resultat

den genomsnittliga uppföljningstiden för de 6 261 personer som studerades var 7,9 år (med standardavvikelse 2,8 år) och det fanns 1 873 dödsfall. Tabell 1 visar kohortens demografiska utgångsegenskaper. Sammantaget var andelen personer med spirometrisk bevis på kol: GULDSTADIUM 1: 16%, GULDSTADIUM 2: 12%, GULDSTADIUM 3 eller 4: 3% och begränsning: 8%.

figurerna 2-5 visar Kaplan–Meier-överlevnadskurvorna baserat på svårighetsgraden av kol, både för hela befolkningen och stratifierad av rökstatus. I samtliga fall var eventuell nedsatt lungfunktion förknippad med en ökad risk för dödsfall.

dessa kurvor användes för att beräkna de (råa) EDR: er associerade med KOL som visas i Tabell 2. Bland rökare var till exempel sannolikheten för 10 års överlevnad personer utan lungsjukdom 75%, jämfört med 65% för personer med KOL-symtom, 63% för steg 1, 58% för steg 2 och cirka 15% för steg 3 eller 4. Den tillhörande årliga dödligheten under 10 –årsperioden för rökare utan lungsjukdom är således-ln(0, 75)/10 = 0, 0288. För steg 1, 2 och 3 eller 4 kol är räntorna 0,0462, 0,0545 respektive 0,1897. Således är EDR under 10 − årsperioden för rökare med KOL i steg 1, jämfört med rökare utan lungsjukdom, 0,0462-0,0288 = 0,0174. För steg 2 och 3 eller 4 kol är EDR: erna högre, 0,0257 respektive 0,1609. EDR för alla 24 grupper visas i Tabell 2. Det är viktigt att notera att dessa är råa EDR, ojusterade för eventuella förvirrande faktorer.

de EDR: er som är implicita i gruppen ”alla” i Figur 2 i Mannino och kollegor4 är ungefär en tredjedel lägre än de som rapporteras i tabell 2 här. Anledningen är att EDR ökar med åldern, och Mannino och kollegors studiepopulation var betydligt yngre än befolkningen som användes här: till skillnad från den nuvarande studien var hälften av befolkningen under 50 år i början av uppföljningen.

ytterligare analyser (ej visade) indikerade att personer med kol, jämfört med de utan lungsjukdom, tenderade att vara äldre och manliga, och naturligtvis var mycket mer benägna att vara rökare. Det är viktigt att notera att överlevnadskurvorna i figurerna 2-5 inte justerades för någon av kovariaten. Således kan de EDR som anges i Tabell 2 förväxlas med effekterna av dessa kovariater. Vi ville få en ogrundad (eller ren) uppskattning av EDR eller RRs i samband med KOL. För detta krävde vi multivariata statistiska metoder, såsom Cox proportionella faror regressionsmodell.Cox-modeller användes för att anpassa sig till ålder, kön, ras, utbildning, rökstatus, rökhistoria, vikt och stora medicinska tillstånd. Variablerna, deras olika nivåer och tillhörande relativa risker för dödlighet visas i tabell 3.

som förväntat ökade de relativa riskerna förknippade med KOL med ökande svårighetsgrad av kol. I samtliga fall bevarades den relativa ordningen av svårighetsgrad i de resulterande RRs. Som framgår hade dock steg 1-gruppen en relativ risk att i 3 av de 4 Fallen faktiskt var mindre än referensgruppens (steg 0), även om skillnaderna varken var praktiskt taget eller statistiskt signifikanta. Vi återkommer till denna fråga i diskussionen. De med restriktiv lungsjukdom (RLD) eller symtom på KOL, men ingen formell diagnos, hade båda jämnt ökad risk för dödsfall jämfört med de utan lungsjukdom.

