ĐOÀN VĂN KỲ1, NGUYỄN TUẤN VŨ2
(1) Bệnh viện Nhân dân 115
(2) Đại học Y Khoa Phạm Ngọc Thạch
TÓM TẮT
Đặt vấn đề: Tỉ lệ tử vong ở bệnh nhân suy tim cấp nói chung vẫn còn cao. Ở Việt Nam, nghiên cứu năm 2022 cho thấy tỉ lệ tái nhập viện và tử vong của bệnh nhân suy tim cấp trong 90 ngày lên tới 56,6%. Hiện chưa có phương pháp phân tầng nguy cơ cụ thể nào được khuyến nghị để cá thể hóa theo dõi và tiên lượng bệnh nhân suy tim cấp.
Mục tiêu: Xác định các yếu tố dự đoán đến kết cục tử vong nội viện và nằm viện kéo dài ở bệnh nhân suy tim cấp.
Phương pháp: hồi cứu trên 116 bệnh nhân có chẩn đoán suy tim cấp từ tháng 07/2022 đến 07/2024.
Kết quả: Tuổi trung bình là 65,3 ± 13,2, nam giới chiếm tỉ lệ 52,6%. Phân suất tống máu thất trái giảm chiếm 62,2%. Tỉ lệ tử vong nội viện là 2,6%, tỉ lệ nằm viện kéo dài trên 7 ngày là 26,5%. Đối với kết cục tử vong nội viện, tiền căn không tăng huyết áp [Odds Ratio (OR) = 1,12; Khoảng tin cậy (KTC) 95%: 1,06 – 1,20, p < 0,001] và đoạn ST chênh xuống (OR = 1,06; KTC 95%: 1,03 – 1,10, p = 0,0003) là hai yếu tố dự đoán độc lập. Đối với kết cục nằm viện kéo dài trên 7 ngày, 3 yếu tố dự đoán độc lập gồm đạt mục tiêu kiểm soát LDL-c ngoại trú (OR = 0,70; KTC 95%: 0,42 – 0,98, p = 0,04), suy hô hấp lúc nhập viện (OR = 2,23; KTC 95%: 1,42 – 3,51, p = 0,0005) và duy trì chẹn beta sau nhập viện (OR = 0,52; KTC 95%: 0,32 – 0,86, p = 0,01).
Kết luận: Nguy cơ tử vong nội viện tăng 1,12 lần khi không có tiền căn tăng huyết áp trước khi suy tim, tăng 1,06 lần nếu có đoạn ST chênh xuống tại thời điểm nhập viện. Đạt mục tiêu LDL-c ngoại trú và duy trì chẹn beta sau nhập viện giúp giảm lần lượt 30% và 48% biến cố nằm viện kéo dài. Suy hô hấp cần oxy liệu pháp làm tăng nguy cơ nằm viện kéo dài lên 2,23 lần.
Từ khóa: Suy tim mất bù cấp, tử vong nội viện, nằm viện kéo dài.
I. ĐẶT VẤN ĐỀ
Mặc dù hiện nay đã có rất nhiều tiến bộ trong điều trị suy tim cấp (STC) cũng như suy tim mạn, nhưng tỉ lệ tử vong vẫn ở mức cao. Phân tích tổng hợp của G. Savarese và cộng sự (cs) ghi nhận tỉ lệ tử vong trong 30 ngày của suy tim là khoảng 2-3% và nguy cơ tử vong tiên đoán trong một năm của một bệnh nhân (BN) suy tim có thể đạt đến 30% 1. Riêng tại Việt Nam, nghiên cứu (NC) của tác giả Nguyễn Quan Như Hảo năm 2022, thấy rằng tỉ lệ tái nhập viện và tử vong của BN STC trong 30 ngày và 90 ngày lần lượt là 34,9% và 56,6% 2. Như vậy, STC là một hội chứng lâm sàng cần phải được chú trọng và theo dõi diễn tiến một cách thận trọng. Hiện chưa có phương pháp phân tầng nguy cơ cụ thể nào được khuyến nghị để cá thể hóa theo dõi và tiên lượng cho nhóm BN này. Bệnh viện Nhân Dân 115 là một trong những trung tâm có lượng lớn BN STC nhập viện. Do đó, chúng tôi quyết định tiến hành nghiên cứu nhằm mục đích xác định các yếu tố dự đoán kết cục tử vong nội viện (TVNV) và nằm viện kéo dài ở BN STC, qua đó phần nào cải thiện chất lượng chăm sóc và quản lý điều trị BN.
