Сердечный белок, связывающий жирные кислоты, в прогнозе течения ишемического инсульта на госпитальном этапе

Полный текст

Введение Белки, связывающие жирные кислоты (БСЖК), относятся к классу цитоплазматических белков, которые транспортируют через мембраны длинноцепочечные жирные кислоты и играют важную роль в их внутриклеточной утилизации. При повреждении клетки БСЖК попадают в кровоток, где их можно определить лабораторными методами [1, 2]. Сердечная фракция БСЖК (сБСЖК) содержится преимущественно в миокарде, но также присутствует и в клетках головного мозга [3]. Ишемический инсульт (ИИ), сопровождающийся некрозом нервных клеток, приводит к высвобождению сБСЖК и появлению его в крови [4]. Показано, что пик концентрации сБСЖК наблюдается через 2-3 ч после ИИ [5]. Это дает возможность использовать сБСЖК в качестве раннего лабораторного маркера острой ишемии мозга. Однако проблема диагностики ИИ на сегодняшний день практически решена за счет высокочувствительных методов визуализации, позволяющих верифицировать заболевание на ранних сроках. При этом особенностью ИИ является вы-сокий риск развития летального исхода (до 25%) и различных осложнений (30-60%), которые могут приводить к утяже-лению состояния [6, 7]. По данным разных авторов, у 4-50% пациентов с ИИ на госпитальном этапе развивается бакте-риальная пневмония (преимущественно госпитальная), у 17-28% - нарушения деятельности сердца (аритмия, инфаркт миокарда - ИМ, сердечная недостаточность), у 8-12% - инфекции мочевыводящих путей, у 5-6% - синдром полиорганной недостаточности, у 4-6% - тромботические осложнения (тромбоз глубоких вен, тромбоэмболия легочной артерии - ТЭЛА), у 2-3% - повторный ИИ [8-10]. Перечень лабораторных исследований, выполняемых пациентам с инсультом в соответст-вии со стандартами оказания медицинской помощи, направлен на оценку общего состояния пациента, т. е. выраженности протекающих патофизиологических процессов. При этом не существует лабораторных показателей, по уровню которых можно было бы предсказать риск развития того или иного осложнения, летального исхода, степени функционального восстановления и, в соответствии с полученной информацией, скорректировать схему лечения пациента. Поскольку в доступной литературе нет данных о взаимосвязи сБСЖК с осложнениями и летальностью у больных с ИИ, представляется актуальным изучение значимости сБСЖК в прогнозе течения ИИ. Материалы и методы В исследование включено методом простой рандомизации 302 пациента в остром периоде ИИ, поступивших в ГКБ №31 г. Москвы в период с 2012 по 2018 г. Критериями включения являлись острый ИИ, подтвержденный методами нейровизуализации, поступление в первые сутки от начала развития заболевания, отсутствие острых и хронических заболеваний в стадии декомпенсации, в том числе отсутствие ИМ. Критерии исключения: геморрагический инсульт, транзиторная ишемическая атака (ТИА), острые и хронические заболевания в стадии декомпенсации. Выборка оказалась представлена пожилыми пациентами с избыточной массой тела и сердечно-сосудистой патологией различного рода, с полушарным ИИ и состоянием средней степени тяжести. Клиническая характеристика пациентов представлена в табл. 1. Средняя длительность госпитализации составила 25,8 (5-30) дней. Всем пациентам при поступлении в стационар выполняли инструментальные исследования и оценку неврологического статуса в соответствии с порядками и стандартами оказания медицинской помощи. Также всем пациентам проводилась стандартная базисная терапия, по показаниям проводилась специализированная реперфузионная терапия - тромболизис препаратом rt-PA, тромбоэкстракция или их сочетание. Также всем пациентам проводились стандартные лабораторные исследования (клинический анализ крови, анализ мочи, биохимические исследования), в соответствии