Wyjątkiem od tych kryteriów była obecność współistniejącej choroby tętnic wieńcowych, obecność nieprawidłowości w ruchu ściany, która była zgodna z pojedynczym obszarem tętnicy wieńcowej u pacjenta odpowiadającego wszystkim innym kryteriom, oraz śmierć w ostrej fazie przed odzyskiem ruchu ściany. Gdy uprawnienia do włączenia były niepewne, wszyscy członkowie podstawowego zespołu badaczy rozpatrywali sprawy, aby osiągnąć konsensus. Do zbierania danych pacjenta wykorzystano wystandaryzowane formularze, w tym dane wyjściowe, czynniki wyzwalające (sklasyfikowane jako emocjonalne lub fizyczne) (ryc. S2 w dodatku uzupełniającym) 9, czynniki ryzyka chorób układu krążenia, choroby współistniejące, wyniki w elektrokardiografii i echokardiografii, wartości laboratoryjne, wyniki na koronarografii, stosowaniu leków i stosowaniu leczenia krytycznego. Kardiomiopatia Takotsubo została sklasyfikowana jako szczytowa, środkowa, podstawowa lub ogniskowa (patrz sekcja Metody w dodatkowym dodatku).
Porównanie kardiomiopatii Takotsubo i ostrego zespołu wieńcowego
Porównano podgrupę 455 pacjentów, u których rozpoznano kardiomiopatię typu takotsubo u 455 pacjentów w podeszłym wieku i w grupie z ostrym zespołem wieńcowym, którzy spełniali trzecią powszechną definicję zawału mięśnia sercowego14 lub cierpieli na niestabilną dławicę piersiową spowodowaną obturacyjną chorobą wieńcową. Dane dla pacjentów z kardiomiopatią takotsubo zebrano z pięciu dedykowanych ośrodków badawczych (patrz sekcja Metody w dodatkowym dodatku), a dane dla pacjentów z ostrym zespołem wieńcowym zebrano z rejestru ostrych zespołów wieńcowych z Zurychu, ponieważ centra te miały najbardziej wszechstronny zapisy pacjentów, w tym diagnozy neurologiczne i psychiatryczne zgodnie z Diagnostycznym i Statystycznym Podręcznikiem Zaburzeń Psychicznych, wydanie czwarte.15
Wyniki
Zarejestrowaliśmy wszystkie powikłania wewnątrzszpitalne, w tym stosowanie katecholamin, wstrząs kardiogenny, stosowanie inwazyjnej lub nieinwazyjnej wentylacji lub resuscytację krążeniowo-oddechową i śmierć z jakiejkolwiek przyczyny. Analiza uzupełniająca obejmowała zgon z jakiejkolwiek przyczyny oraz główne zdarzenia niepożądane dotyczące serca i naczyń mózgowych (kompozycja nawrotu kardiomiopatii takotsubo, zawału mięśnia sercowego, udaru lub przejściowego udaru niedokrwiennego lub śmierci z dowolnej przyczyny). Dane uzupełniające uzyskane przez członków zespołu podstawowego były oparte na wizytach klinicznych, dokumentacji medycznej lub wywiadach telefonicznych. W przypadkach, w których język ojczysty pacjentów nie pozwalał na kontynuację przez głównych członków zespołu (np. W Finlandii i we Włoszech), miejscowi badacze uzyskali wyniki dalszych badań na podstawie dedykowanego formularza opisującego przypadek. Śmiertelność jednoroczną analizowano w podgrupach pacjentów, którzy zostali zdefiniowani zgodnie z zastosowaniem inhibitorów konwertazy angiotensyny, blokerów receptora angiotensyny lub beta-blokerów jako leków zrzucanych.
Analiza statystyczna
Zmienne ciągłe przedstawiono jako średnie i odchylenia standardowe lub mediany i zakresy międzykwartylowe. Zmienne kategorialne są dostarczane z procentami. Użyliśmy testu sumy rang Wilcoxona do porównania zmiennych ciągłych i testu chi-kwadrat Pearsona lub dokładnego testu Fishera, aby porównać zmienne kategoryczne. Do analizy odzyskiwania frakcji wyrzutowej lewej komory wykonano jednostronną analizę wariancji. Dwustronna wartość P mniejsza niż 0,05 została uznana za wskazującą na istotność statystyczną.
Przeprowadzono analizę chi-kwadrat, aby zidentyfikować jednowymiarowe czynniki predykcyjne dla powikłań wewnątrzszpitalnych. Zmienne, które były znaczące w analizie jednoczynnikowej, włączono do wieloczynnikowej analizy regresji logistycznej w celu wyszukania niezależnych czynników predykcyjnych. Kalibrację modelu oceniano za pomocą testu Hosmer-Lemeshow. Ilości szans podano z 95% przedziałami ufności.
Zastosowaliśmy metodę Kaplana-Meiera, aby oszacować przeżycie, które oceniono za pomocą testu log-rank. W celu przeżycia związanego ze stosowaniem leków wyładowczych obliczono dwie niezależne oceny skłonności do stosowania beta-blokerów i inhibitorów konwertazy angiotensyny lub blokerów receptora angiotensyny w celu ograniczenia wpływu potencjalnych zmiennych zakłócających. Do obliczenia wartości skłonności, nierównomiernej regresji z lekiem jako zmienną zależną i potencjalnie zaburzającymi współzmiennymi (wiek, płeć, nadciśnienie, cukrzyca, frakcja wyrzutowa lewej komory, częstość akcji serca, zastosowanie antagonistów kanału wapniowego i choroba wieńcowa) ) były dołączone. Brakujące wartości zostały zastąpione licznymi imputacjami regresji. Do oceny trafności regresji logistycznej wykorzystaliśmy test Hosmer-Lemeshow. Roczne przeżycie po wypisie oceniono za pomocą testu log-rank i regresji Coxa z korektą pod kątem oceny skłonności do stosowania leków na skali logitowej.
Założenie dotyczące proporcjonalnych zagrożeń zostało zweryfikowane za pomocą wykreślania reszty Schoenfelda za pomocą oprogramowania Stata, wersja 13.1 (StataCorp)
[hasła pokrewne: dygestorium, Paletyzatory, Azeloglicyna ]
Powiązane tematy z artykułem: Azeloglicyna dygestorium Paletyzatory