slogan

 
 

TỔNG QUAN CÁC VẤN ĐỀ TIM MẠCH HỌC

1.     MỞ ĐẦU

Ngày nay, nhồi máu cơ tim cấp vẫn là một trong những nguyên nhân chủ yếu gây tử vong và tàn tật trên thế giới. Vào năm 2017, ước đoán 695.000 người Mỹ mới mắc NMCT cấp và 325.000 người có biến cố NMCT tái phát [1].

 

ThS.BS TRẦN CÔNG DUY

Bộ môn Nội Tổng quát

Đại học Y Dược TP. Hồ Chí Minh

 

Mặc dù điều trị sớm bằng tái tưới máu và thuốc đã góp phần giảm đáng kể tử vong sau NMCT trong 30 năm qua [2,3] nhưng tỉ lệ tử vong trong bệnh viện vẫn còn cao hơn 4% và có thể đạt đến hơn 30% ở một số phân nhóm. Hiểu các yếu tố liên quan tử vong sau NMCT cấp có thể hướng dẫn quyết định điều trị cũng như cung cấp thông tin tiên lượng quan trọng  không những cho bác sĩ mà còn cho bệnh nhân và gia đình của họ. Ngoài ra, các mô hình nguy cơ giúp tiên lượng và so sánh kết cục tử vong. Để tăng hiểu biết về nguy cơ tử vong của bệnh nhân sau NMCT độc lập với điều trị, bài viết này tập trung vào những thông tin sẵn có sớm sau khi khởi phát bệnh gồm các yếu tố nguy cơ chính của tử vong sau NMCT cấp (như yếu tố dân số, bệnh đồng mắc và đặc điểm lâm sàng và cận lâm sàng) và các mô hình tiên lượng nguy cơ ở bệnh nhân NMCT cấp.

2.     YẾU TỐ TIÊN LƯỢNG NGUY CƠ TỬ VONG

2.1 Yếu tố dân số

Tuổi

Trong nghiên cứu GRACE (Global Registry of Acute Coronary Events), mỗi thập niên tuổi tăng nguy cơ tử vong 1,8 lần (KTC 95%: 1,64 – 1,91) [6]. Sự gia tăng nguy cơ ở người cao tuổi có thể do nhiều bệnh đồng mắc hơn và xác suất các triệu chứng không điển hình cao hơn dẫn đến chậm trễ điều trị. Ngoài ra, bệnh nhân lớn tuổi có nguy cơ xuất huyết cao hơn (2 - 3% ở bệnh nhân < 65 tuổi so với > 6% ở bệnh nhân ≥ 85 tuổi, p < 0,0001) [7]. Bệnh nhân lớn tuổi cũng có khuynh hướng có bệnh động mạch vành nặng và lan rộng hơn và ít có thể được tái thông mạch vành và điều trị dựa vào chứng cứ [8,9].

Giới tính

So với nam, phụ nữ NMCT cấp thường có nhiều bệnh đồng mắc hơn, triệu chứng không điển hình và biểu hiện muộn hơn [10,11]. Phụ nữ trẻ (< 55 tuổi) cũng ít có thể trải qua tái thông mạch vành so với bệnh nhân nam cùng tuổi [10]. Các nghiên cứu trước đây từ những năm của thập niên 1990 được thực hiện trước việc sử dụng thường quy các liệu pháp dựa vào chứng cứ hiện hành, báo cáo bệnh nhân nữ có các kết cục trong bệnh viện và dài hạn xấu hơn [12,13].

Nhiều nghiên cứu đương thời cho thấy tăng tỉ lệ sống còn chung ở cả nam và nữ và giảm sự khác biệt giữa hai giới [14]. Trong một phân tích gộp 11 thử nghiệm về hội chứng mạch vành cấp, bệnh nhân nữ có tỉ lệ tử vong 30 ngày cao hơn (9,6% ở nữ so với 5,3% ở nam, OR = 1,91; KTC 95%: 1,83 – 2,00), nhưng sau khi hiệu chỉnh đặc điểm lâm sàng và mức độ hẹp mạch vành, sự khác biệt không còn ý nghĩa thống kê (OR hiệu chỉnh = 1,06; KTC 95%: 0,99 – 1,15) [15].

Chủng tộc/dân tộc

Nhìn chung, các bệnh nhân hội chứng mạch vành cấp người Da Đen và Hispanic có xu hướng trẻ hơn, nhiều bệnh đồng mắc hơn, thời gian trì hoãn điều trị lâu hơn, và có kết cục nặng hơn so với bệnh nhân Da Trắng không phải là người Hispanic [16,17]. Mặc dù sự khác biệt chủng tộc trong NMCT cấp giảm trung bình trong kỉ nguyên hiện tại nhưng khoảng cách tiếp tục tồn tại [17]. Một nghiên cứu 175.000 bệnh nhân từ dữ liệu sổ bộ ACTION-GWTG (Acute Coronary Treatment and Interventions Outcomes Network - GetWith the Guidelines) cho thấy trong khi không có sự khác nhau theo chủng tộc về tỉ lệ tử vong trong bệnh viện hiệu chỉnh, bệnh nhân Da Đen với NMCT không ST chênh lên có tỉ lệ thủ thuật xâm lấn thấp hơn và thời gian trì hoãn điều trị dài hơn. Tuy nhiên, tỉ lệ tái thông mạch vành qua da trong NMCT ST chênh lên tương tự giữa các chủng tộc [18].

2.2 Bệnh đồng mắc

Tiền sử NMCT

Trong thử nghiệm HORIZONS-AMI, một nghiên cứu tiến cứu ở những bệnh nhân trải qua can thiệp mạch vành qua da do NMCT ST chênh lên, tỉ lệ NMCT tái phát trong 3 năm là 6,9%. Trong nghiên cứu này, tái nhồi máu là yếu tố tiên lượng nặng của tử vong do tim mạch (HR = 7,65; KTC 95%: 4,47 – 13,09; p < 0,0001) [19]. Phân tích 2.845 bệnh nhân NMCT ST chênh lên tái phát từ nghiên cứu sổ bộ AMIS (AMI in Switzerland) Plus phát hiện rằng bệnh nhân NMCT cấp tái phát lớn tuổi hơn, nhiều bệnh đồng mắc hơn, ít khả năng được điều trị theo khuyến cáo và thường xuất hiện choáng tim và tái nhồi máu hơn [20].