II. ĐỐI TƯỢNG VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
2.1 Đối tượng nghiên cứu:. BN được chẩn đoán STC nhập viện điều trị tại Bệnh viện Nhân dân 115 từ tháng 07/2022 đến 07/2024.
Tiêu chuẩn nhận bệnh: Tất cả BN được chẩn đoán STC theo Hội Tim mạch học Việt Nam năm 2022 3, nhập viện điều trị nội trú tại Bệnh viện Nhân dân 115.
Tiêu chuẩn loại trừ:
+ BN < 18 tuổi.
+ Hồ sơ bệnh án không đầy đủ để có thể nhận diện biến cố tử vong hoặc xuất viện.
+ Tử vong ngay thời điểm nhập cấp cứu.
+ Thời gian nằm viện dưới 1 ngày.
2.2 Phương pháp nghiên cứu
+ Thiết kế nghiên cứu: Hồi cứu
+ Cỡ mẫu:
Với n là cỡ mẫu tối thiểu, α là xác suất sai lầm loại I (chọn α = 0,05), Z(1 – α/2) = 1,96.
p là tỉ lệ tử vong của BN STC nhập viện, chọn p = 0,022 theo NC của Douglas S. Lee 4.
d là sai số cho phép, chọn d = 0,05. Áp dụng vào công thức, tính được n ≥ 34 BN.
+ Phương pháp chọn mẫu: Chọn lựa liên tục các hồ sơ BN có đủ tiêu chuẩn nhận bệnh với mã ICD là I50.1-I50.9 tại phòng kế hoạch tổng hợp Bệnh viện Nhân Dân 115 cho đến thời điểm kết thúc nghiên cứu đã được định trước.
+ Thời gian, địa điểm hồi cứu: Tháng 07/2022 đến 07/2024. Bệnh viện Nhân dân 115
+ Tiêu chuẩn chẩn đoán suy tim cấp thông qua hồi cứu hồ sơ bệnh án:
Bệnh nhân được xác định suy tim cấp dựa vào hồ sơ bệnh án khi có đầy đủ các điều kiện:
+ ICD 50.1 – 50.9.
+ Hồ sơ ghi nhận BN có các dấu hiệu lâm sàng gồm quá tải thể tích (khó thở cấp tính, phù hai chân, tĩnh mạch cổ nổi, báng bụng tăng dần), và/hoặc giảm tưới máu ngoại biên (chi lạnh, vã mồ hôi, da nổi bông, tiểu ít, rối loạn ý thức cấp tính, hiệu áp kẹp, tụt huyết áp).
+ Hồ sơ ghi nhận mức NT-pro BNP tăng phù hợp theo độ tuổi: > 450 pg/mL nếu < 55 tuổi; > 900 pg/mL nếu từ 55 đến 75 tuổi; > 1800 pg/mL nếu > 75 tuổi 3.
2.3 Biến số
+ Biến số nghiên cứu chính: là tình trạng tử vong nội viện và nằm viện kéo dài trên 7 ngày.
+ Các biến số phụ: gồm thông tin hành chính (tuổi, giới tính, địa chỉ), bệnh đồng mắc (tăng huyết áp, đái tháo đường, bệnh tim thiếu máu cục bộ – BTTMCB,…), các đặc điểm công thức máu, sinh hóa máu, điện tâm đồ, siêu âm tim và điều trị.
