CC BY
9Д.Ф.Гареева1, Н.Ш.Загидуллин1, И.А.Лакман2, Р.Р.Исламова2, В.М.Тихоненко3, К.Р.Тазетдинова1, Р.С.Суфияров1, Ш.З.Загидуллин1
ТУРБУЛЕНТНОСТЬ СЕРДЕЧНОГО РИТМА КАК ФАКТОР РИСКА СЕРДЕЧНОСОСУДИСТОЙ СМЕРТНОСТИ В 5-ЛЕТНЕМ НАБЛЮДАТЕЛЬНОМ ИССЛЕДОВАНИИ 1ГБОУ ВПО «Башкирский государственный медицинский университет», 2ФГБОУ ВПО «Уфимский государственный авиационный технический университет», 3НАО «Институт кардиологической техники» (ИНКАРТ), Санкт-Петербург
С целью определения прогноза у больных ишемической болезнью сердца и оценки турбулентности ритма сердца как кардиоваскулярного фактора риска обследованы 173 пациента средний возраст которых составил 67,06±0,79 лет.
Ключевые слова: ишемическая болезнь сердца, инфаркт миокарда, турбулентность ритма сердца, общая смертность, 5-летняя выживаемость
To evaluate prognosis of patients with coronary heart disease and assess heart rate turbulence as a cardiovascular risk factor, 173patients aged 67.06±0.79years were examined.
Key words: coronary heart disease, myocardial infarction, heart rate turbulence, all-cause mortality, 5 year survival.
В настоящее время заболеваемость и смертность от сердечно-сосудистых заболеваний занимают лидирующие позиции в Российской Федерации. По данным Всемирной организации здравоохранения, от сердечно-сосудистых заболеваний умирает более 16,5 млн. человек в год, из них от ишемической болезни сердца (ИБС) - более 7 млн., что составляет 29,3% и 12,6% соответственно от общей летальности, а смертность от инфаркта миокарда (ИМ) и внезапной коронарной смерти в постинфарктном периоде остается достаточно высокой [9]. В 1999 году был предложен и научно обоснован такой показатель как «турбулентность сердечного ритма» (ТСР), который определяется при холтеровском мониторировании (ХМ) и отражает кратковременное урежение ритма сердца с его последующим учащением после желудочковой экстрасистолы (ЖЭ) [8].
ТСР определяется при 24-часовом ХМ ЭКГ [4, 12] и описывается двумя параметрами: начало турбулентности (TO, turbulence onset) и наклон кривой турбулентности (TS, turbulence slope). TO рассчитывается по следующей формуле: TO = (RR1 + RR2) - (RR-2 + RR-1) (RR2 + RR-1) x 100, где RR-2 и RR-1 - интервалы перед ЖЭ, RR1 и RR - два RR интервала, следующие сразу за компенсаторной паузой. TS определяется как максимальный положительный наклон кривой регрессии, оценивающийся по 5 и более последовательным интервалам RR в течение первых 15 RR интервалов после ЖЭ. В норме происходит ускорение синусового ритма после ЖЭ, что находит свое отражение в отрицательном значении TO с его последующим замедлением с положительным TS.
Для стратификации риска в различных группах пациентов ТСР, как правило, подразделяется на три категории: категория 0 означает нормальные показатели TO и TS (nTO и nTS соответственно); категория 1 - либо TO, либо TS является патологическим (pTO и pTS соответственно); категория 2 характеризуется патологическим TO и TS.
Было показано, что у больных с постинфарктным кардиосклерозом наблюдается ухудшение параметров
ТСР, что свидетельствует о высоком сердечно-сосудистом риске пациентов. [4, 6].Однако, до сих пор не ясно, отражает ли ТСР кардиоваскулярный риск у больных без ИМ в анамнезе. Поэтому целью исследования было определение прогноза у больных ишемической болезнью сердца и оценка турбулентности ритма сердца как кардиоваскулярного фактора риска.
МАТЕРИАЛ И МЕТОДЫ ИССЛЕДОВАНИЯ
Было проанализировано 3600 результатов исследований 24-часового ХМ электрокардиограммы (ЭКГ) у пациентов с ИБС в ГБУЗ РБ ГКБ №21 г. Уфа, проходивших лечение в отделении кардиологии в 2010-2011 годы. В основную группу было отобрано 205 человек, отвечающих критериям включения.
Критерии включения в исследование
1. Установленный диагноз ИБС в соответствии с критериями ВНОК 2008 г.
