만성 신장 질환이 없는 성인에서 동맥 경화와 신장 기능의 연관성

연락처: 오드리 후audrey.hu@wecistanche.com

이타노 세이지 외

배경우리의 목표는 동맥 경화가 더 높은 위험과 관련이 있는지 여부를 평가하는 것이었습니다.신장기능 장애만성이 없는 사람들 사이에서신장질병(CKD).

행동 양식우리는 일본의 국민 건강 검진 시스템의 데이터를 분석했습니다. 분석을 위해 CAVI(cardio-ankle vascular index) 평가를 완료한 개인의 기록을 선택하고신장 기능단백뇨 또는 추정 사구체 여과율(eGFR)의 존재로 정의되는 기준선에서 CKD가 있었던 참가자는 제외했습니다.<60 ml/min/1.73="" m2.="" we="" compared="" 2="" groups="" of="" cavi="" measurements—the="" highest="" quartile="" (≧8.1)="" and="" the="" combined="" lower="" 3="" quartiles=""><8.1). we="" used="" cox="" proportional="" hazards="" models="" to="" assess="" associations="" between="" these="" 2="" groups="" and="" subsequent="" ckd="" events,="" proteinuria,="" egfr=""><60 ml/min/1.73="" m2,="" and="" rapid="" egfr="" decline="" (greater="" than="" or="" equal="" to="" −3="" ml/min/1.73="" m2="" per="">

결과포함된 24,297명의 평균 연령은 46.2세였으며 6{19}}%가 여성이었습니다. 평균 3.1년의 추적 기간 동안 1,435건의 CKD 사례가 발생했습니다. 다변수 분석에서 CAVI 측정의 최고 대 결합 하위 사분위수에 대한 95% 신뢰 구간(CI)의 위험 비율은 CKD 이벤트의 경우 1.3(1.1, 1.5), 단백뇨의 경우 1.3(0.96, 1.62), 단백뇨의 경우 1.4(1.1)였습니다. , 1.7) eGFR의 경우<60 ml/min/1.73="" m2,="" and="" the="" odds="" ratio="" with="" 95%="" ci="" was="" 1.3="" (1.1,="" 1.4)="" for="" rapid="" egfr="">

결론CAVI 측정값이 8.1 이상인 사람은 CAVI 측정값을 가진 사람에 비해 CKD 발병 위험이 더 높았습니다.<8.1. greater="" arterial="" stiffness="" among="" adults="" without="" ckd="" may="" be="" associated="" with="">신장기능 장애.

키워드: 동맥경직; 혈압; 심장-발목 혈관 지수; 만성병 환자신장질병; 고혈압

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그만큼신장많은 양의 혈액을 걸러내지만 흐름에 대한 혈관 저항이 낮습니다. 결과적으로,신장대동맥 경직으로 인한 과도한 박동 흐름을 받을 때 압력 손상에 취약합니다.1-3 대동맥 경직과 알부민뇨 및 낮은 추정 사구체 여과율(eGFR)을 포함한 만성 신장 질환(CKD)의 연관성이 보고되었습니다.4- 11 그러나 이전 연구에서는 고위험군(예: 고혈압, 당뇨병 또는 심혈관 질환(CVD)의 병력이 있는 참가자)과 CKD가 있는 개인을 모집했습니다. 시간이 지남에 따라 신장 기능. 또한, 동맥 강성은 일반적으로 PWV가 획득되는 시점의 혈압(BP) 수준에 영향을 받는 측정치인 맥파 속도(PWV)에서 추정되었습니다.

강성 매개변수는 동맥 강성의 척도입니다. 강성 매개변수는 PWV보다 측정 시 BP 수준의 영향을 덜 받을 수 있습니다.12 강성 매개변수는 임상 실습에서 사용할 수 있는 동맥 강성 측정값인 CAVI(cardio-ankle vascular index)를 개발하는 데 사용되었습니다. .13-16 CAVI는 심혈관 위험 인자와 무관하게 CVD 사건의 더 높은 위험과 관련이 있는 것으로 나타났습니다.17,18 그러나 CAVI와 사건 CKD 사건 사이의 연관성을 평가한 연구는 없습니다. CAVI 측정값이 CKD 위험과 관련이 있는 경우 CAVI를 사용하여 CKD 사건의 고위험군과 비약리학적 및 약리학적 예방 개입의 혜택을 받을 수 있는 개인을 식별할 수 있음을 시사합니다.

