術中低血圧と一年後死亡率～結果 [anesthesiology]
Intraoperative Hypotension and 1-Year Mortality after Noncardiac Surgery
Anesthesiology 2009年12月号より
結果
条件に合致する一般外科もしくは血管外科患者1705名のコホートを得た。9名(0.5%)については追跡調査を行うことができなかった。人口統計学的データおよび手術に関する患者特性をtable 1にまとめた。術後一年以内の死亡率は5.2% (88名)であった。死因の大半(22%)は癌であった(table 2)。
IOHが認められた患者および認められなかった患者のKaplan-Meier曲線をFigure 1に示した。ここに示したのはIOHの閾値を収縮期血圧100、90、80および70mmHgとし、最短持続時間1分とした場合のそれぞれのKaplan-Meier曲線である。IOHの閾値が低下するほど、IOHがあった患者となかった患者の曲線の開きが大きい。ログランク検定では、四つの閾値のいずれであっても一年後死亡率に有意差が認められた（P値はそれぞれ、0.05、0.001、<0.001、<0.001）。
比例ハザード性および線型性の仮定には問題はなかった。したがってCox比例ハザード解析を行い、連続変数はすべて線型モデルとして扱った。IOH持続時間（収縮期血圧80mmHg未満が少なくとも1分間持続）についての未調整ハザード比は1.013 (95%CI, 1.007-1.019; table 3)であった。すべての交絡因子について調整すると、IOH持続時間は転帰に有意な影響を与えないことが明らかになった（ハザード比1.00; 95%CI, 0.989-1.011; table 3）。この条件（収縮期血圧80mmHg未満が少なくとも1分間持続）でIOHを定義すると、年齢（ハザード比1.042; 95%CI, 1.02.-1.061）、ASA PS (P<0.05)、高血圧の既往（ハザード比2.406; 95%CI, 1.407-4.112）および手術時間（ハザード比1.008; 95%CI, 1.004-1.012）が一年後死亡率と相関していた。セボフルラン総使用量のハザード比は0.998であった（95%CI, 0.995-1.000）。統計学的に有意な交互作用は認められなかった。以上の結果については、多重検定における有意水準の補正は行わなかった。
その他のIOH閾値および三通りの最短持続時間についての解析結果をTable 4に示した。48個の調整ハザード比のうち、統計学的に有意であったものは皆無であった。したがって、多重検定における有意水準の補正は不要と判断した。ハザード比を低血圧閾値の関数としてグラフ化するため、三通りの最短持続時間それぞれにつき、低血圧閾値をもっと広くとったときの一年後死亡率とIOHの相関を求めた。収縮期血圧80mmHg未満もしくは平均血圧60mmHg未満に低下、あるいは、収縮期血圧もしくは平均血圧が基準値から40-45%低下すると、一般外科および血管外科手術後一年以内の死亡リスクは、有意ではないものの上昇する傾向が認められた(fig. 2)。
CART（分類および回帰ツリー）分析では、46歳以上の患者で平均血圧が50-75mmHg未満に低下した場合の低血圧持続時間について患者が分類されている。二つのツリーをfigure 3に示す。この二つのツリーでは、平均血圧50mmHg未満もしくは60mmHg未満が1分間以上つづいた場合を低血圧と定義している。平均血圧60mmHg未満を血圧閾値とした場合、持続時間のカットオフ値は30分であるが、50mmHg未満を閾値としたときの持続時間カットオフ値はわずか5分であった。したがって、平均血圧閾値が低いほど、分類及び回帰ツリーにおけるIOH持続時間は短かった(table 5)。収縮期血圧からIOHを定義した場合のCART分析では、あまり明瞭な結果は得られなかった。IOHの閾値を収縮期血圧70mmHg未満と定義したツリーでは、持続時間3分以上と未満で患者が分類された。IOHの閾値を収縮期血圧95mmHg未満と定義したツリーでは、持続時間104分以上と未満で患者が分類された。収縮期血圧の閾値が70～95mmHgのいずれかの場合についてはCART分析の対象とはしなかった。
教訓 術中低血圧持続時間は転帰に有意な影響を与えないことが明らかになりました。
