Những yếu tố tiên lượng hậu quả chức năng trên các bệnh nhân nhồi máu não tại Bệnh viện Nhân Dân Gia Định từ 10/2006 đến 4/2007

NHỮNG YẾU TỐ TIÊN LƯỢNG HẬU QUẢ CHỨC NĂNG<br /> TRÊN CÁC BỆNH NHÂN NHỒI MÁU NÃO TẠI BỆNH VIỆN<br /> NHÂN DÂN GIA ĐỊNH TỪ 10/2006 ĐẾN 4/2007<br /> Phan Văn Mừng*, Lê Tự Phương Thảo*, Nguyễn Thị Kim Hường**, Nguyễn Đình Văn**<br /> TÓM TẮT<br /> Mục đích: xác định các yếu tố tiên lượng chức năng xấu ở bệnh nhân NMN.<br /> Phương pháp: Nghiên cứu bệnh chứng được thực hiện tại bệnh viện Nhân Dân Gia Định từ 10/2006 đến<br /> 4/2007. Chúng tôi khảo sát trên 71 bệnh nhân NMN cấp lần đầu trong vòng 24 giờ sau khởi phát. Trong đó, với<br /> điều trị cổ điển 22 bệnh nhân với kết cục xấu (Nhóm X: Barthel < 60 hoặc tử vong) và 49 bệnh nhân với kết cục<br /> tốt (Nhóm T: Barthel ≥ 60) dựa vào đánh giá chức năng sau 3 tháng được so sánh với nhau. Các yếu tố tiền sử,<br /> lâm sàng và cận lâm sàng được kiểm tra. Phân tích hồi quy đa biến logistic được sử dụng để xác định các yếu tố<br /> tiên lượng hậu quả của nhồi máu não cấp.<br /> Kết quả: Trên phân tích đơn biến nhóm X có tuổi cao hơn (p = 0,007), điểm đột quỵ của viện sức khoẻ quốc<br /> gia (NIHSS) cao hơn (p < 0,001), điểm Rankin hiệu chỉnh (mRS) cao hơn (p = 0,001). Tỷ lệ bệnh nhân bất<br /> thường điện tâm đồ trong nhóm X cũng cao hơn (p = 0,022). Trên phim chụp cắt lớp sọ não vùng tổn thương<br /> rộng được đánh giá bằng thang điểm ASPECTS cũng rộng hơn (p = 0,006). Kết quả của phân tích đa biến chỉ cho<br /> thấy tuổi ≥ 65 (p = 0,026) và NIHSS ≥ 16 (p < 0,001) là yếu tố tiên lượng độc lập hậu quả xấu.<br /> Kết luận: Tuổi và NIHSS của nhồi máu não trong 24 giờ sau khởi phát đột quỵ có giá trị tiên lượng hậu<br /> quả chức năng sau 3 tháng.<br /> Từ khóa: Đột quỵ tăng huyết áp, mạch máu<br /> ABSTRACT:<br /> <br /> PREDICTORS FOR THE OUTCOME OF ACUTE ISCHEMIC STROKE<br /> Nguyen Thi Kim Huong, Nguyen Dinh Van, Phan Van Mung, Le Tu Phuong Thao<br /> * Y Hoc TP. Ho Chi Minh * Vol. 13 – Supplement of No 6 - 2009: 52 - 58<br /> Objective: To investigate the predictors of bad prognosis in acute ischemic stroke.<br /> Methods: A nested case-control study was conducted at NDGD hospital from Oct 2006 to April 2007. 71<br /> first-ever ischemic stroke patients within 24 hours after onset were recruited in which 22 with bad outcome (B<br /> group, Barthel Index < 60 or death) and 49 with good outcome (G group, Barthel Index ≥ 60) under conventional<br /> therapy after 3-months checking were compared. Medical history, symptoms and laboratory indicators were<br /> examined. Multivariate logistic regression analysis was applied to investigate the predictors for outcome of acute<br /> ischemic stroke.