https://doi.org/10.1186/s13613‑019‑0612‑x
Исследование
Перевод оригинальной статьи «How to detect a positive response to a fluid bolus when cardiac output is not measured?»
Авторы: Zakaria Ait‑Hamou, Jean‑Louis Teboul, Nadia Anguel, Xavier Monnet
Faculté de Médecine, Université Paris‑Saclay, Le Kremlin‑Bicêtre, France.
AP‑HP, Service de médecine intensive‑réanimation, Hôpital de Bicêtre, 78, rue du Général Leclerc, 94 270 Le Kremlin‑Bicêtre, France.
Inserm UMR_S 999, Univ Paris‑Saclay, Faculté de médecine, Le Kremlin‑Bicêtre, France.
Keywords: Fluid challenge, Heart rate, Pulse pressure, Pulse pressure variation, Shock index, Volume expansion
Ключевые слова: нагрузка жидкостью, частота сердечных сокращений, изменения пульсового давления, индекс шока, коррекция гиповолемии.
Введение
Увеличение циркулирующего объема в первую очередь нацелено на увеличение сердечного выброса (СВ) с ожиданием того, что вследствие этого улучшатся и доставка кислорода, и перфузия тканей [1]. Тем не менее, такой отклик СВ противоречив по причине нелинейности закона Франка – Старлинга [2].
Как правило, у каждого пациента напрямую CВ не контролируется [3] и ответ СВ на увеличение объема часто оценивается с помощью изменений параметров, используемых в качестве суррогатов прямого измерения СВ [3].
Мы уже показывали, что вызванные введением жидкости изменения СВ могут быть очень приблизительно оцениваться с помощью артериального пульсового давления (англ. arterial pulse pressure или PP) [4]. Другие исследования показали, что изменения PP, систолического (АДс) или среднего (АДср) артериального давления не оказывали помощи в определении изменений СВ [5–7]. Теоретически, реакция СВ на введенную жидкость должна отражаться в снижении вариаций пульсового давления (англ pulse pressure variation или PPV). Тем не менее, коэффициент корреляции между изменениями CВ и PPV, вызванными введением жидкости, в одном исследовании был равен 0,6 [5] и 0,27 в другом [7]. Многие клиницисты в целях оценки эффекта от введения жидкости полагаются на снижение частоты сердечных сокращений (ЧСС) [3, 8]. Однако снижение ЧСС кажется небольшим при анализе предыдущих исследований [4].
Несмотря на то, что изменения этих суррогатных переменных по отдельности не могут точно отражать изменения СВ, но вот комбинация их может сделать это. Индекс шока (ЧСС, деленная на АДс), или отношение PP к ЧСС показали свою тесную связь с ударным объемом (УО) [9] и были предложены в качестве не инвазивных показателей для оценки гемодинамического статуса [10]. Но их возможная способность обнаруживать эффекты от введения жидкости еще не была подвергнута исследованиям.
Целесообразно ли использовать изменения индикаторов, как комбинаций артериального давления, частоты сердечных сокращений или PPV, для оценки влияния введенного болюса жидкости на CВ тогда, когда напрямую СВ не измеряется? На этот вопрос мы и хотели бы ответить в настоящем исследовании. Используя преимущества большой базы данных по коррекции гиповолемии, выполненной у пациентов, находящихся в критическом состоянии, мы исследовали, а несет ли в себе пользу сочетание изменений частоты сердечных сокращений, артериального давления, PPV, индекса шока и отношения PP/ЧСС при оценке влияния болюсного введения жидкости на СВ.
Пациенты и методы
Пациенты
Наше исследование проводилось в отделении интенсивной терапии университетской больницы. Все пациенты (или их ближайшие родственники) были проинформированы об исследовании и все они согласились участвовать. Мы ретроспективно изучили данные 491 пациента с острой недостаточностью кровообращения, которые были включены в предыдущие исследования [11–19]. Острая недостаточность кровообращения определялась по крайней мере одним из следующих признаков: (i) систолическое артериальное давление ≤ 90 мм Hg (или падение систолического артериального давления ≥ 50 мм Hg у пациентов с гипертонической болезнью) или потребность в вазопрессоре, ii) темп диуреза ≤ 0,5 мл/кг/ч в течение ≥ 2 ч, (iii) частота сердечных сокращений ≥ 100 ударов/мин, (iv) пятнистость кожи и/или (v) лактат крови ≥ 2 ммоль/л.