일본의 국민 건강 검진 프로그램에 참여한 참가자의 데이터베이스를 사용하여19 CKD가 없는 사람들의 CAVI 측정이 다음과 관련이 있는지 여부를 결정했습니다.신장훗날의 결과.

행동 양식

이 연구의 결과를 뒷받침하는 데이터는 합당한 요청이 있는 경우 교신저자에게 제공됩니다. 일본에서는 산업안전보건법에 따라 고용주가 직원에게 매년 건강 검진을 제공해야 합니다. 현재의 전향적 종단 연구는 이러한 맥락에서 일본 건강증진재단에 의해 수행되었습니다(온라인 보충 자료 참조). 현재 분석을 위해 2005년 10월과 2015년 3월 사이에 연구에 등록한 개인의 기록을 선택하고 (i) 기준선 방문 동안 CAVI 및 공변량에 대한 동시 평가를 완료하고 (ii) 적어도 2회에 걸쳐 신장 기능 평가를 받았습니다( 즉, 기준선에서 그리고 기준선 방문 후 및 2016년 3월 이전에 적어도 1회의 후속 방문에서). 이러한 선택 기준은 25,653명의 참가자로부터 분석을 위해 최종 데이터 세트 기록을 산출했습니다. 우리의 분석은 18세 미만의 참가자(이러한 참가자의 부모로부터 서면 동의를 얻지 못했기 때문에)와 기준 검사에서 CKD가 있었던 참가자를 제외했습니다. 이 접근 방식에 대한 구체적인 예는 온라인 보충 그림 S1에 나와 있습니다. 모든 참가자는 각 연구 방문 시 서면 동의서를 제공했으며 Kawasaki 의과 대학의 기관 검토 위원회는 프로토콜을 승인했습니다.

BP 및 기타 측정

숙련된 의료진은 참가자가 5분 동안 조용한 방에 앉아 있는 후 1-분 간격으로 각 참가자의 오른쪽 팔에 있는 상완 동맥에서 2회 혈압을 측정했습니다. 2013년 6월 이전의 측정은 표준 수은 혈압계를 사용했고 2013년 7월 이후에는 검증된 자동 진동계(HBP-1300, OMRON, Kyoto, Japan)20를 사용했습니다. 평균 수축기 혈압 140mmHg 이상 또는 이완기 혈압 90mmHg 이상, 항고혈압제를 사용하는 사람 또는 자기 보고된 고혈압 병력이 있는 사람.²¹

다른 데이터는 표준화된 프로토콜(온라인 데이터 보충 참조)을 사용하여 수집되었으며 키가 포함되었습니다. 무게; 흡연; 약물 사용; 고혈압, 당뇨병 또는 CVD의 자가 보고 이력; 및 금식 실험실 값. 고혈압, 당뇨병 또는 CVD의 병력은 표준화된 설문지(즉, "고혈압, 당뇨병 또는 CVD가 있는 것으로 진단된 적이 있습니까?")를 사용하여 각 참가자에 대해 평가되었습니다. 혈압 강하제나 혈당 강하제의 사용에 관한 설문도 실시했습니다. 혈청 크레아티닌 및 점뇨 표본은 각 참가자에 대해 최소 2회에 걸쳐 수집되었습니다. 혈청 크레아티닌은 효소적 방법을 사용하여 분석되었습니다. eGFR은 일본 계수로 수정된 CKD-EPI(Chronic Kidney Disease Epidemiology Collaboration) 방정식을 사용하여 파생되었습니다(Data Supplement online 참조).22 딥스틱 방법에 의한 소변 검사는 밤새 금식한 후 이른 아침에 수집된 자리 소변 표본에 대해 수행되었습니다. 요검사 결과는 각 지역 의료기관 의료진이 해석하여 (−), (±), (1 plus ), (2 plus ), (3 plus )로 기록하였다. 일본 임상 검사 표준 위원회(http://jccls.org/)의 정책은 모든 소변 딥스틱 검사가 1 플러스의 소변 딥스틱 결과가 30mg/dl의 소변 단백질 수준에 해당하도록 제조되어야 한다는 것입니다. . 우리는 단백뇨를 1 이상으로 정의했습니다.

