Esplorazione delle ragioni per la variazione a livello statale dell'incidenza di danno renale acuto (AKI-D) che richiede la dialisi negli Stati Uniti
Feb 23, 2022
Zijin Chen1,2*, Charles E. McCulloch3, Neil R. Powe4,5
Astratto
Sfondo:C'è una notevole variazione a livello di stato nell'incidenza della dialisi che richiedeacutorenelesione(UN RAGAZZO). Tuttavia, poco si sa sulle ragioni di questa variazione geografica.
Metodi:Studio ecologico nazionale trasversale a livello statale basato sui database statali dei pazienti (SID) e sul sistema di sorveglianza dei fattori di rischio comportamentali (BRFSS) nel 2011. Abbiamo analizzato 18 stati e sei condizioni di salute croniche (diabete mellito [diabete], ipertensione,cronicorenepatologia[insufficienza renale cronica], cardiopatia arteriosclerotica [ASHD], cancro (escluso il cancro della pelle) e broncopneumopatia cronica ostruttiva [BPCO]). Associazioni tra ciascuna delle condizioni di salute croniche eUN RAGAZZOl'incidenza è stata valutata utilizzando la correlazione di Pearson e la regressione multipla aggiustando per l'età media, la proporzione di maschi e la proporzione di bianchi non ispanici in ogni stato.
Risultati:Il livello stataleUN RAGAZZOl'incidenza variava da 190 a 1139 per milione di abitanti. Le differenze a livello statale nei tassi di ospedalizzazione con condizioni di salute croniche (per lo più < 3-differenza="" di="" volte="" nell'intervallo)="" erano="" maggiori="" delle="" differenze="" a="" livello="" di="" stato="" nella="" prevalenza="" per="" ciascuna="" condizione="" di="" salute="" cronica="" (per="" lo="" più="">< 2.5-="" differenza="" di="" piega="" nell'intervallo).="" è="" stata="" mostrata="" una="" correlazione="" significativa="" tra="" incidenza="" di="" aki-d="" e="" prevalenza="" di="" diabete,="" ashd="" e="" bpco,="" nonché="" tra="" incidenza="" di="" aki-d="" e="" tasso="" di="" ospedalizzazione="" per="" ipertensione.="" nei="" modelli="" di="" regressione,="" dopo="" aggiustamento="" per="" età,="" sesso="" e="" razza,="" l'incidenza="" di="" aki-d="" era="" associata="" alla="" prevalenza="" e="" ai="" tassi="" di="" ospedalizzazione="" con="" cinque="" condizioni="" di="" salute="" croniche--diabete,="">insufficienza renale cronica, ASHD e BPCO--e tassi di ospedalizzazione per cancro.
Conclusioni:I risultati di questa analisi ecologica suggeriscono che la variazione a livello statale nell'incidenza di AKI-D può essere influenzata dalle variazioni a livello statale nella prevalenza e nei tassi di ospedalizzazione con diverse condizioni di salute croniche. Per la maggior parte delle condizioni croniche esplorate,UN RAGAZZOcorrelata maggiormente con i tassi di ospedalizzazione con le condizioni di salute piuttosto che con la loro prevalenza, suggerendo che migliori strategie di gestione della malattia che prevengono i ricoveri possono tradursi in una minore incidenza diUN RAGAZZO.
Parole chiave:variazione geografica,CronicoSalutecondizione, UN RAGAZZO, Studio ecologico
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Sfondo
Richiedente la dialisiacutorenelesione(AKI-D) è un'importante causa di morbilità e mortalità nei pazienti ospedalizzati ed è associata a un grande onere per la salute pubblica. Recentemente abbiamo riportato una notevole variazione geografica nell'incidenza di AKI-D negli Stati Uniti [1-3] con alcuni stati che hanno un'incidenza più di dieci volte superiore rispetto ad altri. Tuttavia, poco si sa sulle ragioni di questa variazione geografica.
Abbiamo ipotizzato che la variazione geografica nella prevalenza di alcune condizioni di salute croniche predisponga direttamente o indirettamente aacutorenelesionepuò essere un importante contributo alla variazione geografica osservata nell'incidenza di AKI-D. Le condizioni croniche candidate includono diabete mellito (diabete), ipertensione,cronicorenepatologia(CKD), cardiopatia arteriosclerotica (ASHD), cancro e broncopneumopatia cronica ostruttiva (BPCO).