Измерения
Всем пациентам проводился мониторинг путем транспульмонарной термодилюции (PiCCO-Plus или PiCCO2, Pulsion Medical Systems, Feldkirchen, Germany). Всем пациентам устанавливался центральный венозный катетер во внутреннюю яремную вену, а в бедренную артерию - артериальный катетер с термистором. СВ измерялся транспульмонарной термодилюцией [17]. Измерения проводились трехкратно [20]. ЧСС, артериальное давление и PPV измерялись с помощью прикроватного монитора (Intellivue MP70, Phillips Healthcare, Amsterdam, The Netherlands) каждые 15 секунд. Артериальная эластичность рассчитывалась по формуле: elastance = 0.9 × SAP/SV, где SAP - систолическое АД, SV - ударный объем.
Дизайн исследования
Измерение СВ транспульмонарной термодилюцией проводилось до введения жидкости. Производилась запись ЧСС, СВ, АДс, диастолического артериального давления (АДд), АДср, PP и PPV (PiCCO device).
После этого вводился болюс физиологического раствора в объеме 500 мл в течение 10 - 30 минут [21]. Незамедлительно после окончания инфузии вновь производилась запись показателей АДс, АДд, АДср, PP и PPV с повторным измерением СВ транспульмонарной термодилюцией.
Статистический анализ
Положительным ответ на введение жидкости считался при увеличении СВ ≥ 15% в конце инфузии солевого раствора объемом 500 мл. Нормальность данных проверялась по критерию Колмогорова – Смирнова. Результаты выражены в виде среднего значения ± стандартное отклонение, медиана [межквартильный диапазон] или среднее значение (95% доверительный интервал). Сравнения между до и после введения жидкости оценивались с помощью парного критерия Стьюдента или теста Уилкоксона. Сравнения между ответчиками (респондерами) и не-респондерами были оценены с помощью t-теста Стьюдента с двумя выборками или U-теста Манна-Уитни. Корреляции оценивались по коэффициенту Пирсона, а коэффициенты корреляции сравнивались с использованием преобразования Фишера [22].
Для обнаружения положительного ответа на введение жидкости и с целью проверки способности относительных изменений ЧСС, АДс, АДср, АДд, PP, PPV, индекса шока и отношения PP/ЧСС были построены кривые ROC (с доверительными интервалами 95%). Для PPV были приняты во внимание абсолютные значения, в то время как для ЧСС, АДс, АДср, АДд, PP, индекса шока и отношения PP/ЧСС учитывались как абсолютные значения, так и процентные изменения. Лучшие диагностические пороги были определены как те, которые обеспечивают самый высокий индекс Youden. Площади под кривыми ROC (AUROC) сравнивались с использованием теста Hanley–McNeil.
Для проверки диагностической способности комбинаций показателей мы провели два разных анализа. Во-первых, мы построили комбинированный индекс, который считался положительным, если значение, измеренное изменениями ЧСС, PP и PPV, было выше их соответствующего лучшего диагностического порога, найденного в предыдущем анализе кривой ROC, и отрицательным, если один или несколько из переменных был ниже своего лучшего диагностического порога. Этот объединенный индекс был представлен для анализа кривой ROC. Во-вторых, мы выполнили пошаговую логистическую регрессию с положительным ответом на введение жидкости в качестве зависимой переменной и процентными изменениями ЧСС, PP и PPV в качестве независимых переменных.
Первичный анализ был выполнен после исключения дальних выбросов из базы данных. Удаленное значение было определено как значение, которое было меньше, чем нижний квартиль минус 3-х кратный межквартильный диапазон, или больше, чем верхний квартиль плюс 3-х кратный межквартильный диапазон [23]. Анализ также проводился на всей популяции. Значение p ≤ 0,05 считалось статистически значимым. Статистический анализ был выполнен с использованием MedCalc8.1.0.0 (Mariakerke, Бельгия).
Результаты
Характеристики пациентов приведены в Таблице 1*. PPV зарегистрирован у 358 пациентов. У тридцати семи (10%) пациентов, у которых был измерен PPV, не было ни фибрилляции предсердий, ни спонтанного дыхания, ни острого респираторного дистресс-синдрома (ОРДС), то есть состояний, при которых интерпретация PPV недействительна [2]. В частности, доля пациентов на ИВЛ с дыхательным объемом ≤ 8 мл/кг прогнозируемой массы тела, составляла 94%. Ни у одного пациента не было правожелудочковой недостаточности. Болюс жидкости 204 пациентам вводился в течение 10 минут, а 287 пациентам - более 30 минут.
