Личный кабинет
Изменить профиль
Документы пациентов
История платежей
Связяться с поддержкой
Click to order
Total: 
Ваше имя
Ваш Email
Ваш телефон

Индекс массы тела и смертность среди взрослых со впервые выявленным инфарктом миокарда

Лайла Аль-Шаар; Янпин Ли; Эрик Б. Римм; Джоанн Э. Мэнсон; Бернард Роснер; Фрэнк Б. Ху; Мейр Дж. Стемпфер; Уолтер К. Уиллет
Am J Epidemiol. 2021;190(10):2019-2028.

Аннотация и введение
Аннотация
Связь между индексом массы тела (ИМТ; вес (кг)/рост (м)2) и смертность среди перенесших инфаркт миокарда (ИМ) до конца не изучена. Мы изучили связь между ИМТ до и после ИМ и изменение веса вместе со смертностью по любой причине среди когорт участников исследования Nurses' Health (1980–2016) и наблюдательного исследования Health Professionals (1988–2016). В период наблюдения вплоть до 36 лет, мы фиксировали данные по 4856 участникам со впервые выявленным не смертельным ИМ, из которых 2407 умерли в период наблюдения. Для пред-ИМ и пост-ИМ ИМТ, избыточный вес не был связан с меньшей частотой смертности. Ожирение (ИМТ ≥30) было связано с повышенным риском смерти. По сравнению с участниками с пост-ИМ ИМТ равным 22.5–24.9, отношение рисков было 1.16 (95% доверительный интервал (ДИ): 1.01, 1.34) для ИМТ 30.0–34.9 и 1.52 (95% ДИ: 1.27, 1.83) для ИМТ ≥35.0 (P для тенденции < 0.001). По сравнению со стабильным весом начиная с момента до ИМ и после ИМ, снижение на более чем 4 единицы ИМТ было связано с повышенной смертностью (отношение рисков = 1.53, 95%: ДИ: 1.28, 1.83). Такое повышение наблюдалось только среди участников, которые потеряли вес без повышения физической активности или диеты. Наши выводы не показывают пользы по выживаемости от избыточного веса в отношении риска смерти. Потеря веса с момента до и после ИМ без улучшения образа жизни может указывать на обратную связь и нарастание степени болезни.
Введение
От ожирения страдает около 40% взрослой популяции США[1]; это одна из главных причин преждевременной болезненности и смертности.[2] Очевидное преимущество в выживаемости, называемое парадокс ожирения, было проанализировано среди пациентов с избытком веса и ожирением с сердечной недостаточностью,[3] инфарктом миокарда (ИМ),[4] гипертензией,[5] диабетом 2 типа,[6] и терминальной стадией почечной недостаточности.[3] Тем не менее, большинство проведенных исследований ограничены небольшим размером выборки,[7] коротким периодом наблюдения,[7–10] нехваткой информации по намеренности изменения веса,[11] или неполной корректировки по диете, физической активности и курению.[4,7,8] Потенциально неполный контроль за существующими заболеваниями и степенью заболевания[12] поднимают другие вопросы – о противоречиях обратной связи, в то время как потеря веса из-за наличия болезни может влиять на связь между весом и смертностью.[12–14]
Чтобы устранить эти ограничения, мы провели подробный анализ по оценке связи между индексом массы тела (ИМТ; вес (кг)/рост (м)2), измеренным до и после диагностики ИМ, и долгосрочной смертностью среди перенесших ИМ участников в 2 крупных перспективных когортных исследованиях в США.[9] Ранее мы продемонстрировали сильную положительную монотонную связь между ИМТ и наличием ИМ в этих когортах.[15]
Методы
Популяция исследования
Исследование Nurses' Health Study (NHS) было начато в 1976 году со включением 121700 американских женщин-медсестер в возрасте 30–55 лет. Наблюдательное исследование Health Professionals (HPFS) было начато в 1986 году, с участием 51529 американских мужчин-работников сферы здравоохранения в возрасте 40–75 лет. Опросники рассылались по почте раз в два года, чтобы собрать информацию о медицинском статусе, образе жизни, и других связанных со здоровьем состояниях.[6,16,17]
Из 45363 мужчин и 116618 женщин, не болеющих раком или сердечно-сосудистыми заболеваниями (ССЗ) на момент набора, мы включили тех участников, у которых был впервые выявленный не смертельный ИМ в период между 30 июня 1980 и 30 июня 2012, для NHS (n = 4,254) и в период между 31 января 1988 и 31 января 2010, для HPFS (n = 2,502), которые выжили до конца 2-летнего периода наблюдения, в который и произошел инфаркт. Также, мы исключили пациентов с диагностированным раком (n = 415 в NHS и n = 170 в HPFS) или инсультом (n = 245 в NHS и n = 48 в HPFS) до диагностики ИМ. Также, мы исключили участников с недостаточным весом (ИМТ <18.5) на исходном уровне (n = 35 в NHS и n = 5 в HPFS); и участников с отсутствующими значениями ИМТ в последнем опроснике до ИМ (n = 8 в NHS и n = 9 в HPFS) и/или первом опроснике после ИМ (n = 603 в NHS и n = 362 в HPFS). После исключения по одной или более причинам, итого 4856 приемлемых участников наблюдались до 2016 года (см. Рисунок 1, по ссылке https://doi.org/10.1093/aje/kwab126).