Đái tháo đường

Phân tích dưới nhóm trong 11 thử nghiệm TIMI (Thrombolysis in Myocardial Infarction) chứng minh rằng các bệnh nhân đái tháo đường thường tử vong tại thời điểm 30 ngày hơn sau cả đau thắt ngực không ổn định/NMCT không ST chênh lên (2,1% so với 1,1%; P < 0,001; OR = 1,78; KTC 95%: 1,24 – 2,56) và NMCT ST chênh lên (8,5% so với 5,4%; P < 0,001; OR = 1,40; KTC 95%: 1,24 – 1,57) so với bệnh nhân không mắc đái tháo đường [21]. Nguy cơ này có thể do nhiều yếu tố nhưng có thể được giải thích bởi tỉ lệ bệnh nhiều nhánh mạch vành và phức tạp hơn, rối loạn chức năng nội mạc dẫn đến hình thành huyết khối và tái cấu trúc thất trái nặng hơn. Thậm chí trong kỉ nguyên đương đại, những bệnh nhân đái tháo đường và NMCT cấp được điều trị ít xâm lấn hơn mặc dù chứng cứ cho thấy họ có lợi ích tương tự hoặc thậm chí lớn hơn từ tái thông mạch vành; điều này cũng có thể góp phần vào tỉ lệ tử vong cao hơn [22].

Suy thận

Trong nghiên cứu VALIANT (Valsartan in Acute Myocardial Infarction Trial) độ lọc cầu thận giảm mỗi 10 đơn vị dưới 81 mL/phút/1,73 m2 có liên quan với tăng 10% nguy cơ tử vong sau NMCT cấp [23]. Bệnh nhân với độ lọc cầu thận thấp hơn thường ít được chụp mạch vành và tái thông mạch vành sớm có thể do lo ngại về nguy cơ xuất huyết cao hơn và chức năng thận xấu hơn sau điều trị [23, 24]. Điều thú vị là tái thông mạch vành sớm liên quan với tỉ lệ sống còn 1 năm cao hơn ở bệnh nhân suy thận nhẹ đến trung bình nhưng không có lợi ích tử vong ở bệnh nhân với độ lọc cầu thận < 15 mL/phút/1,73 m2 [24].  

2.3 Đặc điểm lâm sàng

Suy tim

Một nghiên cứu gồm 13.707 bệnh nhân hội chứng mạch vành cấp từ nghiên cứu sổ bộ GRACE cho thấy suy tim lúc khởi phát bệnh tăng 3 – 4 lần tỉ lệ tử vong trong bệnh viện  (12% so với 2,9%; P < 0,0001; OR hiệu chỉnh = 2,2; KTC 95%: 1,75 – 2,67; P < 0,0001) và tại 6 tháng (8,5% so với 2,8%; P < 0,0001) so với không suy tim [25]. Mặc dù nguy cơ cao hơn, bệnh nhân suy tim ít được điều trị tái tưới máu nguyên phát và thuốc theo khuyến cáo [25].

Rối loạn nhịp tim

Phân tích 9.211 bệnh nhân hội chứng mạch vành cấp không ST chênh lên được chọn vào thử nghiệm EARLY ACS nhận thấy bệnh nhân với nhịp nhanh thất và/hoặc rung nhĩ trong vòng 48 giờ đầu sau NMCT cấp có tỉ lệ tử vong 30 ngày cao hơn (13% so với 2,2%; OR hiệu chỉnh = 6,73; KTC 95%: 2,68 – 16,9). Nguy cơ tử vong này kéo dài đến 1 năm [26]. Ngoài ra, rung nhĩ mới khởi phát sau NMCT cấp ở bệnh nhân rối loạn chức năng tâm thu thất trái liên quan với tăng nguy cơ biến cố tim mạch nặng (HR = 2,7; KTC 95%: 1,3 – 5,5) [27].

Ngưng tim

Ngưng tim không được đưa vào phần lớn mô hình nguy cơ NMCT cấp mặc dù đây là một yếu tố tiên lượng tử vong có ý nghĩa cao [28]. Phân tích các bệnh nhân NMCT cấp ST chênh lên từ nghiên cứu ACTION Registry-GWTG cho thấy mặc dù tỉ lệ can thiệp mạch vành qua da cao, bệnh nhân ngưng tim có tỉ lệ tử vong trong bệnh viện không hiệu chỉnh gấp hơn 7 lần bệnh nhân không ngưng tim [5]. Nguy cơ tử vong cao này có thể do tỉ lệ choáng tim, suy thận, suy hô hấp và các biến chứng như đột quỵ và xuất huyết cao hơn [5].

Choáng tim

Các bệnh nhân NMCT cấp biến chứng choáng tim có tỉ lệ tử vong rất cao. Dữ liệu từ cơ sở dữ liệu NIS (Nationwide Inpatient Sample) cho thấy tỉ lệ choáng tim chung ở bệnh nhân NMCT cấp ST chênh lên tăng từ 6,5% vào 2003 đến 10,1% vào 2010 (P < 0,001) và tỉ lệ tử vong trong bệnh viện hiệu chỉnh theo nguy cơ giảm từ 44,6% xuống 33,8% (OR hiệu chỉnh = 0,71; KTC 95%: 0,68 – 0,75; P < 0,001) [29].  Nguy cơ tử vong này giảm do tăng tỉ lệ tái thông mạch vành sớm với can thiệp mạch vành qua da và phẫu thuật bắc cầu mạch vành. Đối với những người sống còn sau choáng tim, nguy cơ tử vong tăng kéo dài đến 1 năm sau biến cố cấp [30].

2.4 Đặc điểm cận lâm sàng

Điện tâm đồ

Một số yếu tố của điện tâm đồ có thể dự đoán tiên lượng nặng. Trong NMCT cấp ST chênh lên, mức độ lan rộng của ST chênh lên, chứng cứ NMCT cũ, tần số tim và QRS > 100 ms là các yếu tố tiên lượng tử vong 30 ngày trong cơ sở dữ liệu GUSTO-I từ năm 1998, trong đó tỉ lệ tái thông mạch vành thấp hơn thời kỳ hiện tại [31]. Trong hội chứng mạch vành cấp không ST chênh lên, dữ liệu từ cơ sở dữ liệu

FRISC II, ICTUS và RITA-3 cho thấy ST chênh xuống (HR hiệu chỉnh = 1,43; KTC 95%: 1,24 – 1,63) và blốc nhánh trái (HR hiệu chỉnh = 1,64; KTC 95%: 1,18 – 2,28) liên quan với nguy cơ tử vong do tim mạch và NMCT cấp dài hạn cao hơn [32].

