Несмотря на значительные достижения последних лет в лечении острого инфаркта миокарда (ИМ), совершенствование подходов к ведению этих пациентов, ведущее к дальнейшему снижению летальности, остается актуальной проблемой. Так, около 1/3 больных погибают в течение первых суток, а многие выжившие остаются инвалидами. Половина больных умирают на догоспитальном этапе, не дождавшись специализированной медицинской помощи [3]. Около 5-15% больных из числа выписавшихся из стационара умирает в течение первого года, последующая ежегодная летальность составляет 2-5% [7]. Во многих оснащенных клиниках России благодаря использованию чрескожного коронарного вмешательства (ЧКВ) госпитальная летальность (ГЛ) уменьшилась до 10-13% [4]. Уровень ГЛ зависит от многих факторов: клинических особенностей пациентов, диагностических подходов и методов лечения, организации медицинской помощи в конкретном регионе и лечебно-профилактическом учреждении. Так, например, высокая ГЛ в крупных городах может быть связана с более качественной работой службы скорой медицинской помощи (СМП), в результате чего в стационары доставляются более тяжелые пациенты [2]. Однако полноценные отечественные популяционные исследования, объясняющие указанные вариации, отсутствуют [5]. При этом проблема выявления предикторов ГЛ пациентов с ИМ в современной интервенционной клинике, располагающей всем арсеналом реваскуляризирующих вмешательств, до настоящего времени комплексно не решена [8].
Целью работы явилось проведение анализа случаев смерти от ИМ для выявления совокупности клинико-демографических и ангиографических предикторов ГЛ в клинике, использующей интервенционные методы реваскуляризации миокарда.
Материалы и методы. Исследование проводилось на базе кардиологического отделения для взрослых больных сосудистого центра Ивановской областной клинической больницы (ИвОКБ). В 2015 году в ИвОКБ проходили лечение 413 пациента с диагнозом ИМ. Летальность в общей группе больных с данной патологией составила 8,9% (37 человек). Из числа умерших в ИвОКБ 24 пациента доставлены в клинику бригадой скорой медицинской помощи. В остальных 13 случаях фатальный ИМ развился непосредственно в стационаре после планового оперативного вмешательства по поводу тяжелой сопутствующей патологии (4 человека), на фоне острого нарушения мозгового кровообращения (ОНМК) и во время планового стационарного лечения по поводу терапевтической патологии (4 и 5 человек соответственно). В I группу были включены только 29 человек (средний возраст 69,8±9,31 лет). В исследование не вошли больные, у которых ИМ развился на фоне тяжелой интеркуррентной патологии в виде ОНМК и после хирургического лечения в виду наличия у них противопоказаний к проведению интракоронарного вмешательства с целью реваскуляризации миокарда. Контрольную II группу составили 94 пациента с ИМ (средний возраст 58,4±6,18 лет), проходивших лечение и выписавшихся из стационара.
Всем больным ИМ проводилось общеклиническое обследование, определялось содержание тропонинов, липидов, креатинина и глюкозы в крови, рассчитывалась скорость клубочковой фильтрации, выполнялась электрокардиография и эхокардиография. Экстренно проводили коронароангиографию (КАГ) и ЧКВ.
Статистическая обработка данных проводилась при помощи программы IBM.SPSS.Statistics.v22. При сравнении признаков с нормальным распределением использовался двусторонний t-критерий Стьюдента для зависимых и независимых групп. В противном случае для оценки различий между группами применяли непараметрический тест Манна-Уитни. Анализ статистической значимости различий между долями проводился с помощью критерия χ2. За уровень статистической значимости принимали р<0,05. При распределении близком к нормальному показатели представлены в виде средней арифметической вариационного ряда и её стандартного ошибки (M±m). При необходимости сравнения показателей в подгруппах данные представляли в виде средней арифметической вариационного ряда и её стандартного отклонения (M±σ).
Для выявления предикторов ГЛ использовали метод бинарной логистической регрессии с определением для каждой достоверной переменной отношения шансов (ОШ) и его 95% доверительного интервала (ДИ). В ходе работы были проанализированы 25 показателей, значимость которых оценивали с помощью статистики Вальда с использованием распределения χ2.