От всех участников было получено информированное согласие. Протокол исследования был утвержден экспертной комиссией клиники Brigham and Women's и школой общественного здравоохранения Harvard T.H. Chan.
Уточнение ИМ. ИМ изначально отмечен со слов пациента, и подтвержден медицинскими документами с симптомами и другими диагностическими ЭКГ изменениями или повышенным уровнем кардио-специфичных энзимов.[9] Медицинские документы были проверены врачами слепым методом – врачи не осведомлены о статусе воздействия участников. У участников с недоступными медицинскими картами, диагноз считался возможным, если был подтверждён телефонным интервью или другой дополнительной информацией.
Уточнение смертности. Смерти были определены поиском по метрическим журналам, Национальному индексу смертей, и отчетам ближайших родственников или почтовой службы.[18] Сердечно-сосудистая смертность включала фатальный ИМ, фатальный инсульт, и сердечно-сосудистое заболевание, подтвержденное анализом свидетельств о смерти, медицинскими картами, или отчетами о вскрытии.
Уточнение ИМТ. Вес, со слов пациента, отмечался каждые 2 года и был предварительно подтвержден путем сравнения с весом, измеренным фельдшером (коэффициент корреляции Спирмена = 0.97 для обеих когорт; средняя разница = −1.5 кг для NHS и –1.06 кг для HPFS).[19] ИМТ до ИМ был рассчитан по самому последнему опроснику, сданному до диагностики ИМ. ИМТ после ИМ был рассчитан по первому опроснику, сданному после сообщения о диагнозе ИМ. В этой статье, мы использовали ИМТ как меру ожирения, т.к. он сильно коррелирует с жировыми отложениями, оценёнными по толщине кожного покрова, денситометрии, и двухэнергетической рентгеновской абсорбциометрии[20–22] и также предсказывает маркеры ожирения, такие как уровень триглицерида в крови, артериальное давление, и концентрация глюкозы натощак.[21–23]
Оценка независимых переменных. Возраст, раса/этническая принадлежность, семейный статус (в браке/не в браке), и семейная история диабета, ИМ, и рак, в дополнение к индексу качества питания (в квинтилях) и физическая активность (≤0.4, 0.5–1.9, 2.0–3.4, 3.5–5.4, или ≥5.5 часов/неделю), использовались при многомерной коррекции. Информация о питании была получена из утвержденных опросников по частоте приема пищи, проводимых каждые 4 года.[24,25] Качество диеты была оценено при помощи индекса чередования здорового питания 2010;[26] значения по шкале индекса варьировались от 0 до 110, более высокие значения указывали на более здоровое питание. Физическая активность отмечена как средняя продолжительность времени, уделенного в прошлом году умеренной либо сильной рекреационной нагрузке, и варьируется от нуля до ≥11 часов/неделю. Активность по словам пациента также была подтверждена в подробных вспомогательных исследованиях.[27,28] Многомерные скорректированные модели также учитывали потребление алкоголя (0, 0.1–4.9, 5.0–14.9, 15–29.9, или ≥30.0 г/день), курение табака (не курит, бросил, курит 1–14, 15–24, или ≥25 сигарет/день, либо нет данных), статус менопаузы и гормональная терапия при менопаузе (для NHS), и прием аспирина. Чтобы учитывать изменения в медицинской терапии ИМ у участников, мы включили индикаторные переменные, чтобы показать временной период диагностики ИМ.
