Прогнозування перебігу та ефективності вторинної профілактики гіпертонічної хвороби у мешканців Поділля шляхом розвитку концепції гіпертензивного серця, з урахуванням поліморфізму гену рецепторів ангіотензину-ІІ першого типу

132,2

22,3

50

126,1

19,2

50

126,8

17,1

50

ЦСАТ, мм рт.ст.

129,8

20,2

50

125,4

17,3

50

123,6

17,3

50

ЦДАТ, мм рт.ст.

113,7

17,1

50

102,2

15,6

50

97,7

10,4

50

ШРПХ, м/с

7,7

1,2

50

8,6

2,5

50

11,0

2,8

50

Примітка: M - середнє арифметичне значення; SD - середньоквадратичне відхилення; ? - достовірність відмінності від підгрупи 2

Рис. 3.1 демонструє відмінності у показниках індексу аугментації між відповідними віковими підгрупами групи контролю та групи хворих на ГХ.

Рис. 3.1. Порівняння AIx75 у різних вікових групах нормотензивних осіб та хворих на ГХ

Добре видно, що AIx75 у хворих молодшої вікової групи був суттєво більшим ніж у їх нормотензивних однолітків, але у середній та найстаршій віковій підгрупі відмінності були недостовірними.

Відомо, що AIx має асоціації з багатьма відомими факторами ризику, такими як вік, рівень холестерину, тютюнопаління і навіть зі шкалою Heart Score [54]. Разом з тим, вікові зміни аугментації описуються криволінійною залежністю, кут нахилу якої до осі абсцис зменшується по мірі зростання самої аугментації. Цей факт добре ілюструє наступний рисунок.

Рис. 3.2. Залежність AIx75 від віку у чоловіків та жінок

Отже, по мірі збільшення віку інформативність індексу аугментації знижується. Для показника ШРПХ вікова динаміка не така виразна, як для AIx, хоча у молодшій групі відмінності ШРПХ були також більш помітними, що демонструє рис.3.3.



Рис. 3.3. Порівняння швидкості розповсюдження пульсової хвилі у різних вікових групах нормотензивних осіб та хворих на ГХ

У раніше опублікованих роботах вказувалося на зв'язок показників AIx та ШРПХ з віком [64,54]. Тож отримані нами результати добре узгоджуються з даними літературних джерел. Отже, можна припустити, що AIx та ШРПХ є своєрідними індикаторами віку судин. При чому, згідно головного висновку дослідження ACCT (Anglo-Cardiff Collaborative Trial), AIx є більш інформативним у пацієнтів молодшого віку, а ШРПХ - старшого. Виходячи з цього, було запропоновано використати добуток AIx та ШРПХ у якості інтегральної оцінки ЦПХ - «індексу віку судин» (ІВС). Щоб уникнути негативних значень добутку, значення AIx розраховували за формулою (2.2), а для спрощення інтерпретації отриманих значень - ділили результат на 20. Формула наведена нижче:

(3.1)

При цьому з'ясувалося, що значення ІВС, отримані в групі контролю наближались до календарного віку, а у хворих на ГХ - часто його перевищували. Тому було вирішено провести кореляційний аналіз AIx75, ШРПХ та ІВС з віком, а також показниками периферичного АТ. У табл. 3.11 наведені його результати:

Таблиця 3.11

Значення коефіцієнтів кореляції AIx75, ШРПХ та ІВС з віком, САТ, ДАТ та АТсер

Кореляції із AIx75
Показник	Група контролю	p	ГХ	p	Разом	p
Вік	0,71	0,02	0,15	0,37	0,45	0,002
САТ	0,46	0,25	0,03	0,8	0,30	0,04
ДАТ	0,57	0,15	-0,08	0,66	0,18	0,2
АТ_сер	0,57	0,08	-0,03	0,8	0,25	0,09
Кореляції із ШРПХ
Показник	Група контролю	p	ГХ	p	Разом	p
Вік	0,85	0,0002	0,51	0,0002	0,6	0,0001
САТ	0,37	0,29	0,34	0,05	0,46	0,002
ДАТ	0,44	0,20	0,05	0,79	0,23	0,15
АТ_сер	0,45	0,20	0,18	0,30	0,35	0,02
Кореляції із ІВС
Показник	Группа контролю	p	ГХ	p	Разом	p
Вік	0,90	<0,001	0,58	<0,001	0,67	<0,001
САТ	0,43	0,22	0,29	0,11	0,43	0,004
ДАТ	0,51	0,13	-0,001	0,97	0,19	0,21
АТ_сер	0,52	0,13	0,13	0,45	0,32	0,04

Хоча всі досліджувані показники демонстрували зв'язок з віком, все ж ІВС перевершував силу і достовірність зв'язків інших параметрів ЦПХ. Особливо сильною (r = 0,90) була кореляція з віком у нормотензивних обстежених. Також була відзначена помірна за силою кореляція всіх трьох показників з САТ та АТ_сер в узагальненій вибірці, що включала як хворих на ГХ, так і нормотензивних осіб. Не відмічено достовірної кореляції жодного з розглянутих параметрів ЦПХ з ДАТ.

Визначення середніх значень ІВС у хворих на ГХ та осіб контрольної групи показало, що у хворих на ГХ вони були суттєво більшими (табл.3.12)

Таблиця 3.12

Середні значення ІВС у вікових підгрупах основної та контрольної групи

Підгрупа	Група контролю	ГХ	p
20-44	29,3	54,7	<0,001
45-64	57,8	69,5	<0,05
65 >	69,8	83,5	<0,05

Примітка: p - достовірність відмінності за критерієм Манна-Уїтні

Виходячи з отриманих результатів, є підстави вважати ІВС інформативним критерієм, що може розглядатись як альтернатива таким стандартним показникам, як AIx та ШРПХ. Оскільки чим більший ІВС за календарний вік, тим більш виразними слід вважати зміни судинної стінки, було запропоновано обчислювати показник, умовно названий «зношування судин». Він розраховується за наступною формулою:

, де

ІВС - індекс віку судин (р.), визначений за формулою (2.3);

КВ - календарний вік (р.)

Наведена нижче діаграма демонструє відмінності середніх значень ЗС, що визначались у вікових підгрупах основної та контрольної груп.

Рис. 3.3. Значення показника зношування судин у різних вікових підгрупах основної та контрольної груп

Видно, що середні значення ЗС у хворих ГХ молодшої вікової групи суттєво відрізняються від відповідної підгрупи групи контролю. У той же час у середній і старшій вікових підгрупах відмінності статистично незначущі. При цьому показники ЗС в групах в цілому (без урахування віку) розрізнялися статистично значимо: 4,5 (9,2) % у групі контролю і 18,2 (8,3) % - у хворих на ГХ, p = 0,04.

Важливим етапом дослідження була оцінка можливості застосування методів апроксимації значень AIx і ШРПХ, розроблених в результаті досліджень [64,54], в популяції Подільського регіону України.