Гемодинамические эффекты от введения болюса
Во всей популяции введение болюса с целью увеличения циркулирующего объема увеличивало СВ на 22 ± 23%. Увлечение СВ более чем на 15% (респондеры) наблюдалось у 275 пациентов (56%). У данной группы пациентов СВ увеличивался на 36 ± 21%, а ЧСС снижалась на 2 ± 9%. При этом АДс, АДср, PP и АДд увеличивалось на 9 ± 22%, 16 ± 21%, 27 ± 35% и 14 ± 38%, соответственно (Таблица 2).
Возможности параметра «PP» для обнаружения изменений СВ, вызванные введением жидкости
Коэффициент корреляции между изменениями значений артериального давления, вызванных введением жидкости, и изменениями СВ (после исключения выбросов) представлен в Таблице 3*. Способность этих изменений обнаруживать положительный отклик на введение жидкости описана в Таблице 3* и на Рисунках 1* и 2*. Наилучший AUROC наблюдался при изменениях PP, с наилучшим диагностическим порогом в 10%. Способность изменений в PP определять положительный отклик жидкости при изменении порога описана в Дополнительном файле 1: Таблица S1 для процентных изменений и в Дополнительном файле 1: Таблица S2 для изменений в абсолютных значениях. Результаты, полученные без исключения выбросов, представлены в дополнительном файле 1: Таблица S3. Диагностическая способность была сходной у пациентов, у которых было назначено введение жидкости из-за гипотонии (АДс ≤ 90 мм Hg) (N = 101) (AUROC: 0,575 ± 0,058, p = 0,19 против 0,500) по сравнению с другими. AUROC для изменений PP для обнаружения положительного ответа на введение жидкости у пациентов, которым вводили жидкость в течение 10 минут, не отличался от AUROC у пациентов, которым жидкость вводили в течение 30 мин (0.680 ± 0.041 vs. 0.726 ± 0.030, p = 0.36). Нечто подобное наблюдалось у пациентов старше и младше 69 лет (0.708 ± 0.031 vs. 0.745 ± 0.037, p = 0.44).
Возможности параметра «PPV» для обнаружения изменений СВ, вызванные введением жидкости
PPV измеряли у 358 пациентов и, после исключения выбросов, корреляция между вызванными жидкостью изменениями PPV (в абсолютном значении) и изменениями CВ (в%) была значимой, но ниже, чем для изменений PP (Таблица 3). Изменения PPV, вызванные введением жидкости (в абсолютном значении), смогли обнаружить положительную реакцию на ее введение (Таблица 3, рис. 1 и 2). Диагностическая способность в зависимости от порога, выбранного для изменений PPV в абсолютных значениях, указана в Дополнительном файле 1: Таблица S4. Диагностическая точность не была лучше диагностической точности PP. Лучшей точной отсечения для PPV было снижение PPV ≥ 2 баллов (Таблица 3*, Рисунок 1* и 2*). Результаты, полученные у пациентов без мерцательной аритмии, спонтанной дыхательной активности и без ОРДС (n = 37), показаны в таблице 3, а результаты без исключения выбросов в дополнительном файле 1: таблица S3. Диагностическая способность в зависимости от порога, выбранного для изменения PPV в абсолютных значениях у пациентов без мерцательной аритмии, спонтанной дыхательной активности и ОРДС (n = 37), представлена в дополнительном файле 1: Таблица S5. AUROC для изменений PPV для выявления положительного ответа на введение жидкости был аналогичным у пациентов, которым инфузия жидкости проводилась в течение 10 мин и более 30 мин (0,562 ± 0,059 против 0,502 ± 0,040, р = 0,40).
Возможности параметра «ЧСС» для обнаружения изменений СВ, вызванные введением жидкости
Корреляция между вызванными введением жидкости изменениями частоты сердечных сокращений (в%) и изменениями СВ (в%) после исключения выбросов не была значительной (Таблица 3*). Индуцированные введением жидкости изменения частоты сердечных сокращений (в%) не смогли обнаружить положительный ответ на жидкость (Таблица 3*, Рис. 1* и 2*). Возможность применения параметра «изменения ЧСС» для определения положительного ответа на жидкость в зависимости от порога описана в дополнительном файле 1: таблица S6 для процентных изменений и в дополнительном файле 1: таблица S7 для изменений в абсолютных значениях. Результаты, полученные без исключения выбросов, представлены в дополнительном файле 1: Таблица S3. Диагностическая способность параметра «снижение частоты сердечных сокращений», вызванного введением жидкости, не отличалась, но только принимая во внимание пациентов с гиповолемическим шоком (n = 99), пациентов с синусовым ритмом (n = 390) или пациентов без седации (n = 169 ) (AUROC: 0,509 ± 0,06, 0,532 ± 0,03 и 0,541 ± 0,05 соответственно, все не отличаются от 0,500). Он также был аналогичным у пациентов старше и моложе 60 лет (AUROC: 0,599 ± 0,03 и 0,587 ± 0,04 соответственно, p = 0,81) и после исключения 35 пациентов с предыдущим введением бета-блокаторов (AUROC: 0,525 ± 0,03)). Диагностическая способность также была сходной у пациентов с тахикардией до введения жидкости (n = 197) (AUROC: 0,547 ± 0,41). AUROC для изменения частоты сердечных сокращений для выявления положительного ответа на введение жидкости был одинаковым у пациентов, у которых инфузия жидкости проводилась в течение 10 минут, и у тех, у кого она была введена в течение 30 минут (0,524 ± 0,043 против 0,563 ± 0,034, р = 0,48).