Диабет, гипертензия, гиперхолестеринемия, и прием соответствующих препаратов (антидиабетические, анти-гипертензивные, и понижающие холестерин, соответственно (да, нет)) были включены в анализ чувствительности, так как эти переменные скорее всего лежат в основе усугубления ИМТ и ведут к смертности, а также способны ослаблять истинную связь между ИМТ и смертностью.
Статистический анализ
Отношение рисков и 95% доверительный интервал были определены при помощи модели пропорциональных рисков Кокса, где месяцы с возврата первого опросника после диагноза ИМ являются временной шкалой. Человеко-часы были рассчитаны с момента возврата первого опросника до смерти или конца периода наблюдения, в зависимости от того, что произошло раньше. Модели были стратифицированы по времени с момента диагноза ИМ. Данные были получены за 14 месяцев до и через 35 месяцев после диагноза ИМ, в среднем. ИМТ был классифицирован как 18.5–22.4 (худощавый), 22.5–24.9 (нормальный), 25.0–27.49 (полный группа I), 27.5–29.9 (полный группа II), 30.0–34.9 (ожирение группа I), и ≥35 (ожирение группа II). Изменения веса от момента до ИМ и после ИМ (в единицах ИМТ) были классифицированы как потеря >4, 2–4, или <2 (норма) единиц или набор 0.1–2 или >2 единиц. Мы старались, чтобы эти категории были как можно детальнее, при анализе их клинической значимости; и чтобы было достаточно участников в каждой категории. Таблица 1 показывает эквивалентные изменения веса (в килограммах) по этим категориям изменений ИМТ среди участников среднего роста. Временная разница между двумя самостоятельными измерениями ИМТ (до и после диагноза ИМ) составила 4 года, в среднем, в обеих когортах (4 (стандартное отклонение, 0.4) года в HPFS и 4 (стандартное отклонение, 0.5) года в NHS).
Многомерные модели были настроены отдельно для мужчин и женщин; неоднородность отношения рисков по полу была оценена при помощи Q статистики Кокрейна. Оценка отношения рисков у 2 когорт была сложена как среднее значение, взвешенное по обратной вариабельности коэффициентов. Что касается оценки когорт-специфичного отношения рисков из главных анализов, результаты представлены в веб-материале.
Так как участников не спрашивали о намеренной потере веса в опроснике, проводимом раз в два года, и информация не может быть точно подтверждена, мы объединили данные по изменениям физической активности и/или качеству питания до момента диагноза ИМ и после. Снижение веса без повышения минимум на 1 квинтиль качества диеты или количества часов умеренно-сильной нагрузки считалось непреднамеренной потерей веса. Анализ подгрупп был проведен среди пациентов с доступными данными по этой составной переменной и включенным случаям, диагностированным вплоть до 2008 года, для обеих когорт. Изменение эффекта по возрасту при диагностике (< 65 лет или ≥ 65 лет) и статусу курения (не курит, курил) было проверено после включения множительных условий для взаимодействия между постоянной переменной ИМТ и каждой из бинарных переменных в главной модели. Изменение эффекта по полу было проверено после обобщения данных из обеих когорт и добавления условия для взаимодействия между полом и постоянной переменной ИМТ.
Чтобы учитывать степень ИМ, мы также сделали поправку в анализе чувствительности на другие клинические данные, которые были собраны при госпитализации и были доступны для выборки участников HPFS (n = 1,430): пиковый уровень кардио-энзимов (выше чем средний уровень пикового тропонина при госпитализации или сердечная фракция креатинкиназы), дисфункция фракции выброса левого желудочка (фракция выброса <50%), или ИМ с повышением сегмента ST, в дополнение к сердечной недостаточности при госпитализации.
Для анализа линейных трендов, средние значения ИМТ в каждой категории ИМТ были смоделированы как постоянная переменная. Наличие нелинейных трендов было изучено при помощи критериев отношения подобия в ограниченных кубических сплайнах. Во избежание возможного искажения от пропущенных участников (которые не выжили до первого цикла опроса после своего диагноза ИМ, или у которых отсутствовали данные ИМТ в опроснике после ИМ), мы провели анализ чувствительности, чтобы изучить связь между пред-диагностическим ИМТ и смертностью, при помощи значений пред-диагностического ИМТ и начала наблюдения с момента диагноза ИМ. Таким образом, в этом анализе мы добавили к начальным участникам выборки тех, кто умер до прохождения опроса (тем самым включая фатальную ишемическую болезнь сердца (ИБС) и внезапную сердечную смерть).