Inoltre, poichéUN RAGAZZOsi verifica solo tra i pazienti ospedalizzati (poiché la dialisi acuta non può essere iniziata in regime ambulatoriale), abbiamo ipotizzato che anche la variazione geografica dei tassi di ospedalizzazione dei pazienti con condizioni di salute croniche sia potenzialmente importante.
Per esplorare queste associazioni, abbiamo analizzato i dati di 18 stati derivati da due database statunitensi rappresentativi della comunità: i database dei pazienti ricoverati statali (SID) [4] e il sistema di sorveglianza dei fattori di rischio comportamentali (BRFSS) [5].
Metodi
Progettazione dello studio
Abbiamo condotto uno studio ecologico nazionale, trasversale, tra le popolazioni di età pari o superiore a 45 anni negli Stati Uniti. Abbiamo limitato il nostro studio agli adulti di età pari o superiore a 45 anni perché l'incidenza di AKI-D e la prevalenza di condizioni di salute croniche e i ricoveri sono bassi nelle popolazioni più giovani.
Determinazione delle variazioni a livello statale nella prevalenza di condizioni di salute croniche utilizzando BRFSS
Sulla base della letteratura esistente, abbiamo selezionato a priori condizioni di salute croniche da studiare come candidate per correlare con l'incidenza di AKI-D. Abbiamo incluso le principali cause di ESRD (che presumiamo essere anche le principali cause di CKD), le principali condizioni morbose che accompagnano ESRD (poiché possono agire come fattori scatenanti dicronicorenepatologia), e possibili fattori di rischio per AKI-D da uno studio precedente [2, 6, 7]. In particolare, abbiamo prima determinato le prime quattro cause primarie di malattia renale allo stadio terminale (ESRD) dal Renal Data System (USRDS) degli Stati Uniti: diabete, ipertensione, glomerulonefrite e cisticarenepatologia[6]. Abbiamo quindi determinato le prime dieci condizioni di comorbidità segnalate tra i pazienti con ESRD dall'USRDS: ipertensione, diabete, insufficienza cardiaca cronica, cardiopatia arteriosclerotica, un'altra malattia cardiaca, malattia vascolare periferica, BPCO, accidente cerebrovascolare/attacco ischemico transitorio (CVA/TIA), retinopatia diabetica e neoplasie maligne [7]. Abbiamo infine annotato i primi dieci codici diagnostici relativi all'andamento temporale dell'AKI-D da uno studio precedente: shock, arresto cardiaco, fibrillazione ventricolare, setticemia, mieloma multiplo, insufficienza respiratoria, coagulazione, disturbi emorragici, ipertensione, coma stupore, danno cerebrale, malattie del fegato e micosi [2].
Le stime della prevalenza a livello statale delle condizioni di salute croniche sono state ottenute sulla base dei dati di autovalutazione del BRFSS nel 2011. Il BRFSS è il principale sistema nazionale di sondaggi telefonici relativi alla salute che raccolgono dati a livello statale e locale dai residenti negli Stati Uniti per quanto riguarda i loro comportamenti a rischio per la salute, condizioni di salute croniche e uso di servizi di prevenzione [5, 8]. Questi dati provengono dai partecipanti in tutto e 50. A partire dal 2011, un'indagine sul cellulare e una nuova metodologia per calcolare i valori ponderati sono stati inclusi come componenti del BRFSS [9, 10]. Poiché l'indagine BRFSS del 2011 non ha catturato tutte le condizioni di salute sopra elencate, abbiamo consolidato le cause primarie di ESRD, le prime dieci condizioni di comorbidità tra i pazienti con ESRD e i primi dieci codici diagnostici relativi alle tendenze temporali di AKI-D in sei condizioni di salute croniche : diabete, ipertensione, CKD, ASHD, cancro (escluso il cancro della pelle) (d'ora in poi semplicemente "cancro") e BPCO. La selezione di queste sei condizioni di salute è stata effettuata prima di eseguire qualsiasi analisi di associazione.