<br /> Results: On univariate analysis, B group patients were significantly older (p = 0007), had higher score<br /> both in the National Institutes of Health Stroke Scale (NIHSS) (p < 0.001) and in the Modified Rankin Scale<br /> (mRS) (p = 0.001). The frequence of patients with abnormal Electrocardiography (ECG) was significantly<br /> higher in the B group (p = 0.022). On cranial CT at entry, infarct area as assessed by the Alberta Stroke<br /> Programme Early CT Score (ASPECTS) was significantly larger in the B group (p = 0.006). Multivariate<br /> analysis with logistic regression revealed age ≥ 65 years (p = 0.026), NIHSS ≥ 16 (p < 0.001) as independent<br /> predictors of bad prognosis.<br /> * Khoa Nội Thần kinh Bệnh Viện Nhân Dân Gia Định<br /> ** Đại học Y khoa Phạm Ngọc Thạch<br /> Địa chỉ liên lạc: TS Lê Tự Phương Thảo ĐT: 0908.227.845 Email: letuphuongthao@gmail.com<br /> <br /> 52<br /> <br /> Keywords: Stroke, hypertension, vasculair.<br /> Conclusions: Age and NIHSS are credible predictors for the 3-months functional outcome in acute ischemic<br /> stroke within 24 hours after stroke onset.<br /> Key words: Stroke, hypertension, vasculair.<br /> ĐẶTVẤNĐỀ<br /> Theo dữ liệu sơ bộ của ASA năm 2003(11), đột quỵ là nguyên nhân đứng hàng thứ 3 của tử vong<br /> (6,5%) sau bệnh tim (28%) và ung thư (22,7%). Trong các dạng đột qụy thì nhồi máu não là phổ<br /> biến nhất chiếm khoảng 70%. Trong khoảng 10 năm trở lại đây, vấn đề các yếu tố tiên lượng đã<br /> được nghiên cứu nhiều trên thế giới: thay đổi trị số huyết áp, tăng đường huyết, rối loạn lipid<br /> máu, sốt, thiếu sót thần kinh, rung nhĩ, hình ảnh tổn thương sớm trên chụp cắt lớp điện toán, kích<br /> thước ổ nhồi máu, dạng nhồi máu … Các nghiên cứu trên chỉ có tuổi, suy giảm ý thức, thiếu sót<br /> thần kinh thường thấy là yếu tố tiên lượng của mất chức năng. Còn các yếu tố khác thì có các kết<br /> luận mâu thuẫn. Trong đó có rất ít các nghiên cứu kết hợp lâm sàng và cận lâm sàng để đưa ra tiên<br /> lượng ở bệnh nhân đột quỵ nhồi máu não cấp, hầu hết các nghiên cứu lại là nghiên cứu hồi cứu và<br /> một số chỉ phân tích các yếu tố có tiềm năng tiên lượng trên lâm sàng bằng phân tích đơn biến. Ở<br /> nước ta, vấn đề tiên lượng cho nhồi máu não cũng được quan tâm.<br /> Chúng tôi thực hiện nghiên cứu này nhằm tìm ra các yếu tố giúp tiên lượng khả năng hồi phục<br /> sau 3 tháng của bệnh nhân nhồi máu não cấp, đặc biệt là các yếu tố dễ dàng đánh giá hay tiếp cận.<br /> Chúng tôi hy vọng một mô hình tiên lượng chính xác sẽ mang lại những ích lợi như: giúp hướng<br /> dẫn xử trí bệnh nhân (bệnh nhân tiên lượng tốt thì tránh các trị liệu nhiều nguy cơ như tiêu sợi<br /> huyết); tiên lượng tử vong, mất chức năng cho bệnh nhân; giúp chủ động trong việc chuẩn bị kế<br /> hoạch tập phục hồi chức năng và làm cơ sở cho các thử nghiệm lâm sàng về hiệu quả điều trị của<br /> thuốc trong nhồi máu não.