Explorarea motivelor pentru variația la nivel de stat a incidenței leziunilor renale acute care necesită dializă (AKI-D) în Statele Unite
Feb 23, 2022
Zijin Chen1,2*, Charles E. McCulloch3, Neil R. Powe4,5
Abstract
Fundal:Există o variație considerabilă la nivel de stat în incidența necesității de dializăacutrinichirănire(AKI-D). Cu toate acestea, se cunosc puține despre motivele acestei variații geografice.
Metode:Studiu ecologic național transversal la nivel de stat bazat pe bazele de date pentru pacienti internați (SID) și pe sistemul de supraveghere a factorilor de risc comportamental (BRFSS) în 2011. Am analizat 18 stări și șase afecțiuni cronice de sănătate (diabet zaharat [diabet], hipertensiune arterială,cronicrinichiboala[CKD], boala cardiacă arteriosclerotică [ASHD], cancerul (cu excepția cancerului de piele) și boala pulmonară obstructivă cronică [BPOC]). Asocieri intre fiecare dintre afectiunile cronice de sanatate siAKI-Dincidența a fost evaluată folosind corelația Pearson și regresia multiplă ajustând pentru vârsta medie, proporția de bărbați și proporția de albi non-hispanici în fiecare stat.
Rezultate:La nivel de statAKI-Dincidența a variat între 190 și 1139 per milion de locuitori. Diferențele la nivel de stat în ratele de spitalizare cu afecțiuni cronice de sănătate (în mare parte diferență de <{3}}ori în="" interval)="" au="" fost="" mai="" mari="" decât="" diferențele="" de="" prevalență="" la="" nivel="" de="" stat="" pentru="" fiecare="" afecțiune="" cronică="" de="" sănătate="" (în="" mare="" parte="">< 2.5-="" diferența="" de="" ori="" în="" interval).="" s-a="" demonstrat="" o="" corelație="" semnificativă="" între="" incidența="" aki-d="" și="" prevalența="" diabetului,="" ashd="" și="" bpoc,="" precum="" și="" între="" incidența="" aki-d="" și="" rata="" de="" spitalizare="" cu="" hipertensiune="" arterială.="" în="" modelele="" de="" regresie,="" după="" ajustarea="" pentru="" vârstă,="" sex="" și="" rasă,="" incidența="" aki-d="" a="" fost="" asociată="" cu="" prevalența="" și="" ratele="" de="" spitalizare="" cu="" cinci="" afecțiuni="" cronice="" de="" sănătate--diabet,="" hipertensiune="">CKD, ASHD și BPOC--și ratele de spitalizare cu cancer.
Concluzii:Rezultatele acestei analize ecologice sugerează că variația la nivel de stat a incidenței AKI-D poate fi influențată de variațiile la nivel de stat ale prevalenței și ratelor de spitalizare cu mai multe afecțiuni cronice de sănătate. Pentru majoritatea afecțiunilor cronice explorate,AKI-Dcorelat mai puternic cu ratele de spitalizări cu afecțiunile de sănătate, mai degrabă decât cu prevalența acestora, sugerând că strategiile mai bune de gestionare a bolii care previn spitalizările se pot traduce într-o incidență mai mică aAKI-D.
Cuvinte cheie:Variatie geografica,Cronicsănătatecondiție, AKI-D, Studiu ecologic
A lua legatura:joanna.jia@wecistanche.com/ WhatsApp: 008618081934791
fundal
Necesită dializăacutrinichirănire(AKI-D) este o cauză importantă de morbiditate și mortalitate la pacienții internați și este asociată cu o povară mare de sănătate publică. Am raportat recent o variație geografică considerabilă a incidenței AKI-D în Statele Unite [1–3], unele state având o incidență de peste zece ori mai mare decât altele. Cu toate acestea, se cunosc puține despre motivele acestei variații geografice.
Am emis ipoteza că variația geografică a prevalenței anumitor afecțiuni cronice de sănătate care predispun direct sau indirect laacutrinichirănirepoate fi un contributor important la variația geografică observată a incidenței AKI-D. Condițiile cronice candidate includ diabet zaharat (diabet zaharat), hipertensiune arterială,cronicrinichiboala(CKD), boala cardiacă arteriosclerotică (ASHD), cancerul și boala pulmonară obstructivă cronică (BPOC).
Mai mult, din moment ceAKI-Dapare doar în rândul pacienților internați (din moment ce dializa acută nu poate fi inițiată în ambulatoriu), am emis ipoteza că variația geografică a ratelor de spitalizare a pacienților cu afecțiuni cronice de sănătate este, de asemenea, potențial importantă.
Pentru a explora aceste asocieri, am analizat datele din 18 state derivate din două baze de date reprezentative ale comunității din SUA - Bazele de date pentru pacienti internați de stat (SID) [4] și Sistemul de supraveghere a factorilor de risc comportamental (BRFSS) [5].