Dấu ấn sinh học

Các thử nghiệm TIMI IIIB và GUSTO IIA chứng minh rằng tăng nồng độ troponin ở cả dạng đồng phân T và I tương quan chặt với tỉ lệ tử vong ngắn hạn (3,7% và 11,8%) [33,34]. Kể từ các nghiên cứu này, nhiều nghiên cứu cho thấy nồng độ troponin tương quan trực tiếp với nguy cơ tử vong và các biến cố thiếu máu cục bộ tái phát [35]. Sự phát triển của xét nghiệm troponin T siêu nhạy (hsTnT) cải thiện tính chính xác chẩn đoán hội chứng mạch vành cấp nhưng ý nghĩa lâm sàng của tình trạng tăng nhẹ vẫn còn đang tranh luận. Một nghiên cứu ở 4.160 bệnh nhân hội chứng mạch vành cấp không ST chênh lên phát hiện rằng các bệnh nhân với troponin T âm tính nhưng hsTnT dương tính có nguy cơ tử vong do tim mạch và các biến cố thiếu máu cục bộ cao gấp 4,5 lần bệnh nhân với hsTnT âm tính (KTC 95%: 1,9 – 11,0; P = 0,0008) [36].

Một phân tích dưới nhóm của thử nghiệm GUSTO IV ACS  cho thấy protein phản ứng C (CRP) tương quan với tử vong 30 ngày nhưng không có liên quan với tỉ lệ NMCT tái phát [37]. Các nghiên cứu khác báo cáo rằng mối tương quan này chủ yếu được giải thích bởi các biến số khác và mức độ lan rộng của thiếu máu cục bộ cơ tim [38].

Trong một phân tích của nghiên cứu GUSTO IV, NT-proBNP là yếu tố tiên lượng mạnh tử vong 1 năm so với các dấu ấn sinh học khác, ST chênh xuống hoặc độ thanh lọc creatinine với tử vong 0,4% ở thập phân vị thấp nhất và 27,1% ở thập phân vị cao nhất [39].

2.5 Yếu tố bệnh viện

Sử dụng dữ liệu từ Trung tâm CMS (Centers for Medicare and Medicaid), các nhà nghiên cứu phát hiện có sự biến thiên ý nghĩa trong mối liên quan giữa việc tuân thủ điều trị theo khuyến cáo và kết cục tử vong sau NMCT cấp ở các bệnh viện Hoa Kỳ [40]. Nhiều nghiên cứu đã xác định các yếu tố bệnh viện khác nhau tương quan với tỉ lệ tử vong, bao gồm tình trạng giáo dục tại bệnh viện, tính sẵn có của phương tiện điều trị tim mạch, vùng thành thị/nông thôn, vùng địa lý và đặc điểm kinh tế xã hội [41]. Ngoài ra, sự tuân thủ điều trị theo khuyến cáo và sự hiện diện của các đặc điểm tổ chức quan trọng như lãnh đạo tốt, phục vụ chất lượng và hợp tác thành công giữa các nhà cung cấp chăm sóc sức khỏe có liên quan với tỉ lệ tử vong thấp hơn [42].

Sự tuân thủ điều trị nội khoa theo khuyến cáo tương quan chặt với các kết cục. Phân tích dữ liệu từ Cooperative Cardiovascular Project (CCP), một nghiên cứu gồm 147.429 người hưởng Medicare nhập viện vì NMCT cấp trong 17 năm theo dõi, cho thấy những người nhận 5 biện pháp điều trị theo khuyến cáo (aspirin, ức chế beta trong vòng 48 giờ, tái tưới máu cấp trong vòng 24 giờ, thời gian cửa – bóng < 90 phút hoặc thời gian cửa – kim < 30 phút) có tuổi thọ lớn hơn những người không được nhận các biện pháp điều trị này [43].

Bệnh viện mà bệnh nhân nhập viện cũng ảnh hưởng nguy cơ của bệnh nhân. Một nghiên cứu gần đây về dữ liệu từ CCP cho thấy rằng các bệnh nhân được điều trị tại các bệnh viện chất lượng cao với tỉ lệ tử vong 30 ngày thấp sống lâu hơn 0,84 đến 1,14 năm so với những bệnh nhân được điều trị tại các bệnh viện chất lượng thấp với tỉ lệ tử vong 30 ngày cao sau khi hiệu chỉnh những điểm khác biệt về bệnh nhân giữa các bệnh viện [44]. Dữ liệu cũng cho thấy tính an toàn bệnh nhân trong bệnh viện có thể ảnh hưởng kết cục tử vong trong NMCT cấp. Ví dụ, các biến cố có hại của thuốc, loét do tì đè, té ngã trong bệnh viện, nhiễm trùng bệnh viện, các biến chứng liên quan chọc mạch để chụp động mạch vành và bệnh thận do thuốc cản quang liên quan với tỉ lệ tử vong 30 ngày cao hơn [45].

3.     CÁC MÔ HÌNH TIÊN LƯỢNG NGUY CƠ TỬ VONG

3.1 Thang điểm nguy cơ đối với nhồi máu cơ tim cấp không ST chênh lên

TIMI (2000)

Thang điểm TIMI đối với nhồi máu cơ tim không ST chênh lên và đau thắt ngực không ổn định bắt nguồn từ dữ liệu của hai thử nghiệm ngẫu nhiên quốc tế, TIMI-11B và ESSENCE (Efficacy and Safety of Subcutaneous Enoxaparin in Non–Q-Wave Coronary Events). Dữ liệu từ 1.957 bệnh nhân được điều trị heparin không phân đoạn được sử dụng để xác định 7 yếu tố tiên lượng tử vong: tuổi ≥ 65, các yếu tố nguy cơ bệnh động mạch vành, tiền sử hẹp động mạch vành có ý nghĩa, ST thay đổi ≥ 0,5 mm trên ECG lúc nhập viện, ít nhất 2 cơn đau thắt ngực trong vòng 24 giờ trước đó, sử dụng aspirin trong 7 ngày trước và tăng dấu ấn sinh học tim trong huyết thanh. Với mỗi yếu tố nguy cơ được cho 1 điểm, điểm TIMI có thể tiên lượng tổ hợp kết cục gồm tử vong do mọi nguyên nhân, NMCT mới hoặc tái phát hoặc tái thông mạch vành khẩn cấp tại thời điểm 14 ngày. Tỉ lệ biến cố tăng ý nghĩa khi điểm TIMI tăng; tuy nhiên điểm 0 – 1 vẫn tương quan với nguy cơ biến cố 4,7%. Thang điểm này có tính phân biệt trung bình với giá trị C thống kê 0,65 [46]. Thang điểm nguy cơ TIMI đã được đánh giá trong các nghiên cứu đoàn hệ khác và được chứng minh hữu ích trong việc xác định các bệnh nhân có thể đạt lợi ích lớn hơn từ các liệu pháp kháng tiểu cầu mạnh hơn hoặc các chiến lược xâm lấn sớm hơn [47, 48].

