劉冬玲，湯日波，尹先東，董建增，季漢華，馬長生

左心室舒張功能障礙的超聲參數(shù)E/A值對心房顫動導管消融復發(fā)的影響

劉冬玲，湯日波，尹先東，董建增，季漢華，馬長生

目的：探討左心室舒張功能障礙的超聲參數(shù)，超聲心動圖舒張早期二尖瓣血流最大流速（E）與心房收縮期二尖瓣血流最大流速（A）的比值（E/A值）對心房顫動（房顫）導管消融復發(fā)的影響。

E/A值；心房顫動；導管消融；復發(fā)

(Chinese Circulation Journal, 2014,29:615.)

心房顫動（房顫）是臨床上最為常見的一種心律失常，近年來房顫的發(fā)病率和患病率逐年增加[1]。房顫發(fā)病率的增加與多種因素有關，其中一個重要的原因是舒張功能異常有關，許多研究顯示舒張功能異常是新發(fā)房顫的危險因素[2-4]，導管消融是近年來發(fā)展起來的治療房顫的有效方法，雖然有很多研究探討了房顫消融成功率的預測因素，左心室舒張功能這一房顫的危險因素對房顫導管消融復發(fā)的影響并不明確。目前我國多數(shù)醫(yī)院仍以二尖瓣血流最大流速（E）與心房收縮期二尖瓣血流最大流速（A）的比值（E/A值）作為間接評價左心室舒張功能的超聲指標，本文回顧性進行了單中心房顫導管消融的試驗，以探討E/A值（間接評價左心室舒張功能）對房顫導管消融復發(fā)的影響。

1 資料和方法

研究對象：在北京安貞醫(yī)院房顫中心前瞻性建立的房顫導管消融數(shù)據(jù)庫，資料取自2007-01至2008-12連續(xù)入院在三維電解剖標測系統(tǒng)指導下首次行環(huán)肺靜脈線性消融的房顫患者共408例，入選的患者均在入院后房顫射頻消融術前進行心臟超聲檢查，排除標準：①資料不全；②心臟超聲檢查時房顫發(fā)作（無法測量E、A值）。共入選陣發(fā)性房顫患者287例，10例失訪（失訪率3.5%），資料完整的277例入選本研究。

消融的主要設備及儀器：接觸性三維電解剖標測系統(tǒng)（CARTO XP, Biosense Webster, USA）、多導心臟電生理記錄儀、心臟程控刺激儀、射頻儀、定量輸液泵、4極冠狀靜脈竇標測電極、3.5 mm CARTO專用鹽水灌注標測消融導管、10極環(huán)狀標測電極、房間隔穿刺針、Swartz鞘（SL1, ST Jude Medical）。超聲心動檢查儀（美國GE公司Vivid7全數(shù)字彩色多普勒超聲診斷儀，探頭頻率3.5 MHz）。

心臟超聲檢查的主要參數(shù)及相關定義：心臟檢查的主要參數(shù)：左心房直徑（mm）、左心室舒張末徑（LVEDD，mm）、左心室收縮末徑（LVESD，mm）、左心室射血分數(shù)（%）、二尖瓣血流最大流速（E）、心房收縮期二尖瓣血流最大流速（A）、E/A值。 根據(jù)Mayo Clinic中心關于左心室舒張功能異常研究資料的診斷標準[5,6]，將研究人群按E/A值分為三組：①E/A值正常組（n=203例），0.75＜E/A值＜2；②E/A值輕度異常組（n=53例），E/A值≤0.75；③E/A值重度異常組（n=21例），E/A值＞2，陣發(fā)性房顫定義為可自行復律的房顫，一般持續(xù)時間＜7天[7]。晚期復發(fā)定義為經(jīng)過3個月的洗脫期，不服用抗心律失常藥物的情況下，經(jīng)心電圖或動態(tài)心電圖證實的房顫發(fā)作持續(xù)時間超過30 s的房性快速性心律失常[8]。