Возможности параметра «индекс шока» для обнаружения изменений СВ, вызванные введением жидкости
Корреляция между вызванными введением жидкости изменениями индекса шока (в%) и вызванными введением жидкости изменениями СВ (в%) после исключения выбросов была значительной, но коэффициент корреляции был значительно ниже, чем для PP. (Таблица 3*).
Принимая во внимание всю популяцию, вызванные введением жидкости изменения индекса шока (в%) смогли обнаружить положительную реакцию на введение жидкости (Таблица 3*). Лучшим диагностическим порогом было снижение индекса шока более чем на 9% (Таблица 3*). Возможность изменения индекса шока в зависимости от порога описана в дополнительном файле 1: таблица S8 для процентных изменений и в дополнительном файле 1: таблица S9 для изменений в абсолютных значениях. Результаты, полученные без исключения выбросов, представлены в дополнительном файле 1: Таблица S3. AUROC для изменения индекса шока в целях выявления положительного ответа на введение жидкости был одинаковым у пациентов, у которых инфузия жидкости проводилась в течение 10 минут, и у тех, у кому жидкость вводилась в течение 30 минут (0,598 ± 0,041 против 0,529 ± 0,029, р = 0,17).
Возможности параметра «соотношение PP/ЧСС» для обнаружения изменений СВ, вызванные введением жидкости
Корреляция между вызванными введением жидкости изменениями отношения PP/ЧСС (в%) и вызванными изменениями СВ (в%) после исключения выбросов была значительной, но коэффициент корреляции был таким же, как и для изменений PP (таблица 3*).
Принимая во внимание всю популяцию, вызванные введением жидкости изменения в соотношении PP/ЧСС (в%) смогли обнаружить положительный ответ на введение жидкости (Таблица 3*). Наилучшим диагностическим порогом было увеличение отношения PP/ЧСС более чем на 41% (Таблица 3). Возможность изменения соотношения PP/ЧСС при изменении порога описана в Дополнительном файле 1: Таблица S10 для процентных изменений и в Дополнительном файле 1: Таблица S11 для изменений в абсолютных значениях. AUROC для изменения отношения PP/ЧСС для выявления положительного ответа на введение жидкости был одинаковым у пациентов, которым инфузия жидкости проводилась в течение 10 минут, и у тех, кому инфузия проводилась более 30 минут (0,625 ± 0,41 против 0,667 ± 0,032, p. = 0,37).
Возможности комбинации таких параметров, как ЧСС, PP, индекс шока PPV для обнаружения изменений СВ, вызванные введением жидкости
Используя логистическую регрессию, только изменения PP были независимо связаны с положительным ответом на инфузию жидкости (отношение шансов: 1,038 [1,025–1,052]). Анализ выполняли, рассматривая каждую переменную как положительную или отрицательную, принимая порог, найденный при одномерном анализе. Единственной комбинацией параметров, которая обеспечивала значительный AUROC, было снижение частоты сердечных сокращений > 2% в сочетании с увеличением PP ≥ 10%. Он уступал тому, который был представлен изменениями в PP (Дополнительный файл 1: Таблица S12).
Обсуждение
Мы показали, что влияние увеличения циркулирующего объема на СВ не может быть обнаружено изменениями ЧСС. Изменения PP лишь приблизительно выявили положительную реакцию на введение жидкости. Изменения PPV достоверно выявили реакцию на введение жидкости у пациентов, удовлетворяющих условиям интерпретации PPV. Изменения индекса шока или любых других комбинаций, объединяющих изменения этих переменных, не обеспечили лучшую диагностическую точность. Эти ретроспективные результаты свидетельствуют о том, что для определения положительного ответа на введение жидкости необходимо непосредственно измерять СВ.