Metode
Design de studiu
Am efectuat un studiu național, transversal, ecologic în rândul populațiilor cu vârsta de 45 de ani sau mai mult din Statele Unite. Am limitat studiul nostru la adulții cu vârsta de 45 de ani sau mai mult, deoarece incidența AKI-D și prevalența afecțiunilor cronice de sănătate și spitalizările sunt scăzute la populațiile mai tinere.
Determinarea variațiilor la nivel de stat în prevalența afecțiunilor cronice de sănătate folosind BRFSS
Pe baza literaturii existente, am selectat a priori afecțiunile cronice de sănătate pentru a le studia ca candidați pentru a se corela cu incidența AKI-D. Am inclus cauzele principale ale IRST (pe care presupunem că sunt și cauzele principale ale CKD), principalele afecțiuni morbide care însoțesc IRST (deoarece pot acționa ca declanșatori ai bolii acute).cronicrinichiboala), și posibili factori de risc pentru AKI-D dintr-un studiu anterior [2, 6, 7]. Mai exact, am determinat mai întâi primele patru cauze primare ale bolii renale în stadiu terminal (ESRD) din Sistemul de date renale al Statelor Unite (USRDS): diabet, hipertensiune arterială, glomerulonefrită și chistică.rinichiboala[6]. Am determinat apoi primele zece afecțiuni comorbide raportate în rândul pacienților cu IRST din USRDS: hipertensiune arterială, diabet zaharat, insuficiență cardiacă cronică, boală cardiacă arteriosclerotică, altă boală cardiacă, boală vasculară periferică, BPOC, accident cerebrovascular/atac ischemic tranzitoriu (CVA/TIA), retinopatie diabetică și neoplasm malign [7]. În cele din urmă, am remarcat primele zece coduri de diagnostic legate de tendințele temporale ale AKI-D dintr-un studiu anterior: șoc, stop cardiac, fibrilație ventriculară, septicemie, mielom multiplu, insuficiență respiratorie, coagulare, tulburări hemoragice, hipertensiune arterială, comă stupoare, leziuni cerebrale, boli hepatice și micoze [2].
Estimările prevalenței la nivel de stat ale afecțiunilor cronice de sănătate au fost obținute pe baza datelor auto-raportate de la BRFSS în 2011. BRFSS este cel mai important sistem național de anchete telefonice legate de sănătate care colectează date la nivel de stat și local de la rezidenții din SUA cu privire la comportamente de risc legate de sănătate, afecțiuni cronice de sănătate și utilizarea serviciilor de prevenire [5, 8]. Aceste date provin de la participanți la toți cei 50. Începând din 2011, un sondaj pe telefonul mobil și o nouă metodologie pentru calcularea valorilor ponderate au fost incluse ca componente ale BRFSS [9, 10]. Deoarece sondajul BRFSS din 2011 nu a surprins toate condițiile de sănătate enumerate mai sus, am consolidat cauzele primare ale BRST, primele zece condiții comorbide în rândul pacienților cu BRST și primele zece coduri de diagnostic legate de tendințele temporale ale AKI-D în șase afecțiuni cronice de sănătate. : diabet zaharat, hipertensiune arterială, CKD, ASHD, cancer (excluzând cancerul de piele) (denumit în continuare pur și simplu „cancer”) și BPOC. Selecția acestor șase condiții de sănătate a fost făcută înainte de efectuarea oricărei analize de asociere.
Întrebările și opțiunile de răspuns ale BRFSS pentru aceste șase afecțiuni cronice de sănătate sunt enumerate în Tabelul suplimentar 1 [11]. Când răspunsul la fiecare întrebare a fost „da”, am considerat că participantul are această afecțiune cronică de sănătate. Când răspunsul a fost „nu”, am considerat că participantul nu are această afecțiune cronică de sănătate. Pentru ASHD, au fost incluse două întrebări relevante (referitor la „infarctul miocardic” și „angina sau boala coronariană”), iar clasificarea ASHD s-a bazat pe răspunsul afirmativ la oricare dintre ele. Răspunsurile sunt date ca „lipsă”, „refuz” sau „nu știu/nu sunt sigur” împreună au reprezentat < 3="" la="" sută="" din="" răspunsuri="" pentru="" toate="" condițiile="" și="" au="" fost="" clasificate="" ca="">
Determinarea variațiilor la nivel de stat ale incidenței AKI-D spitalizate folosind SID și recensământul din SUA
Am folosit bazele de date pentru pacienti internați de stat (SID) pentru a determina numărul de spitalizări AKI-D [3, 4]. Apoi am folosit datele Biroului de Recensământ din SUA pentru a calcula incidența stat cu stat a AKI-D.