andra analyser (ej visade), med användning av modeller som (a) stod för endast ålder, kön och kol, och (b) baserades på olika delmängder av data, gav liknande resultat. Separat analys av rör-och cigarrrökare (ej visad) avslöjade att deras mortalitetsrisk liknade den hos rökare (RR = 1,0) och högre än hos tidigare rökare (RR = 1,1).

ytterligare analyser (ej visade) visade att effekten av KOL inte verkade variera beroende på kön, ras eller högskoleutbildning. Det vill säga det fanns inga signifikanta interaktioner. Men det varierade efter ålder, som vi antog, med äldre personer som hade en lägre RR än yngre personer (resultat visas inte). Detta var sant för dem med stadium 2 och 3 eller 4 kol, och bland nuvarande, tidigare och aldrig rökare, med ett undantag (det höll inte för de tidigare rökarna med måttlig kol). Vi kommenterar vidare denna fråga i diskussionen.

den sista raden i tabell 3 visar dödligheten för den sammansatta baslinjegruppen: Kvinna, Ålder 50-59, icke-kaukasisk, högskoleutbildning, ingen lungsjukdom, aldrig rökare (endast första modellen), låga packår av rökning (endast modeller 1-3), normal vikt och inga andra medicinska tillstånd. Som framgår har även ”friska” nuvarande rökare, med låga packår, en baslinjedödlighet som är mycket högre än de aldrig rökare (0,0103 mot 0,0041). Som jämförelse noterar vi att motsvarande årliga dödlighet vid 55 års ålder för USA: s kvinnliga allmänna befolkning28 och den försäkrade befolkningen (vid försäkringstidpunkten)31 är 0,0048 respektive 0,0009. Det vill säga den bästa gruppen som övervägs av modellerna är något bättre än den allmänna befolkningen, men har inte dödligheten så låg som den nyligen försäkrade (som dessutom har visat normalt blodarbete, urinanalys och elektrokardiogram).

RRs från Tabell 3 kan också användas för att beräkna dödligheten för vilken kombination av nivåer av kovariaten i modellen som helst. Till exempel, med hjälp av ”alla” – gruppen, dödligheten för en 75 årig man, kaukasisk, ingen högskoleutbildning, ingen lungsjukdom, rökare, medium packår, normal vikt, utan medicinska tillstånd är 0.0060 * 1.3 * 1.0 * 1.2 * 4.5 * 1.0 * 1.5 * 1.1 * 1.0 = 0.0695.

Vi använde modellen i tabell 3 för att beräkna dödligheten för olika grupper av 65-åriga kaukasiska män med högskoleutbildning, normal vikt och inga medicinska tillstånd (för rökgrupperna antog vi låga packår och för gruppen ”alla” antog vi ”aldrig rökare”). Dessa priser visas i Tabell 4.

Vi beräknade EDR: erna implicit i tabell 4 genom att subtrahera från varje amerikansk manlig allmän befolkningsdödlighet vid 65 års ålder (0,0186). De resulterande EDR: erna visas i Tabell 5. Som kan ses är dessa mindre än EDR i Tabell 2 för ”alla”, tidigare och aldrig grupper, och högre för några av rökgrupperna. Annars finns det inget tydligt mönster. Att EDR: erna skulle skilja sig mellan tabellerna är förståeligt, eftersom de förstnämnda är råa (eller eventuellt förvirrade) medan de senare åtminstone delvis justeras för faktorerna i modellerna i tabell 3 (det vill säga beräknas efter att ha kontrollerat faktorerna i modellerna, inklusive att de inte har några medicinska tillstånd).

implicit i tabell 5 är observationen att EDR för kol är högre för rökare än för icke-rökare eller aldrig rökare. Till exempel inom nuvarande rökare är EDR för steg 3 eller 4 kol jämfört med mild kol 0,0601 − 0,0109 = 0,0492 medan det för aldrig rökare bara är 0,0010 − (-0,0077) = 0,0087. Detta är ett exempel på” superadditivitet”, där risken i samband med två faktorer (här, rökning och kol) är större än summan av de separata riskerna i samband med dessa faktorer. Superadditivitet ses också till exempel med avseende på rökning och diabetes. Vi återkommer till denna fråga i diskussionen.

