衰弱對老年心力衰竭患者預后的影響

卓裕豐 段躍興 鄭棟 伍金雷 程穎 黃冰生 林桂雄 吳鈺燕 馮燕玲 張鵬

廣東省廣州市番禺區(qū)何賢紀念醫(yī)院心內(nèi)科（廣州 511400）

心力衰竭是當今最重要的心血管疾病之一，具有高患病率、高死亡率和高花費的特點［1］。衰弱是體現(xiàn)老年人身體功能減弱的一組綜合征，指老年人生理儲備下降、對應激原抵抗力降低和機體易損性增加的非特異性狀態(tài)［2］。根據(jù)心力衰竭的臨床特點，它可能導致患者對應激原的抵抗力降低和機體的易損性增加，因此推斷心力衰竭與衰弱之間可能關(guān)系密切：心力衰竭患者容易出現(xiàn)衰弱，而衰弱也有增加患心力衰竭的風險［3］。盡管國外關(guān)于炎癥和代謝紊亂的通道的研究表明衰弱與心力衰竭可能相關(guān)［4］，也有研究顯示衰弱增加了老年患者的跌倒及再入院率［5］，但進一步的臨床研究有限。因此本研究通過研究371例老年心力衰竭患者的衰弱情況，探討衰弱對老年心力衰竭患者的預后的影響。

1 對象與方法

1.1 研究對象選取在2014年1月至2016年6月在何賢紀念醫(yī)院心內(nèi)科住院的心力衰竭患者371例，采用問卷調(diào)查的方法，調(diào)查的內(nèi)容包括：（1）一般人口學特征如性別、年齡、婚姻狀況、文化程度、職業(yè)、活動情況等；（2）既往疾病及現(xiàn)有的伴隨疾病如糖尿病、腎功能不全、冠心病、房顫、高脂血癥等；（3）心力衰竭NYHA分級情況；（4）實驗室及心臟超聲檢查結(jié)果；（5）正在服用的治療心力衰竭藥物；（6）入院及出院日期等。并完成衰弱量表的評估。期間隨訪次數(shù)的中位數(shù)為35次，最少隨訪11次，最多78次。納入標準：（1）年齡≥ 65歲；（2）符合慢性心力衰竭的診斷［6］，美國紐約心臟病學會（NYHA）分級方法分為Ⅱ～Ⅳ級。排除標準：（1）正在接受姑息治療或臨終關(guān)懷的患者；（2）患有癡呆、認知功能障礙、意識障礙、精神病類疾病等影響衰弱評估的因素；（3）患有急性感染、急性外傷、軀體疼痛等疾??；（4）伴有其他影響預后的嚴重疾病者，如癌癥等。診斷標準：腦血管病主要包括腦梗死、腦出血、短暫性腦缺血發(fā)作及卒中后遺癥（程度不影響衰弱的評估）等；腎功能不全主要指：腎臟結(jié)構(gòu)或功能損傷≥3個月，有或無估算的腎小球濾過率（eGFR）＜60 mL/（min·1.73 m2），或表現(xiàn)為病理學檢查異常和（或）存在尿蛋白和（或）尿隱血持續(xù)3個月以上；衰弱的評估采用基于美國心血管健康研究（cardiovascular health study，CHS）修訂后Fried量表［7］，主要包括：（1）非預期體質(zhì)量下降。近一年內(nèi)出現(xiàn)體重下降＞5%或一年內(nèi)體重下降＞4.5 kg（排除因消除水腫導致的短時間內(nèi)體重降低）。（2）自覺疲憊。指最近一周內(nèi)≥3 d做任何事情都感覺費勁或缺乏積極性。（3）肌力下降。用握力表示，結(jié)果與性別和體質(zhì)指數(shù)（BMI）相關(guān)，本研究取臨床實踐中常用男性＜25 kg，女性＜18 kg，每只手測量3次，間隔30 s，取最大值。（4）軀體功能下降。用步速表示，結(jié)果與性別和身高相關(guān)，測量患者行走6 m所需時間，計算其步速，本研究取步速＜0.8 m/s為陽性結(jié)果，重復兩次取平均值，間隔2 min；（5）軀體活動量降低。滿足以下3項中的一項即可定義為陽性：（1）由于體力原因無法獨立完成日?；顒尤缙鹆ⅰ⒎?、簡單家務等，且最近一周內(nèi)發(fā)生＞3次；（2）由于體力的原因，獨立一次性步行100 m距離或上一層樓時感覺疲乏中間需要休息，或男性每日步行距離總計＜850 m，女性＜650 m；（3）男性每周活動消耗的能量＜383 kCal，女性＜270 kCal。以上五項指標中≥3項為陽性則被診斷為衰弱患者，＜3分為非衰弱患者。