В результаті ретельного дослідження ШРПХ, проведеного в різних центрах Західної та Центральної Європи, в осіб з різними факторами ризику та у різних вікових групах були отримані рівняння регресії, за якими можна її визначати, маючи лише обмежений набір даних, зокрема, вік, САТ та ДАТ. Для цього були запропоновані наступні рівняння (табл.3.13):

Таблиця 3.13

Рівняння регресії для обчислення ШРПХ в залежності від віку та середнього АТ

Вікова категорія	Рівняння регресії	R2
<30		0,26
30-39		0,13
40-49		0,23
50-59		0,17
60-69		0,13
>=70		0,07

Примітка: АТсер - середній артеріальний тиск

Оскільки населення країн СНД не залучалося у ці дослідження, валідність цих рівнянь потребує перевірки. Тому було проведене порівняння даних, отриманих фактично, з розрахунковими значеннями. Як виявилося, отримані обома способами значення сильно між собою корелювали: коефіцієнт парної кореляції дорівнював 0,75 (p<0,0001). Тим не менше, середні значення ШРПХ, отримані розрахунковим методом (10,3(2,5) м/с) достовірно (p=0,005) відрізнялися за критерієм Стьюдента (t= -3,01) від фактичних значень (9,3 (2,6) м/с), що вказує на обмежену цінність розрахункового метода. Пояснити це можна невисокою добротністю моделей (R2), яка наведена авторами (табл.3.13), а також можливими етнічними відмінностями.

Пошук публікацій, присвячених встановленню референтних значень АІх показав, що всі дослідники намагались визначити порогові значення для осіб, які не мали факторів ризику, зокрема, гіпертензії. Тому значення AIx пропонується отримувати в залежності від віку та статі. Для чоловіків та жінок, відповідно, ці рівняння мають такий вигляд [54]:

(3.3)

(3.4)

Нами було проведено порівняння фактично отриманих значень цих параметрів зі значеннями, отриманими розрахунковим шляхом. Порівняння здійснювалося непараметричним методом для зв'язаних вибірок. Рис.3.4 та 3.5 демонструють, що відмінності за обома параметрами між фактичними і розрахунковими значеннями були статистично значущими.

Размещено на http://www.allbest.ru/

Размещено на http://www.allbest.ru/

Рис. 3.4. Порівняння фактичних і розрахункових значень ШРПХ (м/с)

Размещено на http://www.allbest.ru/

Размещено на http://www.allbest.ru/

Рис. 3.5. Порівняння фактичних і розрахункових значень AIx75

Оскільки рівняння регресії і таблиці референтних значень, отримані для осіб без гіпертензії та факторів ризику, дозволяють відокремити в кожному конкретному випадку нормальні значення від патологічних, ми вивчили, наскільки збігаються оцінки, зроблені на підставі трьох величин: AIx75, ШРПХ та ІВС.

Таблиця 3.14

Кількість та % випадків перевищення норми показників AIx75, ШРПХ та ІВС

Критерій	Група контролю	ГХ
	20-44	45-64	65>	20-44	45-64	65>
AIx75	0 (0%)	10 (20%)	6 (21%)	48 (96%)	22 (44%)	29 (58%)
ШРПХ	0 (0%)	5 (10%)	3 (11%)	22 (44%)	16 (32%)	21 (42%)
ІВС	0 (0%)	7 (14%)	4 (14%)	46 (92%)	22 (44%)	28 (56%)

Виявилося, що для всіх вікових підгруп, як серед осіб з нормальним АТ, так і серед хворих на ГХ, найменшу чутливість мала ШРПХ. Чутливість показників AIx75 та ІВС була практично однаковою. Той факт, що у молодшої вікової підгрупи групи контролю всі три показники були нормальними, на відміну від хворих з ГХ, дозволяє рекомендувати у цієї вікової групи дослідження ЦПХ як додатковий критерій встановлення діагнозу. Разом з тим, було відзначено, що інтерпретація AIx75 досить складна, оскільки вимагає застосування окремих для чоловіків і жінок алгоритмів отримання нормальних значень на основі віку і зросту. У той же час, як розрахунок, так і інтерпретація ІВС виконується надзвичайно просто. Враховуючи, що чутливість ІВС практично не поступається AIx75, на наш погляд, його використання є більш прийнятним.

Роль офісного АТ для стратифікації ризику хворих із захворюваннями серцево-судинної системи є загальновідомою. Що ж до значень центрального аортального тиску, то, хоча нині з'являється все більше доказів його високої прогностичної значимості, поки що не існує загальновизнаних межових рівнів, подібних до тих, на яких базується сучасна класифікація артеріальної гіпертензії. Тому було поставлене завдання вивчити, як співвідносяться значення артеріального тиску на плечовій артерії зі значеннями в аорті, отриманими за допомогою апланаційної тонометрії. Також планувалося визначити, чи є відмінності у прогностичній значимості периферичного і центрального АТ для осіб, які мають ураження різних органів-мішеней, зокрема, інфаркт міокарда та мозковий інсульт.

Використання методів множинного порівняння _ медіанного тесту і тесту Краскала-Уолліса показало, що у вікових підгрупах групи контролю достовірні відмінності спостерігалися тільки в значеннях ЦКСАТ і ЦСАТ (p = 0,008 і p = 0,03 відповідно). Значення ж периферичного САТ і ДАТ, а також ЦДАТ відрізнялися несуттєво (p> 0,05). У групі хворих на ГХ всі значення параметрів периферичного і центрального АТ в різних вікових підгрупах відрізнялися несуттєво.

Для діапазону периферичного САТ від 100 до 210 мм рт.ст. з кроком в 10 мм рт.ст. були визначені відповідні рівні ЦКСАТ і ЦСАТ. Графічна інтерпретація цих даних, зроблена відносно систолічного тиску (Рис. 3.6), показує значну близькість середніх значень ЦКСАТ та ЦСАТ, а також більш плавне наростання центрального CАТ в порівнянні з периферичним.

Рис. 3.6. Середні значення САТ, ЦКСАТ і ЦСАТ, отримані в учасників дослідження для кожного з інтервалів САТ, шириною 10 мм рт.ст.

Були визначені орієнтовні рівні ЦСАТ і ЦДАТ, які можна використовувати в якості межових значень, що відокремлюють гіпертензію від нормальних значень. Для цього спочатку був визначений верхній квартиль значень САТ у групі контролю, який склав 131-140 мм рт.ст. Потім для осіб, віднесених до верхнього квартилю, було розраховано середнє значення ЦСАТ і 95% довірчий інтервал середнього значення, верхня межа якого, імовірно, відокремлює нормальні значення від підвищених (гіпертензії). У результаті межею норми було встановлено значення ЦСАТ 115 мм рт.ст.

Той же принцип був використаний для визначення межі нормального ЦДАТ. Були встановлені значення верхнього квартиля ДАТ в групі контролю (77-90 мм рт.ст.), середні значення ЦДАТ і 95% ДІ для осіб, які мають ДАТ в діапазоні верхнього квартилю. Вони склали 86 і 90 мм рт.ст. Таким чином, граничні значення ЦСАТ / ЦДАТ склали 115/90 мм рт.ст.

Виходячи з отриманих нормативів, всі обстежені були двічі ранжовані: спочатку - за значеннями периферичного САТ, потім - за значеннями аортального ЦСАТ. У першому випадку до нормотензивних було віднесено 154 особи: 128 з групи контролю і 26 з числа хворих на ГХ. При розподілі обстежуваних на основі запропонованого нами рівня ЦСАТ до нормотензивних було віднесено 146 осіб (124 з групи контролю і 22 з числа хворих ГХ). Тобто, 4 представника групи контролю були віднесені до числа гіпертензивних, а кількість хворих на ГХ, у яких визначався нормальний АТ, в результаті, стала менше на 6 осіб. Всього ж за значеннями ЦСАТ до гіпертензивних було віднесено на 10 осіб більше, ніж за рівнем брахіального САТ.