PURSUIT (2000)

Thang điểm PURSUIT được phát triển từ phân tích dữ liệu của thử nghiệm PURSUIT (Platelet glycoprotein IIb/IIIa in Unstable angina: Receptor Suppression Using Integrilin Therapy) nghiên cứu tác dụng của eptifibatide so với giả dược ở 9.461 bệnh nhân đau thắt ngực không ổn định và NMCT cấp không ST chênh lên [49]. Mô hình nguy cơ này được sử dụng để tiên đoán tử vong và NMCT trong 30 ngày và bao gồm các biến số sau: tuổi, giới tính, phân độ đau thắt ngực nặng nhất theo Hội Tim Mạch Canada [Canadian Cardiovascular Society (CCS)] trong 6 tuần trước, tần số tim, huyết áp tâm thu, các dấu hiệu suy tim và ST chênh xuống [50]. Thang điểm này có giá trị C thống kê 0,81 đối với tử vong và 0,67 đối với tổ hợp tử vong và NMCT. Nguy cơ theo thang điểm PURSUIT được chia thành thấp, trung bình và cao và được sử dụng để hướng dẫn điều trị kháng tiểu cầu và điều trị xâm lấn [50].

3.2 Thang điểm nguy cơ đối với NMCT cấp ST chênh lên

TIMI (2000)

Thang điểm nguy cơ TIMI đối với NMCT cấp ST chênh lên ra đời từ thử nghiệm InTIME II (Intravenous nPA for Treatment of Infarcting Myocardium Early II) với 14.114 bệnh nhân NMCT cấp ST chênh lên được điều trị tiêu sợi huyết. Thang điểm này xác định 8 yếu tố tiên lượng độc lập tử vong 30 ngày: tuổi trên 65 hoặc 75, tiền sử đái tháo đường, tăng huyết áp hoặc đau thắt ngực, huyết áp tâm thu < 100 mmHg, tần số tim > 100 lần/phút, phân độ Killip II-IV, cân nặng < 67 kg, ST chênh lên thành trước hoặc blốc nhánh trái và thời gian trì hoãn điều trị hơn 4 giờ [51]. Giá trị  C thống kê của mô hình này là 0,78. Thang điểm TIMI được đánh giá trong một nghiên cứu dân số cộng đồng với 84.029 bệnh nhân và phát hiện tính chính xác trong tiên lượng tương tự các bệnh nhân trải qua tái tưới máu bằng can thiệp mạch vành qua da. Tuy nhiên, TIMI đánh giá thấp tử vong và có khả năng phân biệt thấp hơn ở những bệnh nhân không được điều trị tái tưới máu [51].

PAMI (2004)

Thang điểm PAMI được xây dựng từ phân tích gộp các thử nghiệm PAMI (Primary Angioplasty in Myocardial Infarction) để xác định các yếu tố tiên lượng tử vong ở bệnh nhân NMCT cấp ST chênh lên được điều trị can thiệp mạch vành qua nguyên phát. Dữ liệu từ 3.252 bệnh nhân trải qua can thiệp mạch vành qua da nguyên phát được sử dụng để xác định 6 yếu tố tiên lượng tử vong gồm: tuổi > 75, tuổi 65 – 75; phân độ Killip, tần số tim > 100 lần/phút, đái tháo đường, NMCT thành trước hoặc blốc nhánh trái [52]. Mô hình cuối cùng có giá trị C thống kê 0,78 đối với tử vong trong 6 tháng. Thang điểm nguy cơ này là yếu tố tiên lượng mạnh tử vong trong bệnh viện, 1 tháng và 1 năm sau can thiệp mạch vành qua da [52]. Điều lưu ý là các thử nghiệm PAMI loại trừ các bệnh nhân choáng tim, đột quỵ trong tháng trước, suy thận giai đoạn cuối và tuổi thọ < 1 năm. Do đó, các bệnh nhân trong những thử nghiệm này có tỉ lệ tử vong thấp hơn so với các thử nghiệm TIMI trước đó [51]. Thang điểm nguy cơ PAMI cũng không xem xét các biến số thủ thuật hoặc thông tin thông tim. Vì vậy, tính hữu dụng chính của thang điểm này là phân tầng nguy cơ tại giường vào thời điểm khởi phát bệnh của bệnh nhân.

ZWOLLE (2004)

Thang điểm nguy cơ Zwolle được xây dựng ở Hà Lan từ dữ liệu tiến cứu của 1.791 bệnh nhân trải qua can thiệp mạch vành qua da nguyên phát để xác định các yếu tố tiên lượng tử vong 30 ngày. Mô hình này bao gồm phân độ Killip, phân độ lưu lượng TIMI sau can thiệp mạch vành qua da, tuổi, bệnh 3 nhánh mạch vành, nhồi máu thành trước và thời gian đến khi tái tưới máu hơn 4 giờ. Thang điểm này cho thấy khả năng tiên lượng mạnh với giá trị C thống kê 0,91 và vẫn còn ổn định  vào nhiều thời điểm kết cục đến 1 năm. Thang điểm Zwolle cũng có giá trị trong nghiên cứu 747 bệnh nhân với các đặc điểm tương tự (giá trị C thống kê: 0,90) [53]. Zwolle phân loại bệnh nhân với điểm ≤ 3 là nguy cơ tử vong rất thấp (0,1% trong 2 ngày và 0,2% từ ngày 3 đến 10). Các bệnh nhân này có thể xuất viện sớm vào 48 giờ sau thủ thuật [53].