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CAVI 측정

CAVI는 cuff-oscillometric method(Vasera-1500; Fukuda Denshi, Tokyo, Japan)를 사용하여 앙와위 자세에서 몇 분간 휴식을 취한 후 기준선에서 측정되었습니다.19 상완과 발목에 커프를 부착하고 맥박 부피를 측정했습니다. 팔목에 연결된 혈량 측정 센서를 사용하여 4개의 말단에서 파형을 동시에 기록했습니다. 측정은 50mmHg의 압축 하에 10초 동안 기록되었습니다. 그 다음 오른팔과 발목의 혈압을 cuff-oscillometric 방법으로 측정하였고, 이를 반복하여 왼팔과 발목의 혈압을 측정하였다. CAVI는 다음 공식을 사용하여 계산되었습니다.15 여기서 Ps=SBP, Pd=DBP, ΔP=맥압, ρ=혈액 밀도 및 PWV {{12} } 맥파 속도:

CAVI=2ρ/ ∆ P × ln(Ps/Pd) × PWV2

Ps 및 Pd는 CAVI 측정값이 얻어졌을 때 얻어졌습니다. PWV는 대동맥의 기점에서 발목의 경골동맥까지의 추정된 경로 길이와 경골동맥에서 심장 수축에 의해 생성된 펄스 파형의 도달 시간을 사용하여 계산되었습니다.

신장 결과

eGFR 및 단백뇨 측정값은 중앙값(사분위수 범위) 추적 기간 2에 걸쳐 각 참가자에 대해 2회 이상의 진료소 방문(평균(SD), 3.5(2.{4}})회 방문)에서 얻었습니다.{{7 }} 방문(1.0–5.{11}}). CKD는 단백뇨 또는 eGFR의 존재로 정의되었습니다.<60 ml/min/1.73="" m2.="" the="" average="" annual="" change="" of="" egfr="" was="" calculated="" by="" fitting="" linear="" regression="" using="" all="" egfr="" measurements="" for="" each="" participant.="" we="" defined="" rapid="" egfr="" decline="" as="" greater="" than="" or="" equal="" to="" −3="" ml/min/1.73="" m2="" per="" year,="" which="" has="" been="" used="" previously="" as="" a="" cutoff="" that="" reflects="" 3×="" higher="" decreasing="" speed="" than="" that="" is="" expected="" for="" normal="" aging.23="" the="" primary="" outcome="" was="" ckd="" events.="" proteinuria,="" egfr=""><60 ml/min/1.73="" m2,="" the="" annual="" change="" of="" egfr="" during="" follow-up="" (as="" a="" continuous="" variable),="" and="" rapid="" egfr="" decline,="" separately,="" were="" examined="" as="" secondary="">