Використання у якості критерію діагностики гіпертензії значення ДАТ 90 мм рт.ст. дозволило виділити в групу гіпертензивних 82 людини з усіх 278 обстежених. При тому ж граничному значенні ЦДАТ> = 90 мм рт.ст. кількість осіб з підвищеним тиском була 176. Отже, ЦДАТ є більш чутливим критерієм діагностики гіпертензії, ніж ДАТ.

Одночасне застосування діагностичних рівнів ЦСАТ / ЦДАТ= 115/90 мм рт.ст. виявило гіпертензію у 178 осіб, що на 48 більше, ніж за загальноприйнятими критеріями САТ / ДАТ.

У ході аналізу даних розглядалася можливість відмінностей АТ в групах хворих, які перенесли різні судинні події, такі як інфаркт міокарда та інсульт. Результати порівняння представлені нижче (табл.3.15).

Таблиця 3.15

Середні значення центрального та периферичного АТ залежно від перенесеного ураження органів-мішеней

Показник	ІМ (n=10)	ГПМК (n=12)	p
САТ, мм рт.ст.	161 (26)	150 (25)	>0,05
ДАТ, мм рт.ст.	91 (14)	93 (19)	>0,05
ЦКСАТ, мм рт.ст.	134 (30)	129 (21)	>0,05
ЦСАТ, мм рт.ст.	130 (26)	126 (20)	>0,05
ЦДАТ, мм рт.ст.	105 (19)	109 (20)	>0,05

Примітка: p - достовірність відмінності згідно критерію Манна-Уїтні

Вони свідчать про відсутність істотних відмінностей між значеннями тиску, як на плечовій артерії, так і в аорті в осіб, які перенесли інфаркт міокарда та мозковий інсульт.

У той же час, при порівнянні груп хворих на ГХ з і без наявності ГЛШ, були виявлені істотні відмінності в параметрах систолічного артеріального тиску як на периферії, так і в аорті (табл.3.16).

Таблиця 3.16

Значення периферичного і центрального тиску залежно від наявності гіпертрофії лівого шлуночка

Показник	з ГЛШ	без ГЛШ	p
САТ, мм рт.ст.	164 (23)	139 (20)	<0,05
ДАТ, мм рт.ст.	89 (14)	81 (15)	>0,05
ЦКСАТ, мм рт.ст.	135 (18)	114 (19)	<0,05
ЦСАТ, мм рт.ст.	133 (19)	113 (16)	<0,05
ЦДАТ, мм рт.ст.	105 (14)	94 (15)	>0,05

Примітка: p - достовірність відмінності згідно критерію Манна-Уїтні

Звертає увагу, що значення систолічного артеріального тиску на плечовій артерії і в аорті у хворих з ГЛШ були практично ідентичні тим, що визначались в осіб з інфарктами і інсультами, хоча поєднання ГЛШ і необоротних уражень серця або головного мозку мало місце всього в 32,4% випадків. Це непрямо вказує, з одного боку, на важливу роль ГЛШ як прогностичного фактору судинних подій, а з іншого боку - на зв'язок між рівнем систолічного АТ і ураженнями органів мішеней.

На основі вивчення ролі показників ЦПХ, що можуть бути отримані при проведенні апланаційної тонометрії було встановлено, що більшість з них мають суттєву залежність від віку людини, що значно обмежує цінність отриманих даних у осіб старших вікових груп. Водночас, у осіб молодшої вікової групи (25-44 роки) дослідження таких параметрів, як AIx75 та ШРПХ може стати додатковим аргументом на користь діагнозу гіпертонічної хвороби. Запропонований в ході дослідження новий індекс - індекс віку судин, згідно отриманих даних, має високу інформативність та є більш зручним для практичного використання, ніж існуючі на теперішній час параметри. Також визначені орієнтовні рівні центрального АТ (115/90 мм рт.ст.), які можуть використовуватись для встановлення діагнозу артеріальної гіпертензії на основі даних апланаційної тонометрії. Показано, що гіпертрофія лівого шлуночка, діагностована за даними ехокардіографії, асоціюється з підвищенням як периферичного, так і центрального рівня систолічного АТ.

3.3 Прогнозування адекватної маси лівого шлуночка в осіб з нормальним АТ та у хворих на гіпертонічну хворобу

Гіпертрофія лівого шлуночка (ГЛШ) є найяскравішим симптомом гіпертензивного серця. Останнім часом погляди на роль ГЛШ у перебігу ГХ суттєво змінились. Якщо раніше ГЛШ розглядалася, в основному, як процес адаптації серця до збільшеного навантаження, то пізніше, після проведення першого популяційного дослідження у Фрамінгамі (США) були отримані вагомі докази того, що ГЛШ - незалежний предиктор смерті та виникнення серцево-судинних ускладнень. Це змусило науковців до пошуків тої межі адекватності, коли компенсаторна, адаптивна ГЛШ переростає у патологічну, дезадаптивну. При вирішенні цієї задачі використовувались різні підходи, проте, оскільки на сьогоднішній день зв'язок між рівнем АТ та масою ЛШ не підлягає сумніву, ключовим фактором прогнозування був АТ. Разом з тим, відсутність однозначного прямого зв'язку між цими величинами не дозволяє побудувати сталі рівняння, які були-б у нагоді у будь-якій популяції. Тому розробка подібних алгоритмів триває по сьогоднішній день.

Опубліковані у 2002 році результати дослідження MAVI показали, що неадекватність МЛШ, встановлена згідно запропонованої авторами формули, була більшим фактором ризику, ніж традиційно визначена ГЛШ [96]. Дизайн дослідження MAVI відповідав всім сучасним методологічним вимогам: це було багатоцентрове, проспективне дослідження, з контролем досягнення основних точок впродовж 35 місяців, з централізованим аналізом даних, отриманих у репрезентативній вибірці (1019 осіб). Тому є всі підстави, що його результати можна ектраполювати на нашу вибірку. Проте, розрахунок адекватності ММЛШ за згаданим методом досить складний у порівнянні з запропонованим нами. До того ж, формула, запропонована італійськими науковцями, описує залежність між АТ та ММЛШ лише у гіпертензивних осіб.

У 2006 році нами було встановлено досить сильну кореляцію між ММЛШ та добутком показників САТ та КДР [15], що дозволило розробити власний спосіб прогнозування адекватної маси лівого шлуночка. Тому було висунуто гіпотезу, що запропонований на основі значень САТ та КДР алгоритм має діагностичну цінність, не нижчу за алгоритм, використаний у дослідженні MAVI. У випадку підтвердження цієї гіпотези відкривається можливість оптимізації проспективної оцінки ризику гіпертензії.

Для перевірки цієї гіпотези одночасно обчислювались показники адекватності маси міокарда лівого шлуночка даному АТ обома методами, а потім отримані результати порівнювали. На відміну від згаданого вище дослідження ми включали не тільки гіпертензивних, але й нормотензивних осіб, що дозволяє запропонований нами алгоритм зробити більш універсальним.

Виконання поставлених задач здійснювалось шляхом аналізу результатів комплексного обстеження пацієнтів, що увійшли до першого етапу дослідження: 206 нормотензивних та 630 гіпертензивних осіб, які включались у дослідження згідно критеріїв, наведених у Розділі 2. Послідовний характер набору пацієнтів сприяв максимальній відповідності досліджуваної вибірки реальній популяції Подільського регіону.