Врачи не всегда используют устройства для мониторинга СВ [3], поскольку методы измерения СВ инвазивны, дороги и/или требуют навыков и времени, даже несмотря на то, что рекомендуется проводить мониторинг СВ у пациентов с острой недостаточностью кровообращения, которая рефрактерна к проводимому лечению [20]. Подобная ситуация имеет место при оказании помощи хирургическим пациентам высокого риска [24], несмотря на пользу, что приносит мониторинг СВ у этих пациентов [25]. В отсутствие мониторинга СВ клиницисты полагаются только на суррогаты при оценке влияния введения жидкости на СВ [8]. Определение достоверности таких суррогатов важно для клинической практики.
Тот факт, что любые изменения артериального давления, включая сюда и PP, не отражают достоверно одновременные изменения СВ, уже неоднократно был показан в нескольких исследованиях [4, 6]. Тем не менее, большое количество врачей не контролируют СВ во время введения жидкости [8] и все еще используют артериальное давление и другие простые гемодинамические показатели для оценки изменений СВ, вызванных введением. Не менее 24–26% респондентов для оценки реакции на введение жидкости полагались на изменения частоты сердечных сокращений [3, 8]. Используются и некоторые другие комбинированные переменные. Значение измерения индекса шока было подчеркнуто в недавней рекомендации относительно мониторинга во время введения жидкости в условиях ограниченных ресурсов [26].
Отношение PP/ЧСС связано с ударным объемом [9] и позволяет прогнозировать массивные трансфузии при тяжелой травме [27]. Но изменения PPV были плохо изучены. В нашем предыдущем исследовании [4] количество пациентов, которые отвечали условиям корректного измерения PPV, не позволило нам оценить диагностическую точность изменений PPV. Наконец, количество пациентов, включенных в предыдущие исследования, не позволило их авторам исключить выбросы, не влияя на силу анализа.
С точки зрения физиологии, увеличение СВ должно сопровождаться снижением симпатической стимуляции и приводить к снижению частоты сердечных сокращений. Мы наблюдали такое снижение, но оно было незначительным и плохо коррелировало с изменениями СВ, а значения сильно варьировалась от одного пациента к другому. В конце концов, было невозможно определить тот порог, при котором было бы возможно точно определить положительный ответ на введение жидкости. Хорошая специфичность была достигнута только при экстремальных изменениях. Способность к определению ответа СВ на введение жидкости на основании изменений ЧСС все еще неутешительна даже при исключении пациентов, получающих седативные средства или с мерцательной аритмией и даже тогда, когда включали только пациентов с гиповолемическим шоком или пациентов с тахикардией до начала инфузии. Мы пришли к выводу, что полагаться на изменения частоты сердечных сокращений для оценки влияния введения жидкости на СВ нецелесообразно.
PP оказался тем параметром, что оказался наилучшим для выявления изменений в СВ, но диагностическая точность PP была весьма приблизительной. На самом деле, взаимосвязь между изменениями СВ и периферического РР непроста, поскольку эта связь зависит от частоты сердечных сокращений (соотношение между СВ и ударным объемом), от податливости артерий (соотношение между ударным объемом и РР) и от усиления пульсовой волны от аорты на периферию. Изменения ЧСС в нашем исследовании в среднем были небольшими, что позволяет предположить, что это явление играет незначительную роль. Измерения PP проводились на уровне бедренной артерии, что сводит к минимуму влияние усиления пульсовой волны. Таким образом, вполне вероятно, что именно артериальная податливость может объяснить то несоответствие, что мы наблюдали. Фактически, сама по себе инфузия жидкости может изменить артериальную податливость и это явление может быть независимым от свойств артериального русла на исходном уровне [28]. При сходном увеличении ударного объема, вызванном введением жидкости, PP, возможно, увеличился в большей степени у тех пациентов, у которых артериальная податливость снизилась, чем у пациентов, у которых податливость оставалась нормальной. Наше исследование дает количественную оценку амплитуды ошибки, которая возникает, когда эффекты от введения жидкого болюса контролируются только с помощью PP. И эта ошибка привела к почти одной трети ложно-положительных и ложно-отрицательных результатов, что неприемлемо для пациентов, находящихся в критическом состоянии и у которых следует точно оценить результаты лечения.
Наши результаты согласуются с результатами предыдущих исследований эффектов от введения жидкости [4, 5] теста пассивного подъема нижних конечностей [29]. Pierrakos et al. [6] даже не выявили корреляции между изменениями PP, вызванными введением жидкости, и CВ. Но такое расхождение может быть объяснено тем фактом, что они измеряли PP в лучевой артерии в то время, как мы делали это в бедренной артерии [6], где эффекты от усиления пульсовой волны отличаются.
