Оцінка факторів, що впливають на прогноз у хворих з артеріальною гіпертензією (первинні результати 5-річного ретроспективного спостереження).

Досліджень, присвячених виявленню факторів ризику несприятливого перебігу артеріальної гіпертензії (АГ) у тій або іншій популяції, проведено багато. Проте, в Україні проспективних або ретроспективних досліджень, присвячених цій проблемі, не достатньо. В основному для розробки вітчизняних рекомендацій фахівці користуються результатами зарубіжного досвіду. Досі не відомо, чи відрізняється популяція хворих на АГ в Україні від інших країн.

Метою дослідження було проведення первинного ретроспективного аналізу факторів несприятливого перебігу захворювання у пацієнтів з артеріальною гіпертензією.

Матеріал і методи

У ретроспективний аналіз було включено 524 пацієнти з АГ різного ступеня, що проходили лікування у відділенні симптоматичних артеріальних гіпертензій Інституту кардіології ім. М.Д. Стражеска АМН України протягом 1997–1999 рр. [1, 21, 22]. Характеристику хворих наведено в табл. 1. Не включали хворих із вторинною АГ, причиною якої була ендокринна патологія (альдостеронізм, феохромоцитома, тиреотоксикоз, мікседема та ін.), і без стійкого підвищення артеріального тиску (АТ) (транзиторна АГ, нейроциркуляторна дистонія). Середній строк спостереження становив (57,7±4,6) міс.

Аналіз проводили за факторами, що визначалися при стандартному обстеженні протягом перебування хворого у стаціонарі. Окрім клініко-демографічних даних, враховували терапію, яка призначалася і рекомендувалася для подальшого прийому, наявність шкідливих звичок (куріння, зловживання алкоголем – більше 30 мл чистого алкоголю на добу), рівень систолічного (САТ) та діастолічного (ДАТ) АТ при виписці зі стаціонару, показники біохімічного та загальноклінічного аналізу крові, сечі, показники гіпертрофії лівого шлуночка за даними стандартної ЕКГ, показники ехокардіографії, добового моніторування АТ (ДМАТ), велоергометрії (ВЕМ).

Вимірювання АТ проводили ртутним сфігмоманометром уранці між восьмою та десятою годинами відповідно до рекомендацій Американської асоціації кардіологів. Реєстрацію САТ та ДАТ у положенні сидячи проводили на одній і тій же руці двічі з інтервалом 2 хв, якщо величини АТ не відрізнялися більш як на 5 мм рт. ст. При виявленні більшої різниці між отриманими величинами проводили третє вимірювання та обчислювали середнє значення з двох або трьох послідовних вимірювань. Частоту скорочень серця (ЧСС) визначали після другого вимірювання.

ДМАТ проводили на апараті "АВРМ-01" або "АВРМ-02" ("Меdithech", Угорщина). При цьому вивчали такі показники: середньодобовий, денний (д), нічний (н) САТ, середньодобовий, денний, нічний ДАТ, середньодобовий, денний, нічний пульсовий АТ (ПАТ), ЧСС. Крім того, за допомогою програмного забезпечення вираховували добовий індекс – процент зниження нічного АТ порівняно з денним. Моніторування проводили: у денний час – кожні 15 хв, уночі (з 22.00 до 6.00) – кожні 30 хв амбулаторно, хворі вели звичайний спосіб життя, виконуючи побутові фізичні і психоемоційні навантаження.

Електрокардіографію проводили на 12-канальному електрокардіографі "Unicar" ("Юнікар", Україна) або на портативному одноканальному електрокардіографі "ЕК1Т-03М2" (Україна). Визначали показники, що характеризують наявність гіпертрофії ЛШ: бали за Естес, індекс Соколова–Лайона, показники Корнелла (індекс амплітуди та індекс тривалості) за загальноприйнятими правилами [11].

Біохімічні аналізи виконували на автоматичному фотометрі "Livia" ("Сormay", Польща) та на електролітному аналізаторі ("Ciba Corning", Англія). Визначали рівень креатиніну, глюкози, холестерину, тригліцеридів, калію, натрію.