AKI-D a fost definită atunci când a existat atât un cod de diagnostic pentru insuficiență renală acută (Clasificarea internațională a bolilor, a noua revizuire, modificarea clinică [ICD- 9] codurile 584.5, 584.6, 584.7, 584.8 sau 584.9) și o procedură de dializă cod (39.95, V45.11, V45.12, V56.0 sau V56.2) fără coduri concomitente pentru crearea sau revizuirea fistulei arteriovenoase (39.27, 39.42, 39.43 sau 39.93) [1, 3, 12 , 13]. Studiile anterioare au arătat că acest algoritm a produs o sensibilitate mai mare sau egală cu 90 la sută, valori predictive specifice, pozitive și negative [1, 3, 12, 13].
Din motive de cost, am achiziționat doar 25 din cele 30 de SID disponibile în 2011: Arizona (AZ), Arkansas (AR), California (CA), Colorado (CO), Florida (FL), Iowa (IA), Kentucky ( KY), Massachusetts (MA), Maryland (MD), Maine (ME), Michigan (MI), Mississippi (MS), Carolina de Nord (NC), Nebraska (NE), New Jersey (NJ), New Mexico (NM) , New York (NY), Nevada (NE), Oregon (OR), Rhode Island (RI), Carolina de Sud (SC), Utah (UT), Vermont (VT), Washington (WA) și West Virginia (WV) (Figura suplimentară 1) [3].
Nouăsprezece baze de date SID au raportat > 15 coduri de diagnosticare. În niciuna dintre aceste 19 state, mai mult de un sfert din spitalizări nu au mai mult de 15 coduri de diagnostic. 19 baze de date SID (nesuprapune) raportate > 6 coduri de procedură. În niciuna dintre aceste 19 state, mai mult de o zecime din spitalizări nu au avut > 6 coduri de procedură [3]
În analiza noastră primară, pentru a reduce părtinirea de constatare, nu am inclus baze de date SID cu mai puțin de 15 coduri de diagnostic (ME, NE) și am analizat doar primele 15 coduri de diagnostic enumerate pentru fiecare spitalizare (Figura suplimentară 1). De asemenea, am analizat doar primele 6 coduri de procedură în analiza noastră primară (toate statele au avut cel puțin acest număr de coduri de procedură) [3].
Am numărat spitalizările AKI-D cu diagnostic de BRST (585,6) la externare, dar nu la internare. Analiza noastră principală nu a inclus stări (CO, MS, NC, UT, WV) în care nu am putut spune dacă ESRD a fost un diagnostic de admitere sau un diagnostic de externare [sau ambele]) (Figura suplimentară 1) [3].
Prin urmare, analiza noastră principală sa bazat pe 18 state (AZ, AR, CA, FL, IA, KY, MA, MD, MN, NJ, NM, NY, NV, OR, RI, SC, VT, WA) (Figura 1 suplimentară) ) [3]. Am folosit date din toate cele 25 de stări în analizele de sensibilitate.
Aici, am analizat doar până la 9 coduri de diagnosticare și până la 6 coduri de procedură pentru fiecare stat pentru a reduce prejudecățile de stabilire (toate statele au raportat cel puțin 9 coduri de diagnosticare și 6 coduri de procedură) și am exclus toate spitalizările care conțin un cod de diagnostic pentru IRST ( 585.6), deoarece pentru cinci stări (CO, MS, NC, UT și WV), nu am putut spune dacă acest diagnostic era deja prezent la internare [3].
Determinarea variațiilor la nivel de stat ale ratelor de spitalizare cu fiecare dintre afecțiunile cronice de sănătate din SID, BRFSS și recensământul din SUA
Am identificat și compilat externarile din spitale legate de fiecare afecțiune cronică de sănătate și am calculat ratele folosind populațiile de pacienți estimate la nivel de stat. Am emis ipoteza că rata de spitalizare cu fiecare afecțiune cronică de sănătate ar putea fi influențată de pacienții cu acea afecțiune cronică de sănătate care au avut boala mai severă sau au avut complicații care trebuiau tratate în spital.
Mai exact, am folosit software-ul de clasificări clinice (CCS) în SID, care restrânge cele > 14,000 coduri de diagnostic standardizate din Clasificarea internațională a bolilor-a noua revizuire-modificare clinică (ICD-9- CM) într-un format mai mic. număr de categorii semnificative clinic [3]. Fiecare dintre cele șase condiții de sănătate cronice de interes a fost mapată la următoarele coduri de diagnostic CCS: diabet (cod de diagnostic CCS 49, 50), hipertensiune (cod diagnostic CCS 98, 99), CKD (cod diagnostic CCS 156, 158), ASHD (cod de diagnostic CCS 100, 101,102), cancer (cod de diagnostic CCS 11–21 și 24–43) și BPOC (cod de diagnostic CCS 127).
