心力衰竭相關(guān)中樞型睡眠呼吸暫停綜合征的危險(xiǎn)因素探討

張真琪, 陳 鵬

(四川省成都市第三人民醫(yī)院, 1. 麻醉科, 2. 呼吸與危重癥醫(yī)學(xué)科, 四川 成都, 610000)

心血管疾病患者發(fā)生睡眠呼吸障礙會(huì)影響生活質(zhì)量,其中睡眠呼吸障礙、睡眠時(shí)間縮短和睡眠質(zhì)量降低在心力衰竭(簡(jiǎn)稱心衰)患者中經(jīng)常發(fā)生。研究[1]認(rèn)為,睡眠呼吸障礙、睡眠時(shí)間縮短和睡眠質(zhì)量降低等與心血管疾病導(dǎo)致的交感過(guò)度激活、血流動(dòng)力學(xué)不穩(wěn)定以及低氧血癥等有關(guān)。大多數(shù)研究納入的多數(shù)患者為左心衰患者,右心衰患者睡眠障礙的相關(guān)臨床研究數(shù)據(jù)較少,尤其缺乏右心衰患者中樞型睡眠呼吸暫停綜合征(CSAS)的真實(shí)發(fā)病率數(shù)據(jù),中國(guó)心衰相關(guān)CSAS數(shù)據(jù)更加匱乏。心衰相關(guān)睡眠呼吸障礙的發(fā)生率在成年男性與女性中分別為49.7%和23.4%, 因此研究中國(guó)心衰相關(guān)CSAS的發(fā)病情況具有現(xiàn)實(shí)意義。本研究納入不同類型心衰患者,篩查CSAS的陽(yáng)性率,并分析潛在致病因素,探討心衰相關(guān)CSAS可能的發(fā)病機(jī)制,現(xiàn)報(bào)告如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料

選取2020年6月1日—2023年1月1日在呼吸科和心內(nèi)科住院的78例患者為研究對(duì)象,其中左心衰39例(擴(kuò)張型心肌病20例,冠狀動(dòng)脈粥樣硬化性心臟病19例),右心衰39例(均為慢性阻塞性肺疾病所致肺源性心臟病),按照收治時(shí)間順序入組,直至采集到預(yù)定樣本量。納入標(biāo)準(zhǔn): ① 心臟彩超和胸科影像學(xué)檢查結(jié)果符合心衰穩(wěn)定期表現(xiàn),其中右心衰患者需同時(shí)符合肺功能檢查結(jié)果; ② 右心衰患者符合《射血分?jǐn)?shù)保留的心力衰竭診斷與治療中國(guó)專家共識(shí)2023》[2]中的診斷標(biāo)準(zhǔn),且符合肺源性心臟病相關(guān)標(biāo)準(zhǔn),且階段為C, 即“出現(xiàn)心功能不全或結(jié)構(gòu)性變化,伴有體液潴留、運(yùn)動(dòng)耐量下降、疲勞、心悸等右心衰癥狀和(或)體征”。排除標(biāo)準(zhǔn): ① 急性心衰發(fā)作未控制者; ② 合并糖尿病、甲狀腺功能異常等內(nèi)分泌系統(tǒng)疾病者; ③ 全心衰者; ④ 有肺栓塞、哮喘、支氣管擴(kuò)張等呼吸系統(tǒng)疾病者; ⑤ 嚴(yán)重腎功能不全者; ⑥ 肥胖引起的低通氣綜合征者; ⑦ 有神經(jīng)肌肉疾病者; ⑧ 近3個(gè)月內(nèi)有急性心肺腦血管事件(包括急性心梗、腦血管意外)者; ⑨ 超聲證實(shí)存在右心受累的擴(kuò)張型心肌病者。所有入選患者均簽署了知情同意書(shū),本研究通過(guò)醫(yī)院倫理委員會(huì)審批。

1.2 方法

1.2.1 心臟彩超和血?dú)夥治? 左心衰患者通過(guò)彩色超聲測(cè)定左室射血分?jǐn)?shù)(EF)以評(píng)估左心收縮功能。右心三維結(jié)構(gòu)復(fù)雜,因此不適宜單純測(cè)定右心室EF。本研究分別從右心結(jié)構(gòu)和右心功能2個(gè)維度來(lái)評(píng)價(jià): 通過(guò)右室前壁厚度以量化右心結(jié)構(gòu),通過(guò)三尖瓣環(huán)收縮期位移(TAPSE)和三尖瓣環(huán)收縮期峰值流速(S′)以間接量化右心收縮功能。白天清醒狀態(tài)下抽取患者動(dòng)脈血以測(cè)定血二氧化碳分壓[pa(CO2)]基線水平。