Планувалося провести кореляційний аналіз між масою міокарда лівого шлуночка та факторами, що є потенціальними кандидатами на роль предикторів маси міокарда. До них були віднесені вік, зріст, маса тіла, систолічний та діастолічний АТ та КДР, оцінюваний за результатами ЕхоКГ. Оскільки перевірка даних на нормальність розподілення за методами Колмогорова-Смірнова, Лільєфорса та Уілка не виявила відхилень від нормального закону (Розділ 2, табл.2.1), не було перешкод для проведення кореляційного аналізу Пірсона.

Таблиця 3.17

Результати кореляційного аналізу іМЛШ та кандидатних факторів серед всіх обстежених основної та контрольної груп

Показник	r	р
Вік	0,14	<0,001
Зріст	0,03	=0,38
Маса тіла	0,03	=0,30
САТ	0,38	=0,03
ДАТ	0,11	=0,002
КДР	0,45	=0,72
САТЧКДР	0,58	=0,002

Примітка: p- достовірність коефіцієнта кореляції

Отримані результати показали, що залежність між іММЛШ та добутком САТ і КДР сильніша за інші досліджувані зв'язки, у т.ч., окремо взяті САТ та КДР. Тому всі інші фактори, крім САТЧКДР були виключені з кореляційного аналізу і в результаті ми одержали наступне рівняння регресії:

(3.5), де

КДР - кінцевий діастолічний розмір, мм

САТ - систолічний артеріальний тиск, мм рт.ст.

Рис. 3.7 демонструє залежність між фактичними значеннями іММЛШ, обчисленої за алгоритмом ASE (вісь абсцис) та показником КДРЧСАТ/100 (вісь ординат).

Рис. 3.7. Кореляція між фактичними значеннями іММЛШ (вісь абсцис) та показником КДРЧСАТ/100 (вісь ординат)

Ця математична модель мала високий рівень достовірності (p<0,001) в цілому, а також за рівнями достовірності як коефіцієнта регресії, так і вільного члена регресії (в обох випадках p<0,001). Розподілення залишків відповідало нормальному закону, що вказувало на виконання умов використання методу [22].

Було зроблено припущення, що фактичні значення іММЛШ можуть вважатись неадекватними даному рівню АТ, якщо вони перевищують верхню межу 95% довірчого інтервалу показника КДРЧСАТ/100. Розрахунок 95% ДІ для КДРЧСАТ/100 дозволив вважати неадекватним іММЛШ, який більш ніж на 41% перевищує розрахункове значення цього показника.

Наступним кроком стало проведення аналогічного дослідження окремо серед гіпертензивних осіб (основна група) та нормотензивних (група контролю). При цьому було встановлено, що в обох групах коефіцієнти кореляції були достовірними (p<0,001) та приблизно однаковими за значеннями: у групі контролю - r=0,59, в основній групі - r=0,57. Виходячи з цього, можна зробити висновок, що у запропонованого показника САТЧКДР/100 є помірна кореляція з іММЛШ як серед нормотензивних, так і серед гіпертензивних осіб, а, отже, ця величина є загальним популяційним індикатором фізіологічно потрібної (адекватної) маси лівого шлуночка.

Порівнюючи вище згадані коефіцієнти кореляції з тими, що були отримані нами раніше [15], було відмічено, що результати обох досліджень є дуже схожими. Зокрема, у попередньому дослідженні між САТЧКДР/100 та іММЛШ у хворих на ГХ встановлена кореляція за силою та достовірністю (r=0,55; p<0,001) майже не відрізнялася від показників кореляції у групі хворих на ГХ (r=0,57; p<0,001). Це доводить, що показник САТЧКДР/100 має стабільну інформативність у різних вибірках популяції Поділля.

Щоб зробити висновок про практичну цінність величини САТЧКДР/100 у відношенні ГЛШ вона повинна була мати не нижчий рівень кореляції з МЛШ, ніж використаний у дослідженні MAVI і визнаний інформативним критерій, який розраховувався за формулою [123]:

(3.6),

де МЛШп - прогнозована МЛШ, УР - ударна робота, яка вираховується за формулою: УР=САТЧУОЧ0,0144, а стать дорівнює 1 - для чоловіків та 2 - для жінок.

У результаті кореляційного аналізу, аналогічного тому, що був проведений раніше для величини САТЧДАТ/100, було встановлено, що МЛШп корелює з фактичним іММЛШ приблизно так само, як і запропонований нами показник: r=0,59; p<0,001. Це дозволяє вважати, що в оцінці, зробленій обома методами, немає принципової відмінності. Додатковим підтвердженням коректності такого висновку є те, що між результатами обох методик (формули MAVI та оригінальної) існує високий рівень парної кореляції (r=0,79; p<0,001).

На основі викладеного вище можна зробити висновок, що нами отримані непрямі докази прогностичної інформативності величини САТЧКДР/100 для популяції в цілому, в т.ч., для хворих на ГХ. Разом з тим, варто зазначити, що лише оцінка кінцевих точок, таких як летальність та виникнення серцево-судинних ускладнень може у повній мірі визначити прогностичну цінність цього критерію.

3.4 Роль різних методів оцінки артеріального тиску для прогнозування адекватної маси лівого шлуночка та формування гіпертрофії

Не так давно єдиним можливим методом вимірювання АТ був метод Короткова, яким користувались переважно під час візитів хворого до лікаря. Враховуючи відому мінливість АТ, таке становище речей не могло задовольняти лікарів і протягом останніх 40-50 років було створено або кардинально вдосконалено декілька методів контролю за артеріальним тиском. Серед них найпоширенішими є самостійне денне моніторування АТ (САМДМАТ), добове моніторування АТ в амбулаторних умовах за допомогою автоматичних приладів (ДМАТ) та вимірювання центрального тиску на основі аналізу пульсової хвилі дистальних артерій, у т.ч. - методом апланаційної тонометрії.

Поява нових методів вимірювання АТ вимагає дати їм оцінку з огляду на порівняння клінічної та прогностичної значимості цих методів. Оскільки способом вирішення основної мети нашої роботи - вдосконалення методів прогнозування перебігу та ефективності вторинної профілактики гіпертонічної хвороби, - було обрано розвиток концепції гіпертензивного серця, ми розглядали можливості кожного з перелічених методів вимірювання артеріального тиску для прогнозування маси міокарда лівого шлуночка та формування його гіпертрофії.

Для вирішення цих задач всім 836 обстеженим проводилося офісне вимірювання АТ. Крім того, у 200 з 836 пацієнтів провели ДМАТ. Обов'язковим показанням до ДМАТ вважали невизначеність наявності гіпертензії або її ступеня, підозру на «гіпертензію білого халату» або нічну гіпертензію. ДМАТ було проведено 150 хворим з ГХ та 50 особам з нормальним АТ. Всім цим учасникам дослідження було проведено апланаційну тонометрію. Окрім них, апланаційну тонометрію було проведено ще 128 пацієнтам з нормальним АТ. Таким чином, кількість обстежених цим методом становила 278 осіб. Для оцінки можливості самостійного денного моніторування АТ була використана оригінальна методика. Відомо, що окрім гемодинамічних причин на розбіжність даних ДМАТ та САМДМАТ впливають, також, фактор випадковості та методичні помилки при вимірюванні АТ. Щоб їх усунути ми порівнювали значення ДМАТ, отримані в активний період доби, зі значеннями, відібраними з масиву даних ДМАТ у трьох часових точках, які часто використовуються підчас САМДМАТ: о 08.00, 15.00 та 22.00 - АТ1, АТ2, АТ3 відповідно. Такий підхід дозволяє повністю виключити погрішності, пов'язані з вимірюванням АТ різними приладами та у різних умовах. Далі визначали середнє значення цих трьох вимірювань - АТсер. та розбіжність між середніми даними АТ під час активного періоду ДМАТ (ДМАТ акт) та результатами АТ1, АТ2, АТ3 та АТсер.