2. Наличие у пациентов желудочковых экстрасистол (ЖЭ) по данным 24-часового ХМ ЭКГ отвечающих следующим требованиям [13]:
• RR интервалами <2000 и >300 мс,
• ЖЭ с разницей между предшествующими синусовыми интервалами <200 мс,
• ЖЭ с отличием <20% от среднего из 5 последовательных синусовых интервалов,
• ЖЭ с индексом преждевременности >20% и постэк-топичеким интервалом, который длиннее среднего ИИ на 20% и более.
3. Пациенты, на момент исследования должны получать постоянную антиангинальную терапию.
4. Отсутствие критериев исключения.
5. Возраст <75 лет [13].
Критерии исключения из исследования
1. Установленный электрокардиостимулятор.
2. Хроническая сердечная недостаточность Пб-Ш стадий.
3. Постоянная/персистирующая формы фибрилляции и трепетания предсердий.
© Д.Ф.Гареева, Н.Ш.Загидуллин, И.А.Лакман, Р.Р.Исламова, В.М.Тихоненко, К.Р.Тазетдинова, Р.С.Суфияров, Ш.З.Загидуллин
4. Атриовентрикулярная блокада 2-3 степеней.
5. Синдром слабости синусового узла.
6. Полные блокады ножек пучка Гиса.
7. ЧСС (>80 уд/мин).
8. Клапанная патология сердца, кардиомиопатии.
9. Почечная и печеночная недостаточности. 10.Злоупотребление алкоголем, наркомания, патология центральной нервной системы (онкологические, метаболические, инфекционные, психические и др. заболевания, травмы головного мозга, депрессия, эпилепсия, деменция, транзиторная ишемическая атака, нарушение мозгового кровообращения).
Конечной точкой исследования была общая смертность в течение 4-5 лет наблюдения после первичного определения ТСР.
24-часовое ХМ ЭКГ проводилось на аппаратах «Кардиотехника-04- 8 (M)» (НАО «ИНКАРТ», Санкт-Петербург), позволяющих точно записывать и анализировать формы желудочковых комплексов в соответствии с требованиями к анализу ТСР. Анализ ТСР, по данным суточного ХМ ЭКГ, был проведен в 2010-2011 г. при нахождении пациентов в ГБУЗ РБ ГКБ№21 г. Уфа, а затем в 2015 г. проводился телефонный контакт для определения конечной точки.
Результаты в группах представлены в виде средних значений (M) и среднего квадратичного отклонения (m). Статистическая обработка была проведена с помощью оценок по таблицам выживаемости Капла-на-Майера и регрессионных моделей выживаемости, в частности модели пропорциональных рисков (модель Кокса). Оценки коэффициентов модели были получены методом максимального правдоподобия. Статистическая обработка проведена с помощью программы Statistica 10.0 (модуль Survival analysis).
ПОЛУЧЕННЫЕ РЕЗУЛЬТАТЫ
Основная часть пациентов с ТСР была определена при обследовании в 2010-2011 гг. В результате анализа выживаемости больных по телефону и в системе регистрации медицинских событий «ПроМед» были получены данные по выживаемости в течении 5 лет. Из исследования по причине недоступности выбыло 32 пациента, и доступных для анализа отдалённых результатов осталось 173. Средний возраст больных составил 67,06±0,79 лет (из них женщин - 67 чел., мужчин - 106). Рост больных составил 169,9±1,8 см, вес - 84,6±3,0 кг, индекс массы тела (ИМТ) - 29,4±0,89 кг/м2. Количество больных с ИМ в анамнезе составило 137, перенесших коронароангиографию или стентирование коронарных артерий, аорто- или мамарокоронарное шунтирование - 23, перенесших острое нарушение мозгового кровообращения - 10, страдающих артериальной гипертензией - 130, сахарным диабетом - 21. Также были определены другие сердечно-сосудистые параметры: холестерин крови - 4,78±0,08 ммоль/л и фракция выброса левого желудочка - 54,0±1,06%.
