Undersöker orsaker till variationer på statlig nivå i förekomsten av dialyskrävande akut njurskada (AKI-D) i USA
Feb 23, 2022
Zijin Chen1,2*Charles E. McCulloch3, Neil R. Powe4,5
Abstrakt
Bakgrund:Det finns en betydande variation på tillståndsnivå i förekomsten av dialyskrävandeakutnjureskada(ETT BARN). Men lite är känt om orsakerna till denna geografiska variation.
Metoder:Nationell tvärsnitts ekologisk studie på statlig nivå baserad på statliga slutenvårdsdatabaser (SID) och Behavioral Risk Factor Surveillance System (BRFSS) 2011. Vi analyserade 18 tillstånd och sex kroniska hälsotillstånd (diabetes mellitus [diabetes], hypertoni,kronisknjuresjukdom[CKD], arteriosklerotisk hjärtsjukdom [ASHD], cancer (exklusive hudcancer) och kronisk obstruktiv lungsjukdom [KOL]). Samband mellan var och en av de kroniska hälsotillstånden ochETT BARNincidensen bedömdes med Pearson-korrelation och multipel regression justering för medelålder, andelen män och andelen icke-spansktalande vita i varje stat.
Resultat:Den statliga nivånETT BARNincidensen varierade från 190 till 1139 per miljon invånare. Skillnader på delstatsnivå i antalet sjukhusinläggningar med kroniska hälsotillstånd (oftast < 3-faldig="" skillnad="" i="" intervall)="" var="" större="" än="" skillnaderna="" på="" delstatsnivå="" i="" prevalens="" för="" varje="" kroniskt="" hälsotillstånd="" (oftast="">< 2.5-="" gånger="" skillnad="" i="" räckvidd).="" en="" signifikant="" korrelation="" visades="" mellan="" aki-d-incidensen="" och="" prevalensen="" av="" diabetes,="" ashd="" och="" kol,="" såväl="" som="" mellan="" aki-d-incidensen="" och="" frekvensen="" av="" sjukhusvistelser="" med="" hypertoni.="" i="" regressionsmodeller,="" efter="" justering="" för="" ålder,="" kön="" och="" ras,="" var="" aki-d-incidensen="" associerad="" med="" förekomsten="" av="" och="" frekvensen="" av="" sjukhusinläggningar="" med="" fem="" kroniska="" hälsotillstånd{10}diabetes,="" högt="">CKD, ASHD och KOL--och antalet sjukhusinläggningar med cancer.
Slutsatser:Resultat från denna ekologiska analys tyder på att tillståndsnivåvariation i AKI-D-incidens kan påverkas av tillståndsnivåvariationer i prevalens av och frekvenser av sjukhusvistelser med flera kroniska hälsotillstånd. För de flesta av de utforskade kroniska tillstånden,ETT BARNkorrelerade starkare med antalet sjukhusinläggningar med hälsotillstånden snarare än med deras prevalens, vilket tyder på att bättre sjukdomshanteringsstrategier som förhindrar sjukhusinläggningar kan leda till en lägre incidens avETT BARN.
Nyckelord:Geografisk variation,Kroniskhälsaskick, ETT BARN, Ekologisk studie
Kontakt:joanna.jia@wecistanche.com/ WhatsApp: 008618081934791
Bakgrund
Dialyskrävandeakutnjureskada(AKI-D) är en viktig orsak till sjuklighet och dödlighet hos inlagda patienter och är förknippad med en stor folkhälsobörda. Vi har nyligen rapporterat betydande geografisk variation i förekomsten av AKI-D i USA [1-3] med vissa stater som har mer än tio gånger högre incidens än andra. Men lite är känt om orsakerna till denna geografiska variation.
Vi antog att geografisk variation i förekomsten av vissa kroniska hälsotillstånd som predisponerar antingen direkt eller indirekt förakutnjureskadakan vara en viktig bidragande orsak till den observerade geografiska variationen i AKI-D-incidens. Kandidat till kroniska tillstånd inkluderar diabetes mellitus (diabetes), högt blodtryck,kronisknjuresjukdom(CKD), arteriosklerotisk hjärtsjukdom (ASHD), cancer och kronisk obstruktiv lungsjukdom (KOL).
Dessutom sedanETT BARNförekommer endast bland inlagda patienter (eftersom akut dialys inte kan initieras i öppenvården), antog vi att geografisk variation i sjukhusvistelsefrekvensen för patienter med kroniska hälsotillstånd också är potentiellt viktig.
