new electrocardiographic methodfor diagnosis of left ventricular hypertrophy in essential hypertension.) Am Coll Cardiol 1998:31 (2): 383-90.
4'. Reichek N. Devereux KB. Left ventricular hypertrvphy: relation of anatomic, ech<x~ardiogra/>hic and electrocardiographic /hidings. Circulation 1981; 63 (3): 1391-8.
5. WoylhalerfN. Singer SL Kuan OL et al Accuracy of echocardiography' versus electrocardiography in detecting left ventricular hypertrophy: comparison with post-mortem mass measuivments.) Am Coll Cardiol 1983: 2: 305-11.
6. Pei ereux RB. Casale PA', b'isenberg RR et al. Electrxrcardiographic detection of left ventricular hypertrophy using echocardiography determination of left i vntricular mass as the reference standard: comparison of standard criteria, computer diagnosis and physician interpretation.J Am Coll Cardiol 1984:3 (1): 82-7.
7. Levy P. Labib SB. Anderson KM et a! Determinants of sensitivity and specificity of electrocardiographic criteria for left ventricular hypertrophy \ Circulation 1990; 81. 815-20.
8. Casale PN, Devereux Rli.Alonso PR et al. Improved sex-specific criteria of left
t vnlricular hypertrophy •for clinical and computer electrocardiogram interpretation: validation with autopsy findings. Circulation 1987: 75: 565-72.
9. GubnerR. Ungerleider HE. Electnxardiograpbic criteria of left ventricular hypertrophy: factors determining the evolution of the electrocardiographic pattern in hypertrophy and hindle bratich Mock. Ann Intent Med 1943: 72: 196-206.
10. Sokolou • M, Lyon TP. The ventricular complex in left i vnlricular hypertrophy as obtained by unipoUtrprecordial and limb leads. Am Heart J 1949:37; 161-86.
11. Rombiil DW, Estesrv Ell/r.A point score system for the electrocardiographic diagnosis of left ventricular hypertrophy. Am Heat J 1968: 75.- 752-8.
12. Яиушкевичус ЗИ. Шипинскайте ЗИ. Сопостаменне .меюгцюкардиогра-фических и патшогоанаталшческих данных при гипертрофии левого же.пудачка. Кардиопогия 1971:4:33~7-
13. Ten Эйк РМ, Бассет /VI. 1\пкрт[юфия миокарда и илменепие лпектриче-ской активности ка[>диамиоцитов. В кн.- Физиология и патофизишогия сердца. Под ред. Н.Сперелакиса М: Медицина. 1990; 169-204-
14. Van GX, Rials Sf, Wu Yet al. Ventricular hypertrophy amplifies transmural repolarization dispersion and induces early afierdepolarization. Am J Physiol Heart Cite Physiol2001 Nov; 281 (5): H1968-75.
15- Zabel M, Portnoy S. Franz MR. Electrocardiographic indexes of dispersion of ventricular re/rolarization: an isolated heart validation study. J Am Coll Cardiol 1995;25 (3): 746-52.
16. ZabelM, Lichtlen PR. Havetich A. Franz MR. Comparison of ECG variables of dispersion of ventricular repolarization with direct myocardial repolarization measurements in the human heart .) Cardiovasc Electrophysiol 1998 Dec; 9 ( 12): 1279-84.
17. Antzelevitch C, Shimizu W, Van GX, Sicouri S. Cellular basis for QT dispersion / FJectrocardiol 1998; 30 Suppt: 168-75.
18. '/.oghi M, Gurgun C, Yavuzgil О et al. QT dispersion in patients with different etiologies of left ventricular hyj>ertrophy: the significance ofQT dis{>ersiori in endurance athletes, hit) Cardiol 2002Aug- 84 (2-3): 153-9.
19. Oikarinen /_ Nierninen MS, Viitasalo M et al. Relation of QT interval and QT dispersion to ech< ¡cardiographie left ventricular hypertropljy and geometric pattern in hypertensive patients. The 1JFE study. The Ijosartan Intervention For ¡¡„Jroint Reduction.) Hyper-tern 2001 Oct; 19(10): 1883-91.
20 Kaftan AH Kaftan O. QT intervals and heart rate variability in hypertensive patientsJpn Heart) 2000 Mar; 41 (2): 173-82.
21. Gryglewska B. Grodzicki T. Czamecka D et al. QT dispersion and hypertensive heart disease in the elderly. J Hypertens2000Apr; 18 (4): 461 -4-
22. Maheshwari VP, Girish MP. QT dispersion as a marker of left ventricular mass in essentia! hypertension. Indian Heart J 1998)u!-Aug: 50 (4): 414-7.
23■ 'Ibmiyama II, Doha N, Fu Yet al. Uft ventricular geometric patterns and QT dispersion in borderline and mild hyfrertension: their evolution and regression. Am ) Hypertens 1998 Mar; 11 (3 Pt I): 286-92.