CADILLAC (2005)

Thang điểm nguy cơ CADILLAC bắt nguồn từ thử nghiệm ngẫu nhiên đa trung tâm CADILLAC (Controlled Abciximab and Device Investigation to Lower Late Angioplasty Complications) gồm 2.082 bệnh nhân NMCT cấp ST chênh lên trải qua can thiệp mạch vành qua da nguyên phát [54]. Thử nghiệm này loại trừ các bệnh nhân choáng tim, giải phẫu động mạch vành phức tạp và bệnh nhân trải qua can thiệp mạch vành qua cứu vãn [55]. Một số biến số được xác định bởi phân tích đa biến là các yếu tố tiên lượng độc lập tử vong 1 năm bao gồm phân suất tống máu thất trái < 40%, phân độ Killip, suy thận, phân độ lưu lượng TIMI sau can thiệp mạch vành qua da, tuổi > 65, thiếu máu và bệnh 3 nhánh mạch vành. Trong những yếu tố đó, phân suất tống máu thất trái ban đầu là yếu tố tiên đoán tử vong mạnh nhất [55]. Thang điểm CADILLAC có tính chính xác cao tiên lượng tử vong 30 ngày và 1 năm (giá trị C thống kê 0,83 và 0,79) và có thể phân tầng hiệu quả bệnh nhân dựa vào nguy cơ tử vong 1 năm: thấp (< 1%), trung bình (4 – 5%) và cao (> 12%) [55].

3.3 Thang điểm nguy cơ đối với NMCT cấp ST chênh lên và NMCT cấp không ST chênh lên

GRACE (2003 và 2014)

Thang điểm GRACE phiên bản đầu tiên để tiên lượng tử vong trong bệnh viện bắt nguồn từ nghiên cứu sổ bộ đa quốc gia GRACE tại 94 bệnh viện tham gia tình nguyện ở 14 quốc gia với 11.389 bệnh nhân hội chứng mạch vành cấp. Thang điểm này phối hợp 8 yếu tố nguy cơ độc lập: tuổi, tần số tim, huyết áp tâm thu, phân độ Killip, thay đổi đoạn ST, nồng độ creatinine huyết thanh, tăng men tim và ngưng tim lúc nhập viện [28]. Mô hình tiên lượng 6 tháng thêm yếu tố: tiền sử NMCT và không được can thiệp mạch vành qua da hoặc phẫu thuật bắc cầu mạch vành trong bệnh viện [6], [56]. Trong nghiên cứu gốc, giá trị C thống kê là 0,83 đối với dân số đoàn hệ ban đầu và 0,79 khi được đánh giá trong cơ sở dữ liệu GUSTO-IIB [28]. Các nhà nghiên cứu gần đây đã phát triển GRACE 2.0, một phiên bản cập nhật và chính xác hơn của thang điểm nguy cơ được thiết kế để thích hợp với các tình huống cấp cứu và có thể sử dụng trên các thiết bị điện tử. GRACE 2.0 cho phép thay thế phân độ Killip bằng sử dụng lợi tiểu và creatinine huyết thanh bằng tiền sử rối loạn chức năng thận. Phiên bản mới cũng đánh giá tử vong dài hạn đến 3 năm. Thang điểm này đánh giá các biến số liên quan tử vong không tuyến tính cải thiện tính phân biệt của mô hình. Được sử dụng trong dân số của nghiên cứu FAST-MI (French Registry on Acute ST-Elevation and Non-ST-Elevation MI), giá trị C thống kê đối với tử vong của GRACE 2.0 là trên 0.82 [57]. Tính giá trị của thang điểm GRACE cũng được chứng minh qua phân tích dân số hội chứng mạch vành cấp từ nghiên cứu sổ bộ MASCARA ở Tây Ban Nha. Trong nghiên cứu này, thang điểm GRACE cho thấy tính phân biệt tốt với giá trị C thống kê lần lượt là 0,85 và 0,81 đối với tiên lượng tử vong trong bệnh viện và 6 tháng [58].

ACTION-GWTG (2011 và 2016)

Các thang điểm này ra đời từ nghiên cứu ACTION Registry-GWTG, một nghiên cứu sổ bộ quốc gia, tự nguyện và dựa vào bệnh viện ở các bệnh nhân NMCT cấp ST chênh lên lẫn không ST chênh lên và được sử dụng để hiệu chỉnh nguy cơ tử vong trong bệnh viện với các so sánh chất lượng bệnh viện. Ở mô hình đầu tiên, các nhà nghiên cứu sử dụng dữ liệu của 65.668 bệnh nhân và phân tích hồi quy logistic đa biến xây dựng mô hình tiên lượng nguy cơ dựa vào thông tin sẵn có lúc nhập viện. Mô hình gồm 8 biến số có ý nghĩa thống kê nhất: tuổi, creatinine huyết thanh, huyết áp tâm thu, tỉ số troponin, suy tim và/hoặc choáng tim lúc nhập viện, thay đổi thiếu máu cục bộ trên ECG, tần số tim và tiền sử bệnh động mạch ngoại biên. Thang điểm có tính phân biệt rất tốt với giá trị C thống kê 0,85 và 0,84 trong nghiên cứu gốc và nghiên cứu kiểm định giá trị. Tỉ lệ tử vong < 4% đối với bệnh nhân có điểm ≤ 40 so với 34% ở những người có điểm > 50 [59]. Mô hình cập nhật sử dụng số lượng bệnh nhân lớn hơn (243.440) và bao gồm ngưng tim lúc nhập viện là một yếu tố nguy cơ. Mô hình này phát hiện 9 biến số liên quan độc lập với tử vong trong bệnh viện: tuổi, tần số tim, huyết áp tâm thu, ngưng tim, choáng tim, suy tim, đoạn ST chênh lên, độ thanh lọc creatinine và tỉ số troponin. Tỉ lệ tử vong quan sát được là 0,4% ở các bệnh nhân với điểm < 30 so với 49,5% ở những người có điểm > 59. Mô hình cuối cùng có tính phân biệt cao với giá trị C thống kê 0,88 [60].                                             

CMS - EHR (2015)

Các hồ sơ bệnh án điện tử mang lại cơ hội phát triển các mô hình tiên lượng, sử dụng dữ liệu lâm sàng không tốn kém và không có gánh nặng tóm tắt hồ sơ bệnh án. Sử dụng dữ liệu lâm sàng từ nghiên cứu sổ bộ và dữ liệu kết cục CMS, một mô hình ước đoán tử vong 30 ngày sau NMCT được xây dựng, sử dụng các thành phần dữ liệu được rút ra dễ dàng từ các hồ sơ bệnh án điện tử. Mô hình ban đầu CMS – HER gồm có 5 biến số sẵn có sớm sau nhập viện – tuổi, huyết áp tâm thu, tần số tim, nồng độ creatinie và tỉ số troponin. Tính phân biệt của mô hình tốt với giá trị C thống kê 0,78 [61]. 