Спочатку були оцінені основні параметри вибірки: середній вік, статевий склад, зріст, маса тіла, рівень АТ, які мали відповідати результатам обстеження основної групи для того, щоб результати цієї частини дослідження можна було екстраполювати на основну групу. Середній вік дорівнював 47,4 (12,7) років і практично не відрізнявся від віку основної групи - 50,6 (11,1). Значення маси тіла та зросту становили 84,4 (15,1) кг та 171,4 (9,5) см і також наближались до значень цих показників в основній групі: 87,8 (11,3) кг та 174,7 (6,1) см, (в усіх порівняннях p>0,05). Таким чином, був зроблений висновок про те, що обидві вибірки обстежених належать до однієї генеральної сукупності.

Для пошуку зв'язку маси міокарда лівого шлуночка з показниками ДМАТ, детальний перелік яких наведений у Розділі 2, використовувався кореляційний аналіз Спірмена. З його допомогою ми намагались виявити кореляції між показниками ДМАТ та іММЛШ. Як і на першому етапі роботи, у осіб, обстежених за допомогою ДМАТ офісний САТ в комбінації з КДР добре корелював з іММЛШ (r=0,48; p<0,001). Було висунуто гіпотезу, що добуток систолічного АТ, одержаного за певний проміжок доби за допомогою ДМАТ, та КДР може краще корелювати з іММЛШ, ніж добуток офісного САТ та КДР. Значення відповідних коефіцієнтів кореляції представлені у табл.3.8.

Таблиця 3.18

Показники кореляції добутку САТ, визначеного різними методами, та КДР з іММЛШ

Показник	r	p
САТЧКДР/100	0,48	<0,001
СД_САТЧКДР/100	0,47	<0,001
САТ_актЧКДР/100	0,50	<0,001
САТ_пасЧКДР/100	0,31	<0,001

Видно, що кореляція добутку САТ_пасЧКДР була нижчою за САТЧКДР, а СД_САТЧКДР та САТ_актЧКДР - мали приблизно таку саму силу й достовірність кореляції, що й САТЧКДР.

Для того, щоб виявити інші можливі предиктори маси лівого шлуночка, у кореляційний аналіз включили також стандартні параметри ДМАТ (табл.3.19).

Таблиця 3.19

Показники кореляції параметрів ДМАТ з іММЛШ

Показник	r	p
СД_САТ	0,28	0,014
СД_ДАТ	0,24	0,13
САТ_макс	0,20	0,01
САТ_мін	0,24	0,001
ДАТ_макс	0,13	0,06
ДАТ_мін	0,22	0,003
САТ_акт	0,21	0,06
ДАТ_акт	0,04	0,73
САТ_пас	0,35	0,002
ДАТ_пас	0,28	0,014
ДІсист	-0,34	0,002
ДІдіаст	-0,45	<0,0001
ІГс_акт	0,22	0,06
ІГс_пас	0,32	0,004
ІГд_акт	0,01	0,9
ІГд_пас	0,22	0,06

Видно, що краще за інші показники ДМАТ, з іММЛШ корелює ДІдіаст. (r=-0,45; p<0,0001). Слабшою була кореляція між іММЛШ та ДІсист. Достовірно, проте дуже слабо корелювали з іММЛШ такі показники, як САТ та ДАТ у пасивний період доби. Добре помітно, що найкраще корелюють з іММЛШ показники нічного рівня АТ. Отриманий статистичний результат, на наш погляд, слід інтерпретувати як указівку на вагомий внесок навантаження тиском в нічний період доби у формування ГЛШ. Такий висновок підтверджують публікації, у яких відмічено, що у нон-діперів ММЛШ вища за осіб з нормальним патерном ДМАТ [6]. Йдучи далі, можна припустити, що адекватний контроль нічного АТ є перешкодою зростанню ММЛШ.

Наявність декількох слабких, але достовірних асоціацій ММЛШ з показниками нічного навантаження тиском спонукала нас до спроби покращити рівняння регресії (3.5), отримане на попередньому етапі шляхом введення у це рівняння параметрів ДМАТ, які найбільш тісно зв'язані з іММЛШ. У результаті вдалося встановити, що комбінація показників САТоф, КДР та ДІдіаст дозволяє краще прогнозувати іММЛШ, ніж добуток КДР та САТоф. У першому випадку r=0,64 (p<0,0001), а в другому - r=0,56 (p=0,01). Важливо, що введення додаткового предиктора ДІдіаст. підвищило показник інформативності моделі R2 з 0,31 до 0,41. Сама ж формула у цьому випадку набула такого вигляду:

(3.7), де

САТ - систолічний АТ (офісний, середньодобовий чи середній за активний час доби), мм рт.ст.

КДР - кінцевий діастолічний розмір, мм

ДІдіаст. - діурнарний індекс для ДАТ, %

Таким чином, проведення ДМАТ дозволяє визначати цілу низку показників, які асоціюються з формуванням ММЛШ. Серед них найбільше значення мають показники, що характеризують навантаження тиском у нічний період доби: ДІдіаст, ІГд_пас та ДАТ_пас.

Вивчені нами показники ДМАТ достовірно, але слабо корелюють з ММЛШ, що обмежує їх самостійне використання у якості предикторів ММЛШ.

Використовуючи значення КДР, ДІдіаст та САТоф можна покращити прогнозування адекватної ММЛШ у порівнянні з добутком САТ та КДР двох змінних. Встановлено, також, що заміна офісного САТ на значення САТ_акт або СД_САТ у формулі прогнозування іММЛШ є цілком можливою без суттєвої зміни інформативності рівняння.

Поява доступних за ціною автоматичних та напівавтоматичних тонометрів дозволила значно спростити процедуру вимірювання АТ. Завдяки цьому самостійне денне моніторування АТ (САМДМАТ) набуло значного поширення, що, з одного боку, дозволило краще стежити за перебігом захворювання, а, з іншого - змусило до пошуків паралелей та відповідності даних САМДМАТ іншим методам вимірювання АТ, в першу чергу, добовому автоматичному моніторуванню АТ (ДМАТ). Хоча набір параметрів, які можна визначити при проведенні ДМАТ значно ширший ніж при САМДМАТ, перевагою останнього є набагато довший (майже необмежений) період спостереження. Отже, ці методики суттєво доповнюють одна одну. Разом з тим, оцінка середніх значень АТ, зроблена за даними обох методів, може суттєво відрізнятись, що в результаті створює проблему при плануванні лікувальних, в першу чергу - медикаментозних заходів. Наприклад, у практичній діяльності часто має місце ситуація, коли після вихідного визначення АТ методом ДМАТ, подальший контроль АТ проводять шляхом САМДМАТ. Тому постає проблема наступності значень, отриманих двома означеними вище методами.