Изменения АДср, как правило, имеют более низкую точность, чем изменения в PP, для обнаружения эффектов от введения жидкости. Изменения АДср никак не связаны с изменениями CВ по причине симпатической модуляции, которая имеет тенденцию поддерживать постоянную АДср при изменениях CВ [30].
Следует отметить, что мы наблюдали, что частота случаев, когда PPV был действительным, составляла 10%. Это выше, чем показатели распространенности 1% [31] или 2% [32], о которых сообщают другие авторы. Наше мнение, что эти авторы рассчитали такую распространенность, определяя PPV у всех пациентов, госпитализированных в отделение интенсивной терапии через 1 день [31, 32]. Это было бессмысленно, потому что вопрос о валидности PPV уместен только у пациентов, которым необходимо определить чувствительность к введению жидкости. В частности, включение в этот анализ пациентов без нарушения кровообращения резко увеличивает долю пациентов со спонтанным дыханием, которым вопрос введения жидкости не стоит так остро. Наши результаты гораздо более информативны и согласуются с теми, что были получены в течение первых 24 ч госпитализации у пациентов в критическом состоянии [33] или у пациентов с нестабильной гемодинамикой [34].
Наконец, используя большое количество случаев, мы смогли исследовать индексы, объединяющие изменения в нескольких переменных. Ни индекс шока, ни отношение PP/ЧСС не показали себя лучше, чем PP, в контексте определения влияния введения жидкости на СВ. Впрочем, как и другие комбинации гемодинамических переменных. Используя логистическую регрессию, не было найдено никакой другой модели для обнаружения положительного ответа на введение жидкости. Некоторые из этих комбинированных индексов даже не обеспечивают какой-либо существенной связи с изменениями СВ.
Последствия настоящего исследования для практики важны. Результаты его показывают, что мониторинг воздействия жидкости на СВ путем определения PP, как сообщается в 67% случаев в опросе Fenice [3], не является точным. Применение в целях мониторинга изменений ЧСС (24% случаев в Fenice [3]) еще хуже. Наше исследование является обоснованным подтверждением рекомендации, основанной на доказательствах, по обязательному измерению ударного объема у пациентов с острой недостаточностью кровообращения, рефрактерной к адекватной интенсивной инфузионной терапии [35].
У таких тяжелых пациентов ошибки в инфузионной терапии могут иметь драматические последствия. Переоценка эффектов на СВ может привести к недостаточной инфузии. Еще хуже будут последствия недооценки этих эффектов, что приведет к продолжению инфузии без какой-либо выгоды для пациента. Вред, вызванный перегрузкой жидкостью у критически больных пациентов, в настоящее время хорошо установлен [36], особенно в случае ОРДС или сепсиса [37].
Это исследование имеет свои ограничения. Во-первых, это было ретроспективное исследование. Тем не менее, популяция состояла из пациентов, включенных в проспективные исследования. Во-вторых, использование данных различных исследований неизбежно приводит к проблеме неоднородности. В частности, время, в течение которого проводилось введение жидкости, было различным у пациентов, в то время как эффективность болюсного введения жидкости только временная [38]. Тем не менее, AUROC для изменений исследуемых переменных был одинаковым среди пациентов с инфузиями в течение 10 минут и более 30 минут. В-третьих, центральное венозное давление не измерялось в подавляющем большинстве случаев и не было интегрировано в анализ. Изменения ЦВД в сочетании с другими переменными могут быть интересны для отслеживания изменений СВ, но это следует изучить. В-четвертых, поскольку мы включили общую популяцию критически больных пациентов, нельзя исключать, что выявление гемодинамических тенденций может быть различным. Наконец, мы не могли напрямую оценить, снижает ли мониторинг именно СВ, а не его суррогатов, объем проводимой инфузионной терапии. Это еще предстоит проверить.
Выводы
Влияние введения жидкости на СВ не может быть обнаружено по изменениям ЧСС. Изменения в PP и в PPV дают приблизительную оценку. Надежная оценка влияния увеличения циркулирующего объема при проведении инфузионной терапии на СВ требует непосредственного измерения СВ. Наши данные свидетельствуют о необходимости мониторинга СВ у пациентов, которым требуется точная оценка гемодинамики.
*Примечание: со всеми таблицами и рисунками можно ознакомиться, пройдя по ссылке https://doi.org/10.1186/s13613‑019‑0612‑x
References
1. Monnet X, Teboul JL. My patient has received fluid. How to assess its efficacy and side effects? Ann Intensive Care. 2018;8(1):54.