Показники гемодинамiки та скорочувальної здатності мiокарда ЛШ серця оцiнювали за допомогою ехокардiографiї на апаратi "Sonоlinе SL-1" ("Siemens", Німеччина).

Ультразвукове дослiдження серця виконували в М- та В-режимах стандартним способом. Визначали розмір лівого передсердя (ЛП) – для чоловіків перевищенням норми вважали розмір 4,2 см та більше, для жінок – 3,9 см, кінцеводіастолічний розмір (КДР) та кінцевосистолічний розмір (КСР) ЛШ. Масу мiокарда ЛШ серця (ММЛШ) вираховували згідно з методикою Penn Convention [11]:

ММЛШ = 1,06 ґ ((КДР+ТЗС+ТМШП)3 – КДР3) – 13,6,

де ТЗС – товщина задньої стінки ЛШ, ТМШП – товщина міжшлуночкової перегородки; 1,06 і 13,6 – коефіцієнти розрахункові.

Площу поверхні тіла вираховували за стандартними таблицями за формулою Du Bois [11]. Індекс ММЛШ (ІММЛШ) визначали за формулою:

ІММЛШ = ММЛШ / площа поверхні тіла.

Відносну товщину стінки (ВТС) ЛШ обчислювали за формулою: ВТС = КДР/2·ТЗС.

Об'єми ЛШ – кiнцеводiастолiчний (КДО) та кiнцевосистолiчний (КСО) – розраховували за формулою Teicholtz. Перевищенням норми вважали КСО понад 35 мл [11]. Визначали також фракцiю викиду (ФВ) ЛШ у відсотках. Через 5 років після виписки всім пацієнтам була розіслана поштою стандартна анкета, на запитання якої треба було відповісти письмово. Серед основних запитань були такі: Чи змінили ви лікування, призначене в стаціонарі інституту? Які антигіпертензивні препарати ви приймаєте на поточний момент? Який АТ ви найчастіше у себе реєструєте? Чи виникали у вас такі несприятливі події, як інсульт, інфаркт, серцева або ниркова недостатність, цукровий діабет, інші серцево-судинні події (аневризма аорти, перенесене аортокоронарне шунтування, порушення серцевого ритму, гіпертензивний криз та ін.), що потребували госпіталізації? Якщо спостерігалися такі події, то зазначали строки виникнення та госпіталізації. Якщо пацієнт помер, то родичі відповідали на запитання, вказуючи причину смерті та дату (згідно зі свідоцтвом про смерть).

Статистичну обробку результатів проводили після створення бази даних у системі Microsoft Exсel за допомогою інтегрованих програм та програми SPSS 13.0. Середні величини в групах порівнювали з використанням незалежного двовідбіркового t-тесту після перевірки рядів на нормальність розподілу величин. Достовірність різниці між групами з непараметричним розподілом (відсоткові показники) оцінювали за тестом Манна–Уїтні. Вплив факторів на частоту розвитку несприятливих подій визначали при уніваріантному статистичному аналізі Мантела–Хансела з вирахуванням OR (odds ratio) – відношення шансів – при достовірному довірчому інтервалі (ДІ) 95 %. У подальшому для визначення незалежності виявлених факторів були проведені уніваріантний та мультиваріантний Cox регресійний статистичний аналіз з вирахуванням нестандартизованого та стандартизованого відношення шансів при достовірному ДІ 95 %.

Результати та їх обговорення

Комбіновану кінцеву точку (КТ) – ІМ, або інсульт, або нестабільну стенокардію, що потребувала госпіталізації, або ниркову недостатність, або серцеву недостатність, або нововиявлений цукровий діабет, або госпіталізацію з іншої серцево-судинної причини (аневризма аорти, аортокоронарне шунтування, крововилив у сітківку ока та ін.), або смерть – було зареєстровано в 141 (26,9 %) випадку. ІМ розвинувся у 21 (4 %) пацієнта, інсульт – у 33 (6,3 %), нестабільна стенокардія – у 34 (6,4 %), термінальна стадія ниркової недостатності – у 6 (1,1 %), верифікована серцева недостатність – у 16 (3,1 %), цукровий діабет – у 20 (3,8 %), смерть від усіх причин – у 44 (8,4 %). З них у 4 пацієнтів причина смерті невідома, у 5 пацієнтів – онкологічна. Кількість госпіталізацій з тих або інших серцево-судинних причин становила 134 (25,6 %).