Среднее количество ЖЭ за сутки составило 176,9±18,8, а среднесуточная частота сердечных сокращений - 68,1±0,57 уд/мин. При анализе ТСР параметр ТО был равен 0,96±0,25%, а ТБ - 6,14±0,38 мс/ИИ. В результате анализа полученных данных ТО не оказал влияния на значимость моделей выживаемости, в связи с чем для анализа взаимосвязи смертности и ТСР проведён анализ выживаемости только от параметра ТБ. Патологическим ТБ (рТБ) принято считать значение < 2,5 мс/ИИ [4, 12]. В табл. 1 представлены смертность в больных по годам в зависимости от параметра ТБ. Моделирование выживаемости в 5-летнем интервале в зависимости от турбулентности ритма сердца
На первом этапе была проведена оценка общей смертности в течении 5-летнего периода. Для вычисления смертности и выживаемости по годам за пятилетний период было проведено сравнение двух выборок больных между собой: с пТБ и рТБ.
У больных с пТБ вероятность смерти была минимальна первые 20 месяцев после начала отчёта, позже она постепенно возрастала и максимальная вероятность смерти определялась в интервале от 30 до 45 месяцев.
При расчете риска смертельного исхода у больных с рТБ была использована математическая модель смертности в течение данного периода. Тестирование модели показало, что она является значимой: расчетное значение кси-квадрат - статистики 16,8, что превышает табличное значение 5,992, определенное при степенях свободы 2 и уровне значимости 0,05. Параметры модели Кокса являются статистически значимыми: наличие у больного рТБ оказывает влияние на риск смерти за пятилетний период при любом уровне доверительной вероятности. В данной модели наличие рТБ у пациентов ИБС по сравнению с пТБ увеличивает вероятность смерти через 5 лет в 4,99 раз. С учетом доверительной вероятности в 95%, доверительный интервал для риска смерти в пятилетний период составляет от 2,37 до 10,51 раз.
У пациентов с рТБ риск смерти был минимален в первые 15 месяцев после начала наблюдения и в промежутке от 20 до 30 месяцев, далее он возрастал и самый большой риск определялся от 45 до 60 мес. На рис. 1 приведены графики смертности при делении на группы с пТБ и рТБ соответственно. С 24 месяцев
Таблица 1.
Смертность пациентов ИБС в отдалённом периоде наблюдения
Модели n, чел. 12 мес. 24 мес. 36 мес. 48 мес. 60 мес.
ИМ+ nTS 106 0 6 5 5 4
pTS 30 8 5 0 5 1
ИМ- nTS 30 2 0 2 0 0
pTS 7 0 0 1 2 0
Все пациенты nTS 135 2 6 8 5 3
pTS 38 8 5 1 6 1
Всего 173 10 11 9 11 4
где, ИМ- и ИМ+ - пациенты с отсутствием и наличием инфаркта миокарда в анамнезе
определялось расхождение кривых, причём оно усиливалось с годами.
Анализ смертности в зависимости от параметра ТБ и наличия перенесённого инфаркта миокарда
В связи с тем, что по данным большинства литературных источников, патологическое значение ТСР имеет прогностическое значение только у больных с перенесённым ИМ [1, 5, 7], то нами рассмотрена смертность в зависимости от двух этих факторов путем создания для каждой пары соответствующих кривых выживаемости Каплана-Майера.
При анализе данных за 5 лет было создано 2 модели выживаемости больных в зависимости от параметра
Рис. 1. Смертность в течение 5 лет у больных ИБС в зависимости от параметра ТБ.
Cumulative Proportion Surviving (Kaplan-Meier) о Complete + Censored
2
<л 0,8
1 0,6
1- > —
1 ч 1-
1
1 п 1
1
5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 Time
Cumulative Proportion Surviving (Kaplan-Meier) о Complete + Censored
— Group 0,
— Group 1,
E 0,9 >
E
5 0,7 i
10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 Time
— Group 0,
— Group 1,
Рис. 2. 5-летние графики выживаемости у больных с наличием (а) и отсутствием (б) ИМ в анамнезе с nTS (Group 0) иpTS (Group 1).
TS, наличия ИМ в анамнезе и определена их эффективность. В первой модели сравнивались кривые выживаемости у больных с ИМ в анамнезе и nTS/pTS, а во второй - без ИМ в анамнезе. Проверялось различие в выживаемости больных с наличием ИМ в анамнезе в группах больных с nTS (n=106) и pTS (n=30). Из графика функции выживаемости Каплана-Майера (рис. 2а), согласно критерию Гехана-Вилкоксона, следует, что выживаемость больных с ИМ в анамнезе с nTS выше, чем у больных с ИМ и pTS (р=0,00026).