Le domande BRFSS e le scelte di risposta per queste sei condizioni di salute croniche sono elencate nella Tabella Supplementare 1 [11]. Quando la risposta a ciascuna domanda era "sì", abbiamo considerato il partecipante affetto da questa condizione di salute cronica. Quando la risposta è stata "no", abbiamo ritenuto che il partecipante non avesse questa condizione di salute cronica. Per l'ASHD, sono state incluse due domande rilevanti (riguardanti "infarto del miocardio" e "angina o malattia coronarica") e la classificazione dell'ASHD si basava sulla risposta affermativa a entrambi. Le risposte fornite come "mancante", "rifiutato" o "non so/non sono sicuro" insieme rappresentavano < 3%="" delle="" risposte="" per="" tutte="" le="" condizioni="" e="" sono="" state="" classificate="" come="">
Determinazione delle variazioni a livello statale nell'incidenza di AKI-D ospedalizzati utilizzando SID e censimento statunitense
Abbiamo utilizzato i database dei pazienti ricoverati statali (SID) per determinare il numero di ricoveri per AKI-D [3, 4]. Abbiamo quindi utilizzato i dati dell'US Census Bureau per calcolare l'incidenza stato per stato di AKI-D.
L'AKI-D è stato definito quando c'era sia un codice diagnostico di insufficienza renale acuta (Classificazione Internazionale delle Malattie, Nona Revisione, Modifica Clinica [ICD- 9] codici 584.5, 584.6, 584.7, 584.8 o 584.9) e una procedura di dialisi codice (39.95, V45.11, V45.12, V56.0 o V56.2) senza la creazione simultanea di fistole arterovenose o codici procedura di revisione (39.27, 39.42, 39.43 o 39.93) [1, 3, 12 , 13]. Studi precedenti hanno dimostrato che questo algoritmo ha prodotto valori predittivi specifici, positivi e negativi di sensibilità maggiore o uguale al 90% [1, 3, 12, 13].
Per motivi di costo, abbiamo acquistato solo 25 dei 30 SID disponibili nel 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), North Carolina (NC), Nebraska (NE), New Jersey (NJ), New Mexico (NM) , New York (NY), Nevada (NE), Oregon (OR), Rhode Island (RI), South Carolina (SC), Utah (UT), Vermont (VT), Washington (WA) e West Virginia (WV) (Figura supplementare 1) [3].
Diciannove database SID riportati > 15 codici diagnostici. In nessuno di questi 19 stati più di un quarto dei ricoveri aveva > 15 codici diagnostici. 19 banche dati SID (non sovrapposte) riportate > 6 codici procedura. In nessuno di questi 19 stati più di un decimo dei ricoveri aveva > 6 codici procedurali [3]
Nella nostra analisi primaria, per ridurre il bias di accertamento, non abbiamo incluso database SID con meno di 15 codici diagnostici (ME, NE) e abbiamo analizzato solo i primi 15 codici diagnostici elencati per ogni ricovero (Figura 1 supplementare). Abbiamo anche analizzato solo i primi 6 codici di procedura nella nostra analisi primaria (tutti gli stati avevano almeno questo numero di codici di procedura) [3].
Abbiamo contato i ricoveri AKI-D con diagnosi di ESRD (585,6) alla dimissione ma non al ricovero. La nostra analisi primaria non includeva stati (CO, MS, NC, UT, WV) in cui non potevamo dire se ESRD fosse una diagnosi di ammissione o una diagnosi di dimissione [o entrambe]) (Figura 1 supplementare) [3].
La nostra analisi primaria si è quindi basata su 18 stati (AZ, AR, CA, FL, IA, KY, MA, MD, MN, NJ, NM, NY, NV, OR, RI, SC, VT, WA) (Figura supplementare 1 ) [3]. Abbiamo utilizzato i dati di tutti i 25 stati nelle analisi di sensibilità.
Qui, abbiamo analizzato solo fino a 9 codici diagnostici e fino a 6 codici di procedura per ogni stato per ridurre il bias di accertamento (tutti gli stati hanno riportato almeno 9 codici diagnostici e 6 codici di procedura) ed escluso tutti i ricoveri contenenti un codice diagnostico per ESRD ( 585.6) poiché per cinque stati (CO, MS, NC, UT e WV), non abbiamo potuto dire se questa diagnosi fosse già presente al momento del ricovero [3].