통계 분석

기술 통계는 평균과 SD, 적절한 비율로 표시됩니다. 참가자에 대한 CKD 사건의 발생률, 전체 및 CAVI 측정의 사분위수를 계산했습니다. 사분위수에 대한 CKD 이벤트의 누적 발생률은 Kaplan-Meier 방법을 사용하여 계산되었습니다. CKD 이벤트, 단백뇨, eGFR 평가 분석용<60 ml/min/1.73="" m2,="" or="" rapid="" egfr="" decline="" as="" outcomes,="" we="" used="" cox="" proportional="" hazards="" models.="" we="" estimated="" the="" hazard="" ratios="" (hrs)="" and="" 95%="" confidence="" intervals="" (cis)="" for="" each="" kidney="" outcome="" associated="" with="" quartiles="" of="" cavi="" measurements,="" as="" well="" as="" with="" cavi="" measurements="" as="" a="" continuous="" variable.="" to="" minimize="" the="" effects="" of="" bp="" on="" cavi="" measurements,="" in="" secondary="" analysis,="" we="" calculated="" cavi="" measurements="" using="" the="" formula="" suggested="" by="" spronck="" et="" al.24="" the="" proportionality="" assumption="" for="" the="" cox="" analyses="" was="" confirmed="" via="" the="" inclusion="" of="" a="" time-by-cavi="" interaction.="" the="" baseline="" exam="" date="" was="" defined="" as="" the="" time="" origin="" for="" time-to-event="" analysis.="" follow-up="" time="" was="" censored="" on="" the="" date="" the="" event="" was="" ascertained.="" participants="" who="" did="" not="" have="" events="" were="" censored="" at="" the="" last="" contact="" with="" the="" participant="" on="" or="" before="" march="" 2016.="" hrs="" were="" calculated="" in="" 2="" levels="" of="" adjustment.="" a="" first="" model="" included="" adjustment="" for="" age,="" sex,="" and="" clinical="" and="" behavioral="" characteristics="" at="" the="" baseline="" exam="" (body="" mass="" index,="" smoking="" status,="" total="" cholesterol,="" high-density="" lipoprotein="" cholesterol,="" egfr,="" history="" of="" diabetes,="" and="" history="" of="" cvd="" at="" baseline).="" in="" the="" second="" model,="" we="" further="" adjusted="" for="" mean="" arterial="" pressure="" and="" prevalent="" hypertension="" at="" baseline.="" we="" tested="" for="" heterogeneity="" in="" the="" association="" between="" cavi="" measurements="" and="" outcomes="" by="" prevalent="" hypertension="" and="" by="" egfr="" (above="" or="" below="" 90="" ml/="" min/1.73="" m2="" )="" at="" baseline="" with="" the="" inclusion="" of="" multiplicative="" interaction="" terms.="" stratified="" analyses="" were="" considered="" when="" a="" statistically="" significant="" interaction="" was="" present="" (p-value=""><0.05). for="" analyses="" assessing="" differences="" in="" average="" annual="" egfr="" change="" among="" the="" quartiles="" of="" cavi="" measurements,="" as="" well="" as="" with="" cavi="" measurements="" as="" a="" continuous="" variable,="" we="" used="" linear="" mixed="" models="" with="" 3="" levels="" of="" adjustment,="" as="" described="" above.="" we="" provided="" betas="" (95%="" cis)="" for="" differences="" in="" change="" of="" egfr="" (ml/min/1.73="" m2="" per="" year)="" for="" cavi="" measurements,="" interval,="" and="" the="" interaction="" term="" (i.e.,="" cavi="" measurement="" ×="" interval),="" respectively.="" based="" upon="" the="" individual="" term="" (i.e.,="" cavi="" measurement="" at="" baseline),="" we="" assessed="" the="" associations="" between="" cavi="" measurement="" at="" baseline="" and="" egfr="" during="" follow-up.="" based="" upon="" the="" interaction="" between="" cavi="" measurement="" and="" the="" time="" interval="" from="" baseline="" to="" follow-up,="" we="" calculated="" the="" additional="" decline="" in="" annual="" change="" during="" follow-up="" associated="" with="" a="" 1-sd="" increase="" in="" the="" cavi="">

4가지 민감도 분석을 수행했습니다. 먼저 15,234명의 참가자로부터 제공되는 공복 혈당 값을 조정했습니다. 둘째, CKD 사건에 대한 분석에서 우리는 기준선에서 평균 동맥압 대신 수축기 혈압을 조정했습니다. 셋째, CKD 사건에 대한 분석에서 우리는 기준선에서 항고혈압제를 복용하는 참가자를 제외했습니다. 넷째, 연간 eGFR 변화에 대한 분석에서 우리는 eGFR 측정을 획득하고 각 참가자의 eGFR 변화를 계산하는 데 사용되는 기간을 추가로 조정했습니다.

모든 통계 분석은 SAS 버전 9.4 소프트웨어(SAS Institute, Cary, NC)로 수행되었습니다. 통계적 유의성은 P-값으로 정의되었습니다.<0.05 using="" 2-sided="">

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결과

현재 분석에 등록된 25,653명의 참가자 중 18세 미만인 2명과 기준선 검사에서 CKD가 있는 1,354명을 제외했습니다. 이것은 24,297명의 참가자의 최종 분석 표본 크기를 산출했습니다. 이 중 평균(SD) 연령은 46.2세(13.{11}})세였으며, 여성은 59.5%, 기준선에서 고혈압이 있는 경우는 18.8%로 정의되었습니다(표 1). CAVI 측정의 최고 사분위수 대 하위 사분위수에 속한 참가자는 나이가 더 많았고 기준선에서 eGFR이 더 낮았습니다. 고혈압의 유병률과 당뇨병 및 CVD의 병력은 CAVI 측정의 상위 사분위수 대 하위 사분위수에서 더 높았습니다. CAVI 측정값과 평균 동맥압은 상관관계가 있었습니다(Pearson의 상관관계=0.39). CAVI 측정의 분포와 참가자를 사분위수로 분류하는 데 사용되는 임계값은 온라인 보충 그림 S2에 나와 있습니다.