För att utforska dessa sammanslutningar analyserade vi data från 18 stater som härrörde från två representativa amerikanska databaser för gemenskapen - State Inpatient Databases (SID) [4] och Behavioral Risk Factor Surveillance System (BRFSS) [5].
Metoder
Studera design
Vi genomförde en nationell, tvärsnitts, ekologisk studie bland befolkningar i åldern 45 år eller äldre i USA. Vi begränsade vår studie till vuxna i åldern 45 år eller äldre eftersom AKI-D-incidensen och prevalensen av kroniska hälsotillstånd och sjukhusinläggningar är låga i yngre populationer.
Bestämning av tillståndsnivåvariationer i prevalens av kroniska hälsotillstånd med hjälp av BRFSS
Baserat på den befintliga litteraturen valde vi a priori kroniska hälsotillstånd att studera som kandidater för att korrelera med AKI-D-incidens. Vi inkluderade de främsta orsakerna till ESRD (som vi antar vara de främsta orsakerna till CKD också), de vanligaste sjukliga tillstånden som åtföljer ESRD (eftersom de kan fungera som utlösare av akutkronisknjuresjukdom), och möjliga riskfaktorer för AKI-D från en tidigare studie [2, 6, 7]. Specifikt bestämde vi först de fyra främsta orsakerna till njursjukdom i slutstadiet (ESRD) från United States Renal Data System (USRDS): diabetes, högt blodtryck, glomerulonefrit och cystisknjuresjukdom[6]. Vi bestämde sedan de tio bästa komorbida tillstånden som rapporterats bland ESRD-patienter från USRDS: hypertoni, diabetes, kronisk hjärtsvikt, arteriosklerotisk hjärtsjukdom, en annan hjärtsjukdom, perifer kärlsjukdom, KOL, cerebrovaskulär olycka/övergående ischemisk attack (CVA/TIA), diabetisk retinopati och malign neoplasm [7]. Vi noterade slutligen de tio bästa diagnoskoderna relaterade till tidsmässiga trender i AKI-D från en tidigare studie: chock, hjärtstillestånd, ventrikelflimmer, septikemi, multipelt myelom, andningssvikt, koagulation, blödningsrubbningar, högt blodtryck, koma stupor, hjärnskador, leversjukdom och mykos [2].
Prevalensuppskattningar på statlig nivå av kroniska hälsotillstånd erhölls baserade på självrapporteringsdata från BRFSS 2011. BRFSS är landets främsta system för hälsorelaterade telefonundersökningar som samlar in data på statlig och lokal nivå från invånare i USA angående deras hälsorelaterade riskbeteenden, kroniska hälsotillstånd och användning av förebyggande tjänster [5, 8]. Dessa data kommer från deltagare i alla 50. Från och med 2011 ingick en mobiltelefonundersökning och en ny metod för att beräkna viktade värden som komponenter i BRFSS [9, 10]. Eftersom 2011 års BRFSS-undersökning inte fångat upp alla hälsotillstånd som anges ovan, konsoliderade vi de primära orsakerna till ESRD, de tio bästa komorbida tillstånden bland ESRD-patienter och de tio bästa diagnoskoderna relaterade till tidsmässiga trender av AKI-D till sex kroniska hälsotillstånd : diabetes, högt blodtryck, CKD, ASHD, cancer (exklusive hudcancer) (hädanefter kallad "cancer") och KOL. Urvalet av dessa sex hälsotillstånd gjordes innan några associationsanalyser utfördes.
BRFSS-frågorna och svarsalternativen för dessa sex kroniska hälsotillstånd listas i tilläggstabell 1 [11]. När svaret på varje fråga var "ja" ansåg vi att deltagaren hade detta kroniska hälsotillstånd. När svaret var "nej" ansåg vi att deltagaren inte hade detta kroniska hälsotillstånd. För ASHD inkluderades två relevanta frågor (angande "hjärtinfarkt" och "kärlkramp eller kranskärlssjukdom") och ASHD-klassificeringen baserades på att svara ja på någondera. Svar ges som "saknas", "vägrade" eller "vet inte/osäker" tillsammans stod för < 3="" procent="" av="" svaren="" för="" alla="" tillstånd="" och="" klassificerades="" som="">
Fastställande av variationer på tillståndsnivå i förekomsten av inlagda AKI-D med hjälp av SID och USA-folkräkning
Vi använde State Inpatient Databases (SID) för att bestämma antalet AKI-D sjukhusvistelser [3, 4]. Vi använde sedan US Census Bureau-data för att beräkna incidensen av AKI-D tillstånd för stat.