Результаты и обсуждение. Средний возраст в выборке умерших пациентов составил 69,8±9,31 лет, в группе контроля - 58,4±6,18 лет (p<0,05). Больные старше 70 лет чаще встречались в исследуемой группе, чем в контрольной (51,7 и 20,2% соответственно, p<0,001). Достоверных различий по полу в I группе не выявлено (20 мужчин и 9 женщин), тогда как во II группе мужчин было достоверно больше (70 мужчин и 24 женщины, p<0,05). В таблице 1 наглядно представлено сопоставление анализируемых группы по основным демографическим и клиническим показателям.
Ведущие факторы сердечно-сосудистого риска (АГ, дислипидемия, курение) встречались с высокой частотой у исследуемых больных ИМ и достоверно не различались между группами. СД страдали 10,3% умерших и 15,9% выживших пациентов с ИМ. ХБП чаще наблюдалась среди больных фатальным ИМ, чем в контрольной группе (17,2 и 2,1% соответственно, p<0,001). Указание на перенесенный в анамнезе ИМ выявлено у 37,9% пациентов I группы, что достоверно выше (p<0,02), чем среди больных II группы (19,1%). ОНМК перенесли 6,8% умерших и 5,3% выживших пациентов с ИМ. Ранее подвергались ЧКВ 3,4% больных фатальным ИМ, в контрольной группе пациентов с интракоронарными вмешательствами в анамнезе не было. На момент поступления 31% больных I группы имели тяжелую острую сердечную недостаточность (ОСН) на уровне Killip III-IV, в то время как в II группе количество пациентов с тяжелой ОСН было достоверно меньше - 7,4%. Среднее значение ФВ ЛЖ составило 33,5±6,2% в исследуемой группе и 48,6±5,3% во группе контроля (p<0,05), при этом значение данного показателя менее 40% имели 13 пациентов (44,8%) I группы и только 8 больных (8,5%) II группы (p<0,05).
Среди пациентов I и II групп достоверных различий по месту проживания и соответственно по удаленности от стационара не получено. Так в группе умерших больных жителей области и удаленных районов было 54,2% (n=13 из 24 человек, поступавших по СМП), а в группе выживших - 56,3% (n=53) человека.
Таблица 1. Сопоставление групп исследования по основным демографическим и клиническим показателям
Примечание. ОСН - острая сердечная недостаточность, ФВ - фракция выброса, ХБП - хроническая болезнь почек, СКФ - скорость клубочковой фильтрации, АГ - артериальная гипертензия, ИМ - инфаркт миокарда, ОНМК - острое нарушение мозгового кровообращения, р - критерий χ2, р* - t-критерий, NS - не является статистически значимым.
Среднее время от начала болевого синдрома до обращения за медицинской помощью достоверно различалось и составило 204,3±44,8 минуты в I группе и 168,6±38,65 минут во II группе (p<0,05). Догоспитальная помощь полностью соответствовала стандарту только у 79% пациентов с фатальным ИМ и у всех (100%) выживших больных. Среднее время от начала болевого синдрома до ЧКВ в I группе было достоверно выше (418,8±39,8 минут), чем во II группе (214,5±42,6 минут). Частота ЧКВ, проведенных позднее чем через 6 часов от начала заболевания, значимо чаще встречались в исследуемой группе, чем в контрольной (65,5 и 11,7% соответственно, p<0,05).
Достоверных различий по локализации ИМ в группах сравнения не выявлено. КАГ выполнена 26 (89,7%) пациентам I группе и 93 (98,9%) больным II группы. В группе фатального ИМ 2 (6,9%) пациентам КАГ не проведена из-за крайне тяжелого состояния при поступлении и наступления смерти менее чем через два часа с момента госпитализации, и 1 (3,4%) пациент отказался. Во II группе КАГ не выполнена 1 (1,1%) больному в виду поступления в стационар более чем через 12 часов с момента развития симптомов. Как видно из табл. 2, множественное поражение коронарных артерий (КА) достоверно чаще встречалось в группе наблюдения, чем контроля (80,7% и 27,6% соответственно, p<0,001). В качестве инфаркт-ассоциированной артерии примерно с одинаковой частотой в обеих сравниваемых группах встречались передняя межжелудочковая и правая коронарная артерия. Значимо реже наблюдалось поражение огибающей артерии: в 10,3% случаев среди пациентов I группы и у 8,5% пациентов II группы. Достоверных различий между группами по перечисленным выше КА не выявлено. Критический стеноз СЛКА чаще встречался среди умерших больных ИМ, чем среди выживших (11,5 и 2,1% соответственно, p<0,05).