24. Ichklxm K, MolnarJ, Somberg). Relation of left ventricular mass and QTdis/rer-sion in patients with systematic hypertension. Am / Cardiol 1997 Feb 15; 79 (4); 508-11.
25- PerkiomakiJS, Ikabeimo MJ, Pikkujamsa SM et al. Dispersion of the QT interval coid autonomic modulation of heart rate in hypertensive men with and without left ventricular hypertivphy. Hypertension 1996Jul; 28 (1): 16-21.
26. Karpanou FA, Vyssoulis GP, Psiclxigios A et at. Regression of left i vntricular hypertrophy results in improvement of QT dispersion in patients with hypertension. Am Heart J 1998 Nov: 136 (5): 765-8.
27. May el J, ShahiM, McGrath К et al. Left ventricular hypertrophy and QT dispersion in hypertension. Hypertension 1996 Nov: 28 (5): 791 -6.
28. Chapman /V, Mayet), Ozkor M et al. QT intervals and QT dispersion as measures of left ventricular hypertrophy in an unselected hypertensii >e population. Am) Hyperiens200J May; 14 (5 Pt 1): 455-62.
29. Pinsky DJ. Sciacca RR, SteinhergJS. QT dispersion as a marker of risk in patient awaiting heart transplantation.) Am Coll Cardiol 1997; 29: 1576-84.
30. Pay CP. McCombjM. Matthews) et al. Reduction in QT dispersion by sotalol following myocardial infarction. Eur Heart) 1991:12:423-7.
J /. Hnatkova K, Malik M, Kautzner) et al Adjustment of QT dispersion assessed from 12 lead electrocardiogramsfor different numbers of analysed eleclnxardio-graphic leads: comparison ofstability of different methods. Br Heart / 1994 Oct: 72 (4): 390-6.
32. Sahn PJ. de Maria A, KissloJ el al. Recommendation regarding quantization in M-rriode echocardiography: results of a survey of echocardioff'aphic rtieasurea-irients. Circulation 1978: 58(6): !072-83.
33- Dei vieux RB. Detection of left i vnlricular hypertrophy by M-rnode echocardiography. Hypertension 1987:9 Supp! II: 16-26.
34. Ùhuuiep H, Осипов M. Клиническая эхокардиография. M: Практика, 1994.
.■¡5. Реброва ОЮ. Статистический анализ медицинских данных. Применение пакета прикладных программ STAT1STKA М. Медиа Сфера. 2002.
Дисперсия интервалов QT у больных гипертонической болезнью
С.М.Сперанская, Н.В.Баканова, А.М.Шутов
Кафедра пропедевтики внутренних болезней УЛГУ, Областная клиническая больница №3, Ульяновск
Резюме. Изучена дисперсия интервалов QT у 60 больных с артериальной гипертензией I—III степени (22 мужчины, 38 женщин, средний возраст 48,4±9,1 года). Исключены больные, перенесшие инфаркг миокарда, имеющие стенокардию, а также больные с тяжелой сердечной недостаточностью. Выраженность г ипертрофии миокарда, состояние его систолической и диастолической функции оценивали методом ЭхоКГ, дисперсию интервалов QT - методом ЭКГ. Выявлено, что состояние миокарда при артериальной гипертензии характеризуется развитием не только гипертрофии левого желудочка (ЛЖ), но и изменением его геометрии. Многофакторный регрессионный анализ показал независимое прямое влияние систолического артериального давления на относительную толщину стенки ЛЖ и на индекс массы миокарда ЛЖ. Выявлена прямая корреляционная связь трансмиокардиальной дисперсии интервалов Q^-i-panc с показателями венолегочного кровотока, отражающими начальные симптомы сердечной недостаточности: Smax - пиковая скорость систолического потока, S/D - соотношение пиковых скоростей систолического и диастолического потоков, VTIAR/Va - соотношение интегрального показателя реверсированного потока и временно-скоростного интеграла пика Атрансмитрального кровотока. Сделан вывод, что у больных с артериальной гипертензией увеличивается QT.rранс, связанная с появлением начальных симптомов сердечной недостаточности по показателям трансмитрального и венолегочного кровотока. Кгючевые слова: интервал QT, его дисперсия, артериальная гипертензия, гипертрофия левого желудочка, венолегочный кровоток
QT dispersion in patients with hypertensive disease S.M. Speranskaya, N.V. Bakanova, A.M. Shutov
Summary. QT dispersion was studied in 60 patients (¿2 males and 38 patients; their mean age, 48,4±9,1) with Grades I—III arterial hypertension. Patients with prior myocardial infarction, with angina pectoris, and with severe heart failure were excluded. The hypertrophy of the myocardium, its systolic and diastolic function were evaluated with echocardiography, QT dispersion was determined by ECG. In arterial hypertension, the myocardium was found to be characterized by the development of not only hypertro-
www.consilium-mcdicum.com
Артериальная гипертензия Том 9 №4
