Partie 1: Disparité entre les sexes dans l'accès à la greffe de rein d'un donneur décédé par cause de maladie rénale

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Résumé

Contexte et objectifsLes femmes avecinsuffisance rénaleont moins accès à la transplantation rénale que les hommes, mais l'ampleur de cette disparité peut ne pas être uniforme dans tousmaladies rénales. Nous avons émis l'hypothèse que la cause attribuée à l'insuffisance rénale peut modifier l'ampleur des disparités dans l'accès à la greffe parsexe.

Conception, cadre, participants et mesures Nous avons réalisé une étude de cohorte rétrospective d'adultes ayant développé une insuffisance rénale entre 2005 et 2017 selon le United States Renal Data System. Nous avons utilisé des modèles de Cox ajustés pour examiner l'association entre le sexe et l'accès à l'inscription sur liste d'attente ou à la transplantation rénale d'un donneur décédé et avons testé l'interaction entre le sexe et la cause attribuée à l'insuffisance rénale à l'aide de modèles ajustés.

RésultatsSur un total de 1 478,037 patients, 271 111 ont été inscrits sur la liste d'attente et 89 574 ont subi une greffe de donneur décédé. Le taux d'inscription sur liste d'attente était de 6,5 pour 100 années-personnes pour les femmes et de 8,3 pour 100 années-personnes pour les hommes. Dans l'analyse ajustée, les femmes avaient un accès plus faible à la liste d'attente (rapport de risque, 0.89 ; intervalle de confiance à 95 %, 0,89 à 0,90) et à la transplantation d'un donneur décédé après l'inscription sur la liste d'attente (rapport de risque, 0,96 ; intervalle de confiance à 95 % , 0,94 à 0,98). Cependant, il y avait une interaction entre le sexe et la cause attribuée de la maladie rénale dans les modèles ajustés (P<0.001). women="" with="" kidney="" failure="" due="" to="" type="" 2="" diabetes="" had="" 27%lower="" access="" to="" the="" kidney="" transplant="" waitlist="" (hazard="" ratio,0.73;95%="" confidence="" interval,="" 0.72="" to="" 0.74)="" and="" 11%lower="" access="" to="" deceased-donor="" transplantation="" after="" waitlisting="" compared="" with="" men(hazard="" ratio,0.89;95%="" confidence="" interval,="" 0.86="" to="" 0.92).in="" contrast,="" sex="" disparities="" in="" access="" to="" either="" the="" waitlist="" or="" transplantation="" were="" not="" observed="" in="" kidney="" failure="" secondary="" to="" cystic="">

conclusionLa disparité dans l'accès à la greffe selon le sexe n'est pas uniforme pour toutes les causes d'insuffisance rénale. Les taux de transplantation de donneurs décédés plus faibles chez les femmes que chez les hommes sont particulièrement notables chez les patients souffrant d'insuffisance rénale attribuée àDiabète.

Introduction

La transplantation rénale améliore à la fois la survie et la qualité de vie des patients qui développent le besoin d'un TRC d'entretien par rapport à la dialyse (1-4), mais les femmes sont moins susceptibles de recevoir une transplantation rénale que les hommes (5-12). Historiquement, les femmes ont eu moins accès à la liste d'attente de greffe (5,7), mais les raisons de cette disparité n'ont pas été entièrement définies. Bien que des études aient examiné les différences d'accès à la liste d'attente de greffe ou à la greffe elle-même sur la base de différences liées au sexe dans la taille corporelle (8), la sensibilisation aux anticorps leucocytaires humains (12,13), l'âge (7) ou d'autres facteurs (7, 14), peu d'études ont déterminé s'il existe une variabilité de l'accès à la transplantation selon le sexe en fonction de la cause attribuée à l'insuffisance rénale. Comprendre si la cause sous-jacente attribuée à l'insuffisance rénale est associée à un accès différentiel à la transplantation selon le sexe pourrait améliorer notre compréhension des raisons potentielles de ces disparités.