Таблица 2. Сопоставление групп исследования по ангиографическим показателям
Примечание. КАГ - коронароангиография, КА - коронарные артерии, СЛКА - ствол левой коронарной артерии, р - критерий χ2, NS - не является статистически значимым.
В табл. 3 отражена сравнительная оценка интракоронарных вмешательств в исследуемых группах. 73,1% пациентов I группы проведена ЧКВ со стентированием инфаркт-зависимой артерии, в том числе СЛКА (7,3%). У 3 (11,5%) погибших больных ЧКВ завершилось попыткой механической реканализации (МР) окклюзированной венечной артерии, в 1 (3,8%) случае выполнена чрескожная транслюминальная коронарная ангиопластика (ЧТКА), у 3 (11,5%) пациентов ЧКВ завершилось только КАГ в виду тяжести больного и множественного поражения венечного русла. Среди больных II группы в 4,3% случаев ЧКВ завершилось на этапе КАГ из-за множественного поражения КА (n=1) и отсутствия значимого критического стеноза КА (n=3). У большинства выживших (92,5%) оперативное вмешательство закончилось имплантацией стента в инфаркт-зависимую артерию, у 1,1% пациентов выполнена только ЧТКА и у 1,1 % - попытка МР окклюзии КА, которая была прекращена в виду безуспешности.
Системный тромболизис препаратом «Актилизе» в дозе 100 мг на госпитальном этапе выполнен у 1 умершего больного в виду отказа от оперативного лечения. В 2 (7,6%) и 4 (4,3%) случаях пациентам I и II групп соответственно ЧКВ сопровождалось интракоронарным тромболизисом «Актилизе» из-за выраженного тромбоза в зоне окклюзии КА и развития синдрома «no-reflow». Внутриаортальная баллонная контрпульсация применялась у 6 (20,6%) пациентов I группы и у 6 (6,4%) больных II группы (p<0,01).
Таблица 3. Сопоставление групп исследования по виду интракоронарного вмешательства
Примечание. ЧКВ - чрезкожное коронарное вмешательство, КА - коронарные артерии, СЛКА - ствол левой коронарной артерии, КАГ - коронароангиография, МР - механическая реканализация, ЧТКА - чрескожная транслюминальная коронарная ангиопластика, ВАБК - внутриаортальная баллонная контрпульсация, ИТЛ - интракоронарный тромболизис, р - критерий χ2, NS - не является статистически значимым.
Для оценки риска госпитальной смерти использовалась шкала GRACE 2,0 [6]. Среди пациентов I группы высокий риск (204,5±10,5 балла) достоверно отмечен у большинства пациентов - 62% (n=18). Тогда как высокий риск (176±5,8 балла) госпитальной смерти по шкале GRACE выявлен только у 18,1% (n=16) больных II группы, средний (138±1,3 балла) - у 47,9% (n=45) и низкий (107±1,9 балла) у 35,1% (n=33) пациентов соответственно.
Непосредственной причиной смерти пациентов в I группе явились: кардиогенный шок (55,3%), отек легких (31%), гемотампонада (17,2%), острый тромбоз стента с развитием рецидива ИМ (3,4%), фибрилляция желудочков (24,1%), геморрагические осложнения (3,4%). Досуточная летальность составила 62%. Большинство пациентов 55,2% погибали в палате интенсивной терапии от прогрессивно нарастающей левожелудочковой недостаточности, 27,6% - во время ЧКВ из-за остановки сердца или фибрилляции желудочков и 17,2% - внезапно после перевода на отделение в общую палату от гемотампонады при разрыве миокарда или от фибрилляции желудочков.