metode statistice
Incidența AKI-D la nivel de stat a fost exprimată ca pe milion de populație (pmp), așa cum a fost descris anterior [3, 12, 14]. Am calculat diferența de ori pentru aceasta împărțind cea mai mare incidență AKI-D la nivel de stat observată la cea mai mică incidență AKI-D la nivel de stat observată. Clasificăm statele în niveluri scăzute/medii/înalte ale incidenței AKI-D pentru a arăta variațiile regionale pe o hartă a SUA
Am calculat estimările prevalenței afecțiunilor cronice din BRFSS și populația rezidentă din Biroul de recensământ din SUA din 2011 [15]. Am calculat rata de spitalizări cu fiecare afecțiune cronică de sănătate la 1000 de populație ca număr de spitalizări / (prevalența afecțiunii cronice * populația rezidentă) * 1000. Diferențele de ori pentru acestea au fost, de asemenea, calculate luând cele mai mari valori observate față de cele mai scăzute. (Toate ratele de incidente sunt pe an.)
Pentru a obține estimări de prevalență și intervale de încredere (IC) asociate, am folosit un design complex de sondaj prin eșantion care specifică straturile, grupurile și ponderile eșantionului pentru datele combinate de telefonie fixă și telefon mobil („STSTR” a fost folosit pentru straturi, „{{0} }PSU" pentru clustere și "_LLCPWT" pentru ponderi de eșantionare) [16].
Coeficienții de corelație Pearson au fost utilizați pentru a determina i) corelația la nivel de stat dintre prevalența fiecărei afecțiuni cronice de sănătate și incidența AKI-D și ii) corelația la nivel de stat dintre rata de spitalizare cu fiecare afecțiune cronică de sănătate și AKI-D incidenţă.
Analiza de regresie liniară a fost efectuată pentru a determina asocierea la nivel de stat între prevalența sau rata de spitalizare cu fiecare afecțiune cronică de sănătate și incidența AKI-D, ajustând pentru vârsta medie, proporția de bărbați și proporția de albi non-hispanici în fiecare stat. Dimensiunea estimărilor parametrilor și valorile p din modelele de regresie liniară au fost utilizate pentru a evalua care stare de sănătate cronică ar fi avut cea mai mare influență asupra incidenței AKI-D. De asemenea, am comparat valorile R-pătrat ajustate în diferite modele pentru fiecare afecțiune cronică de sănătate pentru a evalua dacă diferențele de prevalență sau rata de spitalizare cu unele afecțiuni cronice de sănătate ar putea explica mai mult din variația observată la nivel de stat a incidenței AKI-D.
În toate modelele de regresie, am verificat ipoteza de liniaritate. Dacă relația dintre o expunere de interes și rezultat a apărut neliniară, am adăugat un termen patratic în model și am afișat rezultatele noastre grafic.
Ca control negativ, am examinat cancerul de piele ca o afecțiune cronică de sănătate despre care am emis ipoteza că nu ar avea nicio corelație sau asociere cu incidența AKI-D. Informațiile despre cancerul de piele s-au bazat, de asemenea, pe auto-raportare în BRFSS (Tabelul suplimentar 1) și am folosit codul de diagnostic CCS 22, 23 în SID.
Datele au fost analizate folosind STATA versiunea 14.1 (Stata Corp., College Station, TX) și verificate independent de un analist separat folosind SAS versiunea 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC).
Rezultate
Caracteristicile demografice ale respondenților BRFSS și ale pacienților care au avut spitalizări AKI-D sunt prezentate în Tabelul 1 (defalcare la nivel de stat în Tabelul suplimentar 2 și Tabelul suplimentar 3). Persoanele cu spitalizări AKI-D au avut mai multe șanse să fie mai în vârstă, bărbați și negri non-hispanici decât respondenții BRFSS.
Incidența AKI-D spitalizate
Am identificat 34.122 de spitalizări cu AKI-D în SID din 18 state. Incidența AKI-D la nivel de stat a variat considerabil (Figura 1), variind de la 190 la 1139 pm (diferență de 6.0- ori) (Tabelul suplimentar 2).
Prevalența afecțiunilor cronice de sănătate
Studiul a inclus 188.997 de participanți de la BRFSS printre indivizi cu vârsta de 45 de ani sau mai mult din 18 state (mărimea populației ponderată=57, 396,000). Prevalența estimată a celor șase condiții de sănătate cronice de interes a variat de la stat la stat (Tabelele suplimentare 4-9). Pentru diabet, intervalul de prevalență la nivel de stat a fost de 11,9 la 18,4 la sută (diferență de 1,5-ori), pentru hipertensiune arterială 42,1 la 54,1 la sută (diferență de 1,3-ori), pentru CKD de 2,4 la 5,9 procente (diferență de 2,5- ori), pentru ASHD 9,3 până la 15,8 la sută (diferență de 1,7-ori), pentru cancer 9,1 până la 11,9 la sută (diferență de 1,{3-ori) și pentru BPOC 6,3 până la 13,5 la sută (diferență de 2,1-ori).