4.     KẾT LUẬN

Nhiều yếu tố dân số, bệnh đồng mắc, đặc điểm lâm sàng, cận lâm sàng và bệnh viện có liên quan với tử vong ở bệnh nhân NMCT cấp. Sự hiểu biết tốt hơn về các yếu tố này trong tiên lượng tử vong có thể giúp bác sĩ, nhà nghiên cứu và nhân viên cải thiện chất lượng điều trị và đưa ra những quyết định chăm sóc bệnh nhân tốt hơn. Các mô hình tiên lượng nguy cơ có những điểm mạnh và điểm yếu riêng. Mô hình nguy cơ TIMI là một trong những thang điểm được sử dụng rộng rãi nhất để phân tầng nguy cơ lâm sàng do dễ ứng dụng tại giường bệnh từ dữ liệu sẵn có và có giá trị trong hướng dẫn các chiến lược điều trị [47,48]. Tuy nhiên, thang điểm TIMI bắt nguồn từ các thử nghiệm lâm sàng trước khi có nhiều biện pháp điều trị đương đại cho NMCT cấp như stent phủ thuốc và thuốc kháng tiểu cầu thế hệ mới, đặt ra lo lắng về tính hữu dụng tiên lượng trong thực hành hiện tại.  Tương tự, thang điểm GRACE cũng được xây dựng trước khi sử dụng rộng rãi các liệu pháp đương thời trong NMCT cấp [6]. Tuy nhiên, khi được đánh giá trong các dân số sổ bộ của kỉ nguyên hiện tại, GRACE có giá trị thực hành tốt với tính phân biệt cao. Ngoài ra, bắt nguồn từ dân số sổ bộ toàn cầu, không chọn lọc và khả năng tiên đoán các kết cục trong hội chứng mạch vành cấp là những thuận lợi của GRACE so với nhiều thang điểm khác. Với cở mẫu lớn và đại diện cho dân số, nhận vào các trường hợp ngưng tim và được đánh giá trong một dân số đoàn hệ đương đại, mô hình mới nhất ACTION-GWTG đặc biệt hữu ích cho tiên lượng nguy cơ trong thực hành hiện tại [59]. Các mô hình tiên lượng trong tương lai cần được xây dựng để cho phép đánh giá nguy cơ chính xác hơn, dễ sử dụng và cung cấp tiên lượng thay đổi động nhằm phản ánh nguy cơ của bệnh nhân theo diễn tiến thời gian.

 