1.2.2 睡眠監(jiān)測(cè)及事件判定: 采用瑞思邁APL系列和飛利浦NightOne系列睡眠儀(第3級(jí)睡眠監(jiān)測(cè)設(shè)備)進(jìn)行睡眠監(jiān)測(cè)。呼吸暫停判讀規(guī)則: ① 滿足氣流傳感器信號(hào)曲線峰值較事件前基線值下降≥90%, 且氣流下降≥90%的信號(hào)持續(xù)事件≥10 s判讀為呼吸暫停; ② 如果滿足呼吸暫停標(biāo)準(zhǔn),并且在整個(gè)氣流缺失期間存在持續(xù)或逐漸增加的努力吸氣則判讀為CSAS; ③ 如果滿足呼吸暫停標(biāo)準(zhǔn),且整個(gè)氣流缺失期間不存在努力吸氣,判讀為CSAS。判定存在中樞事件的條件為發(fā)生CSAS>5次/h。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

2 結(jié) 果

2.1 2組基線資料比較

右心衰組患者年齡高于左心衰組,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05); 2組體質(zhì)量指數(shù)(BMI)、pa(CO2)、性別以及吸煙史等一般資料比較,差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05), 見(jiàn)表1。

表1 2組各項(xiàng)基線資料比較

2.2 單因素Logistic回歸分析

選取年齡、BMI、性別、吸煙史、陳-施呼吸、心衰部位、pa(CO2)、腦鈉素前體(NT-proBNP)、總膽固醇(TC)、甘油三酯(TG)、高密度脂蛋白膽固醇(HDL-C)、低密度脂蛋白膽固醇(LDL-C)等13個(gè)指標(biāo)為自變量,以發(fā)生CSAS為應(yīng)變量,進(jìn)行單因素非條件Logistic回歸分析。各自變量的啞變量賦值見(jiàn)表2,由于本研究樣本量較少,為配合后續(xù)多因素Logistic回歸穩(wěn)健,各指標(biāo)均為或轉(zhuǎn)化為兩分類變量?；貧w結(jié)果如表3所示。左心衰、年齡≥60歲以及pa(CO2)基線水平<39 mmHg差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。

表2 Logistic回歸啞變量賦值

表3 單因素Logistic回歸分析結(jié)果

2.3 多因素Logistic回歸分析

自變量選取單因素分析結(jié)果中P<0.05的指標(biāo),即左心衰、年齡≥60歲、pa(CO2)基線水平<39 mmHg。采用逐步后退法回歸,設(shè)定P剔除=0.10,P入選=0.05。Logistic回歸結(jié)果顯示,左心衰,年齡≥60歲以及pa(CO2)基線水平<39 mmHg 3個(gè)變量被納入多因素Logistic回歸方程,見(jiàn)表4。

表4 多因素Logistic回歸分析結(jié)果

2.4 心衰部位、年齡及pa(CO2)基線水平對(duì)心衰患者的CSAS的預(yù)測(cè)效能

以發(fā)生呼吸暫停者(n=37)為陽(yáng)性樣本,以未發(fā)生者(n=41)為陰性樣本,建立ROC預(yù)測(cè)分析模型。繪制心衰部位、年齡及pa(CO2)單獨(dú)應(yīng)用的ROC曲線圖(折線ROC圖),折點(diǎn)為約登指數(shù)點(diǎn),按照實(shí)測(cè)樣本計(jì)算靈敏度、特異度、準(zhǔn)確度。聯(lián)合應(yīng)用(LogP模式): 構(gòu)建風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型,以Ln(P/1-P)=-0.137 +0.274×心衰部位 +0.544×年齡 +-0.188×pa(CO2)基線水平為聯(lián)合應(yīng)用的虛擬概率量指標(biāo),繪制ROC曲線。在ROC曲線中確定約登指數(shù)點(diǎn),按實(shí)測(cè)樣本計(jì)算靈敏度、特異度、準(zhǔn)確度。 結(jié)果顯示,心衰部位、年齡及pa(CO2)基線水平及聯(lián)合應(yīng)用預(yù)測(cè)心衰患者的CSAS發(fā)病的曲線下面積(AUC)分別為 0.677、0.705、0.705、0.815, 其中聯(lián)合應(yīng)用預(yù)測(cè)模型有更好的預(yù)測(cè)價(jià)值,AUC及靈敏度、特異度、準(zhǔn)確度均高于單獨(dú)指標(biāo)檢測(cè),見(jiàn)表5和圖1。

圖1 心衰部位、年齡及pa(CO2)基線水平單獨(dú)及聯(lián)合應(yīng)用預(yù)測(cè)心衰患者的CSAS發(fā)病的ROC曲線

表5 心衰部位、年齡及pa(CO2)基線水平及聯(lián)合應(yīng)用對(duì)心衰患者CSAS發(fā)病的預(yù)測(cè)效能

2.5 左心衰組和右心衰組部分特征指標(biāo)

右心衰組呼吸暫停3例,均發(fā)生于輕度TAPSE和S′下降的患者,右室前壁厚度(6.05±0.65) mm, TAPSE(12.23±1.23) mm, S′為(10.19±0.86) cm/s。左心衰組呼吸暫停18例,左室EF為(44.86±5.10)%。