Для виявлення достовірних факторів виникнення КТ спочатку порівняли середні величини показників, що вивчалися, у групах пацієнтів з КТ та без виникнення КТ. Встановлено, що групи достовірно відрізнялися за віком, тривалістю існування АГ, рівнем САТ при госпіталізації та виписці зі стаціонару, а також за розмірами лівого передсердя (ЛП), ФВ, ТМШП, ТЗС, ВТС, ІММЛШ, кількістю еритроцитів, рівнем гемоглобіну, гематокриту, кількістю балів за Естес, ЧСС, добовим індексом, середнім денним ПАТ (табл. 3). Зазначені показники були достовірно гіршими в пацієнтів, у яких розвинулися КТ. Крім того, у пацієнтів цієї групи в анамнезі частіше спостерігали цукровий діабет (відповідно 12,8 і 7,8 %, Р=0,083), ІХС (відповідно 46,1 і 31,1 %, Р=0,001), ІМ (19,1 і 8,4 %, Р=0,001), інсульт (17 і 7,8 %, Р=0,002) та серцеву недостатність (25,5 і 16,7 %, Р=0,023).

У подальшому було проведено дискриптивний аналіз Мантела–Хансела, завдяки якому були визначені основні достовірні фактори виникнення КТ у хворих, включених у дослідження. Частота виникнення КТ достовірно збільшувалася на 77 % у пацієнтів віком 55 років і більше, на 60 % – при тривалості АГ понад 5 років, на 78 % – при рівні САТ при госпіталізації 160 мм рт. ст. і більше та у 2,3 разу – при рівні САТ 160 мм рт. ст. і більше при виписці зі стаціонару, на 85 % при рівні ПАТ 64 і більше мм рт. ст. при виписці із стаціонару. При цьому рівень ДАТ ні при госпіталізації, ні при виписці зі стаціонару не мав достовірного самостійного значення для виникнення несприятливих подій у обстежених хворих. На частоту виникнення КТ достовірно впливала наявність серцево-судинних захворювань в анамнезі (ІМ, ІХС, інсульту) та ознак серцевої недостатності на момент госпіталізації. Наявність цукрового діабету також збільшувала частоту виникнення КТ на 70 % (Р=0,085, ДІ 1,3–2,9). Наявність фібриляції передсердь (хронічної або пароксизмальної) не мала достовірного значення для прогнозу в обстежених хворих.

Серед показників внутрішньосерцевої гемодинаміки найбільш значущими виявилися збільшені порівняно з нормою розмір ЛП та КСО, знижена ФВ, збільшена ТМШП (понад 1,2 см), ІММЛШ 137 г/м2 . Ця величина ІММЛШ була отримана емпірично при покроковому аналізі Мантела–Хансела – починаючи з рівня 137 г/м2 і більше вплив цього показника на прогноз був достовірним. Крім того, частоту виникнення КТ достовірно збільшували: наявність електрокардіографічних ознак гіпертрофії ЛШ за Естес (кількість балів більше 3) – у 3,47 разу, недостатнє зростання ЧСС на етапі 50 Вт при ВЕМ (менше 90 за 1 хв) – у 4,8 разу. Ця величина ЧСС була отримана емпірично при покроковому аналізі Мантела–Хансела – починаючи з 90 за 1 хв і менше вплив на прогноз цього показника був достовірним. Зменшення кількості еритроцитів (величина менше 3,9 · 1012 на л була отримана емпірично при покроковому аналізі) у 2,87 разу також достовірно збільшувало частоту виникнення КТ. ДМАТ у цій вибірці хворих було проведено лише 45 пацієнтам, але такі показники, як добовий індекс для ДАТ та для САТ менше 10 %, середній денний ПАТ 64 мм рт. ст. та більше, достовірно і значною мірою збільшували частоту виникнення КТ відповідно у 4,5; 4,3 та 6,1 разу.