2.4 Xử lý số liệu:
Số liệu được xử lí và phân tích bằng phần mềm R cho hệ điều hành Windows. Các biến định tính sẽ được mô tả bằng tần số và tỉ lệ phần trăm. Các biến định lượng sẽ được mô tả bằng giá trị trung bình và độ lệch chuẩn nếu có phân phối chuẩn, trường hợp có phân phối không chuẩn sẽ được mô tả bằng giá trị trung vị và bách phân vị 25% – 75%. So sánh hai biến định tính bằng kiểm định Chi bình phương nếu tần số lý thuyết > 5, ngược lại dùng kiểm định Fisher. So sánh hai biến định lượng dùng kiểm định t nếu có phân phối chuẩn, trường hợp phân phối không chuẩn dùng kiểm định phi tham số. Sử dụng phép phân tích Bayesian Model Average (BMA) tính chỉ số Bayesian Information Criterion (BIC) và hồi quy Logistic để xác định các yếu tố độc lập dự đoán kết cục tử vong nội viện và nằm viện kéo dài.
2.5 Y đức: Đề tài đã được chấp thuận bởi hội đồng đạo đức trong nghiên cứu Y sinh học của Bệnh viện Nhân dân 115 theo quyết định số 3146/BVND115 – NCKH.
III. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Chúng tôi thu nhận 116 BN STC nhập viện tại các khoa nội tim mạch và hồi sức Bệnh viện Nhân dân 115 đủ tiêu chí nhận bệnh và không có tiêu chí loại trừ.
3.1 Đặc điểm chung của dân số nghiên cứu
Trong 116 BN STC được nhận vào NC, nam giới chiếm ưu thế với 52,6%, tuổi trung bình của dân số NC là 65,3 ± 13,2, số lượng BN > 50 tuổi chiếm tỉ lệ lên đến 89,7%. BTTMCB là nguyên nhân của suy tim trong 35,3% dân số NC. Đa số BN (62,2%) có phân suất tống máu (PSTM) thất trái ≤ 40% trên siêu âm tim. Nhồi máu cơ tim (NMCT) là yếu tố thúc đẩy vào đợt cấp của suy tim trên 14 BN, chiếm tỉ lệ 12,1%.
3.2 Tỉ lệ tử vong nội viện và nằm viện kéo dài
Hình 1. Tỉ lệ tử vong nội viện và nằm viện kéo dài của dân số nghiên cứu
Nhận xét: Chúng tôi ghi nhận 3 trường hợp xảy ra biến cố tử vong, chiếm tỉ lệ 2,6%. Đối với 113 BN suy tim nhập viện và sống còn qua đợt cấp, chúng tôi ghi nhận 30 BN nằm viện kéo dài hơn 7 ngày, chiếm tỉ lệ 26,5%.
3.3 Các yếu tố dự đoán kết cục tử vong nội viện
Bảng 1. So sánh đặc điểm giữa hai nhóm có và không tử vong nội viện
| Biến số | Sống còn
(n=113) |
Tử vong
(n=3) |
Giá trị p |
| Đặc điểm chung | |||
| Giới tính | 60 (53,1%) | 1 (33,3%) | 0,49 |
| Tuổi | 65,7 ± 12,9 | 48,7 ± 14,3 | 0,03 |
| Chỉ số khối cơ thể (kg/m2) | 23,9 ± 2,6 | 25,3 ± 1,8 | 0,37 |
| Nhập ICU | 6 (5,3%) | 2 (66,7%) | 0,0001 |
| Bệnh đồng mắc | |||
| Tăng huyết áp (THA) | 86 (76,1%) | 0 (0,0%) | 0,002 |
| Đái tháo đường | 48 (42,5%) | 0 (0,0%) | 0,37 |
| Đạt kiểm soát LDL-c | 77 (68,1%) | 2 (66,7%) | 0,95 |
| Đột quỵ cũ | 5 (4,4%) | 0 (0,0%) | 0,70 |
| Bệnh động mạch chủ | 8 (7,1%) | 0 (0,0%) | 0,63 |
| Bệnh động mạch ngoại biên | 1 (0,9%) | 0 (0,0%) | 0,87 |
| Bệnh thận mạn | 20 (17,7%) | 0 (0,0%) | 0,42 |