CAVI 측정과 CKD 이벤트의 연관

3.1년(1.{4}}, 4.{6}})년의 평균(사분위수 범위) 추적 기간 동안 1,435건의 CKD 사례가 발생했습니다. CKD 사건의 누적 발생률은 4개 그룹 중 4분위 그룹(1,{12}}인년당 31.94개)에서 가장 높았습니다(그림 1). 세 번째(14.90/1,{19}}인년), 두 번째(16.90/1,{24}}인년), 첫 번째(12.98인년) 간에 CKD 사건의 누적 발생률에 차이가 없었기 때문에 1,{29}}인년) 사분위수 그룹당 3개의 그룹을 병합하여 참조 그룹으로 정의했습니다. 조정된 Cox 모델에서 CAVI 측정값의 최고 사분위수 대 하위 사분위수(CAVI 측정값이 8.1 이상 vs.<8.1) were="" associated="" with="" a="" higher="" risk="" for="" ckd="" events="" (hr,="" 1.34;="" 95%="" ci,="" 1.16,="" 1.54:="" table="" 2,="" upper="" panel).="" after="" adjustment="" for="" mean="" arterial="" pressure="" and="" prevalent="" hypertension,="" the="" hr="" (95%="" ci)="" for="" ckd="" events="" was="" 1.28="" (95%="" ci,="" 1.11,="" 1.48)="" for="" the="" highest="" vs.="" lower="" quartiles="" of="" cavi="" measurements.="" the="" adjusted="" odds="" ratio="" (95%="" ci)="" for="" rapid="" egfr="" decline="" was="" 1.25="" (95%="" ci,="" 1.11,="" 1.41)="" for="" the="" highest="" vs.="" lower="" quartiles="" of="" cavi="" measurements="" (table="" 2,="" lower="" panel).="" when="" cavi="" measurements="" were="" used="" as="" a="" continuous="" variable,="" the="" odds="" ratio="" (95%="" ci)="" associated="" with="" each="" sd="" increase="" was="" 1.23="" (1.16,="" 1.32)="" for="" rapid="" egfr="">

Spronck et al.24이 제안한 CAVI 측정값은 현재 분석에 사용된 CAVI 측정값과 높은 상관 관계가 있었으며(Pearson의 상관 관계=0.94) 유사한 결과를 얻었습니다(온라인 보충 표 S1). eGFR의 누적 발생률<60 ml/min/1.73="" m2,="" but="" not="" of="" proteinuria,="" was="" higher="" among="" the="" group="" with="" cavi="" measurements="" ≥8.1="" vs.=""><8.1 (supplementary="" figures="" s3="" and="" s4="" online).="" when="" proteinuria="" or="" egfr=""><60 ml/min/1.73="" m2="" was="" assessed="" as="" outcomes="" separately,="" the="" associations="" with="" cavi="" measurements="" were="" significant="" (supplementary="" table="" s2="" online).="" there="" was="" no="" evidence="" of="" interaction="" between="" cavi="" measurements,="" assessed="" as="" the="" highest="" vs.="" lower="" quartiles,="" and="" prevalent="" hypertension="" and="" baseline="" egfr="" above="" or="" below="" 90="" ml/min/1.73="" m2="" (all="" p="" >="" 0.20)="" in="" association="" with="" ckd="" events.="" when="" cavi="" measurements="" were="" used="" as="" a="" continuous="" variable,="" the="" hrs="" (95%="" ci)="" associated="" with="" each="" sd="" higher="" level="" of="" cavi="" measurements="" (+0.99="" unit)="" was="" 1.15="" (1.06,="" 1.25)="" for="" ckd="" events="" (supplementary="" table="" s1="" online),="" 1.14="" (0.99,="" 1.31)="" for="" proteinuria,="" and="" 1.21="" (1.09,="" 1.36)="" for=""><60 ml/min/1.73="" m2="" (supplementary="" table="" s2="">