Anesthesiology 2009年12月号より
結果
条件に合致する一般外科もしくは血管外科患者1705名のコホートを得た。9名(0.5%)については追跡調査を行うことができなかった。人口統計学的データおよび手術に関する患者特性をtable 1にまとめた。術後一年以内の死亡率は5.2% (88名)であった。死因の大半(22%)は癌であった(table 2)。
IOHが認められた患者および認められなかった患者のKaplan-Meier曲線をFigure 1に示した。ここに示したのはIOHの閾値を収縮期血圧100、90、80および70mmHgとし、最短持続時間1分とした場合のそれぞれのKaplan-Meier曲線である。IOHの閾値が低下するほど、IOHがあった患者となかった患者の曲線の開きが大きい。ログランク検定では、四つの閾値のいずれであっても一年後死亡率に有意差が認められた（P値はそれぞれ、0.05、0.001、<0.001、<0.001）。
比例ハザード性および線型性の仮定には問題はなかった。したがってCox比例ハザード解析を行い、連続変数はすべて線型モデルとして扱った。IOH持続時間（収縮期血圧80mmHg未満が少なくとも1分間持続）についての未調整ハザード比は1.013 (95%CI, 1.007-1.019; table 3)であった。すべての交絡因子について調整すると、IOH持続時間は転帰に有意な影響を与えないことが明らかになった（ハザード比1.00; 95%CI, 0.989-1.011; table 3）。この条件（収縮期血圧80mmHg未満が少なくとも1分間持続）でIOHを定義すると、年齢（ハザード比1.042; 95%CI, 1.02.-1.061）、ASA PS (P<0.05)、高血圧の既往（ハザード比2.406; 95%CI, 1.407-4.112）および手術時間（ハザード比1.008; 95%CI, 1.004-1.012）が一年後死亡率と相関していた。セボフルラン総使用量のハザード比は0.998であった（95%CI, 0.995-1.000）。統計学的に有意な交互作用は認められなかった。以上の結果については、多重検定における有意水準の補正は行わなかった。
その他のIOH閾値および三通りの最短持続時間についての解析結果をTable 4に示した。48個の調整ハザード比のうち、統計学的に有意であったものは皆無であった。したがって、多重検定における有意水準の補正は不要と判断した。ハザード比を低血圧閾値の関数としてグラフ化するため、三通りの最短持続時間それぞれにつき、低血圧閾値をもっと広くとったときの一年後死亡率とIOHの相関を求めた。収縮期血圧80mmHg未満もしくは平均血圧60mmHg未満に低下、あるいは、収縮期血圧もしくは平均血圧が基準値から40-45%低下すると、一般外科および血管外科手術後一年以内の死亡リスクは、有意ではないものの上昇する傾向が認められた(fig. 2)。
CART（分類および回帰ツリー）分析では、46歳以上の患者で平均血圧が50-75mmHg未満に低下した場合の低血圧持続時間について患者が分類されている。二つのツリーをfigure 3に示す。この二つのツリーでは、平均血圧50mmHg未満もしくは60mmHg未満が1分間以上つづいた場合を低血圧と定義している。平均血圧60mmHg未満を血圧閾値とした場合、持続時間のカットオフ値は30分であるが、50mmHg未満を閾値としたときの持続時間カットオフ値はわずか5分であった。したがって、平均血圧閾値が低いほど、分類及び回帰ツリーにおけるIOH持続時間は短かった(table 5)。収縮期血圧からIOHを定義した場合のCART分析では、あまり明瞭な結果は得られなかった。IOHの閾値を収縮期血圧70mmHg未満と定義したツリーでは、持続時間3分以上と未満で患者が分類された。IOHの閾値を収縮期血圧95mmHg未満と定義したツリーでは、持続時間104分以上と未満で患者が分類された。収縮期血圧の閾値が70～95mmHgのいずれかの場合についてはCART分析の対象とはしなかった。
教訓 術中低血圧持続時間は転帰に有意な影響を与えないことが明らかになりました。
2009-12-16 07:37
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