預激綜合征合并房顫的危險因素分析

王燕燕　章悅　耿慧　鐘遠

[摘 要] 目的：分析預激綜合征合并房顫的危險因素，為預激綜合征合并房顫的防治提供思路。方法：選取我院2014年8月至2016年2月收治的111例預激綜合征患者，按照其合并房顫情況，將合并房顫者納入房顫組，將未合并房顫者納入非房顫組，計算患者合并房顫率并比較兩組患者一般臨床資料，將存在統計學差異的因素納入Logistic多因素回歸分析，總結影響預激綜合征合并房顫的危險因素。結果：111例預激綜合征患者中，共有26例合并房顫，合并房顫率為23.42%。房顫組男性比例、既往有吸煙史比例及顯性房室旁路比例高于非房顫組，差異有統計學意義（P<0.05）。以是否發生房顫（是=1，否=0）為因變量，Logistic多因素回歸分析示，男性、顯性房室旁路為發生房顫的獨立危險因素。結論：男性、心臟電生理檢查示顯性房室旁路是導致預激綜合征合并房顫發生風險上升的危險因素，可據此早期評估患者房顫發生風險并予以及時干預。

[關鍵詞] 預激綜合征；房顫；危險因素；防治

中圖分類號：R541.7 文獻標識碼：A 文章編號：2095-5200（2017）01-051-03

DOI：10.11876/mimt201701020

預激綜合征是由房室傳導異常所致心室部分或全部提早興奮引發的心室肌預激變化，其中約有30%患者合并房顫，其發生機制與高頻率房室折返性心動過速、心房內傳導速度降低等病理生理改變有關[1-2]。預激綜合征合并房顫時，快速心房率經過顯性旁路激動心室，可造成快速心室率、室顫甚至心臟驟停、猝死[3]。因此，明確預激綜合征合并房顫的危險因素，對于房顫的早期防治與患者生存質量的改善均具有重要意義。為此，本研究選取111例患者進行了回顧性分析，現作報道如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料

選取我院2014年8月～2016年2月收治的111例預激綜合征患者，均經心電圖及心臟電生理檢查確診[4]，并接受射頻消融治療，排除臨床資料不完整或診斷不明確者。111例患者年齡60～78歲，平均年齡（69.15±12.64）歲，其中男65例，女46例，既往史：吸煙史38例，飲酒史34例；合并癥：高血壓24例，冠心病16例，糖尿病7例，高脂血癥29例。

1.2 分組方法

以射頻消融術中發生房顫或既往有房顫發作史為判斷標準，將合并房顫者納入房顫組，將未合并房顫者納入非房顫組。

1.3 研究及統計學方法

計算111例預激綜合征患者中房顫發生率，采用SPSS18.0進行分析，采用單因素分析，對兩組患者基線資料及心臟超聲、電生理檢查結果進行比較，將單因素分析中存在統計學差異的因素納入Logistic多因素回歸分析，總結影響預激綜合征合并房顫的危險因素并分析防治策略。其中，基線資料包括年齡、性別、既往史（吸煙史、飲酒史）、合并癥（高血壓、冠心病、糖尿病、高脂血癥）等，心臟超聲、電生理檢查結果包括左房直徑、左室舒張末期內徑、左室射血分數、房室旁路位置（左側/右側或）、房室旁路數目（單條/多條）、房室旁路特點（隱匿性/顯性）等[5]。

性別、既往史、合并癥等計數資料以（n/%）表示，并采用χ2檢驗，年齡、心臟超聲及電生理檢查結果等計量資料以（x±s）表示，滿足方差齊性則采用獨立樣本t檢驗，若方差不齊，則采用校正t檢驗，對影響預激綜合征合并房顫的危險因素進行Logistic多因素回歸分析，以P<0.05為有統計學意義。

2 結果

2.1 預激綜合征合并房顫發生率

111例預激綜合征患者中，共有26例合并房顫，合并房顫率為23.42%。

2.2 單因素分析

房顫組男性比例及既往有吸煙史比例高于非房顫組，差異有統計學意義（P<0.05），見表1。房顫組顯性房室旁路比例高于非房顫組，差異有統計學意義（P<0.05），見表2。