| Điện tâm đồ | |||
| Loạn nhịp | 29 (25,7%) | 0 (0,0%) | 0,31 |
| Phì đại thất | 35 (31%) | 3 (100%) | 0,01 |
| Block nhánh | 24 (21,2%) | 2 (66,7%) | 0,06 |
| Block nhĩ thất | 3 (2,7%) | 1 (33,3%) | 0,004 |
| Đoạn ST chênh xuống | 28 (24,8%) | 3 (100%) | 0,01 |
| Kiểu hình suy tim | |||
| Giảm tưới máu | 5 (4,4%) | 0 (0,0%) | 0,70 |
| Nhồi máu cơ tim | 12 (10,6%) | 2 (66,7%) | 0,003 |
| Bệnh cơ tim thiếu máu cục bộ | 38 (33,6%) | 3 (100%) | 0,01 |
| Suy tim PSTM giảm | 37 (32,7%) | 1 (33,3%) | 0,98 |
| Điều trị | |||
| Ức chế Renin Angiotensin System (RAS) | 100 (88,5%) | 1 (33,3%) | 0,004 |
| Ức chế RAS liều tối ưu | 66 (58,4%) | 1 (33,3%) | 0,38 |
| Chẹn beta | 28 (24,8%) | 0 (0,0%) | 0,32 |
| Chẹn beta liều tối ưu | 8 (7,1%) | 1 (33,3%) | 0,09 |
| Duy trì chẹn beta | 22 (19,5%) | 0 (0,0%) | 0,39 |
| Kháng aldosterone | 74 (65,5%) | 1 (33,3%) | 0,25 |
| Kháng aldosterone tối ưu | 60 (53,1%) | 1 (33,3%) | 0,49 |
| ARNI | 1 (0,9%) | 0 (0,0%) | 0,87 |
| Ức chế SGLT-2 | 75 (66,4%) | 1 (33,3%) | 0,23 |
| Furosemide | 105 (92,9%) | 3 (100%) | 0,63 |
| Nitrate | 40 (35,4%) | 1 (33,3%) | 0,94 |
| Digoxin | 28 (24,8%) | 0 (0,0%) | 0,32 |
| Dobutamin | 8 (7,1%) | 2 (66,7%) | 0,0003 |
| Nitrate TM | 9 (8%) | 0 (0,0%) | 0,61 |
| Oxy liệu pháp | 42 (37,2%) | 3 (100%) | 0,03 |
| Thông khí cơ học xâm lấn | 1 (0,9%) | 2 (66,7%) | 0,0001 |
Nhận xét: So sánh giữa hai nhóm có và không TVNV, các yếu tố gồm tuổi, nhập ICU, THA, phì đại thất, block nhĩ thất, đoạn ST chênh xuống, NMCT, BTTMCB, điều trị ức chế hệ RAS, Dobutamin, Oxy liệu pháp và thông khí cơ học xâm lấn cho thấy có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê.
Bảng 2. Các mô hình hồi quy tối ưu cho kết cục tử vong nội viện theo phương pháp BMA
| STT | BIC | Xác suất hậu định | Các biến số độc lập trong mô hình |
| 1 | -532 | 62,1% | Tiền căn THA + Đoạn ST chênh xuống |
| 2 | -528,5 | 7,9% | Tiền căn THA + Thông khí cơ học |
| 3 | -528,4 | 7,6% | Đoạn ST chênh xuống + Thông khí cơ học |
| 4 | -528,4 | 7,6% | Đoạn ST chênh xuống + Điều trị ức chế RAS |
| 5 | -527,8 | 5,6% | BTTMCB + Thông khí cơ học |
Nhận xét: Thông qua phân tích BMA với tất cả các biến số độc lập có khác biệt có ý nghĩa thống kê, chúng tôi nhận thấy mô hình hồi quy logistic tối ưu nhất để tiên đoán biến cố tử vong cho BN STC nhập viện là mô hình với hai biến số là: Tiền căn THA được ghi nhận từ trước; Dấu hiệu đoạn ST chênh xuống trên điện tâm đồ được ghi nhận tại thời điểm nhập viện.
Hình 2. Mối liên quan giữa tăng huyết áp và đoạn ST với nguy cơ tử vong nội viện
Nhận xét: Nguy cơ xảy ra biến cố TVNV tăng 1,12 lần khi không có tiền căn THA trước khi suy tim, tăng 1,06 lần nếu có đoạn ST chênh xuống tại thời điểm nhập viện, kết quả có ý nghĩa thống kê.