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1.    Benjamin EJ, Blaha MJ, Chiuve SE, Cushman M, Das SR, Deo R, et al. Heart Disease and Stroke Statistics-2017 Update: A Report From the American Heart Association. Circulation. 2017;135(10):e146-e603.
2. Rogers WJ, Frederick PD, Stoehr E, Canto JG, Ornato JP, Gibson CM, et al. Trends in presenting characteristics and hospital mortality among patients with ST elevation and non-ST elevation myocardial infarction in the National Registry of Myocardial Infarction from 1990 to 2006. Am Heart J. 2008;156(6):1026-34.
3. Krumholz HM, Normand SL, Wang Y. Trends in hospitalizations and outcomes for acute cardiovascular disease and stroke, 1999-2011. Circulation. 2014;130(12):966-75.
4. Roe MT, Messenger JC, Weintraub WS, Cannon CP, Fonarow GC, Dai D, et al. Treatments, trends, and outcomes of acute myocardial infarction and percutaneous coronary intervention. J Am Coll Cardiol. 2010;56(4):254-63.
5. Kontos MC, Scirica BM, Chen AY, Thomas L, Anderson ML, Diercks DB, et al. Cardiac arrest and clinical characteristics, treatments and outcomes among patients hospitalized with ST-elevation myocardial infarction in contemporary practice: A report from the National Cardiovascular Data Registry. Am Heart J. 2015;169(4):515-22.e1.
6. Eagle KA, Lim MJ, Dabbous OH, Pieper KS, Goldberg RJ, Van de Werf F, et al. A validated prediction model for all forms of acute coronary syndrome: estimating the risk of 6-month postdischarge death in an international registry. JAMA. 2004;291(22):2727-33.
7. Avezum A, Makdisse M, Spencer F, Gore JM, Fox KA, Montalescot G, et al. Impact of age on management and outcome of acute coronary syndrome: observations from the Global Registry of Acute Coronary Events (GRACE). Am
Heart J. 2005;149(1):67-73.
8. Bagnall AJ, Goodman SG, Fox KA, Yan RT, Gore JM, Cheema AN, et al. Influence of age on use of cardiac catheterization and associated outcomes in patients with non-ST-elevation acute coronary syndromes. Am J Cardiol. 2009;103(11):1530-6.
9. Alabas OA, Allan V, McLenachan JM, Feltbower R, Gale CP. Age-dependent improvements in survival after hospitalisation with acute myocardial infarction: an analysis of the Myocardial Ischemia National Audit Project (MINAP). Age Ageing. 2014;43(6):779-85.
10. Bucholz EM, Strait KM, Dreyer RP, Lindau ST, D'Onofrio G, Geda M, et al. Sex differences in young patients with acute myocardial infarction: A VIRGO study analysis. Eur Heart J Acute Cardiovasc Care. 2016 Aug 2 [Epub ahead of print].
11. Dey S, Flather MD, Devlin G, Brieger D, Gurfinkel EP, Steg PG, et al. Sex-related differences in the presentation, treatment and outcomes among patients with acute coronary syndromes: the Global Registry of Acute Coronary Events. Heart. 2009;95(1):20-6.
12. Vaccarino V, Parsons L, Every NR, Barron HV, Krumholz HM. Sex-based differences in early mortality after myocardial infarction. National Registry of Myocardial Infarction 2 Participants. N Engl J Med. 1999;341(4):217-25.
13. Vaccarino V, Krumholz HM, Berkman LF, Horwitz RI. Sex differences in mortality after myocardial infarction. Is there evidence for an increased risk for women? Circulation. 1995;91(6):1861-71.
14. Bucholz EM, Butala NM, Rathore SS, Dreyer RP, Lansky AJ, Krumholz HM. Sex Differences in Long-Term Mortality after Myocardial Infarction: A Systematic Review. Circulation. 2014;130(9):757-67.
15. Berger JS, Elliott L, Gallup D, Roe M, Granger CB, Armstrong PW, et al. Sex differences in mortality following acute coronary syndromes. JAMA. 2009;302(8):874-82.
16. Graham G. Racial and Ethnic Differences in Acute Coronary Syndrome and Myocardial Infarction Within the United States: From Demographics to Outcomes. Clin Cardiol. 2016;39(5):299-306.
17. Singh JA, Lu X, Ibrahim S, Cram P. Trends in and disparities for acute myocardial infarction: an analysis of Medicare claims data from 1992 to 2010. BMC Med. 2014;12:190.
18. Edmund Anstey D, Li S, Thomas L, Wang TY, Wiviott SD. Race and Sex Differences in Management and Outcomes of Patients After ST-Elevation and Non-ST-Elevation Myocardial Infarct: Results From the NCDR. Clin Cardiol. 2016;39(10):585-95.
19. Stone SG, Serrao GW, Mehran R, Tomey MI, Witzenbichler B, Guagliumi G, et al. Incidence, predictors, and implications of reinfarction after primary percutaneous coronary intervention in ST-segment-elevation myocardial infarction: the Harmonizing Outcomes with Revascularization and Stents in Acute Myocardial Infarction Trial. Circ Cardiovasc Interv. 2014;7(4):543-51.
20. Radovanovic D, Maurer L, Bertel O, Witassek F, Urban P, Stauffer JC, et al. Treatment and outcomes of patients with recurrent myocardial infarction: A prospective observational cohort study. J Cardiol. 2016;68(6):498-503.
21. Donahoe SM, Stewart GC, McCabe CH, Mohanavelu S, Murphy SA, Cannon CP, et al. Diabetes and mortality following acute coronary syndromes. JAMA. 2007;298(7):765-75.
22. Elbarouni B, Ismaeil N, Yan RT, Fox KA, Connelly KA, Baer C, et al. Temporal changes in the management and outcome of Canadian diabetic patients hospitalized for non-ST-elevation acute coronary syndromes. Am Heart J. 2011;162(2):347-55.e1.
23. Anavekar NS, McMurray JJ, Velazquez EJ, Solomon SD, Kober L, Rouleau JL, et al. Relation between renal dysfunction and cardiovascular outcomes after myocardial infarction. N Engl J Med. 2004;351(13):1285-95.
24. Szummer K, Lundman P, Jacobson SH, Schon S, Lindback J, Stenestrand U, et al. Influence of renal function on the effects of early revascularization in non-ST-elevation myocardial infarction: data from the Swedish Web-System for Enhancement and Development of Evidence-Based Care in Heart Disease Evaluated According to Recommended Therapies (SWEDEHEART). Circulation. 2009;120(10):851-8.
25. Steg PG, Dabbous OH, Feldman LJ, Cohen-Solal A, Aumont MC, et al. Determinants and prognostic impact of heart failure complicating acute coronary syndromes: observations from the Global Registry of Acute Coronary Events (GRACE). Circulation. 2004;109(4):494-9.
26. Piccini JP, White JA, Mehta RH, Lokhnygina Y, Al-Khatib SM, Tricoci P, et al. Sustained ventricular tachycardia and ventricular fibrillation complicating non-ST-segment-elevation acute coronary syndromes. Circulation. 2012;126(1):41-9.
27. Schmitt J, Duray G, Gersh BJ, Hohnloser SH. Atrial fibrillation in acute myocardial infarction: a systematic review of the incidence, clinical features and prognostic implications. Eur Heart J. 2009;30(9):1038-45.
28. Granger CB, Goldberg RJ, Dabbous O, Pieper KS, Eagle KA, Cannon CP, et al. Predictors of hospital mortality in the global registry of acute coronary events. Arch Intern Med. 2003;163(19):2345-53.
29. Kolte D, Khera S, Aronow WS, Mujib M, Palaniswamy C, Sule S, et al. Trends in Incidence, Management, and Outcomes of Cardiogenic Shock Complicating ST‐Elevation Myocardial Infarction in the United States. J Am Heart Assoc. 2014;3:e000590
30. Aissaoui N, Puymirat E, Simon T, Bonnefoy-Cudraz E, Angoulvant D, Schiele F, et al. Long-term outcome in early survivors of cardiogenic shock at the acute stage of myocardial infarction: a landmark analysis from the French registry of Acute ST-elevation and non-ST-elevation Myocardial Infarction (FAST-MI) Registry. Crit Care. 2014;18(5):516.
31. Hathaway WR, Peterson ED, Wagner GS, Granger CB, Zabel KM, Pieper KS, et al. Prognostic significance of the initial electrocardiogram in patients with acute myocardial infarction. GUSTO-I Investigators. Global Utilization of Streptokinase and t-PA for Occluded Coronary Arteries. JAMA. 1998;279(5):387-91.
