Vnitřní lékařství 8/2020

PŮVODNÍ PRÁCE Vplyv ageizmu na správnosť indikácie antikoagulancií u seniorov s fibriláciou predsiení v práci kardiologickej ambulancie medzi rokmi 2012 a 2017 E10 | VNITŘNÍ LÉKAŘSTVÍ / Vnitř Lék 2020; 66(8): e5–e11 /  www.casopisvnitrnilekarstvi.cz alebo TIA boli paradoxne viac zastúpení v skupine s absenciou preskripcie warfarínu. Nízka preskripciawarfarínu u pacientov po CMP/TIA vminulosti v rokoch 2008–2009 pravdepodobne súvisela s nadmernou percepciou rizika krvácania po CMP ošetrujúcimi lekármi, čo je v konečnomdôsledku možné hodnotiť ako neprimeraný ageizmus. Naše výsledky boli v súlade s výsledkami zahraničných štúdií hodnotiacichpreskripciuwarfrínu aNOAK, v ktorých je výskyt iCMP v anamnéze pacienta významným prediktorom správnej preskripcie NOAK a warfarínu u chorých s FP v súčasnosti. Našou snahou bolo následne identifikovať tie rizikové znaky a faktory, ktoré na‑ vádzajú ošetrujúceho lekára k nesprávnej preskripcii resp. k nepreskripcii antritrombotika. Výsledky analýzy oboch našich súborov (2012 i 2017) ukázali, že v roku 2012 viedli k nepodaniuOAK tieto klinické charakteristiky pacienta: vysoký vek chorého, anamnéza výskytu mierneho krvácania, alebo príčina nebola zistiteľná (ageizmus). Podobné výsledky priniesla aj analýza údajov z roku 2017, kde príčinou nepodania bol ageizmus a skóre HASBLED. Ostatné faktory, vrátane fragility, nemali prediktívny charakter. Mortalitná analýza našich údajov ukázala, že ageizmus, tj. neodôvodnené nepodávanie indikovanej antikoagulačnej liečby, je významným faktorom spojenýmso vzostupomcelkovej mortality našich pacientov s FP. Výsledky analýzy potvrdili najvyššiu úmrtnosť u pacientov, u ktorých sa vyskytoval ageizmus, krvácanie amali vyšší rizikový index CHADS 2 . Prítomnosť fragility, vysokého veku, a ani ostatné sledované faktory sa neukázali byť štatisticky významnými prediktormi úmrtnosti (tab. 8). Pozitívny vplyv správne indiko‑ vanej antikoagulačnej terapie na mortalitu už ukázali metaanalýzy porov‑ návajúce warfarín s kyselinou salicylovou, a subanalýzy štúdie ARISTOTLE s apixabanom, no nie s ostatnými NOAK‑mi (10). Či takáto liečba zlepšuje mortalitu aj v populácii seniorov nie je známe, podobne nemáme údaje o vplyve ageizmu na mortalitu chorých s FP. Naša práca preukázala už na malom súbore pacientov význam správnej indikácie antikoagulačnej terapie. Nepodanie správnej lieč‑ by pacientom, ktorí sú pre tento typ terapie plne indikovaní vedie k zhoršeniu ich prognózy, k vzostupu úmrtnosti. Podobné výsledky prezentovala už spomínaná talianska štúdia Proiettiho et al (7). Títo autori počas 2-ročného sledovania dokázali, že ak sú chorí s FP liečení správne, pri dodržaní zásad a odporúčaní ESC, ich prežívanie je lepšie ako tej skupiny chorých, kde liečbe nebola vedená v súlade so závermi týchto odporúčaní. Negatívny význam nepodania indikovanej liečby sa v našej práci ukázal byť rovnako závažným rizikovým faktorom ako hodnoty CHADS 2 a HASBLED skóre. Pritom obe hodnoty týchto skóro‑ vacích systémov sú dnes akceptovanými prognostickými faktormi (3). Limitácie práce Na výsledky predkladanej práce môžu mať vplyv viaceré faktory. Sú to jednak faktory objektívne podmienené charakterom klinického sledovania súboru, veľkosťou a zložením sledovaného súboru i jeho heterogenitou. Naša práca je štúdiou retrospektívnou a unicentrickou. To ovplyvnilo výber vhodnej