Допуская ошибку первого рода в 5%, было более чем 99% возможности статистически определить отношение рисков минимальной смертности в 1.25, путем сравнения участников с избыточным весом и с нормальным ИМТ. Данные были проанализированы в программе SAS, версия 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, Северная Каролина) на 2-конечном α уровне в 0.05.

Результаты
Участники исследования
Итого в анализ были включены 4856 (2948 NHS и 1908 HPFS) участников со впервые выявленным не смертельным ИМ, средний возраст на момент диагноза ИМ - 66 лет (диапазон 40–91 лет в HPFS и 38–89 лет в NHS). Исходные характеристики участников, классифицированные по ИМТ до ИМ, представлены вместе в Таблице 1 и по когортам в онлайн таблицах 2 и 3. У участников с избыточным весом (ИМТ ≥30) был наименьший уровень физической активности и наименьшее потребление алкоголя среди всех. У участников с избыточным весом и ожирением чаще встречался диабет, гипертензия, и гиперхолестеринемия. Наличие в семейной истории диабета или ИМ чаще встречалось у женщин с избыточным весом, чем у более стройных участников. Участники с наименьшим ИМТ (ИМТ 18.5–22.5) чаще были активными курильщиками в обеих когортах.
Повышенный ИМТ до ИМ был связан с усиленной потерей веса с момента до ИМ после ИМ в каждой когорте (онлайн таблицы 4–6). Шестьдесят три процента активных курильщиков бросили курить после постановки им диагноза. Частота курения среди стройных участников уменьшилась от 29% до 12% после ИМ.
Смертность по любой причине и ССЗ
Мы зафиксировали 2407 смертей по любой причине (912 смертей в HPFS и 1495 в NHS) и 976 смертей от ССЗ (405 ССЗ смертей в HPFS и 571 в NHS) за период наблюдения в среднем 12,6 лет после первого опросника после ИМ (или в среднем 13,5 лет после диагноза ИМ). Необработанная кривая выживания, показывающая дожитие по разным категориям ИМТ, была смоделирована для каждой когортыt (онлайн рисунок 2).
Нелинейная J-образная связь между ИМТ (до и после ИМ) и смертностью по любой причине была изучена среди всех перенесших ИМ (P = 0.008 для нелинейности) (Рисунки 1A и 1C для комбинированной когорты; см. онлайн таблицу 7 и онлайн рисунки 3 и 4 для когорт-специфичных оценок). По сравнению с участниками с ИМТ после ИМ 22.5–24.9 (стандарт), у людей с категорией наименьшего ИМТ (ИМТ 18.5–22.4) была погранично-значимая повышенная смертность по любой причине (отношение рисков (ОР) = 1.14, 95% доверительный интервал (ДИ): 1.00, 1.30), как и у людей с ИМТ 30–34.9 (ОР = 1.16, 95% ДИ: 1.01, 1.34). Эта связь имела одинаковую тенденцию, но не была значимой в каждой из двух когорт. Участники с ИМТ ≥35 были подвержены наибольшему риску смерти (ОР = 1.52, 95% ДИ: 1.27, 1.83) по сравнению с участниками с нормальным весом, и при объединении когорт, и при отдельном изучении. J-образный тренд также проявлялся между ИМТ до ИМ и смертностью по любой причине (P < 0.001 для нелинейности) (Рисунок 1A; см. онлайн таблицу 7 и онлайн Рисунки 3 и 4 для когорт-специфичной оценки). Наблюдалась аналогичная связь с ССЗ смертностью (Рисунки 1B и 1D; см. онлайн таблицу 7 и онлайн рисунки 3 и 4 для когорт-специфичной оценки). Повышенный ИМТ после ИМ был связан с повышенным риском смерти по любой причине и ССЗ смертностью в обеих когортах; при этом связь была прочнее в HPFS, чем в NHS, кроме категории ИМТ ≥35, где было только 6 случаев смерти ССЗ среди 44 участников (онлайн таблица 7).