3.4 Các yếu tố dự đoán kết cục nằm viện kéo dài
Bảng 3. So sánh các đặc điểm giữa hai nhóm có thời gian nằm viện dưới và trên 7 ngày
| Biến số | Dưới 7 ngày
(n = 83) |
Trên 7 ngày
(n = 30) |
Giá trị p |
| Đặc điểm chung | |||
| Giới tính | 42 (50,6%) | 18 (60%) | 0,38 |
| Tuổi | 65,2 ± 13,2 | 67,3 ± 12,3 | 0,449 |
| Chỉ số khối cơ thể (kg/m2) | 24,2 ± 2,5 | 23,2 ± 2,8 | 0,07 |
| Nhập ICU | 3 (3,6%) | 3 (10%) | 0,18 |
| Bệnh đồng mắc | |||
| THA | 60 (72,3%) | 26 (86,7%) | 0,11 |
| Đái tháo đường | 33 (39,8%) | 15 (50%) | 0,33 |
| Đạt kiểm soát LDL-c | 42 (50,6%) | 8 (26,7%) | 0,01 |
| Đột quỵ cũ | 4 (4,8%) | 1 (3,3%) | 0,73 |
| Bệnh động mạch chủ | 7 (8,4%) | 1 (3,3%) | 0,35 |
| Bệnh động mạch ngoại biên | 1 (1,2%) | 0 (0,0%) | 0,54 |
| Bệnh thận mạn | 14 (16,9%) | 6 (20%) | 0,70 |
| Điện tâm đồ | |||
| Loạn nhịp | 21 (25,3%) | 8 (26,7%) | 0,88 |
| Phì đại thất | 25 (30,1%) | 10 (33,3%) | 0,74 |
| Block nhánh | 18 (21,7%) | 6 (20%) | 0,84 |
| Block nhĩ thất | 2 (2,4%) | 1 (3,3%) | 0,78 |
| Bất thường ST-T | 19 (22,9%) | 9 (30%) | 0,53 |
| Kiểu hình suy tim | |||
| Giảm tưới máu | 2 (2,4%) | 3 (10%) | 0,08 |
| NMCT | 9 (10,8%) | 3 (10%) | 0,89 |
| BTTMCB | 28 (33,7%) | 10 (33,3%) | 0,96 |
| Suy tim PSTM giảm | 28 (33,7%) | 9 (30%) | 0,71 |
| Điều trị | |||
| Ức chế hệ RAS | 73 (88%) | 27 (90%) | 0,76 |
| Ức chế hệ RAS liều tối ưu | 47 (56,6%) | 19 (63,3%) | 0,52 |
| Chẹn beta | 21 (25,3%) | 7 (23,3%) | 0,83 |
| Chẹn beta liều tối ưu | 6 (7,2%) | 2 (6,7%) | 0,91 |
| Duy trì chẹn beta | 21 (25,3%) | 1 (3,3%) | 0,009 |
| Kháng aldosterone | 54 (65,1%) | 20 (66,7%) | 0,87 |
| Kháng aldosterone tối ưu | 42 (50,6%) | 18 (60%) | 0,38 |
| ARNI | 0 (0,0%) | 1 (3,3%) | 0,09 |
| Ức chế SGLT-2 | 61 (73,5%) | 14 (46,7%) | 0,007 |
| Furosemide | 78 (94%) | 27 (90%) | 0,46 |
| Nitrate | 28 (33,7%) | 12 (40%) | 0,53 |
| Digoxin | 22 (26,5%) | 6 (20%) | 0,48 |
| Dobutamin | 3 (3,6%) | 5 (16,7%) | 0,02 |
| Nitrate TM | 4 (4,8%) | 5 (16,7%) | 0,04 |
| Oxy liệu pháp | 23 (27,7%) | 19 (63,3%) | 0,0005 |
| Thông khí cơ học xâm lấn | 1 (1,2%) | 0 (0,0%) | 0,54 |
Nhận xét: So sánh giữa hai nhóm nằm viện trên và dưới 7 ngày, các yếu tố gồm đạt mục tiêu kiểm soát LDL-c ngoại trú, duy trì chẹn beta sau nhập viện, điều trị ức chế SGLT-2, Dobutamin, Nitrate tĩnh mạch và oxy liệu pháp có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4. Hồi quy Logistic đa biến giữa các yếu tố với kết cục nằm viện kéo dài
| Biến số | OR | KTC 95% | Giá trị p |
| Đạt mục tiêu LDL-c ngoại trú | 0,70 | 0,42-0,98 | 0,04 |
| Sử dụng ức chế SGLT-2 | 1,01 | 0,67-1,53 | 0,94 |
| Duy trì chẹn beta nội viện | 0,52 | 0,32-0,86 | 0,01 |
| Dobutamin | 0,52 | 0,22-1,23 | 0,13 |
| Nitrate tĩnh mạch | 1,4 | 0,59-3,30 | 0,44 |
| Can thiệp thở oxy | 2,23 | 1,42-3,51 | 0,0005 |
Nhận xét: Sau khi khử nhiễu bằng hồi quy Logistic đa biến, việc đạt mục tiêu LDL-c ngoại trú và duy trì chẹn beta sau nhập viện giúp giảm lần lượt 30% và 48% biến cố nằm viện kéo dài, suy hô hấp cần oxy liệu pháp làm tăng nguy cơ nằm viện kéo dài lên 2,23 lần, kết quả có ý nghĩa thống kê.