電生理檢查和消融過程：本室進行環(huán)肺靜脈線性消融的具體方法及術后處理及隨訪見文獻[9]。

統(tǒng)計學處理：以SPSS 18.0統(tǒng)計軟件進行統(tǒng)計分析。計量數(shù)據(jù)以均數(shù)±標準差表示，計數(shù)資料行卡方檢驗必要時采用Fisher精確檢驗，E/ A值正常組、E/A值輕度異常組及E/A值重度異常組三組之間計量資料行one-way ANOVA分析。三組復發(fā)率的比較行Kaplan- Meier分析（Log-Rank 檢驗）。然后將E/A值分別作為連續(xù)變量和分類變量對晚期復發(fā)的影響進行分析。復發(fā)組與未復發(fā)組之間比較P＜0.10的變量代入Cox多元回歸模型（Enter）對房顫復發(fā)的預測因素行多因素分析。為評價性別、LVEDD、LVESD是否參與對房顫復發(fā)的影響，將LVEDD逐步代入Cox多元回歸模型。以雙側(cè)檢驗P＜0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結(jié)果

2.1E/A值正常組、E/A值輕度異常組及E/A值重度異常組基線資料

共277例患者，其中男194例 （70%）、女83 例，平均年齡27～79 （58±10） 歲。合并器質(zhì)性心臟?。òㄊ议g隔厚度≥14 mm的高血壓、冠心病、瓣膜病、心肌?。?例。E/A值正常組、E/A值輕度異常組及E/A值重度異常組三組間年齡和E/A值、E值、A值相比，差異均有統(tǒng)計學意義（P均＜0.01）。E/A值正常組、E/A值輕度異常組及E/A值重度異常組三組服用血管緊張素轉(zhuǎn)換酶抑制劑（ACEI）/血管緊張素Ⅱ受體阻滯劑（ARB）、服用鈣拮抗劑比例及超聲指標如左心房直徑、LVEDD、LVESD在三組之間比較差異均無統(tǒng)計學意義（P均＞0.05），其他指標三組間比較差異均無統(tǒng)計學意義（P均＞0.05）。表1

表1 E/A值正常組、E/A值輕度異常組及E/A值重度異常組三組之間的基線資料

表1 E/A值正常組、E/A值輕度異常組及E/A值重度異常組三組之間的基線資料

注：E值：二尖瓣血流最大流速 A值：心房收縮期二尖瓣血流最大流速ACEI：血管緊張素轉(zhuǎn)換酶抑制劑 ARB：血管緊張素Ⅱ受體阻滯劑

項目 E/A值正常組(n=203) E/A值輕度異常組 (n=53) E/A值重度異常組 (n=21)P值年齡 (歲) 56±10 62±8 61±12 0.003男性[例 (%)] 140 (72.2) 39 (20.1) 15 (7.7) 0.799房顫病程 (年) 7.1±6.4 6.3±5.0 8.0±7.0 0.553高血壓[ 例 (%)] 76 (62.6) 24 (54.7) 10 (52.3) 0.433糖尿病[例 (%)] 15 (78.9) 2 (10.5) 2 (10.5) 0.573器質(zhì)性心臟病[例 (%)] 3 (37.5) 4 (50.0) 1 (12.5) 0.055左心房直徑 (mm) 36.4±5.0 42.5±5.0 40.2±5.7 0.156左心室舒張末徑 (mm) 48.5±4.0 48.2±4.5 49.8±6.2 0.398左心室收縮末徑 (mm) 31.3±4.1 30.4±4.5 32.5±6.4 0.157左心室射血分數(shù) (%) 64.1±7.6 62.7±7.5 63.2±8.7 0.203 E/A 值 1.21±0.29 0.65±0.07 2.43±0.47 ＜0.001 E值 77.9±19.2 54.8±13.6 107.2±28.8 ＜0.001 A值 66.9±18.8 83.7±18.6 45.1±13.6 ＜0.001抗心律失常藥物 0.800未用抗心律失常藥物 24 (11.8) 5 (9.4) 1 (4.8) IC類[例 (%)] 50 (24.6) 14 (26.4) 4 (19.0)胺碘酮[ 例 (%)] 112 (55.2) 32 (60.4) 14 (66.7)索他洛爾[例 (%)] 11 (5.4) 1 (1.9) 2 (9.5) β受體阻滯劑[例 (%)] 6 (3.0) 1 (1.9) 0 (0.0) 0.984 ACEI/ARB[ 例 (%)] 46 (22.7) 19 (35.8) 4 (19.0) 0.115鈣拮抗劑[例 (%)] 21 (70) 8 (26.7) 1 (3.3) 0.347他汀類藥[例 (%)] 18 (8.9) 2 (3.8) 2 (3.8) 0.404