Determinazione delle variazioni a livello statale nei tassi di ospedalizzazione con ciascuna delle condizioni di salute croniche da SID, BRFSS e censimento degli Stati Uniti
Abbiamo identificato e compilato le dimissioni ospedaliere relative a ciascuna condizione di salute cronica e calcolato i tassi utilizzando popolazioni di pazienti stimate a livello statale. Abbiamo ipotizzato che il tasso di ospedalizzazione per ciascuna condizione di salute cronica potesse essere influenzato da pazienti con quella condizione di salute cronica che avevano la malattia più grave o avevano complicazioni che dovevano essere trattate in ospedale.
In particolare, abbiamo utilizzato il software per le classificazioni cliniche (CCS) in SID che comprime i > 14,{1}} codici diagnostici standardizzati nella classificazione internazionale delle malattie, nona revisione e modifica clinica (ICD-9- CM) in un numero di categorie clinicamente significative [3]. Ciascuna delle sei condizioni di salute croniche di interesse è stata mappata ai seguenti codici diagnostici CCS: diabete (codice diagnostico CCS 49, 50), ipertensione (codice diagnostico CCS 98, 99), CKD (codice diagnostico CCS 156, 158), ASHD (codice diagnostico CCS 100, 101,102), cancro (codice diagnostico CCS 11–21 e 24–43) e BPCO (codice diagnostico CCS 127).
metodi statistici
Le incidenze di AKI-D a livello statale sono state espresse come per milione di popolazione (pmp) come descritto in precedenza [3, 12, 14]. Abbiamo calcolato la differenza di piega per questo dividendo l'incidenza di AKI-D a livello di stato più alta osservata per l'incidenza di AKI-D a livello di stato più bassa osservata. Classifichiamo gli stati in livelli basso/medio/alto di incidenza di AKI-D per mostrare le variazioni regionali su una mappa degli Stati Uniti
Abbiamo calcolato le stime di prevalenza della condizione cronica dal BRFSS e la popolazione residente dal 2011 US Census Bureau [15]. Abbiamo calcolato il tasso di ricoveri con ciascuna condizione di salute cronica per 1000 abitanti come conteggio dei ricoveri / (prevalenza della condizione cronica * popolazione residente) * 1000. Le differenze di piega per questi sono state anche calcolate prendendo i valori più alti rispetto a quelli più bassi osservati. (Tutte le tariffe degli incidenti sono annuali.)
Per ottenere stime di prevalenza e intervalli di confidenza (CI) associati, abbiamo utilizzato un complesso disegno di indagine campionaria che specifica strati, cluster e pesi campionari per i dati combinati di telefono fisso e cellulare ("STSTR" è stato utilizzato per gli strati, "{{0} }PSU" per i cluster e "_LLCPWT" per i pesi di campionamento) [16].
I coefficienti di correlazione di Pearson sono stati utilizzati per determinare i) la correlazione a livello statale tra la prevalenza di ciascuna condizione di salute cronica e l'incidenza di AKI-D e ii) la correlazione a livello di stato tra il tasso di ospedalizzazione con ciascuna condizione di salute cronica e AKI-D incidenza.
È stata eseguita un'analisi di regressione lineare per determinare l'associazione a livello statale tra la prevalenza o il tasso di ospedalizzazione con ciascuna condizione di salute cronica e l'incidenza di AKI-D, aggiustando per l'età media, la proporzione di maschi e la proporzione di bianchi non ispanici nei ogni stato. La dimensione delle stime dei parametri e i valori p dei modelli di regressione lineare sono stati utilizzati per valutare quale condizione di salute cronica potrebbe aver avuto la maggiore influenza sull'incidenza di AKI-D. Abbiamo anche confrontato i valori R-quadrati aggiustati in diversi modelli per ciascuna condizione di salute cronica per valutare se le differenze nella prevalenza o nel tasso di ospedalizzazione con alcune condizioni di salute croniche potrebbero potenzialmente spiegare una maggiore variazione a livello di stato osservata nell'incidenza di AKI-D.
In tutti i modelli di regressione, abbiamo verificato l'ipotesi di linearità. Se la relazione tra un'esposizione di interesse e il risultato sembrava non lineare, abbiamo aggiunto un termine quadratico nel modello e visualizzato graficamente i nostri risultati.
