Le niveau de protéinurie par jauge urinaire et sa relation avec le risque de lithiase biliaire incidente

ABSTRAIT

Arrière-plan: Des études antérieures ont suggéré une association potentielle entremaladies rénalesetcalculs biliaires.Leétendue de la protéinurieest reconnu comme un marqueur de la gravité demaladie rénale chronique. Cependant, peu de données sont disponibles pour identifier le risque d’incident calculs biliaires en fonction du niveau de protéinurie.

Méthodes : En utilisant les données de 207 356 Coréens enregistrés dans la base de données nationale d’assurance maladie, nous avons évaluérisque de calculs biliairesselon les niveaux de protéinurie des bandelettes urinaires sur un suivi moyen de 4,36 ans. Les sujets de l'étude ont été divisés en 3 groupes selon la protéinurie de la bandelette urinaire (négative : 0, légère : 1+ et importante : 2+ ou plus). Un modèle de risque multivarié proportionnel de Cox a été utilisé pour évaluer les rapports de risque (HR) ajustés et le taux de concordance de 95 %Fiintervalles de référence (IC) en cas de lithiase biliaire incidente en fonction de la protéinurie sur bandelette urinaire.

Résultats: Le groupe présentant une protéinurie plus élevée sur la bandelette urinaire présentait une piremétabolique, rénal, etpro hépatiqueFilesque ceux sans protéinurie, qui ont été observés de la même manière dans le groupe présentant une lithiase biliaire incidente. Le groupe de protéinurie sévère présentait le plus grandincidence de lithiase biliaire(2,39 %), suivis des groupes de protéinurie légère (1,54 %) et négative (1,39 %). L'analyse du modèle multivarié de risque proportionnel de Cox a indiqué que le groupe de protéinurie sévère présentait un risque plus élevé delithiase biliaireque les autres groupes (négatif : référence, protéinurie légère : HR {{0}},97 [IC à 95 %, 0,74–1,26] et protéinurie importante : HR 1,46 [IC à 95 %, 1,09–1.96]). 

Conclusion:Une protéinurie sur bandelette urinaire de 2+ ou plus était associée de manière significative à un risque accru de calculs biliaires incidents.

Mots clés:test de jauge d'urine; protéinurie; lithiase biliaire

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INTRODUCTION

Maladie des calculs biliairesest fréquemment observée chez les adultes asymptomatiques.1 Il est fréquent que des calculs biliaires soient découverts accidentellement lors d'une échographie abdominale lors de bilans de santé ou d'examens médicaux à d'autres fins.2,3 La prévalence des calculs biliaires est de 10 à 15 % chez les adultes4, et celle des calculs de cholestérol constituent 80 à 90 % des calculs biliaires.1 Malgré la prévalence relativement élevée, la signification clinique des calculs biliaires a tendance à être sous-estimée en raison de l'absence de traitement dans la plupart des cas de calculs biliaires asymptomatiques.5 Cependant, des symptômes spécifiques comme les coliques biliaires peuvent survenir dans 1 à 90 % des calculs biliaires. 4 % des individus souffrent de calculs biliaires chaque année.6 De plus, des études observationnelles ont démontré que les calculs biliaires sont associés à une augmentation de la morbidité et de la mortalité cardiovasculaires7,8, indépendamment des caractéristiques du syndrome métabolique.9 Ainsi, il est cliniquement significatif de rechercher d'autres conditions prédisposantes aux calculs biliaires en plus facteurs de risque classiques. Des études antérieures ont démontré l'association significative entre la maladie rénale et la maladie des calculs biliaires.10,11 Dans ces études, la présence decalculs rénauxetmaladie rénale chronique(IRC) étaient associés à une probabilité accrue de calculs biliaires.10,11 La protéinurie est un indicateur important delésions rénalescomme unsymptôme cardinal de la maladie rénale chronique. Le test par bandelette urinaire est largement utilisé comme outil de dépistage initial de la protéinurie en raison de sa simplicité, de son faible coût et de l’interprétation rapide des résultats. L'association entre maladie rénale et calculs biliaires s'étend à l'idée selon laquelle la protéinurie peut être un indicateur potentiel dans l'évaluation du risque de maladie biliaire. Cependant, les données disponibles sont encore insuffisantes pour identifier l’association entre protéinurie et risque de calculs biliaires.

À l'aide des données de 207 356 sujets inscrits auprès de la Korea National Health Insurance Corporation, nous avons étudié le risque d'incident de calculs biliaires en fonction du niveau de protéinurie évalué à l'aide d'un test de bandelette urinaire.

