研究対象集団
このコホート研究は、中国28省の中高年（45歳以上）を対象とした人口ベースの前向き調査である中国健康・退職縦断研究（CHARLS）に基づいて実施されました。CHARLSのベースライン調査は2011年に実施され、その後2年ごとに追跡調査が行われました。CHARLS研究の詳細については、以前に説明されています。 [22]北京大学の倫理審査委員会（IRB00001052-11015）がCHARLSを承認しました。参加者全員が書面によるインフォームドコンセントに署名しました。詳細はウェブサイト（翻訳：）。
本研究では、CHARLSデータの3つの波（2011年、2013年、2015年）が使用された。適格な参加者は、2011年に60歳以上であった。参加者は、（1）年齢に関するデータが欠落している、（2）クレアチニンまたはシスタチンCレベルのベースラインデータがない、（3）腎臓病または推定糸球体濾過率（eGFR）2）を有する場合、除外された。 [23]（4）ベースラインの虚弱状態に関する十分な情報がない。（5）その後の2回の追跡調査のいずれにおいても、虚弱状態に関する完全なデータがない。参加者の選択のフローチャートを図に示します。 1。
参加者の選択のフローチャート。eGFR、推定糸球体濾過率
クレアチニン対シスタチンC比
静脈血サンプルは、医療訓練を受けたスタッフが一晩絶食させた後、各回答者から採取しました。採取後、血液サンプルは4 ◦Cで地元の研究所に運ばれ、血漿と軟膜に分けられ、-20 ◦Cで凍結され、最終的に2週間以内に北京の中国疾病予防管理センターに運ばれ、そこで冷凍庫に入れられ、検査されるまで-80 ◦Cで保管されました。
血漿クレアチニンは、速度ブランク補正されたJaffeクレアチニン法（アッセイ内変動係数）を使用して分析されました。[CVs]17, 24]、四分位数（Q1-Q4）によって4つのグループに分類されました。
虚弱性評価
虚弱性は修正身体的虚弱性表現型（PFP）スケールによって判定された。 [25]CHARLSデータを使用して構築され検証された [26]PFPスケールは、衰弱、遅さ、疲労、不活動、萎縮の5つの要素で構成され、合計5点となります。以前の研究と一致しています。 [26]筋力低下は、性別とBMI（ボディマス指数）を調整した後、どちらかの手の最大握力（各手2回、立った状態で測定）が加重人口分布の20％以下と定義されました。歩行速度の遅さは、性別と身長を調整した後、加重人口分布の最も遅い20％にランクされる歩行速度（2.5メートルのコースでの歩行テストの2回の試行の平均として測定）と定義されました。 [26]疲労は、参加者が次の2つの質問のいずれかに対して「中程度の時間：3〜4日」または「ほとんどまたはすべての時間：5〜7日」と回答した場合に定義されました：「私は始めることができませんでした」および「私がしたことはすべて努力のように感じました」 [26]不活動性は、参加者に通常の週に少なくとも10分間連続して歩くことができるかどうかを尋ねることで評価され、「いいえ」と答えた参加者は不活動であると判断されました。体重減少は、現在のBMIが18.5 kg/m2以下であるか、過去1年間に少なくとも5 kg減少したことと定義されました。5点中3点以上を獲得した人は虚弱、1～2点を獲得した人はプレフレイル、0点を獲得した人はロバストネスとみなされました。2つ以上のPFPコンポーネントが欠落している場合、虚弱状態は欠落として扱われました。 [27]。
共変量
共変量には、年齢、性別、婚姻状況（既婚/パートナーあり、未婚/その他）、教育水準（文盲、小学生以下、中学生、高校生以上）、居住地域（都市部、農村部）、地理的地域、一人当たり世帯収入（元）、現在の就労状況（就労、非就労）が含まれていた。これまでの研究と一致している。 [26, 28]調査対象とした省を9つの地理的地域に分類した。(1)北西部には陝西省、甘粛省、青海省、新疆ウイグル自治区が含まれる。(2)北部には北京市、天津市、河北省、山西省、内モンゴルが含まれる。(3)中部には山東省、河南省、安徽省が含まれる。(4)南西部には重慶市、四川省、貴州省、雲南省が含まれる。(5)南部には広東省、広西チワン族自治区が含まれる。(6)北東部には黒竜江省、吉林省、遼寧省が含まれる。(7)東部には上海市、江蘇省が含まれる。(8)中南部には湖北省、湖南省、江西省が含まれる。(9)南東部には浙江省、福建省が含まれる。喫煙状況は、参加者に喫煙したことがあるか、現在喫煙しているかを尋ねることで測定され、喫煙したことがない、過去に喫煙したことがある、現在喫煙している、に分類された。