AKI-D definierades när det fanns både en diagnostisk kod för akut njursvikt (International Classification of Diseases, Ninth Revision, Clinical Modification [ICD- 9] koderna 584.5, 584.6, 584.7, 584.8 eller 584.9) och en dialysprocedur kod (39.95, V45.11, V45.12, V56.0 eller V56.2) utan samtidig arteriovenös fistelskapande eller revisionsprocedurkoder (39.27, 39.42, 39.43 eller 39.93) [1, 3, 12 , 13]. Tidigare studier har visat att denna algoritm producerade mer än eller lika med 90 procent känslighet, specifika, positiva och negativa prediktiva värden [1, 3, 12, 13].
På grund av kostnadsskäl köpte vi endast 25 av de 30 SID som var tillgängliga 2011: Arizona (AZ), Arkansas (AR), Kalifornien (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) och West Virginia (WV) (Kompletterande figur 1) [3].
Nitton SID-databaser rapporterade > 15 diagnostiska koder. I ingen av dessa 19 stater hade mer än en fjärdedel av sjukhusinläggningarna > 15 diagnostiska koder. 19 (icke-överlappande) SID-databaser rapporterade > 6 procedurkoder. I ingen av dessa 19 delstater hade mer än en tiondel av sjukhusinläggningarna > 6 procedurkoder [3]
I vår primära analys inkluderade vi inte SID-databaser med färre än 15 diagnostiska koder (ME, NE) och vi analyserade bara de första 15 diagnostiska koderna som listades för varje sjukhusvistelse (kompletterande figur 1). Vi analyserade också bara de första 6 procedurkoderna i vår primära analys (alla stater hade åtminstone detta antal procedurkoder) [3].
Vi räknade AKI-D sjukhusinläggningar med diagnosen ESRD (585,6) vid utskrivning men inte vid inläggning. Vår primära analys inkluderade inte tillstånd (CO, MS, NC, UT, WV) där vi inte kunde säga om ESRD var en intagningsdiagnos eller en utskrivningsdiagnos [eller båda]) (kompletterande figur 1) [3].
Vår primära analys baserades därför på 18 stater (AZ, AR, CA, FL, IA, KY, MA, MD, MN, NJ, NM, NY, NV, OR, RI, SC, VT, WA) (kompletterande figur 1) ) [3]. Vi använde data från alla 25 stater i känslighetsanalyser.
Här analyserade vi bara upp till 9 diagnostiska koder och upp till 6 procedurkoder för varje tillstånd för att reducera konstateringsbias (alla stater rapporterade minst 9 diagnostiska koder och 6 procedurkoder) och uteslöt alla sjukhusinläggningar som innehöll en diagnostisk kod för ESRD ( 585.6) eftersom vi för fem tillstånd (CO, MS, NC, UT och WV) inte kunde säga om denna diagnos redan fanns vid intagningen [3].
Fastställande av variationer på tillståndsnivå i antalet sjukhusvistelser med vart och ett av de kroniska hälsotillstånden från SID, BRFSS och USA-folkräkning
Vi identifierade och sammanställde sjukhusutskrivningar relaterade till varje kroniskt hälsotillstånd och beräknade frekvenser med hjälp av uppskattade patientpopulationer på tillståndsnivå. Vi antog att sjukhusvistelsefrekvensen med varje kroniskt hälsotillstånd kunde påverkas av patienter med det kroniska hälsotillståndet som hade den allvarligare sjukdomen eller hade komplikationer som behövde behandlas på sjukhuset.
Specifikt använde vi Clinical Classifications Software (CCS) i SID som kollapsar de > 14,000 standardiserade diagnoskoderna i International Classification of Diseases-Ninth Revision-Clinical Modification (ICD-9- CM) till en mindre antal kliniskt signifikanta kategorier [3]. Vart och ett av de sex kroniska hälsotillstånden av intresse kartlades till följande CCS diagnostiska koder: diabetes (CCS diagnostisk kod 49, 50), hypertoni (CCS diagnostisk kod 98, 99), CKD (CCS diagnostisk kod 156, 158), ASHD (CCS diagnostikkod 100, 101,102), cancer (CCS diagnostikkod 11–21 och 24–43) och KOL (CCS diagnostikkod 127).