PARTICIPANTS ET MÉTHODES

Sources des données Nos résultats ont été obtenus à partir de l'analyse des statistiques coréennes dérivées de la base de données nationale d'informations sur la santé (NHID) coréenne gérée par la Société nationale coréenne d'assurance maladie (NHIC), qui fournit le service national d'assurance maladie (NHIS) à la population coréenne. Le NHIS couvre plus de 97 % de l’ensemble de la population vivant en Corée du Sud, ce qui suggère que le NHID peut représenter l’utilisation des services médicaux par l’ensemble de la population coréenne.12 Par conséquent, le NHID est une base de données publique sur l’utilisation des soins de santé, le dépistage médical et les aspects socio-économiques. variables démographiques pour la population coréenne utilisant le NHIS. La plupart des établissements médicaux coréens sont tenus de conclure un contrat avec le NHIC, fournissant des informations médicales sur leurs utilisateurs de soins de santé et leurs patients au NHIC. Les informations médicales collectées sont enregistrées dans le NHID et les données sont ouvertes aux chercheurs qualifiés pour la recherche médicale. Pour accéder au NHID, les chercheurs doivent obtenir l'approbation du sujet de recherche d'un comité de l'Institutional Review Board (IRB). Après avoir obtenu l'approbation de l'IRB, les chercheurs demandent l'accès au NHID au service des statistiques affilié au NHIC. Ensuite, les chercheurs sont jugés sur la sécurité, l’éthique et la nécessité de la recherche. Dans les cas où les chercheurs sont autorisés à utiliser le NHID, ils peuvent analyser les statistiques du NHID.

Les approbations éthiques pour le protocole d’étude et l’analyse des données ont été obtenues auprès du comité d’examen institutionnel de l’hôpital universitaire Kyung Hee. L'exigence de consentement éclairé a été exemptée par le comité d'examen institutionnel parce que les chercheurs n'ont accédé que rétrospectivement à une base de données anonymisée à des fins d'analyse.

Participants à l'étude

Au total, 223 551 participants ayant subi des examens médicaux en 2009 ont été inclus dans la base de données nationale d'informations sur la santé. Parmi eux, nous avons initialement exclu 4 039 personnes chez qui une lithiase biliaire avait déjà été diagnostiquée (Classification internationale des maladies [CIM] K80) de 2002 jusqu'à la date précédant l'examen médical de santé en 2009. Parmi les 219 512 participants, 12 156 participants ont été exclus sur la base des critères d'exclusion suivants qui pourraient influencer la lithiase biliaire ou les protéines urinaires : 772 personnes ne disposaient pas d'informations sur les protéines urinaires de base en 2009, et 11 404 avaient déjà eu des informations sur le diagnostic de cancer (ICD C00–C97). de 2002 jusqu'à la date précédant l'examen médical de santé en 2009. Étant donné que certains participants avaient plus d'un critère d'exclusion, 207 356 ont été inclus dans l'analyse finale et ont été observés pour le développement d'une lithiase biliaire. Lorsqu'il a été identifié qu'un sujet atteint de lithiase biliaire incidente était décédé au cours du suivi, la période de suivi était considérée comme allant de la date du bilan de santé (inscription initiale à l'étude) jusqu'à la date de la lithiase biliaire incidente identifiée. Si le sujet sans lithiase biliaire incidente décédait pendant le suivi, la période de suivi était considérée comme allant de la date d'inscription initiale à la date du décès. La période de suivi totale était de 904 360 années-personnes et la période de suivi moyenne était de 4,36 (écart type [ET], 0,51) ans. Examens d'enquête de santé et mesures de laboratoire Le bilan de santé général du NHIC s'est déroulé en deux étapes. L'examen de première étape est un test de dépistage massif visant à déterminer la présence ou l'absence de maladie parmi la population générale sans symptômes. La deuxième étape de l'examen est la consultation pour un test de dépistage et un examen plus approfondi pour confirmer la présence de la maladie. Ces examens de santé comprenaient également un questionnaire concernant le mode de vie et les antécédents médicaux. Les données de l'étude comprenaient l'activité physique, les informations fournies par un questionnaire, les mesures anthropométriques et les mesures en laboratoire. La quantité de tabac a été décrite en paquets-années, calculés à partir du questionnaire relatif au tabagisme à l'aide de la formule suivante : Nombre d'années de paquets=(paquets fumés par jour) × (années en tant que fumeur).