У больных с отсутствием ИМ в анамнезе оценивали выживаемость в группах больных с nTS (n=30) и с pTS (n=7). Из графика функции выживаемости Капла-на-Майера (рис. 2б) установлено, что уровень выживаемости больных без ИМ и с nTS достоверно выше, чем у больных без ИМ и с pTS (р=0,00318).
ОБСУЖДЕНИЕ ПОЛУЧЕННЫХ РЕЗУЛЬТАТОВ
Современная неотложная кардиология получила большое развитие за счет успехов доказательной медицины. Одним из достижений последних лет является создание моделей оценки сердечно-сосудистого риска, в частности и для пациентов, у которых определяется ТСР, основанная на 2-х параметрах: TS и TS [4]. В нашем исследовании было проанализировано 173 пациента с ИБС, у которых в 2010-2011 гг., по данным 24-часового ХМ ЭКГ, определись ЖЭ и возможно было определить ТСР. В последующем было проведено 5-летнее наблюдение с целью определения конечной точки - общей смертности. Как известно, выделяют 2 параметра ТСР, которые обладают прогностической значимостью: TS и TO. В связи с тем, что в нашем исследовании параметр TO влияния на выживаемость пациентов не оказал, проводился анализ только TS.
На первом этапе проводился анализ 5-летней выживаемости в зависимости от nTS/pTS. Было показано, что наличие у больных с ИБС nTS увеличивает вероятность смерти через 5 лет в 5,1 раз. При этом максимальный риск смерти был в период от 45 до 60 нед, а расхождение кривых выживаемости и смертности определялось уже со второго года наблюдения. На втором этапе проводилось сравнение кривых выживаемости больных с перенесённым ИМ с показателями nTS и pTS. Было показано значительное увеличение смертности с pTS и высокая достоверность различий между кривыми (р=0,00026). Роль ТСР, как значимого фактора риска у больных ИБС, перенесших ИМ, была доказана в нескольких крупномасштабных ретроспективных и проспективных исследованиях [1, 4, 5]. Все исследования, за исключением исследования CAST (Cardiac Arrhythmia Suppression Trial), использовали одни и те же референсные значения параметров ТО и TS, то есть, 0% и 2,5 мс/R-R интервалов, соответственно. У пациентов с ТСР категории 2 (т.е. сpTO и pTS) вероятность смерти в течение 2 лет увеличилась в 4,411,3 раз по сравнению с пациентами с нормальной ТСР (0 категории).
Затем аналогично проводилось сравнение между собой кривых выживаемости с показателями nTS и pTS у пациентов без перенесённого ИМ. Было также
а
б
показано значительное увеличение смертности с рТБ, несколько меньшее, чем при ИМ, но, тем не менее, определялась высокая достоверность различий между кривыми (р=0,00318). Прогностическая роль ТСР у больных ИБС без ИМ в анамнезе исследована недостаточно [10, 11]. По нашим данным, рТБ свидетельствовал о высоком риске смерти у больных с ИБС и без перенесенного инфаркта миокарда [2, 3].
Таким образом, было показано, что у больных с ишемической болезнью сердца и желудочковой экстра-систолией, параметр ТБ имеет высокую предикторную
силу в определении общей смертности за 5-летний период, причём расхождение кривых выживаемости начинается уже с второго года наблюдения. В отличие от других наблюдений, достоверность различий между кривыми выживаемости получены не только для больных с перенесённым инфарктом миокарда, но и для больных с его отсутствием.
Научное исследование было проведено при поддержке гранта РГНФ №15-36-01255/15 и гранта УМНИК-2013 Фонда содействия развитию малых форм предприятий в научно-технической сфере.
ЛИТЕРАТУРА
1. Barthel P, Schneider R, Bauer A, et al. Risk stratification after acute myocardial infarction by heart rate turbulence // Circulation. 2003;108:1221-6.
2. Bauer A, Barthel P, Schneider R. et al. Improved stratification of autonomic regulation for risk prediction in postinfarction patients with preserved left ventricular function (ISAR-Risk) // Eur. Heart J. 2009;30:576-583.
3. Bauer A, Kantelhardt JW, Barthel P. et al. Deceleration capacity of heart rate as a predictor of mortality after myocardial infarction: cohort study // Lancet. 2006;367:1674-1681.
4. Bauer A., Malik M., Schmidt G. et al. Heart rate turbulence: standards of measurement, physiological interpretation, and clinical use: International Society for Holter and Noninvasive Electrophysiology Consensus // J Am Coll Cardiol. 2008; 52: 1353-1365.