Statistiska metoder
AKI-D-incidenser på statlig nivå uttrycktes som per miljon befolkning (pmp) som beskrivits tidigare [3, 12, 14]. Vi beräknade fold-skillnaden för detta genom att dividera den högsta observerade AKI-D-incidensen på tillståndsnivå med den lägsta observerade AKI-D-incidensen på tillståndsnivå. Vi klassificerar stater i låg/medel/hög nivåer av AKI-D-incidens för att visa regionala variationer på en karta över USA
Vi beräknade prevalensuppskattningarna av kroniska tillstånd från BRFSS och den inhemska befolkningen från 2011 US Census Bureau [15]. Vi beräknade antalet sjukhusinläggningar med varje kroniskt hälsotillstånd per 1 000 invånare som antal sjukhusinläggningar / (prevalens av kroniska tillstånd * invånarbefolkning) * 1 000. Vikningsskillnader för dessa beräknades också med de högsta vs lägsta observerade värdena. (Alla incidenter är per år.)
För att erhålla prevalensuppskattningar och associerade konfidensintervall (CI) använde vi en komplex urvalsundersökningsdesign som specificerade strata, kluster och provvikter för den kombinerade fasta telefon- och mobiltelefondata ("STSTR" användes för strata, "{{0} }PSU" för kluster och "_LLCPWT" för samplingsvikter) [16].
Pearson-korrelationskoefficienter användes för att bestämma i) korrelationen på tillståndsnivå mellan prevalensen av varje kroniskt hälsotillstånd och AKI-D-incidensen, och ii) korrelationen på tillståndsnivån mellan inläggningsfrekvensen med varje kroniskt hälsotillstånd och AKI-D frekvens.
Linjär regressionsanalys utfördes för att fastställa sambandet på tillståndsnivå mellan förekomsten av eller frekvensen av sjukhusinläggningar med varje kroniskt hälsotillstånd och AKI-D-incidens, justering för medelålder, andelen män och andelen icke-spansktalande vita i varje stat. Storlek på parameteruppskattningar och p-värden från de linjära regressionsmodellerna användes för att mäta vilket kroniskt hälsotillstånd som kan ha haft störst inverkan på AKI-D-incidensen. Vi jämförde också justerade R-kvadratvärden i olika modeller för varje kroniskt hälsotillstånd för att utvärdera om skillnader i prevalens eller frekvens av sjukhusvistelse med vissa kroniska hälsotillstånd potentiellt kan svara för mer av den observerade tillståndsnivåvariationen i AKI-D-incidens.
I alla regressionsmodeller kontrollerade vi linearitetsantagandet. Om förhållandet mellan en exponering av intresse och resultatet verkade icke-linjärt lade vi till en kvadratisk term i modellen och visade våra resultat grafiskt.
Som en negativ kontroll undersökte vi hudcancer som ett kroniskt hälsotillstånd som vi antog inte skulle ha någon korrelation eller samband med AKI-D-incidens. Information om hudcancer baserades också på självrapportering i BRFSS (kompletterande tabell 1) och vi använde CCS diagnostikkod 22, 23 i SID.
Data analyserades med hjälp av STATA version 14.1 (Stata Corp., College Station, TX) och verifierades oberoende av en separat analytiker med användning av SAS version 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC).
Resultat
Demografiska egenskaper hos BRFSS-respondenter och patienter som hade AKI-D-sjukhusinläggningar visas i tabell 1 (fördelning på tillståndsnivå i tilläggstabell 2 och tilläggstabell 3). Individer med AKI-D sjukhusinläggningar var mer benägna att vara äldre, män och icke-spansktalande svarta än BRFSS-svarare.
Förekomst av sjukhusvistelse AKI-D
Vi identifierade 34 122 sjukhusinläggningar med AKI-D i SID av 18 stater. AKI-D-incidensen på tillståndsnivå varierade avsevärt (Figur 1), från 190 till 1139 pm (6,{10}} gångers skillnad) (kompletterande tabell 2).
Prevalensen av kroniska hälsotillstånd
Studien inkluderade 188 997 deltagare från BRFSS bland individer i åldern 45 år eller äldre i 18 stater (viktad populationsstorlek=57,396,000). Den uppskattade prevalensen av de sex kroniska hälsotillstånden av intresse varierade från stat till stat (kompletterande tabeller 4–9). För diabetes var intervallet för prevalens på tillståndsnivå 11,9 till 18,4 procent (1,5-faldig skillnad), för hypertoni 42,1 till 54,1 procent (1,3-faldig skillnad), för CKD 2,4 till 5,9 procent (2,5--faldig skillnad), för ASHD 9,3 till 15,8 procent (1,7--faldig skillnad), för cancer 9,1 till 11,9 procent (1,3--faldig skillnad), och för KOL 6,3 till 13,5 procent (2,1-faldig skillnad).