Рисунок 1.
Отношение рисков (HR) для смерти по любой причине и от сердечно-сосудистых заболеваний (ССЗ) согласно индексу массы тела (ИМТ; вес (кг)/рост (м)2) до и после инфаркта миокарда (ИМ) среди когорт участников в исследовании Nurses' Health (1980–2016) и наблюдательном исследовании Health Professionals (1988–2016) со впервые выявленным ИМ (n = 4,856), США.

Данные были получены за 14 месяцев до и через 35 месяцев после диагноза ИМ, в среднем. Общее число смертей 2407, из них 976 по причине ССЗ. Панели A и B показывают связь между ИМТ до ИМ и смертностью по любой причине (A) и ССЗ (B); панели C и D показывают связь между ИМТ после ИМ и смертностью по любой причине (C) и ССЗ (D); панели E и F показывают связь между изменением ИМТ и смертностью по любой причине (E) и ССЗ (F). Модели скорректированы по времени с начала ИМ; возраста при диагностике; европеоидной расе/этнической принадлежности; семейному положению; семейной истории ИМ, диабету, и раку; году диагноза ИМ; физической активности; значению по шкале переменного здорового питания; курению; потреблению алкоголя; приему аспирина; и статусу менопаузы и заместительной гормональной терапии (только у женщин). Модели с использованием данных после ИМ также были скорректированы по наличию рака и инсульта. Модели, оценивающие изменение ИМТ, также были скорректированы по измерениям ИМТ до ИМ. При тестировании линейности и нелинейности, P значения были следующими: A) P для тренда < 0.001 и P для нелинейности < 0.001; B) P для тренда < 0.001 и P для нелинейности > 0.05; C) P для тренда = 0.004 и P для нелинейности = 0.008; D) P для тренда = 0.04 и P для нелинейности > 0.05; E) P для тренда < 0.001 и P для нелинейности < 0.001; F) P для тренда < 0.001 и P для нелинейности = 0.004. ОР были смоделированы по логарифмической шкале. Панели показывают доверительный интервал 95%.
После включения гипертензии, диабета, и гиперхолестеринемии и их соответствующих препаратов в модели, что может способствовать связи между ИМТ и ССЗ смертностью, связь ослабела (онлайн таблица 8).
По сравнению со стабильным весом (снижение ИМТ на <2 единицы), потеря веса была связана с повышенной смертностью по любой причине (для потери 2–4 ИМТ единиц, ОР = 1.27 (95% ДИ: 1.12, 1.45), и для потери >4 ИМТ единиц, ОР = 1.53 (95% ДИ: 1.28, 1.83); см. Рисунок 1E, и онлайн таблицу 9 для результатов комбинированной и отдельной когорты). Аналогичным образом, потеря веса была связана с ССЗ смертностью (Рисунок 1F, онлайн таблица 9). Эта связь была одинаковой в обеих когортах, при этом более сильная связь между потерей веса >4 ИМТ единицы и ССЗ смертностью наблюдалась среди участников NHS (ОР = 1.63 (95% ДИ: 1.20, 2.23) в NHS против ОР = 1.40 (95% ДИ: 0.74, 2.62) в HPFS, где было только 55 участников в этой подгруппе).
Связь между потерей веса и смертностью была прочнее среди участников с ИМТ до ИМ менее 25 (ОР = 2.45, 95% ДИ = 1.55, 3.87; онлайн таблица 10). После учёта изменений веса, высокий ИМТ до ИМ так же был связан с повышенным риском смерти, по сравнению с группой нормального веса (онлайн рисунок 5).
После дальнейшей поправки на степень заболевания, в подгруппе перенесших ИМ в когорте HPFS (n = 1,430), тенденция связи ИМТ после ИМ и изменений ИМТ со смертностью по любой причине и ССЗ была сопоставима (онлайн таблица 11).
Мотивируя тем, что краткосрочная потеря веса в > 2 ИМТ единиц может быть следствием ИМ (обратная связь), мы провели анализ чувствительности после исключения участников с потерей веса более 2 ИМТ единиц, с момента до ИМ и после диагноза ИМ. Итого было проанализировано 3996 пациентов с 1926 смертями по разными причинам и 758 смертями ССЗ. J-образная связь оставалась значимой (P < 0.001 для нелинейности), но связь ИМТ после ИМ со смертностью по любой причине становилась прочнее у тех, чей ИМТ был ≥30 по сравнению с участниками с нормальным весом, когда когорты оценивались сообща или по отдельности. Повышенная смертность по любой причине, связанная ИМТ с после ИМ18.5–22.4, стала нулевой (ОР = 1.07, 95% ДИ: 0.92, 1.25). Аналогичные наблюдения были сделаны по смертности от ССЗ (Рисунок 2, онлайн таблица 12).