32. Damman P, Holmvang L, Tijssen JG, Lagerqvist B, Clayton TC, Pocock SJ, et al. Usefulness of the admission electrocardiogram to predict long-term outcomes after non-ST-elevation acute coronary syndrome (from the FRISC II, ICTUS, and RITA-3 [FIR] Trials). Am J Cardiol. 2012;109(1):6-12.
33. Antman EM, Tanasijevic MJ, Thompson B, Schactman M, McCabe CH, Cannon CP, et al. Cardiac-specific troponin I levels to predict the risk of mortality in patients with acute coronary syndromes. N Engl J Med. 1996;335(18):1342-9.
34. Ohman EM, Armstrong PW, Christenson RH, Granger CB, Katus HA, Hamm CW, et al. Cardiac troponin T levels for risk stratification in acute myocardial ischemia. GUSTO IIA Investigators. N Engl J Med. 1996;335(18):1333-41.
35. Mueller C, Neumann FJ, Perruchoud AP, Zeller T, Buettner HJ. Prognostic value of quantitative troponin T measurements in unstable angina/non-ST-segment elevation acute myocardial infarction treated early and predominantly with percutaneous coronary intervention. Am J Med. 2004;117(12):897-902.
36. Grinstein J, Bonaca MP, Jarolim P, Conrad MJ, Bohula-May E, Deenadayalu N, et al. Prognostic implications of low level cardiac troponin elevation using high-sensitivity cardiac troponin T. Clin Cardiol. 2015;38(4):230-5.
37. James SK, Armstrong P, Barnathan E, Califf R, Lindahl B, Siegbahn A, et al. Troponin and C-reactive protein have different relations to subsequent mortality and myocardial infarction after acute coronary syndrome: a GUSTO-IV substudy. J Am Coll Cardiol. 2003;41(6):916-24.
38. Nikfardjam M, Mullner M, Schreiber W, Oschatz E, Exner M, Domanovits H, et al. The association between Creactive protein on admission and mortality in patients with acute myocardial infarction. J Intern Med. 2000;247(3):341-5.
39. James SK, Lindahl B, Siegbahn A, Stridsberg M, Venge P, Armstrong P, et al. N-terminal pro-brain natriuretic peptide and other risk markers for the separate prediction of mortality and subsequent myocardial infarction in patients with unstable coronary artery disease: a Global Utilization of Strategies To Open occluded arteries (GUSTO)-IV substudy. Circulation. 2003;108(3):275-81.
40. Krumholz HM, Merrill AR, Schone EM, Schreiner GC, Chen J, Bradley EH, et al. Patterns of hospital performance in acute myocardial infarction and heart failure 30-day mortality and readmission. Circ Cardiovasc Qual Outcomes. 2009;2(5):407-13.
41. Bradley EH, Herrin J, Curry L, Cherlin EJ, Wang Y, Webster TR, et al. Variation in hospital mortality rates for patients with acute myocardial infarction. Am J Cardiol. 2010;106(8):1108-12.
42. Bradley EH, Curry LA, Spatz ES, Herrin J, Cherlin EJ, Curtis JP, et al. Hospital strategies for reducing risk standardized mortality rates in acute myocardial infarction. Ann Intern Med. 2012;156(9):618-26.
43. Bucholz EM, Butala NM, Normand SL, Wang Y, Krumholz HM. Association of Guideline-Based Admission Treatments and Life Expectancy After Myocardial Infarction in Elderly Medicare Beneficiaries. J Am Coll Cardiol. 2016;67(20):2378-91.
44. Bucholz EM, Butala NM, Ma S, Normand SLT, Krumholz HM. Life Expectancy after Myocardial Infarction by Hospital Performance. N Engl J Med. 2016;375(14):1332-42.
45. Wang Y, Eldridge N, Metersky ML, Sonnenfeld N, Fine JM, Pandolfi MM, et al. Association Between Hospital Performance on Patient Safety and 30-Day Mortality and Unplanned Readmission for Medicare Fee-for-Service Patients With Acute Myocardial Infarction. J Am Heart Assoc. 2016;5(7).
46. Antman EM, Cohen M, Bernink PJ, McCabe CH, Horacek T, Papuchis G, et al. The TIMI risk score for unstable angina/non-ST elevation MI: A method for prognostication and therapeutic decision making. JAMA. 2000;284(7):835-42.
47. Morrow DA, Antman EM, Snapinn SM, McCabe CH, Theroux P, Braunwald E. An integrated clinical approach to predicting the benefit of tirofiban in non-ST elevation acute coronary syndromes. Application of the TIMI Risk Score for UA/NSTEMI in PRISM-PLUS. Eur Heart J. 2002;23(3):223-9.
48. Soiza RL, Leslie SJ, Williamson P, Wai S, Harrild K, Peden NR, et al. Risk stratification in acute coronary syndromes - does the TIMI risk score work in unselected cases? QJM. 2006;99(2):81-7.
49. Inhibition of platelet glycoprotein IIb/IIIa with eptifibatide in patients with acute coronary syndromes. The PURSUIT Trial Investigators. Platelet Glycoprotein IIb/IIIa in Unstable Angina: Receptor Suppression Using Integrilin
Therapy. N Engl J Med. 1998;339(7):436-43.
50. Boersma E, Pieper KS, Steyerberg EW, Wilcox RG, Chang WC, Lee KL, et al. Predictors of outcome in patients with acute coronary syndromes without persistent ST-segment elevation. Results from an international trial of 9461 patients. The PURSUIT Investigators. Circulation. 2000;101(22):2557-67.
51. Morrow DA, Antman EM, Parsons L, de Lemos JA, Cannon CP, Giugliano RP, et al. Application of the TIMI risk score for ST-elevation MI in the National Registry of Myocardial Infarction 3. JAMA. 2001;286(11):1356-9.
52. Addala S, Grines CL, Dixon SR, Stone GW, Boura JA, Ochoa AB, et al. Predicting mortality in patients with STelevation myocardial infarction treated with primary percutaneous coronary intervention (PAMI risk score). Am J Cardiol. 2004;93(5):629-32.
53. De Luca G, Suryapranata H, van 't Hof AW, de Boer MJ, Hoorntje JC, Dambrink JH, et al. Prognostic assessment of patients with acute myocardial infarction treated with primary angioplasty: implications for early discharge. Circulation. 2004;109(22):2737-43.
54. Stone GW, Grines CL, Cox DA, Garcia E, Tcheng JE, Griffin JJ, et al. Comparison of angioplasty with stenting, with or without abciximab, in acute myocardial infarction. N Engl J Med. 2002;346(13):957-66.
55. Halkin A, Singh M, Nikolsky E, Grines CL, Tcheng JE, Garcia E, et al. Prediction of mortality after primary percutaneous coronary intervention for acute myocardial infarction: the CADILLAC risk score. J Am Coll Cardiol. 2005;45(9):1397-405.
56. Fox KA, Dabbous OH, Goldberg RJ, Pieper KS, Eagle KA, Van de Werf F, et al. Prediction of risk of death and myocardial infarction in the six months after presentation with acute coronary syndrome: prospective multinational observational study (GRACE). BMJ. 2006;333(7578):1091.
57. Fox KA, Fitzgerald G, Puymirat E, Huang W, Carruthers K, Simon T, et al. Should patients with acute coronary disease be stratified for management according to their risk? Derivation, external validation and outcomes using the updated GRACE risk score. BMJ. 2014;4(2):e004425.
58.  Abu-Assi E, Ferreira-Gonzalez I, Ribera A, Marsal JR, Cascant P, Heras M, et al. "Do GRACE (Global Registry of Acute Coronary events) risk scores still maintain their performance for predicting mortality in the era of contemporary management of acute coronary syndromes?". Am Heart J. 2010;160(5):826-34.e1-3.
59. Chin CT, Chen AY, Wang TY, Alexander KP, Mathews R, Rumsfeld JS, et al. Risk adjustment for in-hospital mortality of contemporary patients with acute myocardial infarction: the acute coronary treatment and intervention outcomes network (ACTION) registry-get with the guidelines (GWTG) acute myocardial infarction mortality model and risk score. Am Heart J. 2011;161(1):113-22.e2.
60. McNamara RL, Kennedy KF, Cohen DJ, Diercks DB, Moscucci M, Ramee S, et al. Predicting In-Hospital Mortality in Patients With Acute Myocardial Infarction. J Am Coll Cardiol. 2016;68(6):626-35.
61. McNamara RL, Wang Y, Partovian C, Montague J, Mody P, Eddy E, et al. Development of a Hospital Outcome Measure Intended for Use With Electronic Health Records: 30-Day Risk-standardized Mortality After Acute Myocardial Infarction. Med Care. 2015;53(9):818-26.1