飲酒状況は、回答者に過去 1 年間の飲酒頻度を尋ねることで決定され、飲酒なし、飲酒回数が 1 回/月以下、飲酒回数が 1 回/月を超えるに分類されました。社会活動は、対象者が以下の活動の少なくとも 1 つに従事している場合に特定されました。(1) 友人との交流、(2) 麻雀、チェス、トランプ、またはコミュニティ クラブへの参加、(3) スポーツ、社交、またはその他の種類のクラブへの参加、(4) 地域関連組織への参加、(5) ボランティア活動または慈善活動、(6) 教育またはトレーニング コースへの参加。併存疾患の数は、13 の自己申告による慢性疾患 (高血圧、心臓病、脳卒中、糖尿病、脂質異常症、がん) の存在に基づいて評価されました。 [excluding minor skin cancers]健康状態は、慢性肺疾患、消化器疾患、肝疾患、関節炎/リウマチ、感情/神経/精神疾患、記憶関連疾患、喘息の 3 つのカテゴリに分類されました。自己申告による健康状態は、良好、普通、不良の 3 つのグループに分類されました。BMI は、体重を身長の 2 乗で割って計算されました (kg/m2)。
統計分析
連続変数は、標準偏差 (SD) 付きの平均または四分位範囲 (IQR) 付き中央値として表され、必要に応じて t 検定、分散分析、Mann-Whitney U 検定、または Kruskal-Wallis H 検定によって評価されました。カテゴリ変数は、パーセンテージ付きの頻度として表され、χ2 検定または Fisher の正確検定によって評価されました。
一般化推定方程式（GEE）モデルを採用して、ベースラインCCRとその後数年間の虚弱性との関連性を調べ、その結果を95%信頼区間（CI）のオッズ比（OR）として表した。CCRは最初に連続変数（1単位増加あたり）として分析され、その後、CCRと虚弱性の間の曲線的関連性を検出するためにカテゴリ変数として含められた。CCRの閾値は確立されていなかったため、 [29] 本研究のサンプルサイズを考慮して、参加者を CCR 四分位数に基づいて 4 つのカテゴリーに分類しました (Q1 を基準に設定)。3 つのモデルが適合されました。(1) モデル 1: 年齢と性別を調整済み。(2) モデル 2: 婚姻状況、教育レベル、居住地、地理的地域、世帯収入、就労状況、喫煙と飲酒状況、社会活動、慢性疾患の数、自己申告による健康状態についてさらに調整済み。(3) モデル 3: BMI、eGFR、ベースラインの虚弱性スコアについてさらに調整済み。すべての共変量は各ウェーブで測定され、時間依存共変量として含められましたが、年齢と性別はベースラインでのみ測定されました。CCR 四分位数全体の OR の傾向は、各四分位数内の中央値を予測子として使用して推定されました。
CCRにおける性差を考慮すると [15, 19, 24]さらに性別によるサブグループ分析を実施し、モデルに乗法項を含めることで、CCRと性別の相互作用をテストしました。知見の堅牢性を評価するために、4つの感度分析を実施しました。(1)ポアソン族と対数リンクを備えたポアソンモデルを使用して、結果指標を連続PFPスコアとして扱い、分析を繰り返しました。(2)炎症はCCRレベルに潜在的に影響を及ぼす可能性があるため、炎症の潜在的な交絡を制御するために、多変量モデルで高感度C反応性タンパク質（hs-CRP）をさらに調整しました。 [30]（３）連鎖方程式法を用いて10回の反復で多重代入を行い、欠損データをランダムに欠損していると仮定し、その結果をルビンの規則でプールした。 [31]（4）潜在的な逆因果関係を排除するために、ベースラインの虚弱人口（n = 181）を除外した後、データを再分析した。CCRは年齢と密接に相関していた（スピアマンの順位相関 = -0.20、P
さらに、多項ロジスティック回帰モデルを使用して、ベースラインの健常参加者 (n = 919) における CCR とプレフレイルおよびフレイルのリスクとの関連性を調べました。最後に、CCR のフレイルの予測能力を評価するために、受信者動作特性 (ROC) 曲線分析をさらに実施し、最適なカットオフ閾値を Youden の指数によって決定しました。
すべての分析はStataバージョン15.0（StataCorp、テキサス州カレッジステーション、米国）を使用して実施されました。両側P値
1726058936
#高齢者のクレアチニンシスタチンC比と虚弱性縦断的コホート研究 #BMC #Geriatrics
2024-09-11 12:34:08