Рисунок 2.
Отношение рисков (HR) для смерти по любой причине и от сердечно-сосудистых заболеваний (ССЗ) среди когорт участников исследования Nurses' Health (1980–2016) и наблюдательного исследования Health Professionals (1988–2016) со впервые выявленным инфарктом миокарда (ИМ), которые не потеряли более чем 2 единицы индекса массы тела (ИМТ; вес (кг)/рост (м)2) веса после постановки диагноза ИМ (рассчитано с ИМТ до и после ИМ; n = 3,996), США.

Данные были получены за 14 месяцев до и через 35 месяцев после диагноза ИМ, в среднем. Общее число смертей 1926, из них 758 по причине ССЗ. Панели A и B показывают связь между ИМТ до ИМ и смертностью по любой причине (A) и ССЗ (B); панели C и D показывают связь между ИМТ после ИМ и смертностью по любой причине (C) и ССЗ (D). Модели скорректированы по времени с начала ИМ; возраста при диагностике; европеоидной расе/этнической принадлежности; семейному положению; семейной истории ИМ, диабету, и раку; году диагноза ИМ; физической активности; значению по шкале переменного здорового питания; курению; потреблению алкоголя; приему аспирина; и статусу менопаузы и заместительной гормональной терапии (только у женщин). Модели с использованием данных после ИМ также были скорректированы по наличию рака и инсульта. При тестах на линейность и нелинейность; P значения были следующие: A) P для тренда < 0.001 и P для нелинейности < 0.001; B) P для тренда < 0.001 и P для нелинейности > 0.05; C) P для тренда < 0.001 и P для нелинейности = 0.01; D) P для тренда = 0.001 и P для нелинейности > 0.05. ОР были смоделированы по логарифмической шкале. панели показывают доверительный интервал 95%.
Так как потеря веса с момента до ИМ и после ИМ могла быть преднамеренной или непреднамеренной, был проведен подробный анализ среди участников, которые предоставили данные по физической активности и диете до и после ИМ (n = 2,510). Итого 1540 участников с ИМ (61.4%) улучшили и свою физическую активность, и качество питания с момента до ИМ и после диагноза ИМ; только 17.5% улучшили и свою физическую активность, и качество питания. Исходные характеристики этих участников представлены в онлайн таблице 13. Участники, потерявшие вес без повышения физической активности и качества питания, имели значительно выше риск смертности по любой причине (для потери 2–4 ИМТ единицы, ОР = 1.67 (95% ДИ: 1.25, 2.24), и для потери >4 ИМТ единицы, ОР = 2.78 (95% ДИ: 1.86, 4.14)), по сравнению с теми, кто потерял ≤1.99 ИМТ единиц, но улучшил свой образ жизни. Аналогичная тенденция наблюдалась у смертности от ССЗ (см. таблицу 2 и онлайн таблицу 14 для результатов объединенной и отдельной когорты, соответственно). Учитывая возможность того, что потеря веса из-за бариатрической хирургии может повлиять на наши выводы, мы также исключили 50 участников с ИМТ более 40, и получили одинаковые результаты. Похожая тенденция наблюдалась среди тех, кто имел избыточный вес или ожирение до диагноза ИМ (онлайн рисунок 6).
Более прочная связь была отмечена между ИМТ и смертностью у людей моложе 65 лет на момент диагноза ИМ и тех, кто никогда не курил, по сравнению с людьми 65 лет и старше или курящими (онлайн рисунки 7–10).
Включение смертельных и всех не смертельных ИМ
При анализе чувствительности, мы включили 949 участников (358 мужчин, 591 женщина) с не смертельным ИМ, которые умерли до завершения опросника после ИМ, или по которым отсутствовали данные ИМТ в их опросниках после ИМ. Также, мы включили 3529 смертельных случаев ИБС (1911 мужчин, 1,618 женщин), у 41 из которых раньше был не смертельный ИМ (онлайн рисунок 11). Из всего 9293 случаев ИМ, было зафиксировано 6518 смертей. Исходные характеристики представлены в онлайн таблице 15. Связь до-диагностического ИМТ с риском смертности по любой причине и ССЗ сопоставима с той, что была при первичном анализе (онлайн рисунки 12 и 13).