Ні стать, ні причина АГ, ні наявність шкідливих звичок, ні величина КДО ЛШ, ні тип гіпертрофії ЛШ, ні початковий рівень креатиніну сироватки крові, ні рівень загального холестерину, ні рівень тригліцеридів, ні наявність протеїнурії, ні інші електрокардіографічні показники гіпертрофії ЛШ не були достовірно пов'язані із виникненням комбінованої КТ.

Після того як при уніваріантному дескриптивному аналізі були виявлені достовірні фактори, пов'язані із виникненням КТ, ми провели Cox регресійний аналіз і виявили фактори, що достовірно впливали на частоту виникнення несприятливих подій незалежно від віку пацієнта. Виявилося, що тривалість АГ тісно пов'язана з віком пацієнтів та самостійного значення не має. Рівень САТ при госпіталізації також не мав достовірного значення для прогнозу, тільки рівні САТ 160 мм рт. ст. і більше та ПАТ 64 мм рт. ст. і більше при виписці із стаціонару на 84 та 66 % достовірно збільшували ризик виникнення КТ. Рівень ДАТ самостійного значення для прогнозу в нашій вибірці пацієнтів не мав. Лише при стандартизації за віком разом із САТ вплив ДАТ ставав достовірним – OR=0,987 (Р=0,011). Наявність ІХС та ознак серцевої недостатності також не мала самостійного значення (вірогідно, що із віком збільшується частота виникнення цих патологічних станів). Навпаки, постінфарктний кардіосклероз та перенесений інсульт зберігали своє прогностичне значення в обстежених хворих при стандартизації за віком. Також залишилися достовірними за впливом на частоту виникнення КТ такі показники, як збільшений порівняно з нормою розмір ЛП, знижена (менше 50 %), а особливо значно знижена (менше 40 %) ФВ, збільшені ТМШП та ІММЛШ, наявність електрокардіографічних ознак гіпертрофії ЛШ за Естес (кількість балів більше 3), добовий індекс для ДАТ менше 10 % та середній денний ПАТ 64 мм рт. ст. та більше.

Виявлені при попередньому аналізі достовірні показники, що впливали на частоту виникнення КТ, були включені в мультиваріантний Cox регресійний аналіз (див. табл. 4). Вони всі, за винятком показників ДМАТ, утворили достовірну регресійну модель (Р=0,001). При цьому незалежними факторами, пов'язаними з виникненням КТ, виявилися ФВ менше 40 %, офісний ПАТ 64 мм рт. ст. та більше, ТМШП 1,2 см та більше, ІММЛШ 137 г/м2 та більше, наявність ознак гіпертрофії ЛШ за Естес. Інші важливі фактори, такі як вік, ІМ та інсульт в анамнезі, збільшений розмір ЛП та рівень САТ 160 мм рт. ст. і більше при виписці зі стаціонару не мали самостійного значення у цій конкретно взятій моделі. Оскільки ДМАТ виконували лише 45 пацієнтам, мультифакторний аналіз для показників ДМАТ проводився в іншій достовірній моделі (Р=0,03), яка включала такі фактори, як вік, рівень САТ при виписці, рівень середнього денного ПАТ та добового індексу для ДАТ, антигіпертензивну терапію. Найбільш значущими виявилися такі показники ДМАТ: при добовому індексі 10 % і менше частота розвитку КТ зростала у 6,5 разу, а при рівні денного ПАТ 64 мм рт. ст. та менше – в 7 разів (див. табл. 4). Іншими словами, показники ДМАТ для прогнозу мали самостійне, незалежне від віку та рівня офісного САТ, значення.