Come controllo negativo, abbiamo esaminato il cancro della pelle come una condizione di salute cronica che ipotizzavamo non avrebbe alcuna correlazione o associazione con l'incidenza di AKI-D. Le informazioni sul cancro della pelle si basavano anche sull'autovalutazione in BRFSS (Tabella supplementare 1) e abbiamo utilizzato il codice diagnostico CCS 22, 23 in SID.
I dati sono stati analizzati utilizzando STATA versione 14.1 (Stata Corp., College Station, TX) e verificati in modo indipendente da un analista separato utilizzando SAS versione 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC).
Risultati
Le caratteristiche demografiche degli intervistati BRFSS e dei pazienti che hanno avuto ricoveri per AKI-D sono mostrate nella Tabella 1 (scomposizione a livello di stato nella Tabella Supplementare 2 e nella Tabella Supplementare 3). Gli individui con ricoveri per AKI-D avevano maggiori probabilità di essere neri più anziani, maschi e non ispanici rispetto agli intervistati BRFSS.
Incidenza di AKI-D ospedalizzati
Abbiamo identificato 34.122 ricoveri con AKI-D in SID di 18 stati. L'incidenza di AKI-D a livello statale variava considerevolmente (Figura 1), variando da 190 a 1139 pm (6.{10}} differenza di volte) (Tabella supplementare 2).
Prevalenza di condizioni di salute croniche
Lo studio ha incluso 188.997 partecipanti del BRFSS tra individui di età pari o superiore a 45 anni in 18 stati (dimensione ponderata della popolazione=57,396,000). La prevalenza stimata delle sei condizioni di salute croniche di interesse variava da stato a stato (Tabelle Supplementari 4-9). Per il diabete, l'intervallo di prevalenza a livello statale era compreso tra l'11,9 e il 18,4% (1.5-volte di differenza), per l'ipertensione da 42,1 a 54,1% (1.3-volte di differenza), per CKD da 2,4 a 5,9 percentuale (2.{27}} differenza di piega), per ASHD dal 9,3 al 15,8 percento (1.{33}}differenza di piega), per il cancro dal 9,1 all'11,9 percento (1.3-differenza di volte) e per la BPCO dal 6,3 al 13,5 percento (2.1-differenza di volte).
Tassi dei tassi di ospedalizzazione con ciascuna delle condizioni di salute croniche
Rispetto alle variazioni a livello di stato nella prevalenza della malattia, c'era una maggiore variazione da stato a stato nel tasso di ospedalizzazione con le condizioni di salute croniche (p. es., confrontando la differenza di piega dallo stato più alto a quello più basso). In particolare, i tassi di ospedalizzazione per diabete variavano da 252 a 438 per 1000 pazienti (1.7-volte di differenza), mentre quelli per ipertensione variavano da 153 a 278 per 1000 pazienti (1.8-volte di differenza) , quello con insufficienza renale cronica da 360 a 1144 per 1000 pazienti (3.2-differenza di volte), quello con ASHD da 289 a 547 per 1000 pazienti (differenza di 1.9-volte), quello con cancro da 197 a 384 per 1000 pazienti (1.9-differenza di volte) e quella con BPCO da 213 a 473 per 1000 pazienti (2.{33}}differenza di volte).
Si noti che la 6-differenza di intervallo nell'incidenza di AKI-D tra gli stati (1139/190 pmp) è maggiore della variazione a livello di stato nella prevalenza di condizioni di salute croniche (per lo più < 2.5-differenza nell'intervallo di volte ) o una variazione a livello statale nel tasso di ospedalizzazione in condizioni di salute croniche (per lo più < 3-differenza di volte nell'intervallo).
Correlazione a livello statale tra la prevalenza di ciascuna condizione di salute cronica e l'incidenza di AKI-D
A livello statale, è stata mostrata una correlazione significativa tra incidenza di AKI-D e prevalenza del diabete (r=0.56; p=0.01, Fig. 2a), ASHD (r {{7 }}.56; p=0.01, Fig.
2b) e BPCO (r=0.55; p=0.02, Fig. 2c). Non è stata osservata alcuna correlazione significativa a livello statale tra incidenza di AKI-D e prevalenza di ipertensione (r=0.35; p=0.15), CKD (r=0.36; p=0.14, Fig. 2d) e cancro (r=0.06; p=0.82).