vi använde sedan priserna i Tabell 4 för att beräkna livslängder för de 24 (manliga) grupperna. De angivna priserna användes för ålder 65. Eftersom vi fann att RR minskar med åldern (och EDR ökar med åldern), var ett antagande om konstant EDR eller konstant RR med åldern inte motiverat. Naturligtvis kunde vi ha använt modellen i tabell 3 för att beräkna dödligheten i alla åldrar. Men som just nämnts minskar RR med åldern. Att använda modellbaserade priser i alla åldrar skulle således överskatta dödligheten och därmed underskatta livslängden. Vi valde att ta en mittposition: användningen av proportionell livslängd (PLE).18,29 det kan visas att denna metod har konsekvenser för EDR vid varje ålder,18,29, på vilken det följer att vårt tillvägagångssätt här kan förlita sig lika på priserna i Tabell 4 eller EDR i Tabell 5. För kvinnor visas motsvarande dödlighet i Tabell 6 och EDR i Tabell 7.

livslängder baserade på tabellerna 4 och and55 anges i tabell 8. Som framgår har den bästa gruppen – aldrig rökare utan någon signifikant lungsjukdom och inga medicinska tillstånd – en livslängd på ytterligare 17,8 år. Inte överraskande är detta högre än motsvarande siffra i USA: s allmänna befolkning (16, 8 år). Däremot har nuvarande rökare utan lungsjukdom en livslängd på 14, 3 år eller 3, 5 år lägre än 17, 8, liknande upptäckten av docka och kollegor.32 som förväntat minskar förekomsten av kol ytterligare livslängden.

nuvarande rökare med KOL i steg 1 har en livslängd på 14,0 år eller 0,3 år lägre. Rökare med KOL i stadium 2 har en livslängd på 12,1 år eller 2,2 år lägre. De med KOL-stadium 3 eller 4 har en livslängd på 8,5 år eller 5,8 år lägre. Tidigare rökare förlorar 0,5 år för rökning, 1,4 ytterligare år för steg 2 kol och 5,6 ytterligare år för steg 3 eller 4 kol, jämfört med annars liknande personer som inte har lungsjukdom. Däremot förlorar aldrig rökare bara 0.7 år för steg 2 kol och 1,3 år för steg 3 eller 4 kol. De två fallen med en ökning av livslängden för kol jämfört med ingen lungsjukdom (stadium 1 KOL hos tidigare och aldrig rökare) beror utan tvekan båda på de relativt stora standardfelen (visas inte) i respektive steg 1 parameteruppskattningar av Tabell 3. Standardfelen är mycket mindre för de andra parametrarna. Sammanfattningsvis är levnadsåren förlorade på grund av steg 2, 3 eller 4 kol signifikant hos nuvarande och tidigare rökare, och blygsam hos icke-rökare och de med steg 1 kol.

tabell 9 visar motsvarande värden för kvinnor (med användning av dödligheten i Tabell 6 eller EDR i Tabell 7). Liksom hos män är minskningen av livslängden betydande för både rökare och de med KOL i steg 2, 3 eller 4. Till exempel förlorar aldrig rökare med KOL i steg 3 eller 4 1,9 år av livet, medan rökare med KOL i steg 3 eller 4 förlorar 9,0 år eller 44% av de 20,3 år som får en aldrig rökare utan lungsjukdom. Livslängden i tabellerna 8 och and99 visas grafiskt i figurerna 6 och and77.

som noterats kan modellerna i tabell 3 användas för att beräkna dödligheten och därmed livslängden för alla kombinationer av kovariaten. Vi kunde således konstruera tabeller som liknar tabellerna 8 och and99 för personer i åldern 55 eller 75 år eller personer med diabetes.