Таким чином, основними незалежними факторами ризику виникнення КТ в обстежених хворих виявилися рівень досягнутого на фоні терапії офісного ПАТ 64 мм рт. ст. та більше, значно знижена ФВ ЛШ (менше 40 %), потовщення міжшлуночкової перегородки (більше 1,2 см), ознаки гіпертрофії ЛШ – ІММЛШ 137 г/м2 і більше, кількість балів за Естес більше 3, недостатнє зниження ДАТ у нічний період – менше 10 %, середній денний ПАТ 64 мм рт. ст. і більше. Результати мультиваріантного Cox регресійного аналізу стандартизованих за терапією факторів представлено на рис. 2. У достовірній взятій моделі (Р=0,007) серед стандартизованих за терапією факторів, що мали достовірне та незалежне значення при попередньому аналізі, були достовірними рівень офісного ПАТ 64 мм рт. ст. і більше при виписці, знижена (менше 40 %) ФВ ЛШ, а також прийом ацетилсаліцилової кислоти, який на 44 % зменшував частоту виникнення КТ. Останнє відбувалося в основному за рахунок зменшення коронарних епізодів (нестабільної стенокардії – OR=0,63 (ДІ 1,18–2,1), Р=0,1, ІМ – OR=0,81 (ДІ 1,181–3,67), Р=0,13) та випадків появи нового цукрового діабету – OR=0,243 (ДІ 0,015–2,486), Р=0,093.

Антигіпертензивні препарати достовірно не впливали на прогноз у цій моделі (рівень ПАТ, ФВ ЛШ, ІММЛШ, кількість балів за Естес, ацетилсаліцилова кислота, b-адреноблокатори, інгібітори АПФ, антагоністи кальцію дигідропіридинового ряду, антагоністи кальцію типу верапаміл або дилтіазем, діуретики). Тобто, для прогнозу обстежених хворих більше значення мало саме зниження АТ, і в першу чергу ПАТ, а не те, за допомогою якого антигіпертензивного препарату воно досягалося. Це підтверджується і результатами іншого аналізу в моделі, де такі показники, як середній денний ПАТ та добовий індекс для ДАТ, були стандартизовані за терапією (достовірність моделі Р=0,02). При порушенні добового профілю АТ (добовий індекс для ДАТ менше 10 %) або середньому денному ПАТ вище 64 мм рт. ст. суттєво зростав ризик виникнення КТ (відповідно у 6,34 та 7,2 разу, Р=0,04 та 0,026, ДІ 1,089–37,3 та 1,26–41,1), незалежно від того, який препарат призначали в подальшому.

У представленому дослідженні виявлено фактори ризику виникнення несприятливих подій у пацієнтів з АГ після стаціонарного лікування. Серед них виділено фактори, абсолютно незалежні від інших. Ними виявилися: офісний ПАТ 64 мм рт. ст. та більше, ФВ ЛШ менше 40 %, ТМШП 1,2 см та більше, ІММЛШ 137 г/м2 і більше, кількість балів за Естес більше 3, середній денний ПАТ при ДМАТ 64 мм рт. ст. і більше та добовий індекс для ДАТ менше 10 %. За даними літератури, ці фактори були також визначені в інших працях.

Так, збільшення ризику виникнення несприятливих подій у пацієнтів з ФВ менше 40 % було показано у дослідженнях SOLVD, TRACE, SAVE, при наявності гіпертрофії ЛШ за даними ЕКГ – у дослідженні D.W. Brown, де було визначено, що наявність електрокардіографічних ознак гіпертрофії ЛШ незалежно від віку та рівня АТ удвічі збільшує вірогідність серцево-судинної смерті, при наявності гіпертрофії ЛШ за даними ехокардіографії – у Фремінгемському дослідженні, роботах групи R. Devereux, де показано, що збільшення на 1 мм товщини стінки ЛШ у хворих з АГ може асоціюватися з майже семикратним зростанням ризику смерті [3, 6–10, 12, 16–19]. На відміну від дослідження R. Devereux та співавторів, ми не визначили достовірного впливу типу ремоделювання ЛШ на прогноз пацієнтів. У обстежених нами хворих спостерігали лише тенденцію до збільшення частоти виникнення КТ у пацієнтів з концентричною гіпертрофією ЛШ порівняно з іншими типами ремоделювання ЛШ (28 проти 20 %, Р=0,18).