Correlazione a livello statale tra il tasso di ospedalizzazione per ciascuna condizione di salute cronica e l'incidenza di AKI-D È stata anche mostrata una correlazione significativa tra l'incidenza di AKI-D e il tasso di ospedalizzazione per ipertensione (r=0.51; p {{5 }}.03, Fig. 2e). Non è stata mostrata alcuna correlazione significativa per i tassi di ospedalizzazione con diabete (r=0.27; p=0.27), CKD (r=0.03; p=0.91 , Fig. 2f), ASHD (r=0.17; p=0.49), cancro (r=0.23; p=0.37) e BPCO (r=0.13; p=0.60).
Associazione tra la prevalenza e/o i tassi di tasso di ospedalizzazione con ciascuna condizione di salute cronica e l'incidenza di AKI-D mediante regressione lineare.
Dopo aver controllato le differenze a livello di stato in termini di età, sesso e proporzione di bianchi non ispanici, gli stati con una maggiore prevalenza di diabete, ipertensione, ASHD e BPCO avevano una maggiore incidenza di AKI-D (Tabella 2). Ad esempio, per ogni 1% in più di prevalenza di diabete nello stato, abbiamo stimato che ci fosse un'incidenza di AKI-D più alta del 70,5 (95% CI: 14,6–126,3) pmp nello stato.
Abbiamo anche scoperto che gli stati con tassi più elevati di ospedalizzazione con una qualsiasi delle sei condizioni di salute croniche selezionate avevano una maggiore incidenza di AKI-D (con CKD borderline/con l'associazione più debole). In generale, queste relazioni sono state adeguatamente catturate in un modello lineare. Ad esempio, per ogni tasso di ricovero per diabete superiore di 1 su 1{4}}00, abbiamo stimato che nello stato vi fosse un'incidenza di AKI-D superiore di 3,0 (IC al 95%: 1,8–4,1) pmp. Per il cancro, gli stati con tassi di ospedalizzazione più elevati avevano anche una maggiore incidenza di AKI-D, ma l'associazione non era lineare ed è mostrata graficamente in modo più accurato in Fig. 3a.
Abbiamo osservato che per la maggior parte delle condizioni croniche, i modelli con tasso di ospedalizzazione come esposizione principale avevano un R2 aggiustato più alto rispetto ai modelli con prevalenza della malattia come esposizione principale (Tabella 2). Ad esempio, l'R2 aggiustato era 0,350 per la prevalenza del diabete, ma l'R2 aggiustato era 0,780 per il tasso di ospedalizzazione del diabete.
Quando sia la prevalenza che il tasso di ospedalizzazione per ciascuna condizione cronica sono stati inseriti nel modello di regressione lineare, i valori R2 aggiustati sono aumentati ancora di più (Tabella 2). La prevalenza di cinque delle sei condizioni di salute croniche (la prevalenza del cancro non è rimasta statisticamente significativa) e il tasso di ospedalizzazione per tutte e sei le malattie era significativamente associato all'incidenza di AKI-D in una direzione positiva (cioè, maggiore incidenza di AKI-D negli stati con una maggiore prevalenza di condizioni di salute croniche o tasso di ospedalizzazione). Per il tasso di ospedalizzazione per cancro, l'associazione non era ancora lineare e mostrata graficamente in modo più accurato in Fig. 3b.
Per quanto riguarda il nostro controllo negativo, abbiamo scoperto che la prevalenza del cancro della pelle e il tasso di ospedalizzazione (Tabella 10 supplementare) non erano correlati con l'incidenza di AKI-D (Tabella 2).
Analisi di sensibilità
Nelle analisi di sensibilità utilizzando i dati di 25 stati (38.922 ricoveri per AKI-D dal SID (Figura 2 supplementare) e 200.936 osservazioni [dimensione ponderata della popolazione=67,096,{9}}] da il BRFSS), abbiamo osservato risultati simili nelle analisi di correlazione. Nei modelli di regressione, otteniamo risultati simili da aspettarsi per la prevalenza del cancro. La prevalenza del cancro era ancora un fattore significativo per l'incidenza di AKI-D dopo diversi aggiustamenti (coefficiente=154.6, IC 95% 55,6–253,7; p <0,01) (tabella="" supplementare="" 11,="" figura="" supplementare="">
Discussione
Gli studi epidemiologici sulla malattia renale si sono concentrati principalmente su ESRD [17] e CKD [18]. Meno studi si sono concentrati sull'AKI e ancor meno sulle variazioni geografiche nell'incidenza dell'AKI. Abbiamo recentemente riportato che c'è una grande differenza tra gli stati nell'incidenza di AKI-D [3, 14]. Il presente studio è il primo tentativo, a nostra conoscenza, di esaminare i fattori associati a tale variazione.