1.2 隨訪內(nèi)容本研究為前瞻性隊列研究，隨訪時間為1年，對患者出院后每個月進行電話及門診隨訪相結(jié)合，記錄心力衰竭患者出院后一年內(nèi)每個月的再入院或死亡的原因及日期，對失訪人數(shù)及原因進行記錄。

1.3 統(tǒng)計學方法正態(tài)分布的計量資料以均數(shù)±標準差表示，兩組間比較采用t檢驗；計數(shù)資料以百分比（%）表示，組間比較采用χ2檢驗；應用Logistic回歸分析篩選老年心力衰竭衰弱的危險因素；以隨訪期1年內(nèi)發(fā)生心源性再入院或死亡定義為聯(lián)合終點事件，隨訪期內(nèi)未發(fā)生終點事件定義為刪失，以發(fā)生心源性再住院或死亡為終點事件，以是否衰弱為自變量，對其他影響因素進行校正，結(jié)合生存時間進行Cox回歸分析。采用雙向檢驗，P＜0.05為差異有統(tǒng)計學意義，使用統(tǒng)計學軟件SPSS 20.0進行分析。

2 結(jié)果

2.1 基線資料特點本研究共納入如老年心力衰竭患者371例（男320例，女51例），年齡在65～90歲（73.5±6.0）之間。根據(jù)Fried量表評分結(jié)果，其中79例（21.3%）患者符合衰弱診斷，292（78.7%）例為非衰弱患者。結(jié)果顯示衰弱組年齡（75.3±5.6）歲，顯著高于非衰弱組（70.0±6.0）歲（P＜0.01）。

對老年心力衰竭患者伴有不同的合并癥時對衰弱的檢出率的影響進行分析，結(jié)果顯示伴有腦血管疾病時衰弱的檢出率為26.8%（49/183），顯著高于無腦血管疾病史的患者16.0%（30/188）（P=0.01）；伴有腎功能不全時衰弱的檢出率為30.4%（34/112），顯著高于不伴有腎功能不全的患者17.4%（45/259）（P=0.005）；伴或不伴有高血壓、缺血性心肌病、糖尿病、房顫、高脂血癥等合并癥時衰弱的檢出率無顯著差異（P＞0.05）。當分別伴有0～1種、2～4種、5～7種合并癥時，衰弱的檢出率分別為9.5%、17.8%、33.0%，結(jié)果顯示伴有0～1種和2～4種合并癥組之間比較，差異無統(tǒng)計學意義（χ2=1.72，P=0.19）；伴有5～7種組顯著高于0～1種和2～4種（均P＜0.01）。

2.2 衰弱的危險因素篩查以是否發(fā)生衰弱為因變量，將可能影響衰弱的疾病史或心血管危險因素分別進行單因素危險分析，結(jié)果顯示年齡、腦血管病史、腎功能不全病史、合并癥數(shù)量及NYHA分級與衰弱發(fā)生有關(guān)（均P＜0.05），性別、BMI、吸煙史、高血壓病史、缺血性心肌病史、糖尿病史、房顫、高脂血癥等與衰弱發(fā)生無關(guān)（均P＞0.05）。將有意義的變量全部納入進行多因素Logistic回歸分析，結(jié)果顯示年齡、腦血管病史、腎功能不全、NYHA分級為老年心力衰竭患者發(fā)生衰弱的獨立危險因素（均P＜0.05）（表1）。