2.2心房顫動導管消融晚期復發(fā)

如圖1所示, E/A值重度異常組房顫復發(fā)率為33.3%，E/A值輕度異常組為23.5%，高于E/A值正常組18.5%,但差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。如表2所示，復發(fā)組中E/A值重度異?；颊弑壤秊?2.3%，輕度異常為21.1%，正常為66.7%。未復發(fā)組中E/A值重度異常、輕度異常、正?；颊叩谋壤謩e為6.4%， 18.6%，75.0%。復發(fā)組與未復發(fā)組患者E/A值的例數(shù)未見顯著性差異（P=0.236）。作為連續(xù)變量，復發(fā)組患者的E/A值為1.22±0.54，未復發(fā)組的E/A值1.19±0.49，兩組E/A值相比差異無統(tǒng)計學意義（P=0.653）。

圖1 E/A值正常組、E/A值輕度異常組及E/A值重度異常組心房顫動復發(fā)率Kaplan-Meier曲線

2.3心房顫動晚期復發(fā)的單因素分析

平 均 隨 訪 91～970 （374±276） 天，57例（20.6%）房顫晚期復發(fā)為復發(fā)組，無房顫復發(fā)為未復發(fā)組，復發(fā)組中E/A值正常組、E/A值輕度異常組和E/A值重度異常組的復發(fā)患者比例無顯著差異。LVEDD在復發(fā)組顯著大于未復發(fā)組[（48.9±4.2）mm vs （47.1±4.8）mm，P=0.007]，差異有統(tǒng)計學意義。男性在未復發(fā)組高于復發(fā)組（72.7% vs 59.6%，P=0.055），LVESD在復發(fā)組大于未復發(fā)組[（31.5±4.4）mm vs （30.2±4.7）mm，P=0.062]，但差異均無統(tǒng)計學意義。其它因素包括年齡、房顫病程、高血壓、糖尿病、器質(zhì)性心臟病、左心室射血分數(shù)、左心房直徑、血管緊張素轉(zhuǎn)換酶抑制劑/血管緊張素Ⅱ受體阻滯劑的應用、鈣拮抗劑的應用、他汀類藥的應用在復發(fā)組和未復發(fā)組相比，差異均無統(tǒng)計學意義（P均＞0.05）。表2

表2 心房顫動晚期復發(fā)的單因素分析

表2 心房顫動晚期復發(fā)的單因素分析

注：見表1

復發(fā)組 (n=57) 未復發(fā)組 (n=220) P值年齡 (歲) 59±11 58±10 0.705男性[例 (%)] 34 (59.6) 160 (72.7) 0.055房顫病程 (年) 7.6±5.7 6.8±6.3 0.433高血壓[例 (%)] 23 (40.0) 87 (39.5) 0.912糖尿病[例 (%)] 2 (3.5) 17 (7.7) 0.261器質(zhì)性心臟病[例 (%) ] 1 (1.8) 7 (3.2) 0.566左心房直徑 (mm) 36.8±5.0 36.1±6.0 0.429左心室舒張末徑 (mm) 48.9±4.2 47.1±4.8 0.007左心室收縮末徑 (mm) 31.5±4.4 30.2±4.7 0.062左心室射血分數(shù) (%) 63.3±7.6 63.1±8.4 0.785 E/A值 1.22±0.54 1.19±0.49 0.653 E/A值[例 (%)] 0.236 0.75＜E/A值＜2 38 (66.7) 165 (75.0) E/A值≤0.75 12 (21.1) 41 (18.6) E/A值＞2 7 (12.3) 14 (6.4) ACEI/ARB[例 (%)] 13 (22.8) 56 (25.5) 0.680他汀類藥[例 (%)] 3 (5.3) 18 (8.2) 0.458