<br /> ĐỐI TƯỢNG- PHƯƠNG PHÁPNGHIÊN CỨU<br /> Đây là một nghiên cứu Bệnh-Chứng Nested trên các bệnh nhân nhồi máu não lần đầu, có thời gian<br /> nhập bệnh viện Nhân Dân Gia Định từ tháng 10/2006 đến tháng 4/2007. Bệnh nhân được đưa vào<br /> nghiên cứu theo tiêu chuẩn sau:<br /> - Tiêu chuẩn chọn bệnh: Bệnh nhân > 18 tuổi, nhồi máu não lần đầu, đánh giá trong vòng 24 giờ<br /> đầu sau khởi phát đột quỵ, thang điểm Siriraj < -1 điểm.<br /> - Tiêu chuẩn loại trừ: có bệnh lý thần kinh, rối loạn tâm thần tồn tại trước đó, cơn thiếu máu não<br /> thoáng qua, xuất huyết não, mang thai, tử vong vì nguyên nhân khác không phải thần kinh (viêm<br /> phổi, nhồi máu cơ tim, suy thận, …).<br /> Các bệnh nhân nhập viện trong tình trạng đột quỵ phù hợp tiêu chí chọn mẫu đều được ghi nhận<br /> tiền sử và hoàn cảnh khởi phát. Việc thăm khám được tiến hành gồm: đo mạch, lấy huyết áp tâm thu<br /> trước khi dùng thuốc, đo thân nhiệt, khám thần kinh để đánh giá NIHSS rồi đánh giá thang điểm<br /> Rankin hiệu chỉnh (mRS) và ghi nhận kết quả xét nghiệm đường huyết, HbA1C (nếu có), Lipid máu,<br /> Homocystein; đọc kết quả điện tâm đồ và chụp cắt lớp điện toán (CCLĐT) không cản quang (ghi nhận<br /> có hay không có các dấu hiệu tổn thương sớm trên CCLĐT và mức độ tổn thương theo qui luật 1/3,<br /> đánh giá thang điểm ASPECTS).<br /> <br /> 53<br /> <br /> Tất cả các phân tích thống kê được thực hiện với SPSS 11.5. Các biến độc lập được mô tả<br /> tuỳ theo đặt tính của từng biến, phân tích đơn biến kiểm tra mối liên hệ giữa hậu quả và các<br /> biến độc lập (phép kiểm χ2 hay Fisher cho biến định tính, students T test cho biến định<br /> lượng). Những biến được chọn vào phân tích hồi quy đa biến logistic nếu giá trị p trong<br /> phân tích đơn biến thấp hơn 0,25 hoặc là những biến được xác nhận là có ý nghĩa sinh học<br /> (theo phương pháp của Hosmer và Lemeshow)(4). Likelihood ratio test được sử dụng để<br /> quyết định biến số nào sẽ được giữ lại trong mô hình hồi qui, bằng phương pháp stepwise,<br /> giá trị p mặc định cho đưa biến vào là 0,15 và loại biến ra là 0,20. Cuối cùng tất cả các tương<br /> tác 2 chiều giữa các biến còn lại sẽ được kiểm tra và giữ nếu p ≤0,05. Cho mô hình cuối cùng,<br /> OR = ebi với khoảng tin cậy 95% cho tất cả các tham số được tính. Mô hình tiên đoán sau khi<br /> được xây dựng sẽ được kiểm tra tính thích hợp bằng phép kiểm Hosmer-Lemeshow<br /> goodness of fit, cũng như đường cong ROC.<br /> KẾTQUẢ<br /> Tổng cộng có 71 ca được đưa vào mẫu nghiên cứu, trong đó nhóm tiên lượng xấu<br /> (Nhóm X: BI < 60 hoặc tử vong) là 22 người (31%) gồm tử vong 11 ca (15,5%) và kém hồi<br /> phục chức năng (BI 7 5<br /> <br /> Biểu đồ phân bố giới tính theo lớp tuổi<br /> Theo biểu trên nam giới chiếm nhiều hơn nữ giới ở mọi lứa tuổi, ngoại trừ lớp tuổi trên<br /> 75. Lứa tuổi thường gặp tai biến ở nam là 50-64 tuổi, nữ giới trẻ tuổi thường ít gặp tai biến<br /> và tập trung chủ yếu sau 65 tuổi.