2.3 衰弱對預后的影響隨訪期內(nèi)共發(fā)生再入院事件125例（33.7%），其中非衰弱組92例（31.5%），衰弱組33例（41.8%）；全因死亡67例（18.1%），其中非衰弱組37例（12.7%），衰弱組30例（38.0%）。以再住院或全因死亡為聯(lián)合終點事件發(fā)生146例（39.4%），非衰弱組108例（37.0%），衰弱組38例（48.1%）。共失訪12例，失訪率為3.2%。

表1 老年心力衰竭患者衰弱危險因素的Logistic回歸分析Tab.1 Logistic regression analysis of the risk factors for the elderly patients with heart failure

以是否發(fā)生聯(lián)合終點事件為因變量，是否衰弱為自變量，同時以年齡、性別、BMI、合并疾病、NYHA分級、LVEF、NT?BNP等為協(xié)變量進行校正，結(jié)果顯示與非衰弱組患者相比，衰弱組患者1年內(nèi)的發(fā)生再住院率或全因死亡率增加了1.54（1.02～2.31）倍（P=0.038）（圖1）。

圖1 老年心力衰竭患者衰弱與非衰弱組1年內(nèi)再入院率或全因死亡率的Cox回歸曲線Fig.1 Cox regression curve of readmission rate or total cause mortality between frailty and non frailty group of elderlypatients with heart failurewithin1 year

以是否發(fā)生聯(lián)合終點事件為因變量，以Fried量表各個部分是否為陽性為自變量，同時以年齡、性別、BMI、合并疾病、NYHA分級、LVEF、NT?BNP等為協(xié)變量進行校正，結(jié)果顯示僅步速測試陽性的老年心力衰竭患者發(fā)生再入院或全因死亡事件增加了 1.52（1.07～2.15）倍（P=0.019）（圖2）。

圖2 Fried量表各部分對老年心力衰竭患者1年內(nèi)再入院率或全因死亡率的影響Fig.2 The effect of the Fried scale on readmission rate or total cause mortality in elderly patients with heart failure within 1 year

3 討論

隨著醫(yī)療水平的進步和平均壽命的提高，實際年齡已不足以預測疾病預后或死亡，而衰弱概念的引入，可以更準確、客觀地反映老年人健康問題和醫(yī)療需求。老年人衰弱的發(fā)生率約為6.9%～23.1%，并且隨著年齡增加發(fā)生率急劇升高［7］。近年來研究顯示衰弱與心力衰竭關(guān)系密切，心力衰竭患者中約有74%的患者有不同程度的衰弱（19%為衰弱，55%衰弱前期）［8］，衰弱患者心力衰竭的發(fā)病率顯著高于非衰弱者。然而目前老年心衰患者的衰弱發(fā)生的危險因素仍未完全明確。

本研究通過多元回歸分析發(fā)現(xiàn)年齡、腦血管病史、腎功能不全、NYHA分級是老年心力衰竭患者發(fā)生衰弱的獨立危險因素。結(jié)果與范利等人［9］研究結(jié)果類似，該研究同樣發(fā)現(xiàn)在老年高血壓患者發(fā)生衰弱的危險因素同樣為年齡、腦血管病及腎功能不全等。因此，提示高齡、腦血管病史和腎功能不全可能為老年人發(fā)生衰弱的重要危險因素，有助于臨床早期識別衰弱人群。國外已有研究證實合并癥數(shù)量也是衰弱發(fā)生的一個重要危險因素［10］，本研究基線資料發(fā)現(xiàn)老年心衰患者合并癥數(shù)量越多衰弱的檢出率越高，單因素Logistic回歸分析進一步發(fā)現(xiàn)合并癥數(shù)量是衰弱的危險因素，不同系統(tǒng)疾病可能可以通過不同病理生理途徑參與老年衰弱的發(fā)生，并相互影響促進衰弱的發(fā)展，因此，老年心衰患者合并癥越多意味著衰弱的風險越高，進行制定個體化治療方案時，需要進行全身系統(tǒng)化評估，早期發(fā)現(xiàn)衰弱，以實施早期干預和治療。

