resultaten

De gemiddelde duur van de follow-up van de 6.261 onderzochte personen was 7,9 jaar (met standaardafwijking 2,8 jaar) en er waren 1.873 sterfgevallen. Tabel 1 toont de demografische kenmerken van het cohort bij aanvang. Over het geheel genomen waren de percentages personen met spirometrisch bewijs van COPD: GOLD stage 1: 16%, GOLD stage 2: 12%, GOLD stage 3 of 4: 3%, en restriction: 8%.

figuur 2-5 toont de Kaplan–Meier overlevingscurves gebaseerd op de ernst van COPD, zowel voor de gehele populatie als gestratificeerd naar rookstatus. In alle gevallen ging elke longfunctiestoornis gepaard met een verhoogd risico op overlijden.

Deze curves werden gebruikt om de (ruwe) EDRs geassocieerd met COPD te berekenen die in Tabel 2 worden weergegeven. Bij rokers was de kans op overleving na 10 jaar bijvoorbeeld 75%, tegenover 65% voor personen met COPD-symptomen, 63% voor stadium 1, 58% voor stadium 2 en ongeveer 15% voor stadium 3 of 4. Het daarmee samenhangende jaarlijkse sterftecijfer over de periode van 10 jaar voor rokers zonder longziekte is dus-ln (0,75) / 10 = 0,0288. Voor de fasen 1, 2 en 3 of 4 COPD zijn de tarieven respectievelijk 0,0462, 0,0545 en 0,1897. Zo is de EDR over de periode van 10 jaar voor rokers met Fase 1 COPD, vergeleken met rokers zonder longziekte, 0,0462-0,0288 = 0,0174. Voor stadia 2 en 3 of 4 COPD, zijn de EDRs hoger, respectievelijk 0,0257 en 0,1609. EDR ‘ s voor alle 24 groepen zijn weergegeven in Tabel 2. Het is belangrijk op te merken dat dit ruwe EDRs zijn, niet aangepast voor eventuele verstorende factoren.

De edrs impliciet in de”All”-groep in Figuur 2 van Mannino en collega ‘ s (4) liggen ongeveer een derde lager dan in Tabel 2. De reden is dat de EDR toeneemt met de leeftijd, en de Mannino en collega ‘ s studiepopulatie was aanzienlijk jonger dan de hier gebruikte bevolking: in tegenstelling tot de huidige studie, de helft van hun bevolking was jonger dan 50 aan het begin van de follow-up.

aanvullende analyses (niet getoond) toonden aan dat personen met COPD, in vergelijking met personen zonder longziekte, de neiging hadden ouder en man te zijn, en natuurlijk veel meer kans hadden om te roken. Het is belangrijk op te merken dat de overlevingscurves in de figuren 2-5 niet werden aangepast voor een van de covariabelen. De EDR ‘ s in Tabel 2 kunnen dus verward worden met de effecten van deze covariabelen. We wilden een ongefundeerde (of zuivere) schatting van de EDRs of RRs geassocieerd met COPD verkrijgen. Hiervoor hadden we multivariate statistische methoden nodig, zoals het Cox proportional hazards regression model.

Cox-modellen werden gebruikt om zich aan te passen aan leeftijd, geslacht, ras, opleiding, rookstatus, rookgeschiedenis, gewicht en belangrijke medische aandoeningen. De variabelen, hun verschillende niveaus en de bijbehorende relatieve sterfterisico ‘ s zijn weergegeven in Tabel 3.

zoals verwacht namen de relatieve risico ‘ s geassocieerd met COPD toe met toenemende ernst van COPD. In alle gevallen werd de relatieve volgorde van ernst behouden in de resulterende RR ‘ s. Zoals echter kan worden vastgesteld, had de groep van Fase 1 een relatief risico dat in 3 van de 4 gevallen in feite minder was dan die van de referentiegroep (fase 0), hoewel de verschillen praktisch noch statistisch significant waren. Daar komen we in de discussie nog op terug. Degenen met een restrictieve longziekte (RLD) of symptomen van COPD, maar geen formele diagnose, hadden beide een uniform verhoogd risico op overlijden in vergelijking met degenen zonder longziekte.

andere analyses (niet weergegeven), waarbij gebruik werd gemaakt van modellen die (A) alleen rekening hielden met leeftijd, geslacht en COPD, en (b) gebaseerd waren op verschillende subsets van gegevens, leverden vergelijkbare resultaten op. Afzonderlijke analyse van pijprokers en sigarenrokers (niet getoond) toonde aan dat hun sterfterisico vergelijkbaar was met dat van rokers (RR = 1,0) en hoger dan dat van voormalige rokers (RR = 1,1).

verdere analyses (niet getoond) toonden aan dat het effect van COPD niet leek te variëren naar geslacht, ras of hoger onderwijs. Dat wil zeggen, er waren geen significante interacties. Maar het varieerde per leeftijd, zoals we veronderstelden, met oudere personen met een lagere RR dan jongere personen (resultaten niet getoond). Dit gold voor degenen met Fase 2 en 3 of 4 COPD, en onder de huidige, voormalige, en nooit rokers, met één uitzondering (het GOLD niet voor de voormalige rokers met matige COPD). Wij geven in de discussie verder commentaar op deze kwestie.