У дослідженні P. Verdecchia та співавторів кількість серцево-судинних подій на 100 пацієнтів за рік зростала при рівні офісного ПАТ більше 65 мм рт. ст. та середньодобовому ПАТ більше 53 мм рт. ст. [20]. У нашому дослідженні через малу вибірку та недостатньо повну інформацію (частина пацієнтів мали дані ДМАТ тільки за періоди день та ніч) достовірним був лише вплив середнього денного, а не середньодобового ПАТ при дещо вищому його рівні – 64 мм рт. ст. та більше. Проте цей вплив був, і він не залежав ні від віку, ні від показників офісного АТ, ні від групи антигіпертензивних препаратів, що призначалися. Більше того, якщо взяти достовірну модель, яка б включала офісний САТ, ДАТ, офісний ПАТ, добовий індекс для ДАТ та денний ПАТ, то достовірно збільшувалася частота виникнення КТ лише при величині середнього денного ПАТ 64 мм рт. ст. і більше у 5,88 разу (Р=0,065, ДІ 0,89–38,6) та добовому індексі для ДАТ менше 10 % – у 8,89 разу (Р=0,035, ДІ 1,17–67,42). Іншими словами, ці показники ДМАТ мали незалежне від показників офісного вимірювання АТ значення для подальшого перебігу захворювання.

Оцінка впливу на прогноз пацієнтів показників офісного вимірювання АТ (САТ, ДАТ, ПАТ) була неоднозначною. Як відомо з інших досліджень, офісний САТ має беззаперечне велике значення для розвитку серцево-судинних ускладнень [4–9, 13–15]. У нашому дослідженні негативно на прогноз впливав більшою мірою рівень САТ при виписці зі стаціонару, ніж САТ при госпіталізації. Тобто, для запобігання несприятливим подіям у хворих з АГ, що перебували на лікуванні, в першу чергу, мало значення зниження САТ до оптимального рівня, а не ступінь підвищення АТ до лікування. Відсутність самостійного значення для прогнозу рівня ДАТ дещо випадала із загальноприйнятих уявлень, якщо орієнтуватися на результати дослідження НОТ за участю 18 790 пацієнтів з АГ, в якому продемонстровано, що чим нижчого рівня ДАТ досягли, тим меншою була частота виникнення несприятливих подій [5].

Проте в літературі ми зустріли дані кількох великих досліджень, результати яких деякою мірою є зіставними з результатами нашого обстеження. Так, R. Pastor-Barriuso та співавтори простежили 15-річну смертність у 7830 здорових осіб і виявили, що вона мала лінійну залежність від рівня САТ незалежно від віку пацієнтів [15]. Залежність від рівня ДАТ мала різний характер у пацієнтів віком менше та понад 65 років. Так, у молодих осіб збільшення ДАТ призводило до зростання смертності незалежно від ПАТ. У пацієнтів віком понад 65 років, взаємозв'язок ДАТ і частоти смерті мав J-подібний характер: при фіксованому ДАТ підвищення САТ (та відповідно ПАТ) асоціювалося із збільшенням ризику, в той час, як при фіксованому САТ збільшення ДАТ (відповідно зменшення ПАТ) до 80–90 мм рт. ст. призводило до зменшення ризику та вище 80–90 мм рт. ст. – до збільшення ризику. В дослідженні K. Miura та співавторів, яке включало 28 360 учасників, у тому числі хворих з АГ, було показано, що рівень ДАТ найбільше впливав на частоту смерті в осіб середнього віку (40–59 років), а в осіб інших вікових категорій більше значення мали ПАТ та САТ [14]. У ретроспективному спостереженні за 129 хворими з АГ найбільше прогностичне значення щодо виникнення інсульту мали САТ та ПАТ [13]. При підвищеному ДАТ збільшувалася лише частка геморагічних інсультів. У дослідженні НОТ також рівень ДАТ не мав достовірного впливу на частоту виникнення інсультів [5].