3 討 論

睡眠呼吸暫停綜合征是睡眠呼吸障礙中最為常見(jiàn)的疾病,包括阻塞性睡眠呼吸暫停和CSAS。中重度慢性阻塞性肺疾病患者的睡眠呼吸暫停低通氣綜合征患病率高達(dá)65.9%,而住院的慢性阻塞性肺疾病急性加重期患者的睡眠呼吸暫停篩查陽(yáng)性率高達(dá)51.4%[3-5]。CSAS與心衰高度相關(guān),在心衰患者中CSAS的發(fā)生至少具備3個(gè)條件,即信號(hào)延遲、環(huán)路增益大于1和臨界的pa(CO2)驅(qū)動(dòng)閾值。左心衰患者左心室EF的下降,導(dǎo)致循環(huán)效率的下降,呼吸中樞化學(xué)感受器接受到pa(CO2)和H+水平變化的信號(hào)存在延遲; 心衰患者呼吸中樞反饋處于高敏感狀態(tài),極易發(fā)生過(guò)度反饋,即符合環(huán)路增益大于1的條件; 部分患者長(zhǎng)期基線pa(CO2)水平正常偏低,接近呼吸中樞驅(qū)動(dòng)閾值的下限,因此一旦發(fā)生過(guò)度反饋,將導(dǎo)致pa(CO2)水平低于閾值,從而發(fā)生呼吸暫停,即符合臨界的驅(qū)動(dòng)閾值條件。研究[6-7]認(rèn)為左心衰患者更容易發(fā)生CSAS, 而右心衰則并不直接導(dǎo)致信號(hào)延遲,所以傾向認(rèn)為右心衰不容易發(fā)生睡眠呼吸暫停。然而,正常EF的心衰患者中仍可發(fā)現(xiàn)大量CSAS[8], 因此上述觀點(diǎn)被質(zhì)疑,但本研究左心衰患者發(fā)生呼吸暫停的占比為46.15%, 右心衰患者為7.69%, 且CSAS傾向發(fā)生于EF下降的患者。同樣, BOKOV P等[9]發(fā)現(xiàn),不存在心衰相關(guān)循環(huán)效率下降的阻塞性睡眠呼吸暫?；颊咧幸泊嬖诟攮h(huán)路增益,可見(jiàn)上述問(wèn)題與過(guò)多地關(guān)注Loop Gain理論對(duì)信號(hào)延遲的依賴性有關(guān),但心臟射血到達(dá)頸動(dòng)脈竇和主動(dòng)脈弓化學(xué)感受器的路徑很短[10],信號(hào)傳遞的延遲造成的影響可能有限[11],且肺源性心臟病右心衰的患者由于肺氣腫的存在,肺泡牽張同樣激活J受體和迷走神經(jīng)C纖維感受器以及本病慢性缺氧兒茶酚胺的釋放繼發(fā)交感興奮[12],同樣導(dǎo)致環(huán)路增益大于1。本研究提出CSAS發(fā)生的核心條件應(yīng)為患者基線pa(CO2)水平偏低,接近呼吸中樞驅(qū)動(dòng)閾值的下限,據(jù)此推測(cè),右心衰患者同樣存在CSAS的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。由于CO2的彌散能力為O2的21倍,故疾病早期肺血管收縮并不影響CO2排出,反而由于繼發(fā)的肺血管壓力上升導(dǎo)致CO2彌散入肺泡排出的效率提高[13]。因此,一定程度的右心阻力負(fù)荷增加反而可能誘發(fā)pa(CO2)水平偏低,一旦低于呼吸中樞驅(qū)動(dòng)閾值的下限則發(fā)生CSAS[14]。

本研究采用右心室前壁厚度小于6 mm量化右心結(jié)構(gòu)受損程度,采用TAPSE≥14 mm以及S′>11 cm/s量化右心收縮功能受損程度[15]。結(jié)果表明,右心衰陽(yáng)性病例均出現(xiàn)在右心結(jié)構(gòu)和功能輕度受損的患者,與上述推測(cè)相符。本研究創(chuàng)新性在于在檢測(cè)右心結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上,同時(shí)檢測(cè)更加敏感的反映右心功能的指標(biāo)TAPSE和S′, 但本研究中TAPSE和S′只提示了發(fā)病率差異存在,尚不能直接獲取ROC曲線,提示需要注意樣本量偏倚,需要更大樣本量再次進(jìn)行評(píng)估,才有可能獲取ROC。

綜上所述,低左心室EF相關(guān)的信號(hào)延遲可能并非心衰患者發(fā)生CSAS的核心因素,呼吸暫停的發(fā)生與因各種原因?qū)е碌牡蚿a(CO2)基線水平相關(guān)。對(duì)呼吸類型及相對(duì)低pa(CO2)基線水平的心衰患者需及時(shí)進(jìn)行睡眠監(jiān)測(cè),早期干預(yù)呼吸暫停,防止呼吸暫停進(jìn)一步惡化心衰狀況。本研究結(jié)果有待于進(jìn)行更大樣本量的多中心研究進(jìn)一步驗(yàn)證和發(fā)現(xiàn)右心衰睡眠呼吸暫停的相關(guān)因素。