štatistickej metodiky mortalitnej analý‑ zy. Údaje boli získavané v jednom ambulantnom centre – privátnej kardiologickej ambulancii. Chorí boli sledovaní 3 lekármi pracujúcimi v tejto privátnej ambulancii, pričom pacient bol u konkrétneho lekára vyšetrený náhodne, nebol sledovaný stále tým istým odborníkom. Stupeň vedomostí každého z nich, postoj k starému človeku a sub‑ jektívne hodnotenie miery rizika spojené s podaním resp. s nepodaním antikoagulačnej terapie seniorovi mohol byť u každého lekára iný, čo mohlo mať vplyv na výsledok štúdie. Nepodanie antikoagulančej terapie pacientovi, ktorý spĺňal indikáciu na takúto liečbu bez písomného zdôvodnenia takéhoto postupu v dokumen‑ tácii sme v práci automaticky považovali za ageizmus. Vzhľadom k tomu, že u niektorých polymorbídnych starých a veľmi starých pacientovmohla byť rozvaha ošetrujúcich lekárov rozsiahlejšia, ako sú hlavné rizikové faktory krvácania resp. ostatné faktory sledované v práci. I časové dôvody podmi‑ enené prevádzkou ambulancie mohli viesť k chýbaniu takéhoto zápisu, i keď rozhodovací proces lekára bol vykonaný zodpovedne a adekvátne. Krehkosť sme u našich pacientov stanovovali pomocou tzv. fe‑ notypovej definície krehkosti publikovanej Friedovou et al (11). Táto metodika je známa a akceptovaná, no problematika krehkosti stále nie je plne doriešená. Niektorí autori používajú tzv. multifaktorovú dia‑ gnostiku krehkosti, ktorá využíva skórovacie systémy. Rôzne skórovacie systémy využívajú rôzne sledované parametre, ich počet sa výrazne líši (12, 13). Výsledkom je istá hodnota tzv. frailty indexu. Relatívne jednoduchý je tzv. frailty index, ktorý dobre koreluje s výsledkami získanými postupom Friedovej (14). Ak by sme využili diagnostiku pomocou týchto indexových metód, mohli by sa naše výsledky odlišovať od dosiahnutých. Mortalita bola vyhodnocovaná retrospektívne na konci sledované‑ ho obdobia. Nemocní boli vyšetrení na našej ambulancii kontinuálne v priebehu celého roku. To viedlo k rôzne dlhému follow up u každého z nich. V prípade, ak by follow up bolo u každého z nich rovnaké, mohli by byť výsledky mortalitnej analýzy modifikované. Pre konkrétnu for‑ mu nášho sledovania sme po porade s odborníkom štatistikom zvolili adekvátnu metodiku mortalitnej analýzy, a sme preto presvedčení, že naše výsledky sú neskreslené. Tab. 8.  Výsledky binárnej logistickej regresnej analýzy testujúcej možnosť predikovať úmrtnosť pacientov na základe a pri súčasnej kontrole vplyvu vybraných faktorov Prediktory Úmrtnosť ref.sk. por.sk. B SE Exp(B) p vek - - ,029 ,022 1,029 ,180 fragilita nie áno ,151 ,367 1,163 ,681 ageizmus nie áno 1,099 ,544 3,003 ,043 CMP nie áno -,226 ,387 ,797 ,558 krvácanie nie áno 1,238 ,412 3,450 ,003 ASA/clopi- dogrel nie áno -,415 ,529 ,660 ,432 CHADS 2 - - ,664 ,246 1,942 ,007 CHA 2 DS- 2 -VASc - - -,268 ,221 ,765 ,225 HASBLED - - ,134 ,239 1,144 ,574 Podanie OAK nie áno ,261 ,558 1,298 ,640 χ 2 (10) = 48.302*** R 2 (CS) =.085 R 2 (N) =.141 Ref.sk – referenčná skupina, por.sk. – porovnávané skupiny, B – neštandardizo- vaný regresný koeficient, SE – štandardná chyba B, Exp(B) – miera pravdepodob- nosti, R 2 (CS) – Cox a Snellov indikátor miery vysvetlenej variancie závislej preme- nnej modelu, R 2 (N) – Nagelkerkeho indikátor miery vysvetlenej variancie závis- lej premennej modelu. ns – štatisticky nesignifikantný výsledok, * p <.05, ** p<.01, *** p<.001