skróty: BMI, wskaźnik masy ciała; CHF, zastoinowa niewydolność serca; POChP, przewlekła obturacyjna choroba płuc; mi, zawał mięśnia sercowego; rid, restrykcyjna choroba płuc.

krzywe przeżycia Kaplana–Meiera wszystkich 6261 uczestników w wieku 50 lat i starszych w NHANES III, stratyfikowane przez zaburzenia czynności płuc.

Tabela 2

Tabela 3

zgodnie z oczekiwaniami względne ryzyko związane z POChP zwiększało się wraz ze wzrostem nasilenia POChP. We wszystkich przypadkach względny porządek ciężkości został zachowany w wynikowym RRs. Jednakże, jak widać, Grupa pierwszego etapu miała względne ryzyko, które w 3 z 4 przypadków było w rzeczywistości mniejsze niż w grupie referencyjnej (etap 0), chociaż różnice nie były ani praktycznie, ani statystycznie istotne. Wracamy do tej kwestii w dyskusji. Osoby z chorobą płuc (RLD) lub objawami POChP, ale bez formalnej diagnozy, miały jednolicie zwiększone ryzyko zgonu w porównaniu z osobami bez choroby płuc.

Inne analizy (Nie pokazane), z wykorzystaniem modeli, które (a) uwzględniały tylko wiek, płeć i POChP, oraz (b) były oparte na różnych podgrupach danych, dały podobne wyniki. Osobna analiza palaczy fajek i cygar (nie pokazana) wykazała, że ryzyko śmiertelności było podobne do ryzyka palaczy (RR = 1,0) i wyższe niż ryzyko byłych palaczy (RR = 1,1).

dalsze analizy (Nie pokazane) wykazały, że wpływ POChP nie wydaje się różnić w zależności od płci, rasy lub wykształcenia. Oznacza to, że nie było znaczących interakcji. Ale różnił się w zależności od wieku, jak przypuszczaliśmy, z osobami starszymi o niższym RR niż młodsze osoby (wyniki nie pokazane). Dotyczy to osób z POChP w stadium 2 i 3 lub 4, a także obecnych, byłych i nigdy nie palących, z jednym wyjątkiem (nie dotyczyło to byłych palaczy z umiarkowaną POChP). Komentujemy dalej tę kwestię w dyskusji.

ostatni wiersz tabeli 3 pokazuje wskaźnik śmiertelności dla złożonej grupy wyjściowej: kobieta, wiek 50-59 lat, nie-Kaukaska, wykształcenie wyższe, brak choroby płuc, nigdy nie paląca (tylko pierwszy model), niskie palące lata (tylko modele 1-3), prawidłowa waga i brak innych schorzeń. Jak widać, nawet „zdrowi” obecnie palacze, z niskim wskaźnikiem umieralności w okresie pack-years, mają wyjściowy wskaźnik śmiertelności, który jest znacznie wyższy niż osoby, które nigdy nie palą (0,0103 vs.0,0041). Dla porównania, odnotowujemy, że odpowiednie roczne wskaźniki śmiertelności w wieku 55 lat dla ogólnej populacji kobiet w Stanach Zjednoczonych28 i populacji ubezpieczonych (w momencie ubezpieczenia)31 wynoszą odpowiednio 0,0048 i 0,0009. Oznacza to, że najlepsza grupa rozważana przez modele jest nieco lepsza niż populacja ogólna, ale nie ma śmiertelności tak niskiej jak niedawno ubezpieczeni (którzy dodatkowo wykazali normalną pracę krwi, badanie moczu i elektrokardiogram).

RRs z tabeli 3 można również wykorzystać do obliczenia wskaźnika śmiertelności dla dowolnej kombinacji poziomów współzmiennych w modelu. Na przykład, używając grupy „All”, wskaźnik śmiertelności dla 75-letniego mężczyzny, rasy kaukaskiej, bez wykształcenia, bez choroby płuc, palacza, średniego wieku, prawidłowej wagi, bez schorzeń jest 0.0060 * 1.3 * 1.0 * 1.2 * 4.5 * 1.0 * 1.5 * 1.1 * 1.0 = 0.0695.

wykorzystaliśmy model Tabeli 3 do obliczenia wskaźników umieralności dla różnych grup 65-letnich mężczyzn rasy kaukaskiej z wykształceniem Studenckim, prawidłową wagą i brakiem schorzeń (dla grup palących przyjęliśmy niską paczkę lat, a dla grupy „wszystkich” przyjęliśmy „nigdy nie palących”). Wskaźniki te przedstawiono w tabeli 4.

obliczyliśmy EDRS ukryte w tabeli 4, odejmując od każdego wskaźnika śmiertelności ogólnej populacji mężczyzn w USA w wieku 65 lat (0,0186). Otrzymane EDRs przedstawiono w tabeli 5. Jak widać, są one mniejsze niż EDR w tabeli 2 dla grup „wszystkich”, byłych i nigdy, A wyższe dla niektórych grup palących. W przeciwnym razie nie ma wyraźnego wzoru. To, że EDR różniłyby się między tabelami, jest zrozumiałe, ponieważ te pierwsze są surowe (lub mogą być mylone), podczas gdy te drugie są przynajmniej częściowo dostosowane do czynników w modelach Tabeli 3 (to jest obliczane po kontrolowaniu czynników w modelach, w tym nie mających schorzeń).

5 jest obserwacją, że EDR dla POChP są wyższe dla palaczy niż dla niepalących lub nigdy nie palących. Na przykład u obecnych palaczy EDR dla stopnia 3 lub 4 POChP w porównaniu z łagodną POChP wynosi 0,0601-0,0109 = 0,0492, podczas gdy dla osób niepalących tylko 0,0010 − (-0,0077) = 0,0087. Jest to jeden z przykładów „superaddytywności”, gdzie ryzyko związane z dwoma czynnikami (tu paleniem tytoniu i POChP) jest większe niż suma odrębnych ryzyk związanych z tymi czynnikami. Superaddytywność jest również widoczna, na przykład, w odniesieniu do palenia tytoniu i cukrzycy. Wracamy do tej kwestii w dyskusji.

następnie wykorzystaliśmy wskaźniki z tabeli 4 do obliczenia średniej długości życia dla grup 24 (męskich). Wskazane stawki były stosowane w wieku 65 lat. Ponieważ stwierdziliśmy, że RR zmniejsza się wraz z wiekiem (a EDR zwiększa się wraz z wiekiem), założenie stałego EDR lub stałego RR z wiekiem nie było uzasadnione. Oczywiście mogliśmy użyć modelu Tabeli 3 do obliczenia śmiertelności w każdym wieku. Jednak, jak już wspomniano, RR zmniejsza się z wiekiem. Tak więc stosowanie wskaźników opartych na modelach w każdym wieku przeceniałoby śmiertelność, a tym samym lekceważyłoby średnią długość życia. Zdecydowaliśmy się zająć pozycję środkową: zastosowanie proporcjonalnej średniej długości życia (ple).18,29 można wykazać,że metoda ta ma wpływ na EDR w każdym wieku,18, 29 z czego wynika, że nasze podejście tutaj może polegać w równym stopniu na wskaźnikach z tabeli 4 lub EDR z tabeli 5. W przypadku samic odpowiednie wskaźniki śmiertelności przedstawiono w tabeli 6, A EDRs w tabeli 7.