IV. BÀN LUẬN
Qua hồi cứu hồ sơ bệnh án từ 07/2022 đến 07/2024, chúng tôi thu nhận được 116 BN STC. Tuổi trung bình của dân số NC là 65,3 ± 13,2, tương đồng với những thống kê của Farmakis và cs cho thấy độ tuổi của BN STC thường dao động trong khoảng 50 đến 70 tuổi 5. NC China-HF trên 13.000 người ghi nhận BN STC có tuổi trung bình là 65 ± 15 tuổi 6, NC ALARM-HF tại 8 quốc gia cũng ghi nhận tuổi trung bình của BN STC khoảng 66 – 70 tuổi 7. BTTMCB là nguyên nhân gây suy tim ở 35,3% dân số NC, tương đồng với NC của Baldasseroni và cs trên 5.517 BN suy tim sung huyết cũng cho thấy khoảng 40% nguyên nhân đến từ BTTMCB 8.
Tỉ lệ TVNV của BN STC trong NC chúng tôi là 2,6%, có sự khác biệt so với một số NC trong và ngoài nước. NC của De Matteis trên 6.930 BN STC ghi nhận tỉ lệ TVNV là 13% 9, cao hơn NC của chúng tôi vì tác giả chủ yếu chọn BN ≥ 65 tuổi, có nhiều bệnh đồng mắc đi kèm. NC của Văn Đức Hạnh và cs trên 135 BN STC tại Bệnh viện Đa khoa Hùng Vương cho thấy tỉ lệ TVNV là 6,8% 10. NC của Nguyễn Quang Trung và cs tại Bệnh viện Nhân dân Gia Định trên 213 BN STC ghi nhận tỉ lệ TVNV là 15,02% 11. Điều này cho thấy STC là một hội chứng lâm sàng phức tạp, đa cơ chế bệnh sinh khiến cho việc dự đoán biến cố gặp nhiều thách thức và tỉ lệ TVNV có sự biến thiên lớn giữa các NC. Bên cạnh biến cố TVNV, tình trạng nằm viện kéo dài trên 7 ngày trong dân số NC chúng tôi chiếm tỉ lệ 26,5%. NC của Hironobu Mitani và cs tại Nhật Bản trên 78.953 BN STC ghi nhận thời gian nằm viện trung bình là 17 ngày, số BN nằm viện kéo dài trên 7 ngày lên đến khoảng 80% 12, cao hơn NC của chúng tôi vì Nhật Bản là quốc gia có dân số già với tuổi trung bình trong NC là 79 khiến cho quá trình hồi phục sau đợt cấp mất bù của suy tim kéo dài hơn.