2.3 多因素分析

以是否發生房顫（是=1，否=0）為因變量，Logistic多因素回歸分析示，男性、顯性房室旁路為發生房顫的獨立危險因素（P<0.05），見表3。

表1 房顫組與非房顫組患者基線資料比較（n/%）

指標 房顫組（n=26） 非房顫組（n=85） P值

年齡（歲，x±s） 67.2±11.39 66.3±11.25 >0.05

性別 男 20（76.92） 45（52.94） <0.05

女 6（23.08） 40（47.06）

既往史 吸煙史 12（46.15） 26（30.58） <0.05

飲酒史 8（30.77） 26（30.58） >0.05

合并癥 高血壓 5（19.23） 19（22.35） >0.05

冠心病 3（11.54） 13（15.29） >0.05

糖尿病 1（3.85） 6（7.06） >0.05

高脂血癥 6（23.08） 23（27.06） >0.05

表2 房顫組與非房顫組患者心臟超聲、電生理檢查結果比較（n/%）

指標 房顫組

（n=26） 非房顫組

（n=85） P值

左房直徑（mm，x±s） 31.39±2.95 31.57±2.81 >0.05

左室舒張末期內徑（mm，x±s） 46.59±5.42 46.71±5.33 >0.05

左室射血分數（%，x±s） 54.71±6.35 54.80±6.42 >0.05

房室旁路數目 單條 24（92.31） 84（98.82） >0.05

多條 2（7.69） 1（1.18）

房室旁路位置 左側 20（76.92） 66（77.64） >0.05

右側 6（23.08） 19（22.36）

房室旁路特點 顯性 19（73.08） 30（35.29） <0.05

隱匿性 7（26.92） 55（64.71）

表3 影響預激綜合征合并房顫的多因素回歸分析結果

影響因素 β SE（β） Wald χ2值 P值 OR 95% CI

男性 3.396 1.052 10.421 0.000 29.844 3.797～234.609

吸煙史 0.229 0.184 1.549 0.289 1.257 0.877～1.803

顯性房室旁路 3.881 1.339 8.401 0.000 48.473 3.513～668.770

3 討論

預激綜合征患者具有較高的房顫發生風險，大量研究發現，經成功消融后，患者房顫癥狀可得到有效控制，但其具體機制尚不明確[6-8]。有學者認為，旁道在介導房顫發生中扮演了重要角色，其影響機制可能與旁道依賴的心房易損性與非旁道依賴的心房內在易損性有關[9]。若患者房顫癥狀未得到有效控制，持續性房顫可導致心房肌電重構、結構重構，使房顫失去轉復機會[10]。因此，在重視預激綜合征合并房顫早期診斷的同時，強調房顫的預防亦至關重要。

本研究選取111例預激綜合征患者進行了回顧分析，結果表明，合并房顫者高達23.42%，與Cain等[11]報道一致。既往有研究指出，年齡的增長往往伴隨著心房解剖結構的改變，故中老年人群有著更高的房顫發生風險[12-13]，但本研究結果示，兩組患者年齡構成比較，差異無統計學意義，說明預激綜合征患者房顫發生與否可能與年齡無明顯關聯。

本研究多因素回歸分析示，以是否發生房顫為因變量，男性、顯性房室旁路的影響因子具有統計學意義（P<0.05），說明男性患者及顯性房室旁路患者具有更高的合并房顫風險，其原因考慮為：（1）男性患者社會壓力較大、心理負擔較重，自主神經往往處于持續緊張狀態，這一狀態可能對心臟正常電生理特性造成影響，導致心房不應期縮短、房顫發生風險上升[14-15]；同時，雌激素的保護作用也在一定程度上降低了女性預激綜合征患者房顫發生風險。（2）快速心房率經顯性旁路激動心室可造成心室收縮提前、房室收縮協調性下降，進而誘導經旁路逆轉的心房激動落入心房易損期，造成房顫的發生、發展[16]。此外，本研究單因素分析示，房顫組既往有吸煙史比例高于非房顫組，但多因素分析并未證實吸煙史對合并房顫的影響，說明吸煙并非導致預激綜合征合并房顫的獨立危險因素，但煙草內有害物質對心臟動作電位的影響及興奮交感神經作用仍能夠在一定范圍內上調異位興奮點自律性[17]，并與其他因素共同發揮上調房顫發生風險作用，亦應予以重視。

隨著近年來預激綜合征合并房顫診斷技術的成熟，越來越多的患者可在房顫發生早期得到明確診斷，故應根據患者血流動力學狀態及時選擇合適的治療手段。對于血流動力學穩定的患者而言，采用普羅帕酮延長心房、心室及旁路不應期被認為對于房顫轉復具有較高價值[18]；若患者合并血流動力學不穩、心功能嚴重不全，應考慮心臟直流電復律，必要時可行經導管射頻消融房室旁路。

綜上所述，男性、顯性房室旁路是導致預激綜合征合并房顫的獨立危險因素，早期評估預激綜合征患者房顫發生風險、予以高度關注并實施科學診治，方為降低房顫發生風險、促進房顫轉復、改善患者預后質量的關鍵。

參 考 文 獻

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