추적 관찰 중 eGFR의 변화와 CAVI 측정의 연관성

전체적으로 eGFR은 평균 -{0}}.89(95% CI, -0.92~-0.86) ml/min만큼 감소했습니다. /1.73m2/년, 3,{16}}27명의 참가자는 추적 기간 동안 eGFR이 급격히 감소했습니다. CAVI 측정값의 최고 사분위수와 하위 사분위수는 조정된 모델에서 연간 eGFR의 더 큰 감소와 관련이 있었습니다(베타, −{18}}.{24}}34, 95% CI, −{{3{{35} }}}.06{{40}}, −0.{{50}}{{60}}8ml /min/1.73m2/년), 평균 동맥압과 만연한 고혈압을 조정한 후 연관성이 나타났습니다(표 3). 최고 사분위수 대 하위 사분위수로 평가되는 CAVI 측정과 eGFR 변화와 관련된 만연한 고혈압 사이에 상호작용의 증거가 있었습니다(P < 0.{{7{72}}}}01).="" 최고="" 사분위수="" 대="" 하위="" 사분위수로="" 평가된="" cavi="" 측정과="" egfr="" 변화(p="0" .20).="" 기준선에서="" 고혈압에="" 의한="" 계층화="" 분석에서="" cavi="" 측정의="" 최고="" 사분위수와="" 하위="" 사분위수="" 간의="" egfr="" 변화="" 차이에="" 대한="" 수정된="" 베타(95%="" ci)는="" 0.028(95%="" ci,="" -0.004,="" 0.060ml/min/1.73m2/년)이었습니다.="" )="" 고혈압이="" 없는="" 참가자의="" 경우="" -0.129(95%="" ci,="" -0.184,="" -0.074ml/min/1.73m2/년)="" 고혈압이="" 있는="" 참가자의="" 경우(보충="" 표="" s3="" 온라인).="" cavi="" 측정값을="" 연속="" 변수로="" 사용하는="" 경우="" cavi="" 측정값의="" 각="" sd="" 상위="" 수준과="" 관련된="" egfr="" 변화의="" 차이에="" 대한="" 수정된="" 베타(95%="" ci)는="" 0.031(95%="" ci,="" 0.017,="" 0.045ml/min/1.73m2/년)이었습니다.="" )="" 고혈압이="" 없는="" 참가자의="" 경우="" -0.069(95%="" ci,="" -0.097,="" -0.040ml/min/1.73m2/년)="" 고혈압이="" 있는="" 참가자의="" 경우(보충="" 표="" s3="">

민감도 분석

공복 혈당 수치는 15,234명의 참가자(전체 인구의 63%)에서 확인할 수 있습니다. 공복 혈당을 조정할 때 결과는 유사했습니다(보충 표 S4 및 S5 온라인). CKD 사건에 대한 분석에서 평균 동맥압 대신 수축기 혈압을 조정했을 때(온라인 보충 표 S6)와 항고혈압제를 복용하는 참가자를 제외했을 때(온라인 보충 표 S7) 결과는 유사했습니다. 연간 eGFR 변화에 대한 분석에서 eGFR 변화를 계산하기 위해 eGFR 측정값을 얻은 기간을 조정했을 때 결과가 유사했습니다(보충 표 S8 온라인).

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논의

기준선에서 CKD가 없는 일본인을 등록한 이 전국 연구에서 CAVI 측정값이 8.1 이상인 사람들은 CAVI 측정값이 있는 사람들에 비해 CKD 발병 위험이 더 높았습니다.<8.1, independently="" of="" cardiovascular="" risk="" factors="" including="" bp.="" participants="" with="" cavi="" measurements="" ≥8.1="" had="" a="" greater="" decline="" in="" annual="" egfr="" compared="" with="" their="" counterparts="" with="" cavi="" measurements=""><8.1. the="" association="" was="" stronger="" in="" participants="" with="" hypertension="" compared="" with="" those="" without="">

PWV를 사용한 이전 연구에서는 동맥 경화가 CKD가 있는 성인에서 신장 기능 장애와 관련이 있음을 보여주었습니다. 5-10 CKD 자체는 시간이 지남에 따라 동맥 경화와 신장 기능 저하를 유발할 수 있습니다. 현재 연구는 CKD가 없는 고혈압 성인에서 시간 경과에 따른 신장 기능 감소와 동맥 경화의 연관성을 입증함으로써 이전 지식을 확장합니다. 또한 CAVI 측정을 동맥 경직도의 척도로 평가했습니다. CAVI는 또한 BP의 변화보다는 평활근 수축의 상태를 반영하므로,25 BP 수준과 독립적으로 혈관 긴장도의 영향을 받습니다. 따라서 우리 연구에서 동맥 경직과 신장 기능 장애 사이의 연관성은 PWV에서 동맥 강직을 추정할 때 보고된 연관성에 비해 BP에 의해 덜 혼동될 수 있습니다.