2. Monnet X, Marik PE, Teboul J‑L. Prediction of fluid responsiveness: an update. Ann Intensive Care. 2016;6(1):111.
3. Cecconi M, Hofer C, Teboul J‑L, Pettila V, Wilkman E, Molnar Z, et al. Fluid challenges in intensive care: the FENICE study. Intensive Care Med. 2015;41(9):1529–37.
4. Monnet X, Letierce A, Hamzaoui O, Chemla D, Anguel N, Osman D, et al. Arterial pressure allows monitoring the changes in cardiac output induced by volume expansion but not by norepinephrine. Crit Care Med. 2011;39(6):1394–9.
5. Le Manach Y, Hofer CK, Lehot J‑J, Vallet B, Goarin J‑P, Tavernier B, et al. Can changes in arterial pressure be used to detect changes in cardiac output during volume expansion in the perioperative period? Anesthesiology. 2012;117(6):1165–74.
6. Pierrakos C, Velissaris D, Scolletta S, Heenen S, De Backer D, Vincent J‑L. Can changes in arterial pressure be used to detect changes in cardiac index during fluid challenge in patients with septic shock? Intensive Care Med. 2012;38(3):422–8.
7. Lakhal K, Ehrmann S, Perrotin D, Wolff M, Boulain T. Fluid challenge: tracking changes in cardiac output with blood pressure monitoring (invasive or non‑invasive). Intensive Care Med. 2013;39(11):1953–62.
8. Boulain T, Boisrame‑Helms J, Ehrmann S, Lascarrou J‑B, Bouglé A, Chiche A, et al. Volume expansion in the first 4 days of shock: a prospective multicentre study in 19 French intensive care units. Intensive Care Med. 2015;41(2):248–56.
9. Pottecher J, Chemla D, Xavier L, Liu N, Chazot T, Marescaux J, et al. The pulse pressure/heart rate ratio as a marker of stroke volume changes during hemorrhagic shock and resuscitation in anesthetized swine. J Trauma Acute Care Surg. 2013;74(6):1438–45.
10. Berger T, Green J, Horeczko T, Hagar Y, Garg N, Suarez A, et al. Shock index and early recognition of sepsis in the emergency department: pilot study. West J Emerg Med. 2013;14(2):168–74.
11. Jabot J, Monnet X, Bouchra L, Chemla D, Richard C, Teboul J‑L. Cardiac function index provided by transpulmonary thermodilution behaves as an indicator of left ventricular systolic function. Crit Care Med. 2009;37(11):2913–8.
12. Monnet X, Dres M, Ferre A, Le Teuff G, Jozwiak M, Bleibtreu A, et al. Prediction of fluid responsiveness by a continuous non‑invasive assessment of arterial pressure in critically ill patients: comparison with four other dynamic indices. Br J Anaesth. 2012;109(3):330–8.
13. Monnet X, Robert J‑M, Jozwiak M, Richard C, Teboul J‑L. Assessment of changes in left ventricular systolic function with oesophageal Doppler. Br J Anaesth. 2013;111(5):743–9.
14. Monnet X, Osman D, Ridel C, Lamia B, Richard C, Teboul J‑L. Predicting volume responsiveness by using the end‑expiratory occlusion in mechanically ventilated intensive care unit patients. Crit Care Med. 2009;37(3):951–6.
15. Monnet X, Guerin L, Jozwiak M, Bataille A, Julien F, Richard C, et al. Pleth variability index is a weak predictor of fluid responsiveness in patients receiving norepinephrine. Br J Anaesth. 2012;110(2):207–13.
16. Monnet X, Picard F, Lidzborski E, Mesnil M, Duranteau J, Richard C, et al.The estimation of cardiac output by the Nexfin device is of poor reliability for tracking the effects of a fluid challenge. Crit Care. 2012;16(5):R212.
17. Monnet X, Bleibtreu A, Ferre A, Dres M, Gharbi R, Richard C, et al. Passive leg‑raising and end‑expiratory occlusion tests perform better than pulse pressure variation in patients with low respiratory system compliance. Crit Care Med. 2012;40(1):152–7.
18. Monnet X, Bataille A, Magalhaes E, Barrois J, Le Corre M, Gosset C, et al. End‑tidal carbon dioxide is better than arterial pressure for predicting volume responsiveness by the passive leg raising test. Intensive Care Med. 2013;39(1):93–100.