Thông qua phân tích BMA để tìm ra mô hình tối ưu cho kết cục TVNV, chúng tôi ghi nhận mô hình chứa biến số tiền căn THA và ST chênh xuống có BIC nhỏ nhất, xác suất hậu định đạt 62,1%, nghĩa là 62,1% biến cố TVNV ở BN STC được giải thích bởi hai yếu tố này. Nguy cơ TVNV tăng 1,12 lần khi không có tiền căn THA trước khi suy tim (KTC 95%: 1,06 – 1,20; p < 0,01), tăng 1,06 lần khi có dấu hiệu đoạn ST chênh xuống trên điện tâm đồ lúc nhập viện (KTC 95%: 1,03-1,10; p < 0,001). Đây là cơ sở để thấy rằng NC có thể ứng dụng trên thực tế lâm sàng, ít nhất là cộng đồng STC nhập viện tại Bệnh viện Nhân dân 115. Trong NC kiểm định giá trị của thang điểm EHMRG của Douglas S Lee trên 1.983 BN STC, các tác giả nhận thấy rằng khi điện tâm đồ có biểu hiện đoạn ST chênh xuống là một yếu tố đáng kể có ảnh hưởng đến tiên lượng tử vong 4. Kết quả này cũng đồng thuận với NC của chúng tôi. Về yếu tố không có tiền căn THA làm tăng nguy cơ TVNV, chúng tôi cho rằng đây có thể được xem như là một dấu hiệu “cờ đỏ”, cảnh báo cho bác sĩ lâm sàng trên đối tượng BN STC nhưng không có THA thì cũng cần phải được theo dõi diễn tiến thận trọng bởi vì có khả năng những cơ chế không do tim mạch thúc đẩy vào đợt mất bù cấp của suy tim bị bỏ sót khiến cho việc tiên lượng BN gặp phải nhiều thách thức.
Đối với kết cục nằm viện kéo dài, sau khi phân tích hồi quy logistic đa biến, chúng tôi nhận thấy nguy cơ tăng 2,23 lần (KTC 95%: 1,42-3,51; p < 0,001) ở những BN suy hô hấp cần oxy liệu pháp, trong khi hai yếu tố là đạt mục tiêu kiểm soát LDL-c ngoại trú và duy trì chẹn beta sau nhập viện làm giảm nguy cơ lần lượt là 30% và 48% một cách có ý nghĩa thống kê. Năm 2015, tác giả Guillaume Jondeau và cs đã có một nhận định trên tạp chí JACC cho rằng việc duy trì chẹn beta trong STC là cần thiết và chỉ nên ngưng khi BN có chỉ định các thuốc vận mạch hoặc tăng co bóp cơ tim 13. Năm 2021, tác giả Nhật Bản Yodo Tamaki và cs công bố kết quả NC trên 3.817 BN suy tim mất bù cấp cho thấy việc sử dụng chẹn beta tại thời điểm nhập viện có thể cải thiện được nguy cơ tử vong một cách có ý nghĩa thống kê 14. Như vậy, duy trì thuốc chẹn beta ngay trong đợt STC là một chỉ định hoàn toàn được đồng thuận với những bằng chứng vững chắc.
Bên cạnh những kết quả thu được, NC chúng tôi có những hạn chế xuất phát từ phương pháp hồi cứu, hạn chế về thời gian và nhân lực nên số ca TVNV ít, chưa phản ánh đầy đủ mối liên quan giữa các yếu tố tiên đoán và biến cố, và thiếu dữ liệu để phân biệt STC mới khởi phát với đợt mất bù của suy tim mạn.
V. KẾT LUẬN
Nguy cơ xảy ra biến cố TVNV tăng 1,12 lần khi không có tiền căn THA trước khi suy tim, tăng 1,06 lần nếu có đoạn ST chênh xuống tại thời điểm nhập viện. Đạt mục tiêu LDL-c ngoại trú và duy trì chẹn beta sau nhập viện giúp giảm lần lượt 30% và 48% biến cố nằm viện kéo dài. Suy hô hấp cần oxy liệu pháp làm tăng nguy cơ nằm viện kéo dài lên 2,23 lần.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
- Savarese G, Becher PM, Lund LH, Seferovic P, Rosano GMC, Coats AJS. Global burden of heart failure: a comprehensive and updated review of epidemiology. Cardiovasc Res. Jan 18 2023;118(17):3272-3287. doi:10.1093/cvr/cvac013
- Nguyễn Quan Như Hảo, Lê Đình Thanh, Nguyễn Văn Tân, Nguyễn Thị Yến, Phạm Thị Thu Hiền, Bùi Thị Hương Quỳnh. TỶ LỆ VÀ CÁC YẾU TỐ LIÊN QUAN TỚI TÁI NHẬP VIỆN HOẶC TỬ VONG Ở NGƯỜI BỆNH SUY TIM CẤP TẠI BỆNH VIỆN THỐNG NHẤT. Tạp chí Y học Việt Nam. 04/21 2022;511(2)doi:10.51298/vmj.v511i2.2167
- Phạm Nguyễn Vinh, Phạm Mạnh Hùng. Khuyến cáo của Hội Tim Mạch Quốc Gia Việt Nam về chẩn đoán và điều trị suy tim cấp và suy tim mạn. Hội Tim mạch học Việt Nam; 2022.