Дискуссия
Мы не наблюдаем общего преимущества избыточного веса в отношении риска смертности. Наши результаты указывают на J-образную связь между ИМТ до и после ИМ и смертностью по любой причине. Повышенный ИМТ связан с повышенным риском смертности по любой причине и от ССЗ. Наши выводы указывают на то, что слабая связь между низким ИМТ (ИМТ 18.5–22.4) после ИМ и учащенной смертностью может быть следствием обратной связи из-за непреднамеренной потери веса при существующем заболевании, так как эта связь стала нулевой после исключения участников, потерявших вес >2 ИМТ единиц с момента до ИМ и после диагноза. Явно повышающийся риск смертности при потере веса в значительной степени объясняется потерей веса у людей, которые не улучшили свое питание или физическую активность, и поэтому столкнулись с непреднамеренной потерей веса. Наши выводы показывают и то, что следует учитывать коморбидные состояния, которые могут быть связующим звеном и могут приводить к недооценке связи между ИМТ и смертностью, и могут помочь при объяснении явного феномена «парадокса ожирения» (при наличии).
Насколько нам известно, этот анализ – первый, который включает большое число пациентов с ИМ с долгим периодом наблюдения, и повторной оценкой факторов образа жизни с момента до ИМ и после диагноза ИМ. Наши выводы могут помочь объяснить результаты тех исследований, которые предполагали, что избыточный вес может представлять пользу для выживаемости пациентов с ишемической болезнью сердца[10,29] и острым коронарным синдромом.[9,30] Наши выводы позволяют предположить, что эти результаты могут быть искажены обратной связью из-за потери веса при наличии сопутствующих заболеваний и неполной корректировки на важные смешивающие факторы, такие как курение. При мета-анализе данных отдельных участников в 239 перспективных исследованиях, анализ необработанных данных показал преимущество выживания среди людей с избыточным весом, которое не сохранилось после корректировки на курение и исключения сопутствующих заболеваний и после первых 5 лет периода наблюдения.[31] Помимо этого, в другом мета-анализе 89 исследований с участием пациентов с ишемической болезнью сердца, избыточный вес и ожирение были связаны с краткосрочной (<6 месяцев) и долгосрочной (≥6 месяцев) смертностью, но преимущество выживания у избыточного веса исчезло после 5 лет периода наблюдения.[29]
В исследовании среди пациентов с острым ИМ, Бухгольц и другие[4] отметили преимущество выживания среди пациентов с высоким ИМТ за период наблюдения 17 лет. При том, что у исследования был большой размер выборки и долгий период наблюдения, авторы использовали единичное измерение ИМТ при госпитализации, - обычная практика, наблюдаемая во многих других исследованиях, демонстрирующая так называемый «парадокс ожирения».[4,9,30,32] Отсутствие ИМТ до диагноза и использование единичного измерения ИМТ на момент диагностики может приводить к искажениям, особенно потому, что колебания веса происходят часто у пациентов с ишемической болезнью сердца и связаны с повышенной смертностью.[33] В исследовании Enhancing Recovery in Coronary Heart Disease («Ускоренное выздоровление при ишемической болезни сердца»), потеря веса после ИМ в 5% или более была связана с повышенным риском смертности по любой причине и ССЗ, чем когда была менее 5%.[11] Тем не менее, исследователи не смогли определить, была ли потеря веса преднамеренной или нет. Преднамеренная потеря веса у пациентов с ишемической болезнью сердца была связана с улучшенным исходом в мета-анализе 4 исследований по оценке терапевтических изменений образа жизни.[34] Если классифицировать пациентов на основании изменений их диеты и физической активности, в отличие от очевидных причин изменения веса,[35] мы получим представление о наших выводах и текущих руководствах Американской ассоциации кардиологов/Американского колледжа кардиологии/Европейского общества кардиологии, где рекомендовано повысить физическую активность и придерживаться правильного питания после ИМ.[36–38]