CAVI 측정값과 CKD 사건과 관련된 만연한 고혈압 사이의 상호작용에 대한 증거는 없었습니다. 그러나 eGFR 변화와 관련하여 CAVI 측정과 만연한 고혈압 사이의 상호작용에 대한 증거가 있었습니다. 고혈압이 있거나 없는 참가자 중 기준선에서 더 높은 CAVI 측정값은 추적 기간 동안 더 낮은 eGFR과 관련이 있었습니다. 기준선에서 더 높은 CAVI 측정은 고혈압이 있는 참가자에서 더 큰 eGFR 감소와 관련이 있었지만 고혈압이 없는 참가자에서는 그렇지 않았습니다. 이것은 고혈압이 혈관계에 기계적 손상을 일으키거나 수반되는 염증 및 산화 스트레스를 통해 혈관 노화를 가속화할 수 있으며, 이는 궁극적으로 eGFR의 더 큰 감소에 기여할 수 있음을 시사합니다.²⁶

이 연구의 강점은 일본 성인의 잘 특성화되고 전국적인 표본과 표준화된 데이터 수집 프로토콜의 사용을 포함합니다. 이 연구에는 몇 가지 제한 사항이 있습니다. 신체 활동 및 식이 나트륨 섭취를 포함하여 가능한 잔여 교란은 CAVI 측정과 CKD 이벤트 사이의 연관성에 영향을 미칠 수 있습니다.29-31 KDIGO 지침 기준에 따른 CKD의 정의는 최소 3개월 간격으로 2번의 측정 기회가 필요합니다. 그러나 이 연구에서는 CKD를 단백뇨 또는 eGFR의 존재로 정의했습니다.<60 ml/min/1.73="" m2="" at="" a="" single="" occasion,="" which="" might="" not="" fully="" reflect="" a="" person's="" kidney="" function.="" the="" mean="" egfr="" at="" baseline="" was="" lower="" in="" the="" highest="" vs.="" lower="" quartiles="" of="" cavi="" measurements.="" thus,="" more="" participants="" with="" egfr="" closer="" to="" 60="" ml/min/1.73="" m2="" at="" baseline="" might="" be="" included="" in="" the="" highest="" vs.="" lower="" quartile="" groups,="" which="" may="" contribute="" to="" higher="" risk="" for="" ckd="" events="" in="" the="" highest="" vs.="" lower="" quartiles="" of="" cavi="" measurements.="" however,="" egfr="" declined="" in="" the="" highest="" vs.="" lower="" quartile="" groups="" more="" sharply="" on="" an="" annual="" basis="" and="" more="" rapidly="" over="" a="" longer="" time="" span.="" in="" the="" current="" study,="" carotid-femoral="" pwv="" and="" brachial-ankle="" pwv="" were="" not="" obtained.="" therefore,="" it="" remains="" to="" be="" determined="" whether="" there="" is="" a="" difference="" in="" the="" associations="" between="" kidney="" outcomes="" and="" cavi="" measurements="" vs.="" pwv="" measurements.="" further="" studies="" are="" required="" to="" assess="" the="" optimal="" assessment="" of="" arterial="" stiffness="" to="" identify="" individuals="" at="" high="" risk="" for="" ckd="" events.="" some="" classes="" of="" antihypertensive="" drugs="" (e.g.,="" renin-angiotensin-aldosterone="" inhibitors)="" can="" affect="" cavi="" and="" renal="" function,32,33="" and="" the="" use="" of="" these="" medications="" may="" be="" a="" confounder="" due="" to="" their="" possible="" effects="" on="" cavi="" and="" renal="" function.="" in="" the="" current="" study,="" classes="" of="" antihypertensive="" drug="" data="" were="" not="" available.="" however,="" results="" were="" similar="" when="" we="" excluded="" participants="" taking="" antihypertensive="">

우리의 결과는 다른 인종 및 민족 그룹(예: 백인, 아프리카계 미국인, 히스패닉)에 일반화될 수 없습니다. 일본 성인을 대상으로 한 이 전국적인 연구에 따르면 CAVI 측정값이 8.1 이상인 CKD가 없는 사람은 CAVI 측정값이 있는 사람에 비해 노년에 신장 기능 장애의 가능성이 더 높았습니다.<8.1. greater="" arterial="" stiffness="" among="" adults="" without="" ckd="" may="" be="" associated="" with="" kidney="">

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참조

1. O'Rourke MF, Safar ME. 대동맥경화와 뇌와 신장의 미세혈관질환의 관계: 치료의 원인과 논리.고혈압 2005; 46:200–204.

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