Ratele ratelor de spitalizare cu fiecare dintre afecțiunile cronice de sănătate
În comparație cu variațiile la nivel de stat în prevalența bolii, a existat o variație mai mare de la stat la stat a ratei de spitalizare cu afecțiunile cronice de sănătate (de exemplu, comparând diferența de ori de la starea cea mai mare la cea mai scăzută). Mai exact, ratele de spitalizare cu diabet au variat între 252 și 438 la 1000 de pacienți (diferență de 1,7-ori), în timp ce cele cu hipertensiune arterială au variat de la 153 la 278 la 1000 de pacienți (diferență de 1,8-ori) , cea cu CKD de 360 la 1144 la 1000 de pacienți (diferență de 3,2-ori), cea cu ASHD de 289 la 547 la 1000 de pacienți (diferență de 1,9-ori), cea cu cancer de la 197 la 384 la 1000 de pacienți (diferență de 1,9-ori) și cea cu BPOC de la 213 la 473 la 1000 de pacienți (diferență de 2,2-ori).
Rețineți că diferența de 6-orificie în intervalul de incidență a AKI-D între state (1139/190 pmp) este mai mare decât variația la nivel de stat a prevalenței stării cronice de sănătate (în mare parte < 2.5-diferență în interval ) sau variația la nivel de stat a ratei de spitalizare cu afecțiuni cronice (mai ales diferență de <3-ori în interval).
Corelația la nivel de stat între prevalența fiecărei afecțiuni cronice de sănătate și incidența AKI-D
La nivel de stat, a fost demonstrată o corelație semnificativă între incidența AKI-D și prevalența diabetului zaharat (r=0.56; p=0.01, Fig. 2a), ASHD (r {{7} }}.56; p=0.01, Fig.
2b) și BPOC (r=0.55; p=0.02, Fig. 2c). Nu s-a observat nicio corelație semnificativă la nivel de stat între incidența AKI-D și prevalența hipertensiunii (r=0,35; p=0,15), CKD (r=0},36; p=0.14, Fig. 2d) și cancer (r=0.06; p=0.82).
Corelația la nivel de stat între rata de spitalizare cu fiecare afecțiune cronică de sănătate și incidența AKI-D S-a demonstrat, de asemenea, o corelație semnificativă între incidența AKI-D și rata spitalizării cu hipertensiune arterială (r=0.51; p {{5 }}.03, Fig. 2e). Nu s-a demonstrat nicio corelație semnificativă pentru ratele de spitalizare cu diabet (r=0,27; p=0,27), CKD (r=0},03; p=0,91 , Fig. 2f), ASHD (r=0.17; p=0.49), cancer (r=0.23; p=0.37) și BPOC (r=0.13; p=0.60).
Asocierea dintre prevalența și/sau ratele ratei de spitalizare cu fiecare afecțiune cronică de sănătate și incidența AKI-D prin regresie liniară.
După controlul diferențelor la nivel de stat în vârstă, sex și proporție de albi non-hispanici, statele cu o prevalență mai mare a diabetului, hipertensiunii, ASHD și BPOC au avut o incidență mai mare a AKI-D (Tabelul 2). De exemplu, pentru fiecare prevalență cu 1% mai mare a diabetului zaharat în stat, am estimat că a existat o incidență cu 70,5 (95% CI: 14,6-126,3) pmp mai mare a AKI-D în stat.
De asemenea, am constatat că statele cu rate mai mari de spitalizare cu oricare dintre cele șase afecțiuni cronice selectate au avut o incidență mai mare a AKI-D (cu CKD fiind la limită/ având cea mai slabă asociere). În general, aceste relații au fost surprinse în mod adecvat într-un model liniar. De exemplu, pentru fiecare 1 la 1000 o rată mai mare de spitalizare cu diabet, am estimat că a existat o incidență cu 3,0 (IC 95 la sută: 1,8-4,1) pmp mai mare a AKI-D în stat. Pentru cancer, statele cu rate mai mari de spitalizare au avut, de asemenea, o incidență mai mare a AKI-D, dar asocierea nu a fost liniară și este prezentată mai precis grafic în Fig. 3a.
Am observat că pentru majoritatea afecțiunilor cronice, modelele cu rata de spitalizare ca expunere principală au avut un R2 ajustat mai mare decât modelele cu prevalența bolii ca expunere principală (Tabelul 2). De exemplu, R2 ajustat a fost de 0,350 pentru prevalența diabetului, dar R2 ajustat a fost de 0,780 pentru rata de spitalizare pentru diabet.