Мы наблюдали значительное изменение связи между ИМТ или колебаниями веса и смертностью по возрасту на момент диагноза ИМ и статусу курения, но не было значимой разницы по полу. Это частично можно объяснить относительно высоким исходным риском смерти в пожилой популяции и среди курящих, что может ослаблять связи с отдельными факторами риска.[13] Старение также связано с потерей скелетно-мышечной массы и повышенной частотой сопутствующих заболеваний, что повышает риск искажений обратной связи. Эти выводы были похожи на те, что наблюдались в общей популяции, где мы видим прочную связь между ИМТ и смертностью среди не курящих[31,39] и групп более молодых людей.[31]
В этом исследовании был ряд ограничений. Для включения в исследование, участники должны были дожить до серии опросов после того, как сообщат о своем ИМ. Таким образом, люди с наиболее серьезными заболеваниями могли быть не проанализированы. Мы провели анализ чувствительности с использованием до-диагностического ИМТ после включения этих пациентов (которые обычно пропускаются в других клинических исследованиях), и связь ИМТ до ИМ со смертностью по любой причине и ССЗ была одинаковой. Также, использовались измерения веса со слов пациентов, но предыдущие валидационные исследования показали тесную связь между измерением веса самим пациентом и специалистом.[19] Помимо этого, ИМТ использовался как мера избыточного веса, в то время как распределение жировых отложений может лучше предсказывать исход среди пожилых.[40] Это может приводить к не дифференциальной ошибочной классификации и, вероятно, исказит результаты в сторону нуля.
В этом анализе, мы пытались разделить преднамеренные изменения веса и непреднамеренные, проведя вторичный анализ после объединения данных изменений физической активности и диеты, вместо определения причины изменений веса. Достоверность этой составной переменной пока не была проверена. Необходимы дальнейшие исследования, чтобы оценить этот параметр в разных популяциях.
Несмотря на то, что мы провели корректировку на главные смешивающие факторы, остаются неизбежными остаточное и неопределённое искажение. Изменения клинического управления ИМ с ходом времени также могли повлиять на результаты. Тем не менее, мы контролировали диагностику ИМ в течение года, что косвенным образом учитывает изменения в лечении ишемической болезни сердца. В наших моделях, мы не делали поправку на другие не-ИМ кардиологические случаи, такие как сердечная недостаточность и остановка сердца, но они могут быть потенциальными проводниками на стандартном пути от ИМТ к смертности. В конечном итоге, наши пациенты в основной массе были белыми нелатиноамериканского происхождения, набранные из 2 когорт мужчин и женщин-работников здравоохранения, чей социально-экономический статус может не представлять всю популяцию; это может влиять на обобщаемость результатов нашего исследования. Однако, эта однородность могла бы уменьшить искажение, связанное с социально-экономическим статусом.
В этих 2 крупных, хорошо организованных перспективных когортных исследованиях мы не нашли признаки преимущества выживаемости у избыточного веса среди взрослых пациентов, перенёсших ИМ. Потеря веса была связана с повышенным риском смертности, особенно среди тех, кто не улучшил свое питание или физическую активность, и вероятно демонстрировал непреднамеренную потерю веса. Избегать набора веса тела важно и для профилактики ишемической болезни сердца, и для выживания после ИМ; потеря веса без улучшения диеты или физической активности является предвестником повышенной смертности.

Сокращения
ИМТ - индекс массы тела; ДИ - доверительный интервал; ССЗ – сердечнососудистое заболевание; HPFS, наблюдательное исследование Health Professionals; ОР - отношение рисков; ИМ - инфаркт миокарда; NHS – исследование Nurses' Health.

Благодарности
Это исследование проведено при поддержке Национального Института Здравоохранения (гранты UM1 CA186107, R01 HL034594, R01 HL60712, R01 HL088521, P01 CA87969, UM1 CA167552, и R01 HL35464). L.A.-S. получил исследовательскую поддержку от Американской ассоциации кардиологов (грант 17PRE33660133) и программы Lown Scholars в школе здравоохранения Harvard T.H. Chan.
Проанализированные в этом исследовании наборы данных не являются общедоступными, но могут быть предоставлены по запросу.
Мы благодарим участников и коллективы исследований Nurses' Health и наблюдательного исследования Health Professionals за их значимый вклад.
30 марта
240 просмотров
Кардиология
comments powered by HyperComments
Похожие новости