de laatste rij van Tabel 3 toont het sterftecijfer voor de samengestelde basislijngroep: vrouw, leeftijd 50-59, niet-Kaukasisch, hogeschoolopleiding, geen longziekte, nooit roker (alleen eerste model), weinig rokerjaren (alleen modellen 1-3), normaal gewicht en geen andere medische aandoeningen. Zoals te zien is, hebben zelfs “gezonde” huidige rokers, met lage pack-jaren, een basis sterftecijfer dat veel hoger is dan de nooit rokers (0,0103 vs.0,0041). Ter vergelijking, merken we op dat de overeenkomstige jaarlijkse sterftecijfers op 55-jarige leeftijd voor de Amerikaanse vrouwelijke algemene bevolking28 en de verzekerde populatie (op het moment van acceptatie)31 respectievelijk 0,0048 en 0,0009 zijn. Dat wil zeggen, de beste groep overwogen door de modellen is iets beter dan de algemene bevolking, maar heeft niet sterfte zo laag als de onlangs verzekerde (die bovendien hebben aangetoond normale bloedwerk, urineonderzoek, en elektrocardiogram).

De RRs uit Tabel 3 kunnen ook worden gebruikt om het sterftecijfer te berekenen voor elke combinatie van niveaus van de covariabelen in het model. Bijvoorbeeld, met behulp van de ” All ” groep, het sterftecijfer voor een 75-jarige man, Kaukasisch, geen college onderwijs, geen longziekte, roker, medium pack-jaren, normaal gewicht, zonder medische aandoeningen is 0.0060 * 1.3 * 1.0 * 1.2 * 4.5 * 1.0 * 1.5 * 1.1 * 1.0 = 0.0695.

We gebruikten het model van Tabel 3 om sterftecijfers te berekenen voor verschillende groepen van 65-jarige Kaukasische mannen met universiteitsopleiding, normaal gewicht en geen medische aandoeningen (voor de groepen die roken namen we aan dat ze weinig pack-jaren hadden, en voor de groep “alle” namen we aan dat ze nooit rookten). Deze percentages zijn weergegeven in Tabel 4.

We berekend de EDRs impliciet in Tabel 4 het aftrekken van elk van de VS mannelijke bevolking sterfte op 65-jarige leeftijd (0.0186). De resulterende EDR ‘ s zijn weergegeven in Tabel 5. Zoals te zien is, zijn deze lager dan de EDR ‘ s van Tabel 2 voor de “alle”, voormalige, en nooit groepen, en hoger voor sommige van de rookgroepen. Anders is er geen duidelijk patroon. Dat de EDRs tussen de tabellen zouden verschillen is begrijpelijk, aangezien de eerste ruw zijn (of mogelijk verward) terwijl de laatste ten minste gedeeltelijk zijn aangepast voor de factoren in de modellen van Tabel 3 (dat wil zeggen berekend na controle voor de factoren in de modellen, inclusief het hebben van geen medische aandoeningen).

impliciet in Tabel 5 is de waarneming dat de EDRs voor COPD hoger zijn voor rokers dan voor niet-rokers of nooit rokers. Bijvoorbeeld, binnen huidige rokers, is de EDR voor fase 3 of 4 COPD vergeleken met milde COPD 0,0601-0,0109 = 0,0492 terwijl voor nooit rokers het slechts 0,0010 − (-0.0077) = 0,0087 is. Dit is een voorbeeld van” super-additionaliteit”, waarbij het risico verbonden aan twee factoren (hier, roken en COPD) groter is dan de som van de afzonderlijke risico ‘ s verbonden aan deze factoren. Super-additief wordt ook gezien, bijvoorbeeld met betrekking tot roken en diabetes. Daar komen we in de discussie nog op terug.

vervolgens gebruikten we de percentages van Tabel 4 om de levensverwachting voor de 24 (mannelijke) groepen te berekenen. De aangegeven percentages werden gebruikt voor de leeftijd van 65 jaar. Omdat we vonden dat de RR afneemt met de leeftijd (en de EDR toeneemt met de leeftijd), was een aanname van constante EDR of constante RR met de leeftijd niet gerechtvaardigd. Natuurlijk hadden we het model van Tabel 3 kunnen gebruiken om sterftecijfers op alle leeftijden te berekenen. Maar, zoals zojuist opgemerkt, neemt de RR af met de leeftijd. Het gebruik van modellen op alle leeftijden zou de sterfte dus overschatten en daarmee de levensverwachting onderschatten. We kozen voor een middenpositie: het gebruik van proportionele levensverwachting (PLE).18,29 het kan worden aangetoond dat deze methode gevolgen heeft voor de EDR op elke leeftijd,18,29, waaruit volgt dat onze benadering hier zowel op de percentages van Tabel 4 als op de EDR ‘ s van Tabel 5 zou kunnen steunen. Voor vrouwen zijn de overeenkomstige sterftecijfers weergegeven in Tabel 6 en de EDRs in Tabel 7.

Levensverwachting gebaseerd op de percentages van tabellen 4 en and55 worden gegeven in Tabel 8. Zoals te zien is, hebben de beste groep – nooit rokers zonder ernstige longziekte en zonder medische aandoeningen – een levensverwachting van 17,8 extra jaar. Het is niet verwonderlijk dat dit hoger is dan het overeenkomstige cijfer in de algemene bevolking van de Verenigde Staten (16,8 jaar). Daarentegen hebben huidige rokers zonder longziekte een levensverwachting van 14,3 jaar, of 3,5 jaar lager dan 17,8, vergelijkbaar met de bevinding van pop en collega ‘ s.Zoals verwacht vermindert de aanwezigheid van COPD de levensverwachting verder.