2.4心房顫動晚期復發(fā)的多因素分析

將E/A值作為分類變量，經(jīng)校正性別、高血壓、糖尿病、LVEDD、LVESD，Cox多因素回歸分析顯示E/A值重度異常組及LVEDD是房顫晚期復發(fā)的危險因素（表3，模型1）。在表3模型1中， E/A值重度異常組是房顫復發(fā)的危險因素，其預測晚期復發(fā)的危險比為2.29（95%可信區(qū)間1.01～5.19，P=0.046），LVEDD是房顫晚期復發(fā)的危險因素，其預測晚期復發(fā)的危險比為0.90（95%可信區(qū)間0.82～0.98，P=0.022）；進一步校正LVEDD，Cox多因素回歸分析顯示E/A值重度異常組及LVEDD仍然是房顫晚期復發(fā)的危險因素（表3，模型2）。在表3模型2中，即將E/A值作為分類變量，進一步校正LVEDD，E/A值重度異常組仍然是房顫復發(fā)的危險因素，其預測晚期復發(fā)的危險比2.27（95%可信區(qū)間1.01～5.12，P=0.047），LVEDD也是房顫晚期復發(fā)的危險因素，其預測晚期復發(fā)的危險比為0.90（95%可信區(qū)間0.85～0.96，P=0.002）。將E/A值作為連續(xù)變量，經(jīng)校正性別、高血壓、糖尿病、LVEDD、LVESD，Cox多因素回歸分析顯示LVEDD是房顫晚期復發(fā)的獨立危險因素（表3，模型3）。在表3模型3中，即將E/A值作為連續(xù)變量，LVEDD是房顫晚期復發(fā)的危險因素，其危險比為0.90（95%可信區(qū)間0.82～0.98，P=0.024）。其他變量各個模型中均不是房顫晚期復發(fā)的獨立危險因素。

表3 心房顫動晚期復發(fā)的多因素分析

3 討論

舒張功能異常是心血管病重要的危險因素，許多文獻報告過多種評價舒張功能不全的超聲多普勒指標，但是在臨床工作中不易實施。所以目前我國醫(yī)院仍使用E/A值評價左心室舒張功能不全，一些研究應用介入的方法也證明E/A值與舒張功能不全有很好的相關性[10]。

舒張功能減退與年齡有明顯關系，在本研究中的數(shù)據(jù)也顯示E/A值（部分反映舒張功能異常的指標）異常組的年齡明顯高于正常組。這與許多舒張功能隨著年齡增加相關而減退的研究結(jié)果是相同的[1,11]。E/A值是反映左心室舒張功能異常的指標，由于左心室舒張功能減退的這種病理機制導致左心房及肺靜脈的牽張、擴大進而易化房顫的發(fā)生，房顫發(fā)生后可以誘發(fā)電生理及解剖的重構(gòu)[12]。當左心室舒張功能減退時左心房壓力及體積代償性增大，隨著左心房組織及電重構(gòu)的進行性代償導致肺靜脈擴張，進而易導致房顫發(fā)生[2,13]。此外，左心房/左心室壓力增高時可以使肺靜脈充血[14]。左心室舒張功能障礙通過以上機制導致房顫的發(fā)生。E/A值異常的患者的通過上述的機制增加房顫的發(fā)病率，在房顫射頻消融術后由于舒張功能異常未改善，從而增加房顫射頻消融術后復發(fā)的風險。這與Hu等[15]提出舒張功能障礙是房顫導管消融復發(fā)的預測因素的結(jié)果是一致的。此外，在Hu的文中提到舒張功能異常增加導管消融術后復發(fā)的機制可能與消融術后左心房的低電壓及左心房疤痕增加，低電壓可能加重心房間的傳導延遲，從而導致傳導環(huán)路的形成，這種傳導環(huán)路成為非肺靜脈起源的異位節(jié)律的形成，這些異位節(jié)律可能是房顫射頻消融術后復發(fā)的主要原因。

