Епидемиология на жизнения курс и социални неравенства в здравеопазването

Редактиран от
Куан Цзоу

Буз Алън Хамилтън (САЩ), САЩ

Прегледан от
Валтер Мазуко

Катедра за насърчаване на здравето, майки за кърмачета, вътрешна и специализирана медицина на върховите постижения G. D'Alessandro, Университет в Палермо, Италия

Ченг Джанг

Институт за здравни изследвания MedStar (MHRI), САЩ

Хайлин Хуанг

Университет Джордж Вашингтон, САЩ

Принадлежностите на редактора и рецензенти са най-новите, предоставени в техните профили за проучване на Loop и може да не отразяват тяхното положение по време на прегледа.

предсказване

  • Изтеглете статия
    • Изтеглете PDF
    • ReadCube
    • EPUB
    • XML (NLM)
    • Допълнителни
      Материал
  • Цитат за износ
    • EndNote
    • Референтен мениджър
    • Прост ТЕКСТ файл
    • BibTex
СПОДЕЛИ НА

Оригинални изследвания СТАТИЯ

  • 1 Провинциална ключова лаборатория за фактори на околната среда и рак на провинция Фуджиан, Катедра по епидемиология и здравна статистика, Училище за обществено здраве, Медицински университет Фуджиан, Фуджоу, Китай
  • 2 Ключова лаборатория на Министерството на образованието за рак на стомашно-чревния тракт, Медицински университет Фуджиан, Фуджоу, Китай
  • 3 Катедра по кардиология, Асоциирана първа болница в Нанпинг, Медицински университет Фуджиан, Нанпин, Китай

Данните за традиционните рискови фактори на NAFLD са получени чрез директни интервюта с помощта на структуриран медицински въпросник. Включените рискови фактори са възраст, пол, пушене, пиене, начин на живот, хранителни навици, медицинска история и фамилна анамнеза за NAFLD. Субектите бяха подложени на пълен физически преглед сутрин след пост през нощта. Събраните клинични променливи са височина, тегло, обиколка на талията, обиколка на тазобедрената става, диастолно кръвно налягане и систолично кръвно налягане, серумен триглицерид, TC, липопротеинов холестерол с ниска плътност (LDL-c) и HDL-c, глюкоза на гладно, ALT и аспартат аминотрансфераза (AST). Всички тези променливи бяха оценени с помощта на стандартни процедури. Индексът на телесна маса (ИТМ) се изчислява като телесно тегло/(височина) 2. Непрекъснатите променливи бяха групирани в четири категории по квартили.

Консумацията на храна се оценява с помощта на въпросник за честотата на храната, а общата консумация се изчислява чрез умножаване на честотата на консумация на храна с количеството консумирана храна всеки път. Хипертонията се определя като систолично кръвно налягане ≥140 mm Hg и/или диастолично кръвно налягане ≥90 mm Hg или текуща употреба на антихипертензивни лекарства. Диабетът се определя като плазмена глюкоза на гладно ≥7,0 mmol/L или настояща употреба на хипогликемични средства. Хиперурикемията се дефинира като пикочна киселина> 420 μmol/L за мъже и> 360 за жени или текуща употреба на хипоурикемични средства. Възможните връзки между тези променливи и NAFLD са изобразени в насочената ациклична графика на Фигура 1 (4).

Фигура 1. Насочена ациклична графика за връзките между известните рискови фактори и NAFLD. Зелените линии представляват рисковите фактори, за които може лесно да се предоставят интервенции, докато червените линии показват асоциации, които са трудни за промяна.

Както е показана блок-схемата на фигура 2, обектите са номерирани (от 1 до 2446) според реда, в който са участвали и са разделени на обучителния набор (субекти с нечетни числа като 1,3,5 и др.) И валидиращия набор (субекти с четни числа като 2,4,6 и др.). Използвахме коефициентите на модела, които бяха оценени в обучителния набор за дискриминационни и калибрационни анализи в комплекта за валидиране. Анализът на чувствителността относно съотношението на обучението и набора за валидиране, метод за вземане на проби са показани в таблици S1, S2.

Фигура 2. Блок-схема на изследваната популация.

Статистически анализи

маса 1. Изходни характеристики на участниците в двата набора.

Всички записани променливи бяха изследвани за връзка с NAFLD и бяха изчислени многовариантни нечетни съотношения за изграждане на номограмата (Фигура 3). В тренировъчния комплект повишен ИТМ (ИЛИ = 1,974, CI = 1,532–2,544), обиколка на талията (ИЛИ = 1,830, CI = 1.404–2.386), серумен триглицерид (ИЛИ = 1,675, CI = 1,384–2,027), ALT (ИЛИ = 1,889, CI = 1,554–2,315), консумация на пържена храна (ИЛИ = 2.246, CI = 1,559–3,237) и наличието на диабет (ИЛИ = 3,981, CI = 1,847–8,582) и хиперурикемия (ИЛИ = 1,786, CI = 1,169–2,730) са свързани с по-висок риск от NAFLD, докато по-висок серумен HDL-c (ИЛИ = 0,829, CI = 0,686–0,998) и консумация на грудки (ИЛИ = 0,506, CI = 0,351–0,731) са свързани с по-нисък риск от заболяването. Тези взаимоотношения са сходни в набора за валидиране, с изключение на серумния HDL-c и наличието на диабет и хиперурикемия.