Când atât prevalența cât și rata de spitalizare pentru fiecare afecțiune cronică au fost introduse în modelul de regresie liniară, valorile ajustate R2 au crescut și mai mult (Tabelul 2). Prevalența a cinci dintre cele șase afecțiuni cronice de sănătate (prevalența cancerului a rămas nesemnificativă statistic) și rata de spitalizare cu toate cele șase boli a fost asociată semnificativ cu incidența AKI-D într-o direcție pozitivă (adică, incidență mai mare AKI-D în state). cu prevalență mai mare a stării de sănătate cronice sau rată de spitalizare). Pentru rata de spitalizare pentru cancer, asocierea nu a fost din nou liniară și mai precis prezentată grafic în Fig. 3b.
În ceea ce privește controlul nostru negativ, am constatat că prevalența cancerului de piele și rata de spitalizare (Tabelul suplimentar 10) nu au fost corelate cu incidența AKI-D (Tabelul 2).
Analiza de sensibilitate
În analizele de sensibilitate folosind date din 25 de state (38.922 de spitalizări AKI-D din SID (Figura 2 suplimentară) și 200.936 de observații [dimensiunea ponderată a populației=67,096,000] de la BRFSS), am observat rezultate similare în analizele de corelație. În modelele de regresie, obținem rezultate similare de așteptat pentru prevalența cancerului. Prevalența cancerului a fost încă un factor semnificativ pentru incidența AKI-D după mai multe ajustări (coeficient=154.6, 95% CI 55,6–253,7; p <0,01) (tabelul="" suplimentar="" 11,="" figura="" suplimentară="">
Discuţie
Studiile epidemiologice ale bolii renale s-au concentrat mai ales pe BRST [17] și CKD [18]. Mai puține studii s-au concentrat pe AKI și chiar mai puține pe variațiile geografice ale incidenței AKI. Am raportat recent că există o diferență mare între stări în ceea ce privește incidența AKI-D [3, 14]. Studiul actual este prima încercare, după cunoștințele noastre, de a examina factorii asociați cu acea variație.
În acest studiu național, transversal, ecologic, am constatat că variația la nivel de stat a incidenței AKI-D este corelată cu variațiile la nivel de stat ale prevalenței și variațiile la nivel de stat ale ratei de spitalizare pentru mai multe afecțiuni cronice de sănătate. Aceste descoperiri sugerează că distribuția geografică a diabetului, hipertensiunii arteriale, CKD, ASHD și BPOC (și posibil cancerului) poate influența distribuția geografică a AKI-D.
Recunoaștem că concluziile ferme nu pot fi făcute prin studii ecologice și corelarea nu este cauzalitate. Dar, credem că este foarte plauzibil că variațiile la nivel de stat ale acestor afecțiuni cronice de sănătate sunt relevante din punct de vedere fiziopatologic, deoarece acestea sunt cunoscute a fi factori de risc pentru AKI. De exemplu, diabetul a fost recunoscut ca un factor de risc pentru nefromatia asociată cu contrastul și alte forme de AKI-D [19, 20]. Hipertensiunea arterială, frecventă la adulți, a fost asociată cu AKI [21, 22]. CKD este strâns legată de AKI, iar severitatea CKD este asociată cu un risc progresiv mai mare de AKI [23, 24]. AKI este frecventă la pacienții cu ADHD care au suferit o intervenție chirurgicală de bypass coronarian [25] sau intervenție coronariană percutanată [26]. Pacienții cu BPOC au o incidență crescută a bacteriemiei, reflectând probabil o mai mare vulnerabilitate la dobândirea de infecții severe [27, 28], iar această prevalență mai mare a septicemiei legate de infecțiile tractului respirator ar putea crește numărul de episoade AKI-D. AKI-D poate fi legat de cancer din cauza factorilor renali intrinseci, factorilor postrenali și agenților chimioterapeutici, care pot fi intensificați în spital. Credem că concluziile noastre sunt întărite de constatările referitoare la cancerul de piele, controlul nostru negativ (care a fost și el selectat a priori). Am emis ipoteza că variația la nivel de stat a prevalenței cancerului de piele și
rata de spitalizare nu ar trebui să se coreleze sau să fie asociată cu AKI-D la nivel de stat, deoarece cancerul de piele nu este un factor de risc cunoscut pentru AKI. Într-adevăr, am observat acest lucru. Astfel, acest lucru oferă o anumită asigurare cu privire la specificul asociilor observate la nivel de stat între cele 6 afecțiuni cronice de sănătate selectate și AKI-D.