Як показали дані метааналізу, проведеного у 2000 році групою експертів Агенції дослідження якості медичної допомоги США, між значеннями АТ, отриманими різними способами: звичайним способом в лікарні, шляхом САМДМАТ та ДМАТ, - існують достовірні розбіжності. Разом із тим, як відзначається у підсумковій доповіді цієї експертної групи, невелика кількість досліджень, вказує, що рівень денного АТ при ДМАТ та результати САМДМАТ є схожими, але остаточного підтвердження такої думки не отримано. Отже, актуальною є оцінка принципової можливості прямого порівняння результатів ДМАТ та САМДМАТ. Розв'язання цієї задачі дозволить краще планувати антигіпертензивну терапію на основі даних САМДМАТ, при цьому значно зменшивши витрати на діагностичні процедури за рахунок ДМАТ. Крім того, САМДМАТ краще сприймається пацієнтами, ніж ДМАТ. Наприклад, за даними Ю.В. Котовської та Ж.Д. Кобалави, 25% відсотків пацієнтів відмовляються від проведення повторного ДМАТ, при чому 10% - категорично [11].

У табл.3.12 наведені результати ДМАТ, отримані під час активного періоду доби. Як показав тест Уілкоксона для зв'язаних сукупностей, суттєвих відмінностей між результатами ДМАТ за весь активний період та окремими результатами, отриманими о 08.00 та 15.00 немає, а результати, отримані о 22.00 - значно нижчі за ДМАТакт, причому як для САТ, так і для ДАТ. Проаналізувавши щоденники пацієнтів, які велися під час дослідження, ми дійшли висновку, що причина такої розбіжності полягає у тому, що більшість пацієнтів близько 22.00 год. мали дуже низьку фізичну активність.

Таблиця 3.20

Значення АТ, отримані під час активного періоду ДМАТ

	САТ	ДАТ
ДМАТ акт	146,5±2,4	90,0±1,5
АТ1	149,3±4,2	92,2±2,5
АТ2	147,4±4,4	90,2±2,7
АТ3	137,8±2,8*	84,3±2,5*
АТсер	144,9±2,9	88,9±2,0

Примітка: * - достовірність розбіжності <0,05

На наступному етапі ми оцінили силу зв'язків між отриманими результатами методом рангової кореляції Спірмена. Результати кореляційного аналізу представлені у табл. 3.21.

Таблиця 3.21

Результати кореляційного аналізу Спірмена даних, отриманих під час активного періоду ДМАТ

	САТ	p	ДАТ	p
АТ1	0,34	0,168	0,68	0,001
АТ2	0,58	0,008	0,61	0,005
АТ3	0,69	0,001	0,68	0,001
АТсер	0,61	0,005	0,81	<0,001

Видно, що між величинами ДМАТ та ранішнім рівнем САТ кореляція була недостовірною. Для решти показників коефіцієнти кореляції були високими та достовірними. Подібні зв'язки виявлялись і в інших роботах. Зокрема, польські дослідники повідомляли, що коефіцієнти кореляції між значеннями САТ, отриманими при САМДМАТ та при проведенні ДМАТ перевищували 0,8, а для значень ДАТ - були вищими за 0,6 [196].

Також ми спробували дати відповідь на питання, наскільки суттєвими можуть бути розбіжності в оцінках АТ за результатами ДМАТакт та АТ, зафіксованого у трьох часових точках. Було встановлено, що розбіжності, які перевищували 10 мм рт.ст., спостерігались у трьох пацієнтів, а найбільша розбіжність між середніми значеннями ДМАТакт та АТсер досягала 15 мм рт.ст. Для більшості ж пацієнтів відмінність в оцінках АТсер та ДМАТакт не перевищувала 5 мм рт.ст. Подальший аналіз показав, що найбільші розбіжності спостерігались у пацієнтів з дуже високою добовою варіабельністю АТ.

Отже, трикратне вимірювання АТ є репрезентативним по відношенню до даних ДМАТакт і результати САМДМАТ шляхом трьохкратного вимірювання АТ о 8.00, 15.00 та 22.00 можна прямо порівнювати з результатами ДМАТакт. Такого порівняння слід уникати у осіб з підвищеною денною варіабельністю АТ. Також не рекомендується порівнювати результати вечірнього вимірювання АТ з ДМАТакт, тому що вони достовірно нижчі за цей показник.

Вище згадувалось, що показник САТ_акт може з успіхом використовуватись у якості заміни офісного САТ для прогнозування адекватної маси міокарда лівого шлуночка. Можливості для цього у САТсер, визначеного під час трикратного вимірювання АТ виявилися дещо меншими, хоча і достовірними: r=0,37; p=0,03. Невисокий коефіцієнт кореляції вказує на обмеженість передбачувальної цінності моделі, тож для прогнозування адекватних значень іММЛШ метод САМДМАТ поступається ДМАТ і офісному вимірюванню. Можливо, що причиною цьому є спотворення середніх значень САМДМАТ останнім вимірюванням (о 2200). Тому наступним кроком стала перевірка прогностичної цінності значень САТ1 та САТ2. В результаті отримали, що для них коефіцієнти кореляції з іММЛШ були вищими, ніж для САТсер: r=0,46; p=0,002 та r=0,43; p=0,03 відповідно для САТ1 та САТ2. Отже, оцінюючи діагностичні та прогностичні можливості САМДМАТ з триразовим вимірюванням АТ о 8, 15 та 22 годинах можна зробити висновок, що цей метод може бути використаний для оцінки середніх значень АТ в активний період доби у осіб, що не мають високої варіабельності тиску. Стосовно прогнозування адекватної маси лівого шлуночка цей метод поступається ДМАТ, хоча дані денних вимірювань (о 8 та 15 год.) можуть мати певне прогностичне значення. Тому, враховуючи мінімальну собівартість процедури САМДМАТ може бути рекомендований для контролю за АТ у процесі лікування.

Підчас проведення дослідження ЦПХ було продемонстровано, що значення центрального АТ, так само, як і периферичного, асоціюються з наявністю ГЛШ. Також вдалося розробити орієнтовні нормативи ЦСАТ та ЦДАТ для встановлення артеріальної гіпертензії, при чому, як свідчать отримані результати, рівень центрального тиску володіє більшою чутливістю щодо діагностики АГ, ніж периферичного. Тому наступним етапом стала перевірка прогностичної цінності рівнів центрального тиску щодо адекватної маси лівого шлуночка. Як зазначалося вище, аналіз ЦПХ був проведений у 128 хворих групи контролю та 150 пацієнтів, що мали ГХ. Діагностична цінність центрального САТ перевірялась шляхом паралельного аналізу коефіцієнтів кореляції в об'єднаній вибірці з нормо- та гіпертензивних пацієнтів (278 осіб). Згідно з даними кореляційного аналізу, показник САТ Ч КДР / 100 був пов'язаний з іММЛШ досить сильно і достовірно: r = 0,67; p <0,001. Високим був також коефіцієнт детермінації моделі R2 = 0,53. Після заміни САТ на ЦСАТ параметри кореляції дещо покращились: r = 0,74; p <0,001; R2 = 0,55. Таким чином, використання ЦСАТ має відносно іММЛШ кращу передбачувальну цінність, ніж периферичний САТ. Отже, даний метод дозволяє покращити прогнозування адекватної маси лівого шлуночка як в осіб з нормальним АТ, так і в хворих на ГХ.