Antal sjukhusvistelser med vart och ett av de kroniska hälsotillstånden
Jämfört med tillståndsnivåvariationer i sjukdomsprevalens, fanns det en större skillnad från tillstånd till tillstånd i frekvensen av sjukhusvistelser med de kroniska hälsotillstånden (t.ex. jämföra fold-skillnaden från högsta till lägsta tillstånd). Specifikt varierade antalet sjukhusinläggningar med diabetes från 252 till 438 per 1000 patienter (1,7-faldig skillnad), medan det med hypertoni varierade från 153 till 278 per 1000 patienter (1,8-faldig skillnad) , det med CKD 360 till 1144 per 1000 patienter (3.2-faldig skillnad), det med ASHD 289 till 547 per 1000 patienter (1.9-faldig skillnad), det med cancer från 197 till 384 per 1000 patienter (1,9-faldig skillnad), och det med KOL från 213 till 473 per 1000 patienter (2,2-faldig skillnad).
Observera att den 6-faldiga intervallskillnaden i AKI-D-incidens mellan stater (1139/190 pmp) är större än variationen på tillståndsnivå i prevalens av kroniska hälsotillstånd (mestadels < 2,5-faldig skillnad i intervall ) eller tillståndsnivåvariation i sjukhusinläggningsfrekvens för kroniskt tillstånd (mest < 3-faldig skillnad i intervall).
Korrelation på statlig nivå mellan förekomsten av varje kroniskt hälsotillstånd och AKI-D-incidens
På tillståndsnivå visades en signifikant korrelation mellan AKI-D-incidens och prevalens av diabetes (r=0.56; p=0.01, Fig. 2a), ASHD (r {{7 }}.56; p=0.01, Fig.
2b) och KOL (r=0.55; p=0.02, Fig. 2c). Ingen signifikant korrelation på tillståndsnivå noterades mellan AKI-D-incidens och prevalens av hypertoni (r=0.35; p=0.15), CKD (r=0.36; p=0.14, Fig. 2d) och cancer (r=0.06; p=0.82).
Korrelation på tillståndsnivå mellan frekvensen av sjukhusvistelser med varje kroniskt hälsotillstånd och AKI-D-incidensen En signifikant korrelation visades också mellan AKI-D-incidensen och frekvensen av sjukhusinläggningar med hypertoni (r=0.51; p {{5 }}.03, Fig. 2e). Ingen signifikant korrelation visades för antalet sjukhusinläggningar med diabetes (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) och KOL (r=0.13; p=0.60).
Samband mellan förekomsten av och/eller antalet sjukhusvistelser med varje kroniskt hälsotillstånd och AKI-D-incidens genom linjär regression.
Efter kontroll för skillnader på tillståndsnivå i ålder, kön och andel icke-spansktalande vita, hade stater med högre prevalens av diabetes, högt blodtryck, ASHD och KOL en högre incidens av AKI-D (tabell 2). Till exempel, för varje 1 procent högre prevalens av diabetes i staten, uppskattade vi att det fanns en 70,5 (95 procent KI: 14,6–126,3) pmp högre incidens av AKI-D i staten.
Vi fann också att stater med högre frekvenser av sjukhusinläggning med någon av de utvalda sex kroniska hälsotillstånden hade en högre förekomst av AKI-D (med CKD är borderline/har den svagaste associationen). Generellt sett var dessa samband tillräckligt fångas i en linjär modell. Till exempel, för varje 1 per 1000 högre frekvens av sjukhusvistelser med diabetes, uppskattade vi att det fanns en 3,0 (95 procent CI: 1,8–4,1) pmp högre förekomst av AKI-D i staten. För cancer hade stater med högre sjukhusvistelse också högre AKI-D-incidens men sambandet var inte linjärt och visas mer exakt grafiskt i Fig. 3a.
Vi observerade att för de flesta av de kroniska tillstånden hade modeller med sjukhusvistelse som huvudexponering en högre justerad R2 än modeller med sjukdomsprevalens som huvudexponering (tabell 2). Till exempel var justerad R2 0.350 för diabetesprevalens men justerad R2 var 0.780 för diabetesinläggningsfrekvens.
När både förekomsten av och frekvensen av sjukhusvistelser med varje kroniskt tillstånd fördes in i den linjära regressionsmodellen, ökade de justerade R2-värdena ännu mer (tabell 2). Prevalensen av fem av de sex kroniska hälsotillstånden (prevalensen av cancer förblev inte statistiskt signifikant) och frekvensen av sjukhusvistelser med alla sex sjukdomarna var signifikant associerad med AKI-D-incidensen i positiv riktning (dvs. högre AKID-incidens i stater med högre prevalens av kroniska hälsotillstånd eller sjukhusvistelse). För cancersjukhusinläggningshastigheten var sambandet återigen inte linjärt och mer exakt visas grafiskt i Fig. 3b.