Certaines conditions qui causent l'insuffisance rénale peuvent ne pas affecter les hommes et les femmes de la même manière et contribuent donc partiellement aux disparités observées entre les sexes dans l'accès à la transplantation. De plus, certaines causes d'insuffisance rénale peuvent augmenter le risque de risque cardiovasculaire concomitant plus que d'autres. Parce qu'il est connu dans la population générale que les femmes avecmaladie cardiovasculairesont moins susceptibles de recevoir et d'obtenir des mesures agressives de réduction des risques (telles que l'aspirine) que les hommes, les profils de risque cardiovasculaire différentiels selon les différentes causes d'insuffisance rénale pourraient également contribuer à retarder ou à réduire l'accès à la transplantation chez les femmes par rapport aux hommes ({{0} }).

Dans cette étude, nous avons examiné si les disparités fondées sur le sexe observées dans l'accès à la liste d'attente et à la transplantation rénale d'un donneur décédé différaient selon la cause attribuée à l'insuffisance rénale à l'aide des données du United States Renal Data System (USRDS).

Matériaux et méthodes

Population étudiée

Nous avons inclus des adultes âgés de plus de 18 ans ou égaux à ceux qui ont commencé la maintenance KRT entre le 1er janvier 2005 et le 31 décembre 2017, selon l'USRDS. Nous avons exclu (1) les patients considérés pour des greffes multi-organes (à l'exception des greffes simultanées de pancréas et de rein) et (2) les patients pour lesquels il manquait des données sur la cause de l'insuffisance rénale (Figure 1).

Facteurs d'intérêt

Nous avons extrait le prédicteur principal, le sexe du patient, du fichier Patients de l'USRDS. Nous avons extrait la cause de l'insuffisance rénale à partir des données rapportées sur le formulaire CMS-2728 Medical Evidence (MEDEVID) (enregistré pour tous les patients souffrant d'insuffisance rénale lors de l'initiation du KRT d'entretien) et avons classé ces causes en tant que diabète sucré de type 2, diabète de type 1 sucré, hypertension, maladie kystique, GN ou autre. Les causes les plus courantes d'insuffisance rénale dans la catégorie "autre" comprenaient une étiologie inconnue (29 %), une nécrose tubulaire sans guérison (18 %) et un myélome multiple (7 %). La cause attribuée à l'insuffisance rénale a servi de modificateur d'effet d'intérêt dans toutes les analyses primaires.

Covariables

Nous avons ajusté les autres covariables qui pourraient être associées à la probabilité d'un patient d'être inscrit sur une liste d'attente ou d'être transplanté (7,14,18-20). Il s'agit notamment de l'âge au début de l'insuffisance rénale (classé comme<35, 35="" to=""><50, 50=""><65, and="" ≥65="" years),="" race/ethnicity="" (non-hispanic="" white,="" non-hispanic="" black,="" hispanic,="" and="" other),="" initial="" calendar="" year="" of="" maintenance="" krt(to="" account="" for="" temporal="" trends),="" and="" zip="" code="" from="" the="" usrds="" patients="" file.="" for="" analyses="" from="" time="" of="" waitlist="" to="" transplantation,="" age="" at="" waitlisting="" (categorized="" as="" above)and="" year="" of="" waitlisting="" were="" abstracted="" from="" the="" waitlist="" file.="" we="" used="" zip="" codes="" to="" determine="" organ="" procurement="" and="" transplantation="" network(optn)region="" and="" median="" neighborhood="" household="" income="" as="" a="" continuous="" variable="" by="" matching="" the="" patient's="" zip="" code="" to="" the="" 2006-2010="" american="" community="" survey="" (21).="" we="" abstracted="" body="" mass="" index(bmi)(categorized=""><18.5, 18.5="" to=""><25, 25="" to=""><30, 30="" to=""><35, 35=""><40, and="" ≥40="" kg/m²="" according="" to="" centers="" for="" disease="" control="" definitions)(22),="" insurance="" type="" (none,="" medicaid,="" medicare,="" or="" other),="" and="" comorbidities(diabetes,="" congestive="" heart="" failure,="" peripheral="" arterial="" disease,="" stroke,="" myocardial="" infarction,="" tobacco="" use,="" chronic="" obstructive="" pulmonary="" disease,="" cancer)="" at="" kidney="" failure="" onset="" from="" the="" medevac="" file="" of="" the="" usrds.panel="" reactive="" antibody="" (pra)was="" abstracted="" from="" the="" waitlist="" file="" in="" the="" usrdsand="" categorized="" as0,="">0to 20,>20-80, and>80 pourcent .