5. Exner DV, Kavanagh KM, Slawnych MP et al. on behalf of REFINE Investigators. Noninvasive risk assessment early after a myocardial infarction the REFINE study // J Am Coll Cardiol. 2007;50:2275-84.
6. Bauer A, Malik M, Barthel P, et al. Turbulence dynamics: an independent predictor of late mortality after acute myocardial infarction // Int J Cardiol. 2006;107:42-47.
7. Stein PK, Deedwania P. Usefulness of abnormal heart rate turbulence to predict cardiovascular mortality in high-risk patients with acute myocardial infarction and left ven-
tricular dysfunction (from the EPHESUS study) // Am J Cardiol. 2009;103:1495-1499.
8. Schmidt G, Malik M, Barthel P, et al. Heart-rate turbulence after ventricular premature beats as a predictor of mortality after acute myocardial infarction // Lancet.1999; 353:1390-1396.
9. Moss A.J., Hall W.J., Cannom D.S. et al. Improved survival with an implanted defibrillator in patients with coronary disease at high risk for ventricular arrhythmia. Multicenter Automatic Defibrillator Implantation Trial Investigators // N Engl J Med. 2006;335:1933-1940.
10. Sestito A, Valsecchi S, Infusino F, et al. Differences in heart rate turbulence between patients with coronary artery disease and patients with ventricular arrhythmias but structurally normal hearts // AmJCardiol. 2004;93:1114-8.
11. Lanza GA, Sgueglia GA, Angeloni G et al. Prognostic value of heart rate turbulence and its relation to inflammation in patients with unstable angina pectoris // Am J Cardiol. 2009;15:103(8):1066-72.
12. Гареева Д.Ф., Загидуллин Б.И., Нагаев И.А. и др. Турбулентность сердечного ритма как предиктор риска сердечно-сосудистой смерти // Практическая медицина. 2012. - №6.- С. 39-43.
13. Цветникова А.А., Юарнгарт Э.Р., Пармон Е.В.и др. Турбулентность сердечного ритма: методические аспекты. - С.-Пб: ИНКАРТ, 2008, 32 с.
ТУРБУЛЕНТНОСТЬ СЕРДЕЧНОГО РИТМА КАК ФАКТОР РИСКА СЕРДЕЧНО-СОСУДИСТОИ СМЕРТНОСТИ В 5-ЛЕТНЕМ НАБЛЮДАТЕЛЬНОМ ИССЛЕДОВАНИИ
Д.Ф.Гареева, Н.Ш.Загидуллин, И.А.Лакман, Р.Р.Исламова, В.М.Тихоненко, К.Р.Тазетдинова, Р.С.Суфияров, Ш.З.Загидуллин
С целью определения прогноза у больных ишемической болезнью сердца (ИБС) и оценка турбулентности сердечного ритма (ТСР) как кардиоваскулярного фактора рискаобследованы 205 человек. Конечной точкой исследования была общая смертность в течение 4-5 лет наблюдения после первичного определения ТСР. 24-часовое холтеровское мониторирование (ХМ) электрокардиограммы (ЭКГ) проводилось на аппаратах «Кардиотехника-04-8(М)» (НАО «ИНКАРТ», Санкт-Петербург). Анализ ТСР, по данным суточного ХМ ЭКГ, был проведен в 20102011 г., а затем в 2015 г. проводился телефонный контакт для определения конечной точки. Из исследования по причине недоступности выбыло 32 пациента, и доступных для анализа отдалённых результатов осталось 173. Средний возраст больных составил 67,06±0,79 лет (из них женщин - 67 чел., мужчин - 106). Рост больных составил 169,9±1,8 см, вес - 84,6±3,0 кг, индекс массы тела (ИМТ) - 29,4±0,89 кг/м2. Количество больных с инфарктом миокарда (ИМ) в анамнезе составило 137, перенесших коронароангиографию или стентирование коронарных артерий, аорто- или мамарокоронарное шунтирование - 23, перенесших острое нарушение мозгового кровообращения - 10, страдающих артериальной гипертензией - 130, сахарным диабетом - 21. Также были определены другие сердечно-сосудистые параметры: холестерин крови - 4,78±0,08 ммоль/л и фракция выброса левого желудочка - 54,0±1,06%. Среднее количество ЖЭ за сутки составило 176,9±18,8, а среднесуточная частота сердечных сокращений - 68,1±0,57 уд/мин. При анализе ТСР параметр ТО был равен 0,96±0,25%, а ТБ - 6,14±0,38 мс/ИИ. В результате анализа полученных данных ТО не оказал влияния на значимость моделей выживаемости, в связи с чем для анализа взаимосвязи смертности и ТСР проведён анализ выживаемости только от параметра ТБ. Па-