In questo studio ecologico nazionale, trasversale, abbiamo scoperto che la variazione a livello statale nell'incidenza di AKI-D è correlata con le variazioni a livello statale nella prevalenza e le variazioni a livello statale nel tasso di ospedalizzazione per diverse condizioni di salute croniche. Questi risultati suggeriscono che la distribuzione geografica di diabete, ipertensione, CKD, ASHD e BPCO (e possibilmente cancro) può influenzare la distribuzione geografica di AKI-D.
Riconosciamo che conclusioni certe non possono essere tratte da studi ecologici e la correlazione non è causalità. Ma riteniamo che sia molto plausibile che le variazioni a livello di stato in queste condizioni di salute croniche siano fisiopatologicamente rilevanti poiché questi sono noti per essere fattori di rischio per l'AKI. Ad esempio, il diabete è stato riconosciuto come un fattore di rischio per la nefropatia associata al mezzo di contrasto e altre forme di AKI-D [19, 20]. L'ipertensione, comune tra gli adulti, è stata collegata all'AKI [21, 22]. La CKD è strettamente correlata all'AKI e la gravità della CKD è associata a un rischio progressivamente più alto di AKI [23, 24]. L'AKI è comune nei pazienti con ADHD che hanno subito un intervento chirurgico di bypass coronarico [25] o un intervento coronarico percutaneo [26]. I pazienti con BPCO hanno una maggiore incidenza di batteriemia, che probabilmente riflette una maggiore vulnerabilità all'acquisizione di infezioni gravi [27, 28], e questa maggiore prevalenza di setticemia correlata alle infezioni del tratto respiratorio potrebbe aumentare il numero di episodi di AKI-D. L'AKI-D può essere correlato al cancro a causa di fattori renali intrinseci, fattori postrenali e agenti chemioterapici, che possono essere intensificati in regime di ricovero. Riteniamo che le nostre conclusioni siano rafforzate dai risultati relativi al cancro della pelle, il nostro controllo negativo (che è stato anche selezionato a priori). Avevamo ipotizzato che la variazione a livello di stato nella prevalenza del cancro della pelle e
il tasso di ospedalizzazione non dovrebbe essere correlato o essere associato a AKI-D di livello statale poiché il cancro della pelle non è un fattore di rischio AKI noto. Abbiamo infatti osservato questo. Pertanto, ciò fornisce una certa rassicurazione sulla specificità delle associazioni osservate a livello statale tra le 6 condizioni di salute croniche selezionate e l'AKI-D.
Riteniamo che un'osservazione potenzialmente importante sia che le differenze a livello statale nei tassi di ospedalizzazione con condizioni di salute croniche (ad esempio, fino a una differenza di 3.{2}}volte nell'intervallo) erano maggiori della differenza a livello statale nella prevalenza per ogni condizione di salute cronica (ad esempio, fino a una differenza di 2.{5}}volte nell'intervallo). Inoltre, come notato, per la maggior parte delle condizioni croniche, l'R2 aggiustato era più alto nei modelli con tasso di ospedalizzazione come esposizione principale rispetto ai modelli con prevalenza di malattia come esposizione principale, il che è coerente con l'ipotesi che i tassi di ospedalizzazione con le condizioni di salute croniche sono più influenti dei tassi di prevalenza nella comunità nello spiegare la variazione a livello statale nell'incidenza di AKI-D. Poiché è plausibile che i pazienti con condizioni di salute croniche scarsamente controllate siano quelli che hanno maggiori probabilità di essere ammessi, questi risultati evidenziano la possibilità che una migliore gestione delle condizioni di salute croniche possa ridurre gli episodi di AKI-D. Il nostro studio identifica potenzialmente quali stati potrebbero trarre il massimo beneficio in termini di queste strategie di prevenzione. Nel complesso, programmi intensivi di educazione del paziente per migliorare l'autogestione delle condizioni croniche e l'abilità e l'offerta di non nefrologi (come endocrinologi, cardiologi, pneumologi e medici di base) possono essere importanti fattori modificabili per ridurre il carico di malattia di AKI-D.