с порядками и стандартами оказания медицинской помощи, на базе клинико-диагностической лаборатории ГКБ №31. Венозную кровь для определения сБСЖК забирали при поступлении в стационар на 1-е сутки от начала развития ИИ в пробирки с активатором свертывания. Через 30 мин после взятия крови пробирки центрифугировали 15 мин при 1500 g, сыворотку аликвотировали и замораживали при -70 ℃. Концентрацию сБСЖК определяли методом иммуноферментного анализа реагентами фирмы HyCult biotechnology (референтные значения по инструкции <1600 пг/мл) с использованием микропланшетного спектрофотометра ASYS ExpertPlus. Для статистической обработки данных использовалось программное обеспечение SPSS и Microsoft Excel. Описательная статистика непрерывных количественных данных после анализа нормальности распределения представлена в виде среднего значения (M) и 95% доверительного интервала (95% ДИ 2,5-97,5%) при нормальном распределении, или в виде медианы (Md) и значений [25-го; 75-го перцентилей] при ненормальном распределении. Нормальным считалось распределение, у которого отличие от теоретически нормального по критерию Колмогорова-Смирнова было 0,05. Аналитическая статистика выполнялась с использованием t-теста Стьюдента для количественных данных с нормальным распределением или критерия суммы рангов/знаков Уилкоксона, Манна-Уитни для количественных данных с распределением, отличным от нормального. Качественные и порядковые переменные сравнивались с помощью теста χ2 (хи-квадрат) или критерия суммы рангов Уилкоксона, Манна-Уитни. Значение вероятности (р) <0,05 (двусторонняя проверка значимости) демонстрировало статистическую значимость. Анализ рисков с расчетом отношения шансов, дополнительных рисков и характеристик качественных или пороговых критических значений количественных переменных (чувствительность, специфичность, точность, правдоподобие) проводились с использованием таблицы сопряженности [11]. Оценка значимости количественного теста и выбор точек деления осуществлялись по рабочей характеристической кривой (ROC-кривой) [12]. Для оценки значений площади под ROC-кривой использовалась следующая шкала: 0,9-1,0 - отличная значимость, 0,8-0,9 - очень хорошая, 0,7-0,8 - хорошая, 0,6-0,7 - средняя, 0,5-0,6 - неудовлетворительная [13, 14]. Выбор точек деления количественного теста дополнительно оценивался методом Каплана-Мейера с построением концентрацион-ных кривых по осложнениям и исходам заболевания. Результаты В соответствии с целью исследования проведен частотный анализ неблагоприятных событий у больных в остром периоде ИИ. Количество пациентов с летальным исходом (ЛИ) составило 87 человек (28,8%; 23,9-34%), с пневмонией - 82 (27,2%; 22,3-32,3%), с тромботическими осложнениями - 32 (10,6%; 7,4-14,3%), с повторным инсультом - 16 (5,3%; 3-8,1%), с ИМ - 7 (2,3%; 0,9-4,4%) и с симптомной геморрагической трансформацией (сГТ) - 6 (2%; 0,7-3,9%). Как видно из представленных данных, количество пациентов в группах осложнений с сГТ, ИМ и повторным инсультом составило менее 31 человека - это меньше необходимого количества пациентов для проведения исследований по наступлению одного нежелательного события при мощности исследования 80% и уровне значимости исследования 95% [15]. Поэтому в проведенном исследовании оценивалась прогностическая значимость сБСЖК в прогнозе ЛИ, тром-ботических осложнений и пневмонии. Тромботические осложнения включали в себя ТЭЛА (27 пациентов) и тром-боз глубоких вен (5 пациентов). С целью объективного анализа данных выполнено сравнение по статистическим критериям и по доверительным интервалам частоты неблагоприятных событий относительно особенностей лечения ИИ, представленное в табл. 2. Выявлена значимость различий с использованием статистических критериев по таким осложнениям, как ЛИ, сГТ, повторный ИИ, тромботические