Таким чином, можна сказати, що для оцінки ролі ДАТ щодо прогнозу потрібно проводити додатковий аналіз у підгрупах (вікових, за рівнем САТ та ПАТ при виписці із стаціонару, за групами антигіпертензивних препаратів, що призначалися, за окремими КТ), що ми плануємо зробити в подальшому. Крім того, в нашому дослідженні є певні обмеження. Так, за комбіновану КТ при первинному аналізі ми приймали всі несприятливі події, які виникали у хворих, у тому числі цукровий діабет, нестабільну стенокардію, смерть від не серцево-судинних причин. В інших дослідженнях враховували первинну комбіновану КТ (частіше включала тільки ІМ, інсульт, серцево-судинну смерть), за якою і проводили первинний аналіз, та вторинну КТ (нестабільна стенокардія, серцева та ниркова недостатність, цукровий діабет). Можливо, ми мали б дещо інші результати, якби проводили аналіз за таким розподілом КТ. Другим обмеженням нашого дослідження було те, що ми оцінювали розвиток несприятливих подій, спираючись на АТ, що реєструвався у пацієнтів при виписці із стаціонару. Але за результатами нашого анкетування, 72 % хворих у подальшому змінювали свою терапію і в більшості випадків ці зміни були неадекватними – рівень АТ оптимально не контролювався. Тобто, хоча рівень АТ при виписці виявився достовірним фактором ризику розвитку несприятливих подій, на частоту виникнення КТ, безумовно, впливав і той рівень АТ, що був на тлі зміни антигіпертензивних препаратів. Третім обмеженням нашого дослідження було те, що ми включали в дослідження не загальну популяцію хворих з АГ, а тільки тих, хворих, що лікувалися у спеціалізованому відділенні. Більшість з цих пацієнтів мали помірну та тяжку АГ, яку не вдавалося успішно лікувати за місцем проживання.

Можливо, через ці обмеження ми не отримали даних щодо переваги того або іншого антигіпертензивного препарату в зменшенні ризику виникнення несприятливих подій. Може бути, що при продовженні аналізу в підгрупах (за віком, за наявністю супутньої, окрім АГ, патології (ІХС, серцева недостатність, ІМ, інсульт в анамнезі та ін.) і за окремими КТ) результати дещо зміняться. Тим не менше, наші дані зіставні з результатами багатьох досліджень останніх років, в яких було продемонстровано, що всі групи антигіпертензивних препаратів рівноправні, є лише деяка перевага одних над іншими у певних категорій хворих. Позитивний вплив ацетилсаліцилової кислоти на частоту виникнення КТ було показано в дослідженні НОТ, коли значно знижувалася частота розвитку ІМ і, відповідно, комбінованої КТ. У подальшому ми плануємо провести більш детальний субаналіз.

Висновки

Основними факторами, пов'язаними з виникненням несприятливих подій (інфаркту, інсульту, нестабільної стенокардії, серцевої недостатності, ниркової недостатності, смерті, госпіталізацій з інших серцево-судинних подій, цукрового діабету) в обстежених хворих виявилися: вік пацієнта, рівень систолічного артеріального тиску при виписці зі стаціонару, рівень пульсового артеріального тиску при виписці зі стаціонару, наявність постінфарктного кардіосклерозу, інсульту в анамнезі, збільшений, порівняно з нормою розмір лівого передсердя, знижена фракція викиду лівого шлуночка, збільшена товщина міжшлуночкової перегородки, індекс маси міокарда лівого шлуночка більше 137 г/м2, наявність на ЕКГ ознак гіпертрофії лівого шлуночка більше 3 балів за Естес, порушений добовий профіль добового артеріального тиску, рівень середнього денного пульсового артеріального тиску більше 64 мм рт. ст.

Незалежними від інших факторів ризику виникнення кінцевої точки в обстежених хворих виявилися рівень офісного пульсового артеріального тиску при виписці із стаціонару 64 мм рт. ст. та більше, значно знижена фракція викиду лівого шлуночка (менше 40 %), потовщення міжшлуночкової перегородки (більше 1,2 см), величина індексу маси міокарда лівого шлуночка 137 г/м2 та більше, кількість балів за Естес більше 3, зниження діастолічного артеріального тиску в нічний період менше 10 %, середній денний пульсовий артеріальний тиск при добовому моніторуванні 64 мм рт. ст. і більше. Серед них незалежними від терапії, що призначалася, були рівень офісного пульсового артеріального тиску 64 мм рт. ст. і більше при виписці, знижена (менше 40 %) фракція викиду лівого шлуночка, порушення добового профілю артеріального тиску (добовий індекс для діастолічного артеріального тиску менше 10 %) або середній денний пульсовий артеріальний тиск вище 64 мм рт. ст.