Covariables manquantes

Étant donné que 3 % des données sur le revenu manquaient dans la cohorte totale (ce que nous pensions être un prédicteur important), nous avons utilisé des imputations multiples enchaînées pour tenir compte des données manquantes. Nous avons imputé les données de revenu manquantes à l'aide de modèles qui incluaient l'âge, le sexe, la race/ethnicité, le type d'assurance, l'année civile de maintenance KRT, la cause de la maladie, la région OPTN et la transplantation comme résultat avec 20 répétitions.

Résultats

Les résultats d'intérêt étaient (1) le délai d'inscription sur la liste d'attente d'une greffe de rein à partir de la date du premier KRT d'entretien ; (2) le délai jusqu'à la première greffe de rein d'un donneur décédé à partir de la date du premier KRT d'entretien ; et (3) le délai avant la première greffe de rein d'un donneur décédé à partir de la liste d'attente pour les patients inscrits sur la liste d'attente à la date du premier KRT de maintenance ou après. Le suivi des résultats a été censuré en cas de transplantation de rein de donneur vivant.

Les dates d'inscription sur la liste d'attente ont été extraites du fichier Liste d'attente. Les dates de transplantation et la première source de donneur de greffe (vivant ou décédé) ont été déterminées à l'aide du fichier USRDS Patients. Le suivi des résultats a été administrativement censuré le 31 décembre 2017.

Analyses statistiques

Nous avons comparé les caractéristiques de base par sexe et attribué la cause de l'insuffisance rénale à l'aide d'un test t, d'un test U de Mann-Whitney et d'un test du chi carré, le cas échéant. Nous avons également comparé les différences dans le fardeau des conditions comorbides au moment du maintien de l'initiation de la KRT selon le sexe et avons attribué la cause à l'insuffisance rénale.

Association entre sexe et liste d'attente

Nous avons évalué l'association entre le sexe et l'accès à la liste d'attente à l'aide d'un modèle à risques proportionnels de Cox non ajusté. Le délai d'inscription sur la liste d'attente (en années) a été mesuré à partir de la première date de l'insuffisance rénale jusqu'à l'inscription sur la liste d'attente (statut actif ou inactif) et censuré pour le décès ou le suivi de fin d'étude. Pour ceux dont la date de la liste d'attente était égale ou antérieure à la première date KRT de maintenance, le délai de mise en liste d'attente a été défini sur 0.1 jours après la première date KRT.

Ensuite, nous avons ajouté des covariables au modèle de manière progressive, en incluant d'abord un ensemble limité de caractéristiques, notamment l'âge au moment de l'insuffisance rénale, la race/origine ethnique, l'IMC et la cause attribuée à la maladie rénale (modèle 1). Nous avons ensuite inclus le revenu médian du quartier par code postal, le statut d'assurance, l'année civile d'initiation du KRT d'entretien, la région OPTN et les conditions comorbides (modèle 2). , nous avons testé les interactions entre le sexe et la cause attribuée à l'insuffisance rénale dans nos modèles de Cox entièrement ajustés.

Pour tenir compte des modifications apportées au Kidney Allocation System (KAS), qui a été mis en œuvre le 4 décembre 2014, nous avons effectué des analyses stratifiées supplémentaires dans lesquelles nous avons examiné l'accès à la liste d'attente avant par rapport à après cette date.