осложнения и пневмония. Частота сГТ и ИМ статистически значимо не различалась между группами. Статистическая значимость частоты осложнений по ДИ подтвердилась только для ЛИ и повторного ИИ в группе ТЛТ относительно группы стандартной терапии, и в группе тромбоэкстракции относительно остальных групп - для сГТ и пневмонии. Количество пациентов с тромбоэкстракцией составило менее 31 человека, поэтому влияние этой группы лечения на развитие осложнений не учитывалось в исследовании. В группе же с ТЛТ повторный инсульт развился только у одного пациента, что не позволило провести сравнительное исследование уровней лабораторных биомаркеров по данному осложнению. Статистически значимых различий уровней сБСЖК по особенностям лечения, а также причинам ЛИ выявлено не было: особенности лечения р=0,091, повторный ИИ р=0,839, сГТ р=0,446, тромбоэмболия р=0,996, ИМ р=0,964, пневмония р=0,52. Также сБСЖК не показал взаимосвязи с сердечно-сосудистыми заболеваниями, с инсультом и ТИА в анамнезе - взаимосвязи были слабой силы и статистически незначимы (рис. 1). Центральное значение концентрации сБСЖК в связи с ненормальным распределением этой переменной являлось медианой - 2542 [1165; 8037] пг/мл. У больных с ИИ без ЛИ медиана сБСЖК составила 1487,6 [964, 13; 3132, 2] пг/мл, с ЛИ - 7251,7 [3196, 9; 14079, 5] пг/мл, т. е. квартили значений уровней сБСЖК не пересеклись, а значимость разницы по критерию Z составила р<0,001 (z=-3,904), что свидетельствует о значимости разницы уровней сБСЖК между группами наличия и отсутствия ЛИ как по доверительным интервалам центральных значений, так и по статистическим критериям. ROC-анализ значений сБСЖК по наличию ЛИ подтвердил прогностическую значимость данного маркера - кривая значимости прошла выше опорной линии характеристического квадрата (рис. 2). Площадь под характеристической кривой составила 0,776±0,061 (0,655-0,896) при р<0,001, что говорит о хорошей значимости показателя. Наибольшее приближение к верхнему левому углу характеристического квадрата (L(0,1)) составило 0,105536, что соответствовало пороговому значению концентрации сБСЖК выше референтных значений 2757,25 пг/мл с чувствительностью 80% и специфичностью 74,4%. Прогностическая ценность положительного результата (ПЦПР) сБСЖК в прогнозе летального исхода составила 71%, прогностическая ценность отрицательного результата (ПЦОР) составила 83%. Отношение шансов ЛИ по указанной координатной точке концентрации сБСЖК при использовании таблицы сопряженности составило 11,6 (3,68-36,5). Сравнительный анализ концентрационных кривых Каплана-Мейера по группам наличия и отсутствия ЛИ показал статистически значимое их расхождение по мере увеличения концентрации сБСЖК (рис. 3). Статистическая значимость расхождения по раннему критерию Бреслау составила <0,001, по позднему критерию Log-Rank - 0,001. Классическое применение кривых Каплана-Мейера как функций выживаемости показало статистически значимое расхождение кривых для пациентов с концентрацией сБСЖК до и после пороговой точки прогноза ЛИ: по раннему критерию Бреслау статистическая значимость составила р=0,008, по позднему критерию Log-Rank р=0,009, среднее значение для времени выживаемости при концентрации сБСЖК >2757 пг/мл составило 20,8 (16,9-24,7) дня (рис. 4). Для определения прогностической ценности теста в популяции с конкретным преваленсом неблагоприятного со-бытия полезен наглядный график, отражающий зависимость прогностической ценности от преваленса. По данным разных авторов, частота ЛИ при ИИ может составлять от 10 до 35% в зависимости от тяжести состояния поступающих пациентов и условий оказания медицинской помощи [16]. Соответственно, ПЦПР сБСЖК при указанном преваленсе составляет 31,4-68,9%, ПЦОР - 96,2-84%, прогностическая эффективность - 81,6-78,6% (рис. 5). По мере