Фигура 3. Многопроменливи нечетни съотношения за връзката между осемте идентифицирани рискови фактора и NAFLD. Впоследствие непрекъснатите променливи бяха класифицирани по квартили, а първият квартил беше използван като референтна категория. Следните резултати бяха определени за квартилите за ИТМ: 1, 24,6 kg/m 2. Обиколка на талията: 1,77 см. HDL-c: 1,46 mmol/L. Триглицерид: 1,62 mmol/L. ALT: 1, 26 IU/L. Групите бяха подразделени на подгрупи въз основа на консумацията на грудки и пържени храни, въз основа на граничните точки съответно от 100 g/седмици и 50 g/седмици. За диабет и хиперурикемия: 1 означава наличие на болести, а 0 означава не.

Окончателната номограма, която включва всичките осем променливи, може да се използва за оценка на риска от NAFLD. Претеглените оценки и оценка на всяка променлива са показани в таблица S3. Всяка прогностична променлива се оценява чрез локализиране на нейната позиция върху нейната скала и чертане на права линия до скалата за точкуване отгоре. Резултатите за всяка променлива се сумират, за да се изчисли общият резултат. Скалата с общ резултат и скалата за вероятност на NAFLD са разположени в долната част и се изчертава вертикална линия от точката, представляваща общия резултат, до скалата, показваща вероятността за NAFLD (Фигура 4). Например, човек, който е болен от диабет, ще попадне в категория 1 (резултат = 68 по скалата за оценяване отгоре). Ако неговият ИТМ, обиколката на талията, серумните нива на HDL-c, TG и ALT са 24,5 kg/m 2 (категория 3, резултат = 67), 85 cm (категория 3, резултат = 59), 0,91 mmol/L (категория 1, резултат = 28), 3,01 mmol/L (категория 4, резултат = 76) и 28 U/L (категория 4, резултат = 94), съответно и той консумира 75 g клубени (категория 0, резултат = 33) и 100 g пържени храни (категория 1, резултат = 40) на седмица, общият резултат на риска е 465 точки, което съответства на 93% вероятност за NAFLD, в съответствие с вероятната скала в долната част.

Фигура 4. Номограма за прогнозиране на риска от NAFLD. Изчертава се линия от точката, съответстваща на стойността на всяка променлива по оста си до скалата на резултатите отгоре. Резултатите за всяка променлива се сумират, за да се определи общият резултат. Изчертава се линия от общия резултат по оста на общия резултат до оста на дъното, изобразяващ вероятността за NAFLD, за да се определи вероятността за NAFLD.

Тестовете за пригодност на Hosmer-Lemeshow дадоха стойности на хи-квадрат от 4,582 (стр = 0,801) и 10,002 (стр = 0,265) съответно за комплектите за обучение и валидиране. Тези стойности показват, че отклонението между прогнозираните и наблюдаваните събития в двата набора от данни не е било значително. Начертана калибрационна крива показа, че прогнозираните вероятности разумно приближават действителното разпространение на NAFLD в комплекта за валидиране; по този начин номограмата осигурява добро калибриране (Фигура 5А). В допълнение, моделът е валидиран и демонстрира добра дискриминация и с AUC от 0,843 (95% CI: 0.819–0.867) за набора за валидиране (Фигура 5Б).

Фигура 5. Верифицира номограмата за определяне на риска от NAFLD в комплекта за валидиране. (А) Калибрационна крива на номограмата; (Б) крива на работната характеристика на приемника на номограмата.

Позоваване: Pan X, Xie X, Peng H, Cai X, Li H, Hong Q, Wu Y, Lin X, Xu S и Peng X (2020) Предвиждане на риска за безалкохолна мастна чернодробна болест въз основа на биохимични и диетични променливи в китайско ханско население. Отпред. Общественото здраве 8: 220. doi: 10.3389/fpubh.2020.00220

Получено: 24 февруари 2020 г .; Приет: 13 май 2020 г .;
Публикувано: 02 юли 2020 г.

Куан Зоу, Буз Алън Хамилтън, САЩ

Хайлин Хуанг, Университет Джордж Вашингтон, САЩ
Валтер Мацуко, Университет в Палермо, Италия
Ченг Джанг, Институт за здравни изследвания MedStar (MHRI), САЩ

* Кореспонденция: Xian-e Peng, [email protected]

† Тези автори са допринесли еднакво за тази работа и споделят първо авторство