När det gäller vår negativa kontroll fann vi att hudcancerprevalens och sjukhusvistelsefrekvens (kompletterande tabell 10) inte var korrelerade med AKI-D-incidens (tabell 2).
Känslighetsanalys
I känslighetsanalyser med data från 25 stater (38 922 AKI-D-sjukhusinläggningar från SID (kompletterande figur 2) och 200,936 observationer [viktad populationsstorlek=67,096,000] från BRFSS) observerade vi liknande resultat i korrelationsanalyser. I regressionsmodeller får vi liknande resultat som förväntas för cancerprevalens. Cancerprevalensen var fortfarande en signifikant faktor för AKI-D-incidensen efter flera justeringar (koefficient=154,6, 95 procent CI 55,6–253,7; p < 0,01)="" (kompletterande="" tabell="" 11,="" kompletterande="" figur="">
Diskussion
Epidemiologiska studier av njursjukdom har främst fokuserat på ESRD [17] och CKD [18]. Färre studier har fokuserat på AKI och ännu färre på geografiska variationer i AKI-incidens. Vi rapporterade nyligen att det finns en stor skillnad mellan tillstånden i förekomsten av AKI-D [3, 14]. Den aktuella studien är det första försöket, såvitt vi vet, att undersöka faktorer associerade med den variationen.
I denna nationella, tvärsnittsmässiga, ekologiska studie fann vi att tillståndsnivåvariation i AKI-D-incidens är korrelerad med tillståndsnivåvariationer i prevalens av och tillståndsnivåvariationer i sjukhusinläggningsfrekvens för flera kroniska hälsotillstånd. Dessa fynd tyder på att geografisk fördelning av diabetes, högt blodtryck, CKD, ASHD och KOL (och möjligen cancer) kan påverka den geografiska fördelningen av AKI-D.
Vi erkänner att säkra slutsatser inte kan dras av ekologiska studier och korrelation är inte orsakssamband. Men vi tror att det är mycket rimligt att variationer på tillståndsnivå i dessa kroniska hälsotillstånd är patofysiologiskt relevanta eftersom dessa är kända för att vara riskfaktorer för AKI. Till exempel har diabetes erkänts som en riskfaktor för kontrastrelaterad nefromati och andra former av AKI-D [19, 20]. Hypertoni, vanlig bland vuxna, har kopplats till AKI [21, 22]. CKD är nära relaterat till AKI och svårighetsgraden av CKD är associerad med en progressivt högre risk för AKI [23, 24]. AKI är vanligt hos ADHD-patienter som har genomgått kranskärlsbypassoperation [25] eller perkutan kranskärlsintervention [26]. KOL-patienter har en ökad incidens av bakteriemi, vilket sannolikt återspeglar större sårbarhet för att få allvarliga infektioner [27, 28], och denna högre förekomst av luftvägsinfektionsrelaterad septikemi kan öka antalet AKI-D-episoder. AKI-D kan vara cancerrelaterat på grund av inneboende njurfaktorer, postrenala faktorer och kemoterapeutiska medel, som kan intensifieras i slutenvården. Vi tror att våra slutsatser stärks av fynden angående hudcancer, vår negativa kontroll (som också valdes a priori). Vi hade antagit att tillståndsnivå variation i hudcancerprevalens och
sjukhusvistelse bör inte korrelera eller associeras med AKI-D på tillståndsnivå eftersom hudcancer inte är en känd AKI-riskfaktor. Vi har verkligen observerat detta. Detta ger således en viss trygghet om specificiteten hos de observerade sambanden på tillståndsnivå mellan de 6 utvalda kroniska hälsotillstånden och AKI-D.