Для выделения возможных прогностических предикторов ГЛ пациентов с ИМ мы использовали метод бинарной логистической регрессии, суть которого состоит в построении статистической модели для расчета вероятности наступления события в зависимости от ряда исследуемых показателей (Х), которые являются независимыми (объясняющими) признаками. Зависимым признаком (Z) в этом методе оказывается не само значение зависящего (объясняемого) признака, а его логит-преобразование, позволяющее рассчитать вероятность наступления события. Результатом бинарной логистической регрессии является расчет регрессионных коэффициентов (b) для уравнения: Z=b1X1+b2Х2+...+bnXn+a, где Xn - значения независимых признаков, bn - коэффициенты, представляющие собой натуральные логарифмы ОШ для каждого из соответствующих признаков Xn (ОШn=еbn), установление которых является задачей бинарной логистической регрессии, а - константа, получаемая при выполнении бинарной логистической регрессии.
На основании величины Z рассчитывается вероятность наступления события по формуле: Р=1/(1+e-Z), где е≈2,72. При значении Р<0,5 предполагается, что событие не наступит; в противном случае предполагается наступление события.
В ходе работы были проанализированы 25 показателей, значимость которых оценивали с помощью статистики Вальда с использованием распределения χ2. Значения регрессионных коэффициентов для предикторов развития фатального ИМ с достоверной предсказательной ценностью у пациентов представлены в табл. 4.
Согласно данным литературы, основными демографическим предикторами госпитальной летальности у больных ИМ являются следующие: возраст старше 65-70 лет и женский пол [4]. Эти данные в нашем исследовании находят свое подтверждение только в отношении возраста, который при превышении 70 лет увеличивал ГЛ почти в 2,5 раза (ОШ=2,46; ДИ 0,95-4,56, р<0,016).
Одним из значимых предикторов ГЛ в нашей работе стал интервал времени от момента возникновения симптомов заболевания до поступления в клинику, превышающий 6 часов (ОШ=1,67; ДИ 0,86-4,23, р<0,001). Эти результаты вполне согласуются с данными литературы и тесно сопряжены с объемом жизнеспособного миокарда, сократительной способностью ЛЖ, выраженностью ОСН и возможности выполнения первичного ЧКВ.
Таблица 4. Предикторы госпитальной летальности пациентов с острым инфарктом миокарда
Примечание. ОШ - отношение шансов, ФВ ЛЖ - фракция выброса левого желудочка, ОСН - острая сердечная недостаточность, ЧКВ - чрезкожное коронарное вмешательство, р - достоверность различий по статистике Вальда с использованием χ2.
Как видно из табл. 4, другими клиническими предикторами неблагоприятного госпитального исхода, нашедшими отражение в проведенном нами анализе, явились тяжелая ОСН (Killip III-IV) и низкая сократительная способность ЛЖ, которые увеличивали риск ГЛ у пациента с ИМ практически в 2 и 1,5 раза соответственно.
Обращает на себя внимание крайне высокий процент неуспешного ЧКВ в группе умерших больных - 23,1% в сравнении с 7,4% группы контроля, что делает этот показатель достоверным предиктором ГЛ (ОШ=1,74; ДИ 0,65-3,62, р<0,001). Данный факт можно объяснить, в том числе, и тяжестью поражения коронарного русла, выражающейся во множественном диффузном окклюзионно-стенотическом поражении коронарного русла [1], зачастую сопутствуя той или иной степени кальциноза коронарных артерий. Это подтверждается и результатами нашего исследования, так как трехсосудистое поражение КА значимо увеличивало ГЛ при ИМ (ОШ=3,52; ДИ 1,28-5,51, р<0,002).
Выводы
- На основании данных, представленных в настоящей работе, в качестве предикторов госпитальной летальности у пациентов с ИМ после интракоронарного вмешательства можно считать: возраст старше 70 лет, поступление в стационар позднее чем через 6 часов с момента развития симптомов, острая сердечная недостаточность Killip III-IV, ФВ ЛЖ менее 40% по Симпсону, трехсосудистое поражение коронарных артерий и неуспешное ЧКВ.
- Неблагоприятное влияние на прогноз так же могли оказать такие факторы, как наличие ХБП и ранее перенесенный ИМ, которые достоверно чаще встречались у погибших от ИМ пациентов.
- Полученные данные свидетельствуют о необходимости оптимизации мер по профилактике острой коронарной патологии на амбулаторном этапе, особенно у пожилых, а также оказания своевременной и полной медицинской помощи больным ИМ на догоспитальном этапе с целью снижения госпитальной смертности.