19. Silva S, Jozwiak M, Teboul J‑L, Persichini R, Richard C, Monnet X. Endexpiratory occlusion test predicts preload responsiveness independently of positive end‑expiratory pressure during acute respiratory distress syndrome. Crit Care Med. 2013;41(7):1692–701.
20. Monnet X, Teboul J‑L. Cardiac output monitoring: throw it out… or keep it? Crit Care. 2018;22(1):35.
21. Vincent J‑L, Weil MH Fluid challenge revisited. Crit Care Med. 2006;34(5):1333–7.
22. Fisher RA. Statistical methods for research workers. Edinburgh: Oliver & Boyd; 1925.
23. Tukey Beyer H, Exploratory John W, Analysis Data. Biom J. 1981;23(4):413–4.
24. Cannesson M, Pestel G, Ricks C, Hoeft A, Perel A. Hemodynamic monitoring and management in patients undergoing high risk surgery: a survey among North American and European anesthesiologists. Crit Care. 2011;15(4):R197.
25. Hamilton MA, Cecconi M, Rhodes A. A systematic review and metaanalysis on the use of preemptive hemodynamic intervention to improve postoperative outcomes in moderate and high‑risk surgical patients. Anesth Analg. 2011;112(6):1392–402.
26. Cecconi M, Hernandez G, Dunser M, Antonelli M, Baker T, Bakker J, et al. Fluid administration for acute circulatory dysfunction using basic monitoring: narrative review and expert panel recommendations from an ESICM task force. Intensive Care Med. 2019;45(1):21–32.
27. Pottecher J, Ageron F‑X, Fauché C, Chemla D, Noll E, Duranteau J, et al. Prehospital shock index and pulse pressure/heart rate ratio to predict massive transfusion after severe trauma: retrospective analysis of a large regional trauma database. J Trauma Acute Care Surg. 2016;81(4):713–22.
28. Monge García MI, Guijo González P, Gracia Romero M, Gil Cano M, Oscier C, Rhodes A, et al. Effects of fluid administration on arterial load in septic shock patients. Intensive Care Med. 2015;41(7):1247–55.
29. Monnet X, Marik P, Teboul J‑L. Passive leg raising for predicting fluid responsiveness: a systematic review and meta‑analysis. Intensive Care Med. 2016;42(12):1935–47.
30. Convertino VA, Cooke WH, Holcomb JB. Arterial pulse pressure and its association with reduced stroke volume during progressive central hypovolemia. J Trauma Acute Care Surg. 2006;61(3):629–34.
31. Fischer M‑O, Mahjoub Y, Boisselier C, Tavernier B, Dupont H, Leone M, et al. Arterial pulse pressure variation suitability in critical care: a French national survey. Anaesth Crit Care Pain Med. 2015;34(1):23–8.
32. Mahjoub Y, Lejeune V, Muller L, Perbet S, Zieleskiewicz L, Bart F, et al. Evaluation of pulse pressure variation validity criteria in critically ill patients: a prospective observational multicentre point‑prevalence study. Br J Anaesth. 2013;112(4):681–5.
33. Benes J, Zatloukal J, Kletecka J, Simanova A, Haidingerova L, Pradl R. Respiratory induced dynamic variations of stroke volume and its surrogates as predictors of fluid responsiveness: applicability in the early stages of specific critical states. J Clin Monit Comput. 2014;28(3):225–31.
34. Delannoy B, Wallet F, Maucort‑Boulch D, Page M, Kaaki M, Schoeffler M, et al. Applicability of pulse pressure variation during unstable hemodynamic events in the intensive care unit: a five‑day prospective multicenter study. Crit Care Res Pract. 2016. https://doi. org/10.1155/2016/7162190.
35. Cecconi M, De Backer D, Antonelli M, Beale R, Bakker J, Hofer C, et al. Consensus on circulatory shock and hemodynamic monitoring. Task force of the European Society of Intensive Care Medicine. Intensive Care Med. 2014;40(12):1795–815.
36. Benes J, Kirov M, Kuzkov V, Lainscak M, Molnar Z, Voga G, et al. Fluid therapy: double‑edged sword during critical care? Biomed Res Int. 2015. https://doi.org/10.1155/2015/729075.
37. Vincent J‑L, Sakr Y, Sprung CL, Ranieri VM, Reinhart K, Gerlach H, et al. Sepsis in European intensive care units: results of the SOAP study. Crit Care Med. 2006;34(2):344–53.
38. Aya HD, Ster IC, Fletcher N, Grounds RM, Rhodes A, Cecconi M. Pharmacodynamic analysis of a fluid challenge. Crit Care Med. 2016;44(5):880–91.
https://doi.org/10.1186/s13613‑019‑0612‑x