Vi tror att en potentiellt viktig observation är att skillnaderna på tillståndsnivå i antalet sjukhusinläggningar med kroniska hälsotillstånd (t.ex. upp till en 3,2-faldig skillnad i intervall) var större än skillnaden på tillståndsnivå i prevalens för varje kroniskt hälsotillstånd (t.ex. upp till en 2,5-faldig skillnad i intervall). Vidare, som noterat, för de flesta av de kroniska tillstånden var den justerade R2 högre i modellerna med sjukhusvistelse som den huvudsakliga exponeringen jämfört med modellerna med sjukdomsprevalens som den huvudsakliga exponeringen, vilket överensstämmer med hypotesen att frekvensen av sjukhusvistelser med Kroniska hälsotillstånd är mer inflytelserika än prevalensen i samhället när det gäller att förklara variationen på tillståndsnivå i AKI-D-incidensen. Eftersom det är troligt att patienter med dåligt kontrollerade kroniska hälsotillstånd är de som är mer benägna att bli inlagda, belyser dessa resultat möjligheten att förbättrad hantering av kroniska hälsotillstånd kan minska AKI-D-episoder. Vår studie identifierar potentiellt vilka stater som skulle få mest nytta när det gäller dessa förebyggande strategier. Sammantaget kan intensiva patientutbildningsprogram för att förbättra självhanteringen av kroniska tillstånd och kompetensen och utbudet av icke-nefrologer (såsom endokrinologer, kardiologer, lungläkare och primärläkare) vara viktiga modifierbara faktorer för att minska AKI-D-sjukdomsbördan.
Vår studie stärks genom att omfatta flera stater över hela landet. Såvitt vi vet är BRFSS den enda omfattande datauppsättning på statlig nivå som finns tillgänglig om de kroniska hälsotillstånden av intresse. Tidigare studier rapporterade att BRFSS-data i hög grad överensstämmer med data från andra nationella undersökningar [29–31]. Som en stor förbättring av 2011 års BRFSS, ökade inkluderingen av enkätdata från deltagare som använder mobiltelefoner utöver data som samlats in via fasta telefoner representativiteten och noggrannheten [32]. När det gäller att definiera AKI-D-incidens, fångade vi AKI-D-fall med den bäst validerade uppsättningen ICD-9-CM-diagnostik och procedurkoder [3, 12–14].
Vi inser dock ett antal begränsningar. På grund av begränsningar i SID-data hade vi inte data om alla 50 stater. Därför kanske våra resultat inte generaliserar till hela landet. Vi saknade kliniska data (såsom kreatinin- eller blodsockernivåer, läkardokumentation av sjukdomshistoria eller en fysisk undersökning såsom body mass index, ordinerade mediciner) för att fånga AKI-D och kroniska hälsotillstånd och detta kan införa fördomar i våra uppskattningar av föreningarnas styrkor.
Vi identifierade varje hälsotillstånd med hjälp av diagnostiska koder och kunde därför inte fånga sjukdomens svårighetsgrad. Vi kunde inte kvantifiera några redan existerande minskningar av den glomerulära filtrationshastigheten för de patienter som utvecklade AKI-D. Det fanns andra faktorer som kan bidra till AKI-D-incidensen (såsom variation på statlig nivå i ekonomisk status, medicinska och sociala tjänster, en blandning av akademiska vs icke-akademiska sjukhus, antal intensivvårdsplatser) vilket vi inte gjorde har tillgänglig information att justera efter. Vi kunde inte redogöra för eventuella skillnader i tröskeln för att initiera dialys eller dödsfall i hemmet som ett konkurrerande evenemang som kan variera regionalt. Troligtvis på grund av beroende av patientens självrapportering är populationsprevalensen av CKD enligt BRFSS mycket lägre än populationsprevalensen av CKD definierad med hjälp av biokemiska markörer från National Health and Nutrition Examination Survey (NHAN ES) [33, 34]. Denna felklassificering kan också förklara varför vi inte såg starkare samband mellan AKI-D-incidens och CKD-prevalens eller AKI-D-incidens och frekvens av sjukhusvistelser med CKD i ojusterade analyser, trots att CKD är en mycket stark AKI-riskfaktor. Dessutom inkluderar BRFSS inte de som bor på äldreboenden eller andra anläggningar och förlitar sig på att respondenterna fysiskt och mentalt kan svara på enkäten. Därför är personer med svåra komorbiditeter underrepresenterade. Den tvärsnittsmässiga och ekologiska studiedesignen innebar att vi inte hade data på individnivå för att dra starkare slutsatser.
Cistanche deserticola förhindrarakutnjureskada, klicka här för att få provet
Slutsats
Det finns en betydande variation på tillståndsnivå i förekomsten av dialyskrävandeakutnjureskada(ETT BARN). AKI-D-incidensen var associerad med prevalensen av och frekvensen av sjukhusinläggningar med fem kroniska hälsotillstånd--diabetes, högt blodtryck, CKD, ASHD och KOL--och antalet sjukhusinläggningar med cancer. Vi tror att våra resultat är provocerande och belyser potentiella orsaker till de geografiska variationerna i AKI-D-incidens. Våra resultat, om de kopieras av andra, tyder på att åtgärder som minskar sjukhusvistelse av patienter med kroniska hälsotillstånd kan leda till en lägre förekomst av AKI-D.