將E/A值作為連續(xù)變量，多因素分析舒張功能異常不是復發(fā)的獨立預測因素，但將E/A值作為分類變量，經(jīng)過校正性別、高血壓、糖尿病、LVEDD、LVESD，E/A值重度異常是復發(fā)的危險因素，再次校正LVEDD，E/A值重度異常仍然是房顫復發(fā)的危險因素，這提示E/A值異常與其他引起復發(fā)的因素無關，Tsang等[3]研究顯示經(jīng)調(diào)整左心房直徑后舒張功能異常仍然是新發(fā)房顫的獨立危險因素是一致的。在他們的試驗中使用E/A值及DT（E峰下降時間）評估舒張功能，當他們調(diào)整了年齡和性別后，同樣校正高血壓、糖尿病引起舒張功能異常的多種臨床危險因素，E/A值預測房顫的發(fā)生危險比 1.53（95%可信區(qū)間1.00～2.36，P=0.053），這與本研究的結(jié)果相同。在他們的試驗中也同樣分析了LVEDD，經(jīng)過調(diào)整年齡及性別后，LVEDD預測房顫發(fā)生危險比 1.41（95%可信區(qū)間1.15～1.74，P=0.001），這也與本研究結(jié)果相一致。本研究將舒張功能異常作為連續(xù)變量進行多因素分析，舒張功能異常不是房顫復發(fā)的預測因素，與Tsang等[3]的研究結(jié)果一致，即將舒張功能異常作為連續(xù)變量，舒張功能異常不是新發(fā)房顫的預測因素。

雖然本研究是回顧性分析，但研究所需的房顫導管消融的數(shù)據(jù)庫是前瞻性建立，因此本研究結(jié)果仍具有較高的準確性。本研究的不足：由于是回顧性資料，超聲心動圖的指標的測定由不同的人進行，所以對指標測定的標準存在差異，這可能是導致連續(xù)變量不是危險因素的原因。

本研究回顧性分析了超聲心動舒張功能異常的指數(shù)E/A值對房顫晚期復發(fā)的影響，單因素分析顯示將E/A值作為連續(xù)變量不是房顫晚期復發(fā)的預測因素。多因素分析E/A值作為分類變量，經(jīng)校正性別、高血壓、糖尿病、LVEDD，E/A值重度異常是房顫晚期復發(fā)的預測因素。進一步校正LVEDD，E/A值重度異常組可以增加房顫晚期復發(fā)的風險。E/A值重度異常增加了房顫晚期復發(fā)，通過良好的血壓的控制，改善舒張功能能否減低房顫導管消融的晚期復發(fā)需要進一步研究。

左心室舒張功能異常易發(fā)生房顫與一些神經(jīng)內(nèi)分泌機制相關,因伴隨多種易引起房顫的病生理因素，而這些因素并不能通過導管消融完全消除，并且房顫射頻消融術后復發(fā)的因素尚未明確，因此是否舒張功能異?？赡軙Ψ款潓Ч芟诘膹桶l(fā)造成影響，這問題并未引起重視。本研究應用超聲參數(shù)E/A值間接評價左心室舒張功能，顯示E/A值異?；颊叻款潓Ч芟诘膹桶l(fā)率顯著增加，這為E/A值異常的患者行房顫射頻消融術的預后提供了新的證據(jù)。

[1] Benjamin EJ, Wolf PA, D'Agostino RB, et al. Impact of atrial fibrillation on the risk of death: the Framingham Heart Study. Circulation, 1998, 98: 946-952.

[2] Jais P, Peng JT, Shah DC, et al. Left ventricular diastolic dysfunction in patients with so-called lone atrial fibrillation. J Cardiovasc Electrophysiol, 2000, 11: 623-625.