<br /> <br /> Phân tích đơn biến<br /> Bảng 1 và 2 mô tả đặc điểm các biến số khảo sát và trình bày sự tương quan giữa các dữ<br /> liệu khai thác bệnh sử, lâm sàng, cận lâm sàng với kết quả về mặt chức năng của bệnh nhân<br /> sau 3 tháng chỉ với điều trị cơ bản (không sử dụng tiêu sợi huyết).<br /> Bảng 1: Các dữ liệu cơ bản và sự liên hệ với hậu quả chức năng<br /> Hậu quả chức năng<br /> Dữ liệu cơ bản<br /> Số BN<br /> Tuổi<br /> <br /> 71<br /> 65,03 ±<br /> <br /> n(%) / X ± SD<br /> Nhóm X<br /> Nhóm T<br /> 22 (31%) 49 (69%)<br /> 73,27 ±<br /> 61,33 ±<br /> <br /> p<br /> <br /> 0,001<br /> <br /> 54<br /> <br /> Nữ<br /> Nam<br /> Tăng huyết<br /> áp<br /> Đái tháo<br /> ñường<br /> Rối loạn<br /> Lipid<br /> Bệnh tim<br /> Tập thể dục<br /> Hút thuốc lá<br /> Uống rượu<br /> TBMMN<br /> THA<br /> ĐTĐ<br /> Đang ngủ/<br /> vừa thức.<br /> Nghỉ ngơi<br /> Làm việc<br /> gắng sức<br /> Có stress<br /> tâm lý<br /> Kháng sinh<br /> < 1 tháng<br /> <br /> 14,39<br /> 13,28<br /> 13,56<br /> 30 (42,3%) 12 (54,5%) 18 (36,7%)<br /> 41 (57,7%) 10 (45,5%) 31 (63,3%)<br /> Tiền sử bản thân<br /> <br /> 0,160<br /> <br /> 51 (71,8%) 18 (81,8%) 33 (67,3%) 0,210<br /> 8 (11,3%)<br /> <br /> 4 (18,2%)<br /> <br /> 4 (8,2%)<br /> <br /> 0,243<br /> <br /> 5 (7%)<br /> <br /> 1 (4,5%)<br /> <br /> 4 (8,2%)<br /> <br /> 0,504<br /> <br /> 7 (9,9%)<br /> 5 (22,7%) 2 (4,1%)<br /> 40 (56,3%) 16 (72,7%) 24 (49,0%)<br /> 29 (40,8%) 8 (36,4%) 21 (42,9%)<br /> 19 (26,8%) 3 (13,6%) 16 (32,7%)<br /> Tiền sử gia ñình<br /> 12 (16,9%) 5 (22,7%) 7 (14,3%)<br /> 13 (18,3%) 5 (22,7%) 8 (16,3%)<br /> 9 (12,7%) 3 (13,6%) 6 (12,2%)<br /> Hoàn cảnh khởi phát<br /> <br /> 0,026<br /> 0,062<br /> 0,607<br /> 0,094<br /> 0,459<br /> 0,524<br /> 1,000<br /> <br /> 24 (33,8%) 10 (45,5%) 14 (28,6%)<br /> 0,222<br /> <br /> 29 (40,8%) 9 (40,9%)<br /> <br /> 20 (40,8%)<br /> <br /> 18 (25,4%) 3 (13,6%)<br /> <br /> 15 (30,6%)<br /> <br /> 9 (12,7%)<br /> <br /> 3 (13,6%)<br /> <br /> 6 (12,2%)<br /> <br /> 1,000<br /> <br /> 7 (9,9%)<br /> <br /> 3 (13,6%)<br /> <br /> 4 (8,2%)<br /> <br /> 0,669<br /> <br /> Bảng 2: Lâm sàng, cận lâm sàng và sự liên hệ với hậu quả chức năng<br /> <br /> Mạch<br /> Huyết áp trung bình<br /> Nhiệt ñộ<br /> Điểm NIHSS<br /> Điểm mRS<br /> Đường huyết<br /> (mmol/l)<br /> Cholesterol (mmol/l)<br /> LDLc<br /> HDLc<br /> Triglyceride<br /> ASPECTS<br /> Luật 1/3<br /> ≥ 33%<br /> Bất thường ECG<br /> <br /> Nhóm X<br /> <br /> Nhóm T<br /> <br /> X ± SD<br /> <br /> X ± SD<br /> <br /> Dấu hiệu thực thể<br /> 82,91 ± 9,68 86,73 ± 10,01<br /> 11,061 ± 1,47 11,109 ± 1,73<br /> 37,23 ± 0,53 37,10 ± 0,30<br /> 18,22 ± 6,93 8,14 ± 4,68<br /> 4,36 ± 0,85<br /> 3,04 ± 1,14<br /> Cận lâm sàng<br /> <br /> P<br /> <br /> 0,137<br /> 0,910<br /> 0,292<br /> 0,000<br /> 0,000<br /> <br /> 6,83 ± 3,81<br /> <br /> 6,00 ± 3,31<br /> <br /> 0,363<br /> <br /> 5,02 ± 1,15<br /> 3,23 ± 1,00<br /> 0,98 ± 0,18<br /> 1,89 ± 0,96<br /> 6,55 ± 3,33<br /> <br /> 5,19 ± 1,25<br /> 3,14 ± 0,86<br /> 1,08 ± 0,32<br /> 2,17 ± 1,42<br /> 8,71 ± 1,24<br /> <br /> 0,595<br /> 0,725<br /> 0,092<br /> 0,410<br /> 0,007<br /> <br /> 8 (36,4%)<br /> <br /> 7 (14,3%)<br /> <br /> 0,109<br /> <br /> 8 (36,4%)<br /> <br /> 6 (36,4%)<br /> <br /> 0,022<br /> <br /> Ở mức độ phân tích đơn biến, nghiên cứu này chỉ ghi nhận các yếu tố tuổi (p = 0,001),<br /> bệnh tim (p = 0,026), thiếu hụt thần kinh đánh giá bằng thang điểm NIHSS (p=0,000_ và mất<br /> <br /> 55<br /> <br /> chức năng đánh giá bằng thang điểm mRS (p = 0,000) và mức độ tổn thương đánh giá trên<br /> CT dựa vào thang điểm ASPECT (p=0,007) là có tiềm năng dự đoán kết cục.<br /> <br /> Phân tích đa biến<br /> Tất cả các biến độc lập nếu là liên tục đều được phân loại lại trước khi đưa vào phân tích<br /> đa biến. Có 11 biến khi xét tương quan với hậu quả có ngưỡng ý nghĩa p ≤ 0,25; tần số quan<br /> sát không quá thấp được đưa vào lựa chọn. Riêng các biến định lượng chúng tôi chọn điểm<br /> cắt là giá trị trung bình và chuyển thành biến định tính để đưa vào phân tích. Các biến dưa<br /> vào phân tích hồi qui logistic bao gồm: tuổi, giới, tiền sử tăng huyết áp, thói quen tập thể<br /> dục, uống rượu, hoàn cảnh khởi phát, điểm NIHSS, điểm mRS, bất thường điện tâm đồ, qui<br /> luật 1/3 động mạch não giữa và điểm ASPECTS.<br /> Bảng 3 mô tả kết quả phân tích đa biến, trong đó sau khi hiệu chỉnh các yếu tố khác chỉ<br /> có 3 yếu tố còn được giữ lại trong mô hình để tiên đoán hậu quả xấu sau 3 tháng đó là:<br /> - Tuổi: ORhc = 6,64; (1,25-35,74)<br /> - NIHSS (ORhc = 18,95; (4,12-85,5)<br /> - ECG bất thường (p=0,084, không ý nghĩa).<br /> Bảng 3: Kết quả phân tích đa biến<br /> Biến – Giá Hậu quả Hậu quả<br /> P<br /> 2<br /> trị<br /> xấu<br /> tốt<br /> (χ<br /> χ<br /> (n = 22) (n = 49) test)<br /> Tuổi ≥ 65<br /> 18<br /> 24 (49%) 0,007<br /> (81,8%)<br /> Giới Nữ<br /> 12<br /> 18<br /> 0,161<br /> (54,5%) (36,7%)<br /> Tăng huyết<br /> 18<br /> 33<br /> 0,210<br /> áp<br /> (81,8%) (67,3%)<br /> Tập thể dục<br /> 16<br /> 24<br /> 0,062<br /> (72,7%) (49,0%)<br /> Uống rượu<br /> 3<br /> 16<br /> 0,081<br /> (13,6%) (32,7%)<br /> NIHSS ≥ 16<br /> 13<br /> 6 (12,2%) 0,000<br /> (68,4%)<br /> mRS> 3<br /> 18<br /> 19<br /> 0,001<br /> (81,8%) (38,8%)<br /> ECG bất<br /> 8<br /> 6<br /> 0,022<br /> thường (36,4%) (12,24%)<br /> Qui luật 1/3<br /> 8<br /> 7 (14,3%) 0,109<br /> > 33%<br /> (36,4%)<br /> ASPECTS<br /> 7<br /> 10<br /> 0,006<br /> ≤7<br /> (36,8%) (20,4%)<br /> <br /> ORhc KTC9<br /> P<br /> 5%) (Wald<br /> test)<br /> 6,69 1,25 – 0,026<br /> 35,74<br /> <br /> 18,9 4,12 – 0,000<br /> 5 85,51<br /> <br /> 3,96 0,83 – 0,084*<br /> 18,91<br /> <br /> Chúng tôi kiểm tra tính thích hợp của mô hình bằng phép kiểm Hosmer-Lemeshow<br /> goodness of fit và diện tích dưới đường cong ROC. Diện tích dưới đường cong = 0,867;<br /> p