Referenser
1. Hsu RK, McCulloch CE, Ku E, Dudley RA, Hsu CY. Regional variation i förekomsten av dialyskrävande AKI i USA. Clin J Am Soc Nephrol. 2013;8(9):1476–81.
2. Hsu RK, McCulloch CE, Heung M, et al. Utforskar potentiella orsaker till den tidsmässiga trenden i dialyskrävande AKI i USA. Clin J Am Soc Nephrol. 2016;11(1):14–20.
3. Chen Z, Lee BJ, McCulloch CE, et al. Förhållandet mellan dialyskrävande akut njurskada och återhämtning från njursjukdom i slutstadiet: en nationell studie. BMC Nephrol. 2019;20(1):342.
4. HCUP State Inpatient Databases (SID). Sjukvårdskostnads- och utnyttjandeprojekt (HCUP). Rockville: Agency for Healthcare Research and Quality; 2005-2009. www.hcup-us.ahrq.gov/sidoverview.jsp. Tillträde 14 september 2018.
5. CDC BRFSS. https://www.cdc.gov/brfss/index.html. Åtkomst 1 oktober 2018.
6.2017 Referenstabeller för årsdatarapporter. Volym 2 ESRD Tabell B Prevalens. https://www.usrds.org/2017/ref/ESRD_Ref_B_Prevalens_2017. xlsx. Åtkomst 3 oktober 2018.
7.2017 Referenstabeller för årsdatarapporter. Volym 2 ESRD Tabell C Patientegenskaper. https://www.usrds.org/2017/ref/ESRD_Ref_C_PatientChars_2 017. xlsx. Åtkomst 3 oktober 2018.
8. BRFSS 2011 Översikt. https://www.cdc.gov/brfss/annual_data/2011/pdf/ overview_11.pdf. Åtkomst 1 oktober 2018.
9. Centers for Disease C, Prevention. Metodiska förändringar i övervakningssystemet för beteendemässiga riskfaktorer 2011 och potentiella effekter på prevalensuppskattningar. MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2012;61(22):410–3.
10. En översikt: Genomförande av 2011 års beteenderiskfaktorövervakningssystem (BRFSS). https://www-cdc-gov.ucsf.idm.oclc.org/brfss/pdf/238974_ BRFSS-AAG.pdf. Åtkomst 1 oktober 2018.
11.2011 BRFSS Frågeformulär. https://www.cdc.gov/brfss/questionnaires/pdf-ques/2011brfss.pdf. Åtkomst 1 oktober 2018.
12. Hsu RK, McCulloch CE, Dudley RA, Lo LJ, Hsu CY. Temporala förändringar i förekomsten av dialyskrävande AKI. J Am Soc Nephrol. 2013;24(1):37–42.
13. Waikar SS, Wald R, Chertow GM, et al. Giltighet av internationell klassificering av sjukdomar, nionde revision, kliniska modifikationskoder för akut njursvikt. J Am Soc Nephrol. 2006;17(6):1688–94.
14. Chen Z, Lee BJ, McCulloch CE, et al. Förhållandet mellan dialyskrävande akut njurskada och återhämtning från njursjukdom i slutstadiet: en nationell studie; 2019.
15. Årliga uppskattningar av invånarbefolkningen efter kön, ras och latinamerikanskt ursprung för USA, stater och län: 1 april 2010 till 1 juli 2017 Källa: US Census Bureau, Population Division Releasedatum: juni 2018.
16. BRFSS användarhandbok. https://www.cdc.gov/brfss/data_documentation/pdf/ UserguideJune2013.pdf. Åtkomst 11 juli 2019.
17. USRDS 2018 års datarapport. https://www.usrds.org/adr.aspx. Åtkomst 11 juli 2019.
18. Murphy D, McCulloch CE, Lin F, et al. Trender i prevalensen av kronisk njursjukdom i USA. Ann Intern Med. 2016;165(7):473–81.
19. Parfrey PS, Griffiths SM, Barrett BJ, et al. Kontrastmaterialinducerad njursvikt hos patienter med diabetes mellitus, njurinsufficiens eller båda. En prospektiv kontrollerad studie. N Engl J Med. 1989;320(3):143–9.
20. Hsu CY, Ordonez JD, Chertow GM, Fan D, McCulloch CE, Go AS. Risken för akut njursvikt hos patienter med kronisk njursjukdom. Kidney Int. 2008; 74(1):101–7.