Association entre le sexe et la greffe de rein d'un donneur décédé chez tous les patients souffrant d'insuffisance rénale

Nous avons examiné l'association entre le sexe et le risque de greffe de rein d'un donneur décédé chez tous les patients qui ont commencé le TRC d'entretien à l'aide d'un modèle de Cox non ajusté et d'une censure pour la greffe de donneur vivant ou le décès. Nous avons inclus les covariables de manière progressive comme décrit et testé pour l'interaction entre le sexe et attribué la cause de l'insuffisance rénale dans les modèles entièrement ajustés. Pour ceux dont la date de la première greffe de rein était la même que la date du premier KRT d'entretien, le délai avant la transplantation a été fixé à 0.1 jours après la première date du KRT.

Association entre le sexe et la greffe de rein d'un donneur décédé chez les patients en attente après avoir commencé le KRT

Nous avons également examiné l'association entre le sexe et le risque de transplantation rénale d'un donneur décédé chez les patients en liste d'attente qui se sont inscrits sur la liste d'attente au moment ou après leur premier KRT à l'aide d'un modèle de Cox non ajusté. Le temps dans ces modèles commençait à partir de la date de la première inscription sur la liste d'attente (le jour de ou après le début du TRC) jusqu'à la greffe de rein de donneur décédé, et le suivi était censuré pour la greffe de donneur vivant et le décès. Nous avons ensuite ajusté en série les modèles de la même manière que ci-dessus, sauf en utilisant l'âge à la liste d'attente et l'année de la liste d'attente (au lieu de l'âge au KRT et de l'année d'initiation au KRT) et l'ajout de PRA aux modèles 1 et 2. Toutes les covariables sauf l'âge, l'année de la liste d'attente et l'ARP ont été extraites au moment de l'apparition de l'insuffisance rénale. Enfin, nous avons testé l'interaction entre les sexes et attribué la cause de l'insuffisance rénale dans le modèle entièrement ajusté.

Nous n'avons pas analysé la transplantation en tant que résultat dans une analyse stratifiée selon l'ère du premier KRT d'entretien étant donné que notre période de suivi post-KAS était brève (se terminant en 2017) pour ce résultat et moins de donneurs décédés

des greffes de rein ont eu lieu au cours de cette courte période de suivi.

Pour toutes les interactions, nous avons considéré P<0.05 to="" be="" statistically="" significant.="" plots="" of="" scaled="" schoenfeld="" residuals="" were="" used="" to="" assess="" the="" assumption="" of="" proportional="">

Analyse de sensibilité

Dans l'analyse de sensibilité, nous avons effectué des analyses de risques concurrents à l'aide de modèles Fine-Gray ajustés pour les mêmes covariables que ci-dessus, mais en traitant le décès comme un risque concurrent pour tous les résultats. Nous avons également répété les modèles Fine-Gray pour le résultat de la transplantation rénale d'un donneur décédé, en traitant la transplantation d'un donneur vivant comme un risque concurrent. Pour ces analyses de sensibilité, nous avons utilisé une approche d'échantillonnage aléatoire de données à 5 % -20 % et testé l'interaction dans ce sous-ensemble plus petit en raison de durées d'exécution impossibles.

Compte tenu d'une étude antérieure qui a montré une interaction entre l'âge et le sexe pour l'accès à la transplantation rénale (7), nous avons testé la présence d'une telle interaction dans nos modèles entièrement ajustés et effectué une analyse stratifiée par âge pour les résultats dans lesquels une interaction statistiquement significative (P<0.05) was="">

Enfin, nous avons effectué des analyses supplémentaires pour l'accès à la liste d'attente et à la transplantation après le premier KRT d'entretien, où nous avons exclu ceux qui étaient sur liste d'attente avant la date du premier KRT d'entretien pour comprendre si des disparités entre les sexes étaient présentes chez ceux qui n'avaient pas l'avantage du pré -liste d'attente vide.

Les analyses de données ont été effectuées à l'aide de STATA 15 (College Station, TX) et de la version 9.4 du logiciel SAS (Cary, NC). Le comité d'examen institutionnel de l'Université de Californie à San Francisco a examiné cette étude de recherche sur des sujets non humains, et l'étude a également été approuvée par le comité d'examen institutionnel de l'Université de Stanford (protocole n ° 51697).