Підводячи підсумок дослідження різних методів прогнозування адекватної маси лівого шлуночка можна відзначити, що запропоновані нами рівняння регресії, що базуються на визначенні добутку КДР та САТ продемонстрували хорошу відтворюваність. Показано, що проведення ДМАТ у порівнянні з офісним вимірюванням може сприяти збільшенню інформативності моделі прогнозування адекватної ММЛШ, визначення САТ на основі САМДМАТ можуть розглядатись як рівнозначна альтернатива офісному вимірюванню АТ. Водночас використання значень ЦСАТ дозволяє покращити прогнозування адекватної маси.

3.5 Діагностична цінність ЕКГ критеріїв гіпертрофії лівого шлуночка у порівнянні з даними ехокардіографії

Нині існуючі методи діагностики дозволяють визначати гіпертрофію лівого шлуночка з високою точністю. Йдеться, у першу чергу, про ехокардіографію, а також про такі методи, як магнітно-резонансна та багатоспіральна рентгенівська серцева томографія. Порівняльна точність цих методів досліджувалась неодноразово і на даний час існує одностайна думка, що ехокардіографія дуже незначно поступається томографії у точності. Тому, беручи до уваги її невисоку собівартість, ЕхоКГ ще тривалий час залишатиметься «золотим стандартом» діагностики структурних аномалій серця, зокрема, ГЛШ. Саме тому ми обрали цю методику у якості еталонного методу для подальшої роботи. Разом з тим, останнім часом погляди багатьох дослідників знову повернулися до традиційної ЕКГ. Адже, незважаючи на існування інших методів визначення ГЛШ, ЕКГ залишається найпоширенішим, простим та дешевим методом діагностики. У багатьох дослідженнях було продемонстровано, що ЕКГ діагностика ГЛШ має прогностичне значення щодо серцевої смертності [138, 128, 90]. Крім того, вагомими аргументами на користь ЕКГ-діагностики є практично 100% відтворюваність та можливість використання у будь-яких пацієнтів, у т.ч., з емфіземою, ожирінням, клаустрофобією та іншими супутніми станами, що ускладнюють ультразвукову діагностику або серцеву томографію. Нажаль, найпоширеніші ЕКГ-критерії ГЛШ такі, як індекс Соколова-Лайона, Корнельска статево-специфічна ознака, Корнельський індекс і т.п. не дозволяють кількісно оцінювати ММЛШ, а точність діагностики залишається невисокою. Але протягом останніх десятиліть були розроблені нові методи кількісної оцінки ММЛШ з використанням автоматичної комп'ютеризованої обробки амплітудно-часових характеристик ЕКГ. Одним з таких методів є алгоритм Rautaharju, який дозволяє визначити масу лівого шлуночкав грамах на основі формул, наведених нижче [89]:

Для чоловіків:

(3.8)

Для жінок:

(3.9)

При розрахунку за даними формулами ГЛШ діагностують для чоловіків - при значенні іММЛШ більше 131 (г/м2), а для жінок - більше 110 (г/м2).У дослідженні Hsieh B.P. et al. [115] серед 16 методів ЕКГ-діагностики ГЛШ, використаних у 19434 пацієнтів, даний критерій показав один з найкращих результатів щодо прогностичної цінності. Згідно наведених вище формул, розрахунок іММЛШ відбувається за участю як амплітудних, так і часових параметрів ЕКГ, що, на думку авторів роботи, сприяє кращій кореляції отриманих результатів з серцево-судинною смертністю. Разом з тим, прямого порівняння результатів наведеної методики з результатами ЕхоКГ чи інших еталонних методів автори не проводили. Тому ми вирішили перевірити працездатність наведеної методики у популяції Поділля. Адже, згідно результатів дослідження Rautaharju алгоритми для представників світло- та темношкірих пацієнтів різняться, тому, не виключено, що діагностична цінність методики в іншій популяції, зокрема, у мешканців Поділля, може бути іншою. До того ж, деякі дослідження продемонстрували відмінності у діагностичній цінності певних ЕКГ критеріїв ГЛШ у різних етнічних групах [79]. Певний інтерес представляло порівняння результативності запропонованої Rautaharju кількісної методики з іншими відомими маркерами ГЛШ, більшість з яких відноситься до вольтажних (амплітудних) критеріїв, зокрема, з критерієм Соколова-Лайона та Корнельським статево-специфічним критерієм. Формули, якими ми користувались для визначення обох критеріїв наведені нижче:

Критерій Соколова-Лайона:

та

Корнельський статево-специфічний критерій:

(чол.)

(жін.)

Для цієї частини дослідження були залучені 100 хворих на ГХ із загалу 630 хворих, яким проводили комп'ютеризовану ЕКГ з автоматичним обчисленням амплітудних та часових характеристик елементів ЕКГ. Серед пацієнтів було 50 чоловіків та 50 жінок. Всім їм розраховували показники іММЛШ за формулами Rautaharju та згідно ЕхоКГ критерію ASE, а також визначали наявність/відсутність ГЛШ за критеріями Соколова-Лайона та Корнельської статево-специфічної ознаки.

Згідно результатів ЕхоКГ, наявність ГЛШ була виявлена у 32 чоловіків та 29 жінок (64 та 58 % відповідно). Оскільки ГЛШ, визначена за допомогою ЕхоКГ вважалась еталонною, в подальшому саме з нею порівнювали інформативність всіх інших методів. За критерієм Соколова-Лайона ГЛШ була виявлена у 8 пацієнтів чоловічої статі, що мали ГЛШ за даними ЕхоКГ та у 5 жінок з встановленою ГЛШ. З цього випливало, що чутливість методу дорівнювала 25,0% для чоловіків та 17,2% для жінок. При цьому у 2 чоловіків була хибно позитивна відповідь, в жінок такого не спостерігалось. Тобто, специфічність у чоловіків становила 87,5%, а у жінок - 100%. В цілому, діагностична цінність даного критерію склала 48,0% у чоловіків та 52,0% у жінок.

Корнельський статево-специфічний амплітудний критерій дав істинно позитивну відповідь у 4 чоловіків та 16 жінок. Тобто, чутливість метода дорівнювала 12,5% та 55,2% відповідно у чоловіків та жінок. Специфічність складала 96,4% для чоловіків та 62,0% для жінок, оскільки хибно позитивний результат спостерігався у 1 випадку серед чоловіків та у 8 випадках серед жінок. Загальна діагностична цінність дорівнювала 62,0% серед чоловіків та 58,0 % серед жінок.

Можна зробити висновок, що критерій Соколова-Лайона має вкрай низьку діагностичну цінність, адже майже з рівною ймовірністю можна помилитися чи не помилитися при його оцінці. Не набагато кращою є результативність Корнельского вольтажного критерію, яка має трохи більше шансів правильно діагностувати ГЛШ, ніж помилитися у її наявності (в 1,24 рази у чоловіків та в 1,16 разів у жінок). Отже, згадані вольтажні критерії ГЛШ продемонстрували низьку інформативність. Отримані результати у значній мірі співзвучні з результатами відомих нам досліджень, у яких відмічалась висока специфічність, але низька чутливість означених вище вольтажних критеріїв [115, 79].