Considerăm că o observație potențial importantă este că diferențele la nivel de stat în ratele de spitalizare cu afecțiuni cronice de sănătate (de exemplu, de până la o diferență de 3,2-ori în interval) au fost mai mari decât diferența la nivel de stat în prevalență pentru fiecare afecțiune cronică de sănătate (de exemplu, o diferență de până la 2,5-ori în interval). În plus, după cum sa menționat, pentru majoritatea afecțiunilor cronice, R2 ajustat a fost mai mare în modelele cu rata de spitalizare ca expunere principală față de modelele cu prevalența bolii ca expunere principală, ceea ce este în concordanță cu ipoteza că ratele de spitalizare cu afecțiunile cronice de sănătate sunt mai influente decât ratele de prevalență în comunitate în explicarea variației la nivel de stat în incidența AKI-D. Deoarece este plauzibil ca pacienții cu afecțiuni cronice de sănătate slab controlate să fie cei mai susceptibili de a fi internați, aceste rezultate evidențiază posibilitatea ca managementul îmbunătățit al afecțiunilor cronice să reducă episoadele AKI-D. Studiul nostru identifică potențial care state ar aduce cele mai multe beneficii în ceea ce privește aceste strategii de prevenire. În general, programele intensive de educare a pacienților pentru a îmbunătăți autogestionarea afecțiunilor cronice și abilitățile și furnizarea nefrologilor (cum ar fi endocrinologii, cardiologii, pneumologii și medicii primari) pot fi factori modificabili importanți pentru a reduce povara bolii AKI-D.
Studiul nostru este consolidat prin includerea mai multor state din întreaga națiune. Din cunoștințele noastre, BRFSS este singurul set cuprinzător de date la nivel de stat disponibil cu privire la condițiile de sănătate cronice de interes. Studiile anterioare au raportat că datele BRFSS sunt foarte de acord cu datele din alte anchete naționale [29-31]. Ca o îmbunătățire majoră a BRFSS din 2011, includerea datelor de la sondaj de la participanții care folosesc telefoane celulare, în plus față de datele colectate prin intermediul telefoanelor fixe, a crescut reprezentativitatea și acuratețea [32]. În ceea ce privește definirea incidenței AKI-D, am capturat cazurile AKI-D folosind cel mai bine validat set de coduri de diagnostic și proceduri ICD-9-CM [3, 12-14].
Cu toate acestea, recunoaștem o serie de limitări. Din cauza limitărilor din datele SID, nu am avut date despre toate cele 50 de state. Astfel, rezultatele noastre s-ar putea să nu se generalizeze la întreaga țară. Ne-au lipsit date clinice (cum ar fi nivelurile de creatinina sau de glucoză din sânge, documentația medicului cu privire la istoricul medical sau un examen fizic, cum ar fi indicele de masă corporală, medicamentele prescrise) pentru a surprinde AKI-D și afecțiunile cronice de sănătate și acest lucru poate introduce părtiniri în estimările noastre privind punctele forte ale asociaţiilor.
Am identificat fiecare condiție de sănătate folosind coduri de diagnosticare și, prin urmare, nu am reușit să surprindem severitatea bolii. Nu am putut cuantifica orice reduceri preexistente ale ratei de filtrare glomerulară pentru acei pacienți care au dezvoltat AKI-D. Au existat și alți factori care ar putea contribui la incidența AKI-D (cum ar fi variația la nivel de stat în statutul economic, serviciile medicale și sociale, o combinație de spitale academice vs. non-universitare, numărul de paturi în unitățile de terapie intensivă) pe care nu i-am făcut. au informații disponibile pentru care să se adapteze. Nu am reușit să ținem cont de eventualele diferențe de prag pentru a iniția dializa sau decesul la domiciliu ca un eveniment concurent care poate varia la nivel regional. Probabil din cauza dependenței de auto-raportul pacientului, prevalența populației CKD conform BRFSS este mult mai mică decât prevalența populației CKD definită folosind markeri biochimici din National Health and Nutrition Examination Survey (NHAN ES) [33, 34]. Această clasificare greșită poate explica, de asemenea, de ce nu am observat corelații mai puternice între incidența AKI-D și prevalența CKD sau incidența AKI-D și rata de spitalizare cu CKD în analizele neajustate, în ciuda faptului că CKD este un factor de risc AKI foarte puternic. În plus, BRFSS nu îi include pe cei care locuiesc în aziluri de bătrâni sau în alte unități și se bazează pe respondenții capabili fizic și psihic să răspundă la sondaj. Astfel, persoanele cu comorbidități severe sunt subreprezentate. Designul studiului transversal și ecologic a însemnat că nu aveam date la nivel individual pentru a face inferențe mai puternice.
Cistanche deserticola previneacutrinichirănire, faceți clic aici pentru a obține eșantionul
Concluzie
Există o variație considerabilă la nivel de stat în incidența necesității de dializăacutrinichirănire(AKI-D). Incidența AKI-D a fost asociată cu prevalența și ratele de spitalizare cu cinci afecțiuni cronice de sănătate--diabet, hipertensiune arterială, CKD, ASHD și BPOC--și ratele de spitalizare cu cancer. Credem că rezultatele noastre sunt provocatoare și pun în lumină motivele potențiale ale variațiilor geografice ale incidenței AKI-D. Rezultatele noastre, dacă sunt replicate de alții, sugerează că măsurile care reduc spitalizarea pacienților cu afecțiuni cronice de sănătate se pot traduce într-o incidență mai scăzută a AKI-D.