увеличения преваленса ЛИ при ИИ увеличивается ПЦПР и снижается ПЦОР. Обсуждение Известно, что, несмотря на свое название, сБСЖК содержится не только в сердечной мышце, но и в других тканях, в том числе в клетках головного мозга, поэтому его повышение у пациентов с инсультом может быть обусловлено выходом белка преимущественно из ишемизированного очага. Некоторые авторы связывают его концентрацию с объемом очага поражения, но подтверждения этому в проведенном исследовании не получено. Коэффициент корреляции по Спирмену составил r=0,141 при статистической значимости р=0,366. Выявленная в проведенном исследовании независимость данного маркера от объема очага поражения, особенностей лечения, наличия в анамнезе сердечно-сосудистых заболеваний и причин смерти обусловлена, видимо, тем, что его концентрация зависит не только от количества погибших клеток в очаге поражения, но и от общего количества поврежденных клеток, являющихся источником сБСЖК, т. е. взаимосвязана с процессами, влияющими на жизнедеятельность клеток, в том числе с активностью воспалительных процессов, ответной реакцией эндотелия, выраженностью окислительного стресса, выраженностью системных и клеточных метаболических изменений. Наличие у пациента концентрации сБСЖК ниже порогового значения, вполне вероятно, может служить индикатором возможности применения более активных реабилитационных мероприятий без высокого риска осложнений со стороны жизненно важных систем и органов, в том числе сердечно-сосудистой системы. Повышение же концентрации сБСЖК, возможно, указывает на необходимость активации лечебно-диагностических мер, направленных на поддержание их функционирования вне зависимости от наличия или отсутствия сопутствующих заболеваний. Результаты исследования демонстрируют перспективность выполнения теста сБСЖК в рамках системы обязательного медицинского страхования. На территории РФ есть зарегистрированные наборы реагентов, которые используются в коммерческих клиниках и лабораториях. Высокая финансовая доступность теста обусловлена его низкой себестоимостью, которая составляет около 200 рублей в соответствии расчетами по методическим рекомендациям Фонда обязательного медицинского страхования и Минздрава России [17]. Заключение Результаты проведенного исследования свидетельствуют о том, что сБСЖК является значимым лабораторным биомаркером в прогнозе летального исхода у больных с ишемическим инсультом. В связи с отсутствием статистически значимого влияния на концентрацию сБСЖК особенностей лечения, причин смерти и сердечно-сосудистых заболеваний в анамнезе увеличение концентрации сБСЖК выше порогового значения 2757 пг/мл можно считать независимым фактором риска ЛИ у больных с ИИ. Полученные в исследовании результаты демонстрируют необходимость включения теста сБСЖК в номенклатуру медицинских услуг и его представление в клинических рекомендациях с целью последующего формирования новых стандартов и критериев качества оказания медицинской помощи при ИИ с внесением в них теста сБСЖК.

Об авторах

О В Лянг

ФГБУ «Федеральный центр цереброваскулярной патологии и инсульта» Минздрава России; ФГАОУ ВО «Российский университет дружбы народов»

Москва, Россия

А Г Кочетов

АНО ДПО «Институт лабораторной медицины»; ФГБУ «Национальный медицинский исследовательский центр кардиологии» Минздрава России

Москва, Россия

И А Жирова

ФГАОУ ВО «Российский университет дружбы народов»

Москва, Россия

Ю В Новоженова

ФГАОУ ВО «Российский университет дружбы народов»

Москва, Россия

О О Ивойлов

ФГБУ «Национальный медицинский исследовательский центр кардиологии» Минздрава России

Москва, Россия

Л В Стаховская

ФГБОУ ВО «Российский национальный исследовательский медицинский университет им. Н.И. Пирогова» Минздрава России

Москва, Россия

Список литературы

Дополнительные файлы