При кількісній діагностиці ГЛШ у чоловіків за формулою Rautaharju встановили її наявність у 48 осіб з 50 обстежених, що дорівнювало 96 %. При цьому лише у 28 випадках це підтверджувалось даними ЕхоКГ. Таким чином, чутливість методу в чоловіків складала 87,5%. У жінок діагноз ГЛШ згідно формули Rautaharju був встановлений у 29 випадках. При цьому в 21 жінки це мало ехокардіографічне підтвердження, отже чутливість становила 72,4 %. Негативні результати ЕКГ щодо ГЛШ отримали підтвердження у 8 з 28 хворих чоловіків (28,6%) та у 13 з 21 жінки (61,9%). Загальна діагностична цінність методики кількісної ЕКГ оцінки ММЛШ у чоловіків складала 72,0 %, а у жінок - 68,0 %, що перевищує інформативність амплітудних критеріїв і є приблизно однаковою у чоловіків та жінок. Разом з тим, неважко помітити, що дуже низька специфічність критерію у чоловіків (28,6%) ставить під сумнів можливість його використання у чоловіків Поділля. При цьому у жінок як показник чутливості (72,4%), так і специфічності (61,9%) є більш прийнятними для практичного використання цього рівняння.

Оскільки було помічено, що обчислення Корнельського критерію у чоловіків має низьку чутливість при високій специфічності, а критерій Rautaharju - навпаки, низьку специфічність при високій чутливості, ми спробували об'єднати цих два критерії. Але виявилось, що використання двох критеріїв не змогло перевищити інформативність Корнельського критерію. Підсумовуючи викладені факти треба зазначити, що амплітудні критерії демонструють непогану специфічність при низькій чутливості. У той самий час комбінований (амплітудно-часовий) критерій Rautaharju дозволяє з більшою точністю визначати наявність ГЛШ, особливо у жінок.

Значною перевагою критерію Rautaharju перед більшістю інших ЕКГ-критеріїв є те, що він дозволяє не тільки визначити наявність ГЛШ, а кількісно оцінити показник іММЛШ, що робить його зручним інструментом для порівняння результатів ЕКГ та ЕхоКГ. Тому ми перевірили, наскільки відрізняються оцінки іММЛШ, зроблені за допомогою методу Rautaharju від результатів ЕхоКГ. Використовуючи критерій Стьюдента для зв'язаних вибірок ми встановили, що у чоловіків іММЛШ, визначений за ЕКГ критерієм, був значно більшим, ніж за даними УЗД. В той самий час, відмінності у жінок були несуттєвими (табл.3.22).

Таблиця 3.22

Оцінка показника іММЛШ, зроблена за допомогою ЕКГ-критерію Rautaharju та ЕхоКГ за методом ASE

	ЕКГ	ЕхоКГ	P
Чоловіки (n=50)	185,4 (41,5)	137,8 (28,5)	<0,0001
Жінки (n=50)	115,6 (34,1)	113,1 (26,7)	=0,73

p - достовірність відмінності за критерієм Стьюдента для зв'язаних вибірок

Таким чином, значення іММЛШ, отримані за допомогою ЕКГ-критерію Rautaharju у жінок Поділля можна у повній мірі порівнювати з ЕхоКГ. У чоловіків дані, отримані за результатами ЕКГ та ЕхоКГ відрізняються. Разом з тим, ЕКГ можна використовувати для оцінки динаміки іММЛШ, адже, за нашими даними, динамічна оцінка іММЛШ показала непогану відтворюваність. Зокрема, нам вдалося оцінити помилку відтворюваності на основі даних повторних ЕКГ (від 2 до 4), зроблених 16 чоловікам та 13 жінкам з числа тих 100 осіб, які взяли участь в дослідженні інформативності ЕКГ. Було встановлено, що серед чоловіків та жінок помилка була приблизно однаковою (табл.3.23).

Таблиця 3.23

Значення похибки типу «тест-ретест» при оцінці іММЛШ методом Rautaharju

	іММЛШ (г/м2)	SD	% похибки
Чоловіки (n=16)	182,9	11,2	6,1
Жінки (n=13)	116,8	10,1	8,6
В цілому (n=29)	159,1	10,8	6,8

За критерієм Стьюдента не було виявлено відмінності у величині похибки між чоловіками та жінками, а порівняння з раніше отриманими нами результатами відтворюваності даних ММЛШ при проведенні ЕхоКГ (Розділ 2) показали, що похибка «тест-ретест» у випадку ЕКГ значно менша, ніж при ЕхоКГ: 6,8% проти 28,7%. Таким чином, застосовуючи кількісний критерій Rautaharju в процесі тривалого спостереження, можна з високою точністю відслідковувати зміни іММЛШ у хворих на ГХ.

Досліджуючи стан серцево-судинної системи у мешканців Подільського регіону було встановлено, що приналежність до певної вікової групи не мала достовірного впливу на масу міокарда лівого шлуночка і тільки наявність артеріальної гіпертензії достовірно асоціювалася з формуванням гіпертрофії лівого шлуночка.

В результаті порівняльного аналізу, зробленого на підставі приналежності до різних вікових груп, встановлено, що динаміка ДАТ у хворих на ГХ характеризується тенденцією до зниження, на відміну від нормотензивних осіб, у яких ця тенденція була недостовірною.

Були розроблені методи прогнозування адекватної маси лівого шлуночка на основі значень КДР та систолічного АТ. Аналіз отриманих даних показав, що в цій моделі без погіршання точності прогнозу на альтернативних засадах можна використовувати значення офісного вимірювання на плечовій артерії, систолічного АТ в аорті, визначеного на основі даних апланаційної тонометрії радіальної артерії, та на основі даних моніторування САТ в активний період доби. Показано, що прогностична здатність моделі стає ще більш високою, якщо додатково використати показник діурнарного індексу САТ. Порівнюючи запропонований метод прогнозування адекватної маси лівого шлуночка з існуючим аналогом встановлена їх тотожність з позиції прогностичної значимості, що дозволяє використовувати запропонований нами метод як більш зручний у практичному використанні.

Установлено, що апланаційна тонометрія є доволі перспективним методом з огляду на можливість ранньої діагностики АГ у осіб молодого віку. Відмічено кращу асоціацію підвищеного центрального АТ з гіпертрофією лівого шлуночка у порівнянні з офісним. Запропонований критерій «індексу віку судин» дозволяє спростити оцінку даних апланаційної тонометрії у клінічній практиці.

Досліджено можливості використання у мешканців Поділля ЕКГ діагностики гіпертрофії лівого шлуночка за формулами Rautaharju. В результаті встановлено, що у жінок точність визначення маси міокарда лівого шлуночка є досить високою, на відміну від чоловіків. Разом із тим, як у чоловіків, так і у жінок даний метод є перспективним для динамічного спостереження за іММЛШ, оскільки з'ясувалося, що відтворюваність даних ЕКГ є значно кращою за ЕхоКГ.

Матеріали даного розділу висвітлені у наступних публікаціях:

Лозинський С.Е. Дослідження взаємозв'язків артеріального тиску, росту, маси тіла та параметрів ехографічної кардіометрії у здорових осіб та хворих на гіпертонічну хворобу / С.Е. Лозинський, В.М. Жебель / Український терапевтичний журнал. - 2006. - №2. - С.27-29. Лозинський С.Е., Жебель В.М., Гуменюк А.Ф., Хмелевська Т.А. Про пряме порівняння результатів добового моніторування та самостійного денного моніторування артеріального тиску // Вісник наукових досліджень, 2007.- №1.- С.35-36.