La fréquence de consommation d'alcool a été évaluée et la consommation d'alcool a été définie comme étant d'au moins plus de 3 fois par semaine. L'activité physique a été définie comme la pratique d'une activité physique d'intensité modérée au moins 30 minutes par jour pendant plus de 4 jours par semaine ou d'une activité physique d'intensité vigoureuse au moins 20 minutes par jour pendant plus de 4 jours chacune. semaine. L'indice de masse corporelle (IMC) a été calculé en divisant le poids (kg) par le carré de la taille (m). Des examinateurs qualifiés ont mesuré la pression artérielle systolique (TA) et la TA diastolique. Les données de laboratoire suivantes ont été mesurées simultanément aux examens de santé de ces participants : glycémie à jeun, cholestérol total, triglycérides, cholestérol des lipoprotéines de haute densité (HDL), cholestérol des lipoprotéines de basse densité (LDL), créatinine sérique (SCr), aspartate. aminotransférase (AST), alanine aminotransférase (ALT) et -glutamyl transfert ase (GGT). La fonction rénale a été mesurée avec le débit de filtration glomérulaire estimé (DFGe), qui a été calculé à l'aide de l'équation de collaboration avec l'épidémiologie des maladies rénales chroniques : DFGe {{10}} × min (SCr=K, 1)a × max(SCr=K, 1)−1,209 × 0,993âge × 1,018 [si femme] × 1,159 [si noir], où SCr est la créatinine sérique, K est 0,7 pour les femmes et 0,9 pour les hommes, a vaut −0,329 pour les femmes et −0,411 pour les hommes, min indique le minimum de SCr=K ou 1 et max indique le maximum de SCr=K ou 1,13. le niveau de protéines urinaires a été déterminé à partir des résultats d’une seule analyse par bandelette urinaire. Les résultats du test d'urine étaient basés sur une échelle qui quantifiait la protéinurie comme absence, 1+ et 2+ ou plus.

Définitions des résultats

L'identification des cas de lithiase biliaire incidente était basée sur l'examen du NHID lié au Département de Statistique Corée du NHIC. Les institutions médicales coréennes contractant avec le NHIC sont tenues de fournir les informations médicales des patients. Si des calculs biliaires sont détectés chez des patients asymptomatiques ou symptomatiques à l'aide de modalités d'imagerie ou d'opérations chirurgicales, les établissements médicaux doivent enregistrer les patients présentant des calculs biliaires nouvellement identifiés dans le NHID en tant que lithiase biliaire avec la CIM-K80. Notre étude était basée sur le NHID, nous avons donc identifié l'incidence de la lithiase biliaire sur la base du code CIM (ICD-K80) enregistré dans le NHID. En examinant le NHID de 2002 à 2009, nous avons d'abord exclu toutes les personnes présentant une CIM-K80 actuelle, puis avons inscrit dans l'étude les personnes sans CIM-K80 préalablement enregistrées. Parmi ces sujets, ceux avec la CIM-K80 nouvellement enregistrée entre 2009 et 2013 ont été identifiés comme cas de lithiase biliaire incidente.

analyses statistiques

Les sujets de l'étude ont été classés en trois groupes en utilisant la protéinurie par bandelette urinaire comme suit : négative (protéinurie absente), protéinurie légère (protéinurie 1+) et protéinurie importante (protéinurie 2+ ou plus).

Les données ont été exprimées sous forme de moyennes (ET) ou de médianes (intervalle interquartile) pour les variables continues et en pourcentages du nombre pour les variables catégorielles. L'ANOVA unidirectionnelle et le test X2- ont été utilisés pour analyser les différences statistiques entre les caractéristiques des participants à l'étude au moment de l'inscription dans les trois groupes. Les années-personnes ont été calculées comme la somme des durées de suivi depuis le début jusqu'au moment du diagnostic du développement de la lithiase biliaire ou jusqu'au 31 décembre 2013. Pour évaluer les associations entre les niveaux de protéines des bandelettes urinaires de trois groupes et la lithiase biliaire incidente, nous avons utilisé Cox. modèles à risques proportionnels pour estimer les rapports de risque (HR) ajustés et les intervalles de confiance (IC) à 95 % pour les lithiase biliaire incidente, en comparant celui du groupe de protéinurie légère et du groupe de protéinurie lourde avec le groupe négatif. Les modèles à risque proportionnel de Cox ont été ajustés pour tenir compte de plusieurs facteurs de confusion. Dans les modèles multivariés, nous avons inclus des variables susceptibles de confondre la relation entre les trois groupes et la lithiase biliaire incidente, notamment : l'âge, le sexe, l'IMC, la tension artérielle systolique, la glycémie à jeun, le cholestérol total, le GGT, le DFGe, la quantité de tabac (paquet-années). , la consommation d'alcool et l'activité physique. L'analyse des sous-groupes a été réalisée par sexe et par âge. L'âge médian de la population étudiée était de 56 ans, ce qui a été utilisé comme seuil d'analyse des sous-groupes d'âge (groupe d'âge inférieur ou égal à 55 ans et âge supérieur ou égal à 56 ans).

Pour tester la validité des modèles de risque proportionnel de Cox, nous avons vérifié l'hypothèse de risque proportionnel. L'hypothèse de risque proportionnel a été évaluée à l'aide de la fonction de survie log-moins-log et s'est avérée graphiquement non violée. Valeurs P<0.05 were considered to be statistically significant. All statistical analyses were performed using SAS (version 9.4, SAS Institute, Cary, NC, USA).