[3] Tsang TS, Gersh BJ, Appleton CP, et al. Left ventricular diastolic dysfunction as a predictor of the first diagnosed nonvalvular atrial fibrillation in 840 elderly men and women. J Am Coll Cardiol, 2002, 40: 1636-1644.

[4] Tsang TS, Barnes ME, Gersh BJ, et al. Risks for atrial fibrillation and congestive heart failure in patients≥65 years of age with abnormal left ventricular diastolic relaxation. Am J Cardiol, 2004, 93: 54-58.

[5] Redfield MM, Jacobsen SJ, Burnett JC Jr, et al. Burden of systolic and diastolic ventricular dysfunction in the community: appreciating the scope of the heart failure epidemic. J Am Med Assoc, 2003, 289: 194-202.

[6] Bursi F, Weston SA, Redfield MM, et al. Systolic and diastolic heart failure in the community. J Am Med Assoc, 2006, 296: 2209-2216.

[7] Camm AJ, Kirchhof P, Lip GY, et al. Guidelines for the management of atrial fibrillation: the Task Force for the Management of Atrial Fibrillation of the European Society of Cardiology (ESC). Eur Heart J, 2010, 31: 2369-2429.

[8] Heart Rhythm 2007. Abstracts of the 28th Annual Scientific Sessions of the Heart Rhythm Society, May 9-12, 2007, Denver, Colorado, USA. Heart Rhythm, 2007, 4(5 Suppl): S1-402.

[9] 劉興鵬, 馬長生, 董建增, 等. 心房顫動環(huán)肺靜脈消融術后復發(fā)的預測因素. 中國心臟起搏與心電生理雜志, 2007, 21: 111-115.

[10] 陳炤炤, 齊國先, 賈大林. 用介入方法獲得的兩個參數(shù)在評價左心室舒張功能中的應用. 中國循環(huán)雜志, 2003, 18: 24-26.

[11] 潘曉芳, 賈曉東, 林海龍. 早期原發(fā)性高血壓左心室舒張功能的超聲心動圖評價. 中國循環(huán)雜志, 2007, 22: 362-365.

[12] Ausma J, Wijffels M, Thone F, et al. Structural changes of atrial myocardium due to sustained atrial fibrillation in the goat. Circulation, 1997, 96: 3157-3163.

[13] Le GBL, Hatem S, Deroubaix E, et al. Depressed transient outward and calcium currents in dilated human atria. Cardiovasc Res, 1994, 28: 548-556.

[14] Gardin JM, Arnold AM, Bild DE, et al. Left ventricular diastolic filling in the elderly: the cardiovascular health study. Am J Cardiol, 1998, 82: 345-351.

[15] Hu YF, Hsu TL, Yu WC, et al. The impact of diastolic dysfunction on the atrial substrate properties and outcome of catheter ablation in patients with paroxysmal atrial fibrillation. Circ J, 2010, 74: 2074-2078.

The Impact of Echocardiographic Parameter of Diastolic Dysfunction (E/A) on Recurrence of Atrial Fibrillation in Patients After Catheter Ablation

LIU Dong-ling, TANG Ri-bao, YIN Xian-dong, DONG Jian-zeng, JI Han-hua, MA Chang-sheng.
Department of Cardiology, Civil Aviation General Hospital, Beijing (100023), China