Referințe
1. Hsu RK, McCulloch CE, Ku E, Dudley RA, Hsu CY. Variația regională a incidenței AKI care necesită dializă în Statele Unite. Clin J Am Soc Nephrol. 2013;8(9):1476–81.
2. Hsu RK, McCulloch CE, Heung M, et al. Explorarea motivelor potențiale pentru tendința temporală a AKI care necesită dializă în Statele Unite. Clin J Am Soc Nephrol. 2016;11(1):14–20.
3. Chen Z, Lee BJ, McCulloch CE, et al. Relația dintre leziunea renală acută care necesită dializă și recuperarea de la boala renală în stadiu terminal: un studiu național. BMC Nephrol. 2019;20(1):342.
4. Baze de date pentru pacienti internați (SID) HCUP. Proiectul privind costurile și utilizarea asistenței medicale (HCUP). Rockville: Agenția pentru Cercetare și Calitate în domeniul Sănătății; 2005-2009. www.hcup-us.ahrq.gov/sidoverview.jsp. Accesat la 14 septembrie 2018.
5. CDC BRFSS. https://www.cdc.gov/brfss/index.html. Accesat la 1 octombrie 2018.
Tabelele de referință ale raportului anual de date 6.2017. Volumul 2 ESRD Tabel B Prevalența. https://www.usrds.org/2017/ref/ESRD_Ref_B_Prevalență_2017. xlsx. Accesat la 3 octombrie 2018.
7.2017 Tabelele de referință ale raportului anual de date. Volumul 2 ESRD Tabelul C Caracteristicile pacientului. https://www.usrds.org/2017/ref/ESRD_Ref_C_PatientChars_2 017. xlsx. Accesat la 3 octombrie 2018.
8. Prezentare generală a BRFSS 2011. https://www.cdc.gov/brfss/annual_data/2011/pdf/ overview_11.pdf. Accesat la 1 octombrie 2018.
9. Centers for Disease C, Prevenire. Schimbări metodologice în sistemul de supraveghere a factorilor de risc comportamentali în 2011 și efecte potențiale asupra estimărilor de prevalență. MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2012;61(22):410–3.
10. Pe scurt: realizarea sistemului de supraveghere a factorilor de risc comportamentali (BRFSS) din 2011. https://www-cdc-gov.ucsf.idm.oclc.org/brfss/pdf/238974_ BRFSS-AAG.pdf. Accesat la 1 octombrie 2018.
11.2011 Chestionare BRFSS. https://www.cdc.gov/brfss/questionnaires/pdf-ques/2011brfss.pdf. Accesat la 1 octombrie 2018.
12. Hsu RK, McCulloch CE, Dudley RA, Lo LJ, Hsu CY. Modificări temporale ale incidenței AKI care necesită dializă. J Am Soc Nephrol. 2013;24(1):37–42.
13. Waikar SS, Wald R, Chertow GM, et al. Valabilitatea clasificării internaționale a bolilor, a noua revizuire, coduri de modificare clinică pentru insuficiența renală acută. J Am Soc Nephrol. 2006;17(6):1688–94.
14. Chen Z, Lee BJ, McCulloch CE, et al. Relația dintre leziunea renală acută care necesită dializă și recuperarea de la boala renală în stadiu terminal: un studiu național; 2019.
15. Estimări anuale ale populației rezidente în funcție de sex, rasă și origine hispanica pentru Statele Unite, State și județe: 1 aprilie 2010 până la 1 iulie 2017.
16. Ghidul utilizatorului BRFSS. https://www.cdc.gov/brfss/data_documentation/pdf/ UserguideJune2013.pdf. Accesat la 11 iulie 2019.
17. Raport anual de date USRDS 2018. https://www.usrds.org/adr.aspx. Accesat 11 iulie 2019.
18. Murphy D, McCulloch CE, Lin F, et al. Tendințe în prevalența bolii cronice de rinichi în Statele Unite. Ann Intern Med. 2016;165(7):473–81.
19. Parfrey PS, Griffiths SM, Barrett BJ, et al. Insuficiență renală indusă de material de contrast la pacienții cu diabet zaharat, insuficiență renală sau ambele. Un studiu prospectiv controlat. N Engl J Med. 1989;320(3):143–9.
20. Hsu CY, Ordonez JD, Chertow GM, Fan D, McCulloch CE, Go AS. Riscul de insuficiență renală acută la pacienții cu boală renală cronică. Rinichi Int. 2008; 74(1):101–7.