- Lee DS, Lee JS, Schull MJ, et al. Prospective Validation of the Emergency Heart Failure Mortality Risk Grade for Acute Heart Failure. Circulation. Feb 26 2019;139(9):1146-1156. doi:10.1161/circulationaha.118.035509
- Farmakis D, Filippatos G. Acute heart failure: epidemiology, classification, and pathophysiology. In: Price S, Voors A, Werdan K, Bueno H, Thiele H, eds. The ESC Textbook of Intensive and Acute Cardiovascular Care. Oxford University Press; 2021:603.
- Zhang Y, Zhang J, Butler J, et al. Contemporary Epidemiology, Management, and Outcomes of Patients Hospitalized for Heart Failure in China: Results From the China Heart Failure (China-HF) Registry. J Card Fail. Dec 2017;23(12):868-875. doi:10.1016/j.cardfail.2017.09.014
- Mebazaa A, Parissis J, Porcher R, et al. Short-term survival by treatment among patients hospitalized with acute heart failure: the global ALARM-HF registry using propensity scoring methods. Intensive Care Med. Feb 2011;37(2):290-301. doi:10.1007/s00134-010-2073-4
- Baldasseroni S, Opasich C, Gorini M, et al. Left bundle-branch block is associated with increased 1-year sudden and total mortality rate in 5517 outpatients with congestive heart failure: A report from the Italian Network on Congestive Heart Failure. American Heart Journal. 04/01 2002;143:398-405. doi:10.1067/mhj.2002.121264
- De Matteis G, Covino M, Burzo ML, et al. Clinical Characteristics and Predictors of In-Hospital Mortality among Older Patients with Acute Heart Failure. J Clin Med. Jan 15 2022;11(2)doi:10.3390/jcm11020439
- Văn Đức Hạnh, Lưu Thanh Hùng, Lương Minh Tuấn, Nguyễn Đức Huỳnh, Vũ Kiều Trang. Nghiên cứu một số yếu tố tiên lượng tử vong ngắn hạn ở bệnh nhân suy tim cấp tại Bệnh viện Đa khoa Hùng Vương. Tạp chí Tim mạch học Việt Nam. 06/01 2019;(88):74-82.
- Nguyễn Quang Trung, Nguyễn Hoàng Anh, Đinh Tấn Quỳnh, Nguyễn Hoàng Hải. Đặc điểm và kết cục ngắn hạn của người bệnh nhập viện vì suy tim mất bù cấp tại Bệnh viện Nhân dân Gia Định. Tạp chí Y học Việt Nam. 09/30 2024;542(3):227 – 231. doi:10.51298/vmj.v542i3.11213
- Mitani H, Funakubo M, Sato N, et al. In-hospital resource utilization, worsening heart failure, and factors associated with length of hospital stay in patients with hospitalized heart failure: A Japanese database cohort study. Journal of Cardiology. 2020/10/01/ 2020;76(4):342-349. doi:https://doi.org/10.1016/j.jjcc.2020.05.010
- Jondeau G, Milleron O. Beta-Blockers in Acute Heart Failure: Do They Cause Harm? JACC Heart Fail. Aug 2015;3(8):654-6. doi:10.1016/j.jchf.2015.04.009
- Tamaki Y, Yaku H, Morimoto T, et al. Lower In-Hospital Mortality With Beta-Blocker Use at Admission in Patients With Acute Decompensated Heart Failure. J Am Heart Assoc. Jul 6 2021;10(13):e020012. doi:10.1161/jaha.120.020012