тологическим TS (pTS) принято считать значение < 2,5 мс/RR. Наличие pTS у пациентов ИБС по сравнению с нормальным (nTS) увеличивало вероятность смерти через 5 лет в 4,99 раз. С учетом доверительной вероятности в 95%, доверительный интервал для риска смерти в пятилетний период составляет от 2,37 до 10,51 раз. У пациентов с pTS риск смерти был минимален в первые 15 месяцев после начала наблюдения и в промежутке от 20 до 30 месяцев, далее он возрастал и самый большой риск определялся от 45 до 60 мес. Выживаемость больных с ИМ в анамнезе с nTS была выше, чем у больных с ИМ и pTS (р=0,00026), уровень выживаемости больных без ИМ и с nTS достоверно выше, чем у больных без ИМ и с pTS (р=0,00318). Таким образом, у больных с ИБС и желудочковой экстрасистолией, параметр TS имеет высокую предикторную силу в определении общей смертности за 5-летний период, причём расхождение кривых выживаемости начинается уже с второго года наблюдения. В отличие от других наблюдений, достоверность различий между кривыми выживаемости получены не только для больных с перенесённым инфарктом миокарда, но и для больных с его отсутствием.
HEART RATE TURBULENCE AS A RISK FACTOR OF CARDIOVASCULAR DEATH IN A 5 YEAR OBSERVATIONAL STUDY D.F. Gareeva, N.Sh. Zagidullin, I.A. Lakman, R.R. Islamova, V.M. Tikhonenko, K.R. Tazetdinova, R.S. Sufiyarov, Sh.Z. Zagidullin
To evaluate prognosis of patients with coronary heart disease (CHD) and assess heart rate turbulence (HRT) as a cardiovascular risk factor, 205 patients were examined. The study endpoint was 4-5 year all-cause mortality after the first assessment of HRT. ECG Holter monitoring for 24 hours was performed using the Kardiotekhnika 04 8(M) device (Inkart, St. Petersburg, Russia). Heart rate turbulence was assessed according to the ECG Holter monitoring data in 2010 2011; later on, in 2015, the patients were contacted via phone to assess the endpoint. Thirty-two patients dropped out from the study due to their unavailability for contacts; the long-term outcome could be assessed on 173 subjects. The patients aged 67.06±0.79 years (67 women and 106 men); their height, weight, and body mass index (BMI) were 169.9±1.8 cm, 84.6±3.0 kg, and 29.4±0.89 kg/m2, respectively. The following medical history was documented in the study subjects: history of myocardial infarction in 137 patients, history of coronary angiography, percutaneous coronary intervention (including stenting), aorto-coronary or mammaro-coronary bypass grafting in 23 patients, history of stroke in 10 patients, arterial hypertension in 130 patients, and diabetes mellitus in 21 patients. The following cardiovascular parameters were documented, as well: blood cholesterol 4.78±0.08 mmol/l and left ventricular ejection fraction 54.0±1.06%. The number of VPBs was 176.9±18.8 a day, mean daily heart rate was 68.1±0.57 bpm.
When analyzing HRT, TO was 0.96±0.25% and TS was 6.14±0.38 ms/RR. The data obtained showed that TO did not affect significance of survival models. Due to that, only the correlation between TS and survival was assessed to evaluate correlation between mortality and HRT. TS of <2.5 ms/RR was considered as the pathological level (pTS). pTS in patients with CHD as compared with the normal TS (nTS) was associated with a higher risk of death within a 5 years (OR: 4.99; 95% CI: 2.37 10.51). In the patients with pTS, the minimal risk of death was found within the first 15 months of follow-up and in 20 30 months; then the risk increased with the maximal level occurring in 45 60 months. Survival of patients with a history myocardial infarction was higher in case of nTS than in pTS (p=0.0026); survival of patients without a history of myocardial infarction was higher in case of nTS than in pTS (p=0.00318).
Thus, in patients with CHD and ventricular premature beats, TS has a high predictive value with regard to 5 year all-cause mortality; the difference in survival curves had been detected starting from the second year of the follow-up. As opposed to other studies, the significant difference between survival curves was found not only for patients with a history of myocardial infarction but also for patients without myocardial infarction.