Il nostro studio è rafforzato dal fatto che comprende più stati in tutta la nazione. A nostra conoscenza, il BRFSS è l'unico set di dati completo a livello statale disponibile per quanto riguarda le condizioni di salute croniche di interesse. Studi precedenti hanno riportato che i dati BRFSS concordano ampiamente con i dati di altre indagini nazionali [29-31]. Come importante miglioramento del BRFSS 2011, l'inclusione dei dati del sondaggio dei partecipanti che utilizzano telefoni cellulari oltre ai dati raccolti tramite telefoni fissi ha aumentato la rappresentatività e l'accuratezza [32]. Per quanto riguarda la definizione dell'incidenza di AKI-D, abbiamo catturato i casi di AKI-D utilizzando il set meglio convalidato di codici diagnostici e procedurali ICD-9-CM [3, 12–14].
Tuttavia, riconosciamo una serie di limitazioni. A causa delle limitazioni nei dati SID, non avevamo dati su tutti i 50 stati. Pertanto i nostri risultati potrebbero non essere generalizzati all'intero paese. Mancavano dati clinici (come livelli di creatinina o glicemia, documentazione medica di anamnesi o un esame fisico come indice di massa corporea, farmaci prescritti) per acquisire AKI-D e condizioni di salute croniche e questo potrebbe introdurre pregiudizi nelle nostre stime di i punti di forza delle associazioni.
Abbiamo identificato ogni condizione di salute utilizzando codici diagnostici e quindi non siamo stati in grado di catturare la gravità della malattia. Non siamo stati in grado di quantificare eventuali riduzioni preesistenti della velocità di filtrazione glomerulare per quei pazienti che hanno sviluppato AKI-D. C'erano altri fattori che possono contribuire all'incidenza dell'AKI-D (come la variazione a livello statale dello stato economico, i servizi medici e sociali, un mix di ospedali accademici e non accademici, il numero di posti letto in unità di terapia intensiva) che non abbiamo avere informazioni disponibili su cui adeguarsi. Non siamo stati in grado di tenere conto di eventuali differenze potenziali nella soglia per iniziare la dialisi o la morte a casa come evento concorrente che può variare a livello regionale. Probabilmente a causa della dipendenza dall'autovalutazione del paziente, la prevalenza nella popolazione di CKD secondo BRFSS è molto inferiore alla prevalenza nella popolazione di CKD definita utilizzando i marcatori biochimici del National Health and Nutrition Examination Survey (NHAN ES) [33, 34]. Questa classificazione errata può anche spiegare perché non abbiamo visto correlazioni più forti tra l'incidenza di AKI-D e la prevalenza di CKD o l'incidenza di AKI-D e il tasso di ospedalizzazione con CKD nelle analisi non aggiustate, nonostante l'CKD sia un fattore di rischio di AKI molto forte. Inoltre, BRFSS non include coloro che vivono in case di cura o altre strutture e fa affidamento sul fatto che gli intervistati siano fisicamente e mentalmente in grado di rispondere al sondaggio. Pertanto le persone con gravi comorbidità sono sottorappresentate. Il disegno trasversale ed ecologico dello studio significava che non avevamo dati a livello individuale per fare inferenze più forti.
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Conclusione
C'è una notevole variazione a livello di stato nell'incidenza della dialisi che richiedeacutorenelesione(UN RAGAZZO). L'incidenza di AKI-D era associata alla prevalenza e ai tassi di ospedalizzazione con cinque condizioni di salute croniche--diabete, ipertensione, insufficienza renale cronica, ASHD e BPCO--e ai tassi di ospedalizzazione per cancro. Riteniamo che i nostri risultati siano provocatori e facciano luce sulle potenziali ragioni delle variazioni geografiche nell'incidenza dell'AKI-D. I nostri risultati, se replicati da altri, suggeriscono che le misure che riducono l'ospedalizzazione dei pazienti con condizioni di salute croniche possono tradursi in una minore incidenza di AKI-D.
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