衰弱可影響心衰患者的臨床預后［11］。本研究發(fā)現(xiàn)衰弱與老年心力衰竭患者的不良后果密切相關(guān)，衰弱組患者發(fā)生再入院和全因死亡事件的概率是非衰弱患者的1.54倍。VIDáN等［11］的研究同樣顯示合并衰弱的心衰患者1年死亡率是非衰弱患者的2.13（1.07～4.23）倍，該研究衰弱患者的死亡風險大于本研究，可能與該研究納入人群的平均年齡（80.0±6.0）歲較大有關(guān)。當分析比較Fried量表各個部分陽性結(jié)果與終點事件之間的關(guān)系時，結(jié)果顯示僅步速與老年心力衰竭患者再入院或全因死亡密切相關(guān)。這個結(jié)果與之前研究的結(jié)果一致：STUDENSKI［12］等研究指出步速是老年衰弱患者預后最強的預測指標。行走需要能量消耗、多器官系統(tǒng)共同配合完成，包括心臟、肺、循環(huán)系統(tǒng)、神經(jīng)系統(tǒng)和肌肉骨骼系統(tǒng)。緩慢的步態(tài)可能同時反映了受損的多臟器系統(tǒng)和行走的高能量成本，提示患者預后不良。此外，活動減少可能導致體力活動減少和身體不適的惡性循環(huán)，直接影響健康和生存。更重要地是，對于老年心衰患者來說，運動康復是促進心臟康復的重要因素，可改善心衰患者的預后。而步速下降可導致患者運動受限，限制患者進行運動康復，可影響患者預后。然而，筆者發(fā)現(xiàn)步速降低在老年心衰患者中很常見，這與老年人的生理特點和心力衰竭的疾病特點有關(guān)。因此，步速降低作為單一的評估指標在老年心衰患者中應用需要進一步完善，同時應繼續(xù)探索更加適合老年心衰患者的評價指標。

總之，本研究發(fā)現(xiàn)，高齡、腦血管病、腎功能不全以及NYHA分級為老年心力衰竭患者發(fā)生衰弱的獨立危險因素，衰弱可增加老年心力衰竭患者發(fā)生再入院或全因死亡的發(fā)生率，F(xiàn)ried量表的各部分中步速測試可能為預測老年心力衰竭患者發(fā)生再入院或全因死亡的最重要部分。早期識別老年心衰患者的衰弱的發(fā)生并提前進行干預，控制其危險因素，可能有助于改善心衰患者的預后，具有較大的臨床意義及前景。本研究的不足之處：（1）目前對衰弱的評估尚缺少國際統(tǒng)一的標準，本研究采用的Fried表型模型，盡管國外已有其詳細的評分標準以及大量的臨床應用，但是由于種族等原因，其標準不能完全適用于我國人群。盡管我們根據(jù)既往研究結(jié)論及按照我國的實際情況將評分標準進行了調(diào)整，但其準確性有待進一步研究。（2）隨訪時間相對較短。未來我們的研究方向：（1）根據(jù)我國人群特點進一步改良衰弱的評估量表，以滿足國內(nèi)人群的需要；（2）根據(jù)文獻報道運動康復，護理可能是防止和延緩衰弱發(fā)生或發(fā)展的最好方法［13-14］，因此制定合適的康復方案及護理措施是下一步研究的重點。