MA Chang-sheng, Email: changshengma@126.com

Objective: To explore the impact of echocardiographic parameter of diastolic dysfunction (E/A) on the recurrence of atrial fi brillation (AF) in patients after catheter ablation.Methods: We retrospectively studied 277 consecutive AF patients with circumferential pulmonary vein ablation (CPVA) in our hospital. According to E/A ratio, the patients were divided into 3 groups: Normal group, the patients with 0.75＜ E/A＜2, n=203, Mild abnormal group, E/A≤0.75, n=53 and Severe abnormal group, E/A＞2, n=21. The late AF recurrent rates were compared among different groups. The patients were divided into another 2 groups upon AF recurrence after CPVA: Recurrent group, n=57 patients with atrial arrhythmia lasted more than 30 seconds at 3 months after CPVA and Non-recurrent group, n=220. The clinical conditions were compared between 2 groups.Results: The patients were followed-up for (374 ± 276) days. The AF recurrent rate in Severe abnormal group was 33.3%, in Mild abnormal group was 23.5% and in Normal group was 18.5%, P＞0.05. The E/A ratio in Recurrentgroup was 1.22 ± 0.54, in Non-recurrent group was 1.19 ± 0.49, P=0.653. Univariate analysis indicated that the risk factors for AF recurrence included LVEDD and gender, not E/A ratio (P=0.236). Cox multivariate analysis indicated that with adjusted gender, hypertension, diabetes, LVEDD and LVESD, abnormal E/A ratio was the predictor for late AF recurrence (HR 2.29, 95%CI 1.01-5.19, P=0.046). With further adjusted LVEDD and E/A, the severe abnormal E/A ratio was still the predictor for AF recurrence (HR 2.27, 95%CI 1.01-5.12, P=0.047).Conclusion: E/A ratio was the important predictor for AF recurrence in patients after CPVA.

E/A ratio; Atrial fi brillation; Catheter ablation; Recurrence

2014-01-24)

（編輯：漆利萍）

100023 北京市民航總醫(yī)院 心內(nèi)科（劉冬玲、季漢華）；北京安貞醫(yī)院 心內(nèi)科（湯日波、董建增、馬長生）；北京朝陽醫(yī)院 心內(nèi)科（尹先東）

劉冬玲 主治醫(yī)師 博士 主要從事心血管診斷治療 Email: missliudongling@163.com 通訊作者： 馬長生 Email: changshengma@126.com

R544.1

A

1000-3614（2014）08-0615-05

10.3969/j.issn.1000-3614.2014.08.015

方法：回顧性分析連續(xù)入院在三維標測系統(tǒng)指導下首次行環(huán)肺靜脈消融的患者277例。根據(jù)E/A值將研究人群分為三組：①E/A值正常組（n=203例），0.75＜E/A值＜2（n=21例）；②E/A值輕度異常組（n=53例），E/A值≤0.75；③E/A值重度異常組（n=21例），E/A值＞2，比較三組間房顫導管消融的晚期復發(fā)率。另按患者術后是否復發(fā)分為復發(fā)組（n=57例）與未復發(fā)組（n=220例）進行比較分析。復發(fā)組為消融3個月后發(fā)生持續(xù)30 s以上的房性快速性心律失?；颊?。

結(jié)果：第一部分回顧性分析277例患者中，203例（73.2%）E/A值正常，53例（19.1%）輕度異常，21例（7.6%）重度異常。平均隨訪91～970 （374±276）天，57例（20.6%）晚期復發(fā)，其中，E/A值重度異常組房顫復發(fā)率為33.3%，E/A值輕度異常組為23.5%，均顯著高于E/A值正常組（18.5%），但差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。復發(fā)組E/A值為1.22±0.54 略高于未復發(fā)組1.19±0.49，差異無統(tǒng)計學意義 （P=0.653）。單因素分析，房顫復發(fā)的預測因素包括左心室舒張末徑（LVEED）、性別，而E/A值不是房顫晚期復發(fā)的預測因素（P=0.236）。但將E/A值作為分類變量，Cox多因素回歸分析，經(jīng)校正性別、高血壓、糖尿病、LVEDD、左心室收縮末徑（LVESD）， E/A值異常組是房顫晚期復發(fā)的預測因素（危險比 2.29， 95%可信區(qū)間1.01～5.19， P=0.046）。進一步校正LVEDD及E/A值之后，E/A值重度異常組仍然是房顫復發(fā)的預測因素（危險比 2.27， 95%可信區(qū)間1.01～5.12， P=0.047）。

結(jié)論：E/A值是房顫導管消融晚期復發(fā)的重要預測因素。