Не виявлено достовірного впливу тієї або іншої групи антигіпертензивних препаратів на частоту виникнення комбінованої точки. Для прогнозу обстежених хворих більше значення мало зниження артеріального тиску як такого, і в першу чергу пульсового артеріального тиску, а не те, за допомогою якого антигіпертензивного препарату цього досягали.

Застосування ацетилсаліцилової кислоти на 44 % зменшувало частоту виникнення кінцевої точки.

Література

1.Рекомендації Українського товариства кардіологів з профілактики та лікування артеріальної гіпертензії. – К., 2001. – 54 с.

2.Сіренко Ю.М. Артеріальна гіпертензія (посібник для лікарів). – К.: Морион, 2002. – 201 с.

3.Brown D., Giles W., Croft J. et al. Left ventricular hypertrophy as a predictor of coronary heart disease mortality and the effect of hypertension // Amer. Heart J. – 2000. – Vol. 140. – P. 1212-1223.

4.Clement D., Buyzere M., Bacquer D. et al. Prognostic value of ambulatory blood pressure recording in patients with treated hypertension // New Engl. J. Med. – 2003. – Vol. 348. – P. 2407-2415.

5.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.

6.Kannel W. Blood pressure as a cardiovascular risk factor: prevention and treatment // JAMA. – 1996. – Vol. 275. – P. 1571-1576.

7.Kannel W., Levy D., Cupples L. Left ventricular hypertrophy and risk of cardiac failure: insights from the Framingham Study // J. Cardiovasc. Pharmacol. – 1987. – Vol. 10 (Suppl 6). – P. 135-140.

8.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.

9.Lakka T., Salonen R., Kaplan G., Salonen J. Blood pressure and the progression of carotid atherosclerosis in middle-aged men // Hypertension. – 1999. – Vol. 34. – P. 51-56.

10.Left ventricular hypertrophy / Ed. D.J. Sheridan. – London: Chirchill Livingstone, 1998. – 209 p.

11.Lenter C. Geigy Scientific Tables. CIBA-GEIGY Corporation: Basel, 1990. – 278 p.

12.Levy D., Larson M., Vasan R. et al. The progression from hypertension to congestive heart failure // JAMA. – Vol. 275. – P. 1557-1562.

13.Makino Yu., Kawano Yu., Minami J. et al. Risk of Stroke in relation to level of blood pressure and other risk factors in trea-ted hypertensive patients // Stroke. – 2000. – Vol. 31. – P. 48-52.

14.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 // Hypertension. – 2001. – Vol. 38. – P. 232-237.

15.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.

16.Pfeffer M., Braunwald E., Moye L. et al. Effect of captopril on mortality and morbidity in patients with left ventricular dysfunction after myocardial infarction, resulrs of the survival and ventricular enlargement trial // New Engl. J. Med. – 1992. – Vol. 327. – P. 669-677.

17.The SOLVD investigators. Effect of enalapril on survival in patients with reduced left ventricular ejection fractions and congestive heart failure // New Engl. J. Med. – 1991. – Vol. 325. – P. 293-302.

18.The SOLVD investigators. Effect of enalapril on mortality and the development of heart failure in asymptomatic patients with reduced left ventricular ejection fractions // New Engl. J. Med. – 1992. – Vol. 327. – P. 685-691.

19.Torp-Pedersen C., Kober L., Carlsen J. Angiotensin-conver-ting enzyme inhibition after myocardial infarction: the trandolapril Cardiac Evaluation study // Amer. Heart J. – 1996. – Vol. 132. – P. 235-243.

20.Verdechia P., Schillaci G., Borgioni C. et al. Ambulatory pulse pressure. A potent predictor of total cardiovascular risk in hypertension // Hypertension. – 1998. – Vol. 32. – P. 983-988.

21.2003 European Society of Hypertension – European Society of Cardiology guidelines for management of arterial hypertension // J. Hypertension. – 2003. – Vol. 21. – P. 1011-1053.

22.1999 WHO – ISH guidelines for the management of hypertension // J. Hypertension. – 1999. – Vol. 11. – P. 905-916.

Г.Д. Радченко, Ю.М. Сіренко

Національний науковий центр "Інститут кардіології ім. акад. М.Д. Стражеска" АМН України, м. Київ.

Украинский кардиологический журнал