El nivel de proteinuria con tira reactiva en orina y su relación con el riesgo de colelitiasis incidente

Contacto: emily.li@wecistanche.com

Sung Keun Park1, Ju Young Jung1, Chang-Mo Oh2, Min-Ho Kim3, Eunhee Ha4, Dong-Young Lee5, Jung-Wook Kim6, Hee Yong Kang7 y Jae-Hong Ryoo8

1 Total Healthcare Center, Kangbuk Samsung Hospital, Sungkyunkwan University, School of Medicine, Seúl, Corea

2 Departamentos de Medicina Preventiva, Facultad de Medicina, Universidad Kyung Hee, Seúl, Corea

3 Instituto Ewha de Medicina Convergente, Hospital Mokdong de la Universidad Femenina Ewha, Seúl, Corea

4 Departamento de Medicina Ocupacional y Ambiental, Facultad de Medicina, Universidad Femenina Ewha, Seúl, Corea

5 Departamento de Medicina Interna, Centro Médico del Servicio de Atención Médica para Veteranos, Seúl, Corea

6 División de Gastroenterología y Hepatología, Departamento de Medicina Interna, Facultad de Medicina de la Universidad Kyung Hee, Seúl, Corea

7 Departamento de Anestesiología y Medicina del Dolor, Hospital Universitario Kyung Hee, Seúl, Corea

8 Departamentos de Medicina Ocupacional y Ambiental, Facultad de Medicina, Universidad Kyung Hee, Seúl, Corea

Recibido el 3 de septiembre de 2019; aceptado el 26 de diciembre de 2019; publicado en línea el 18 de enero de 2020

Copyright © 2020 Sung Keun Park et al. Este es un artículo de acceso abierto distribuido bajo los términos de la licencia de atribución Creative Commons, que permite el uso, la distribución y la reproducción sin restricciones en cualquier medio, siempre que se acredite al autor original y la fuente.

Dirección para la correspondencia. Jae-Hong Ryoo, MD, Ph.D., Departments of Occupational and Environmental Medicine, School of Medicine, Kyung Hee University, 1 Hoegi-dong, Dongdaemun-gu, Seoul 130-701, Korea (correo electrónico: armani131 @naver.com).

RESUMEN

Fondo:Estudios previos han sugerido la posible asociación entre las enfermedades renales y los cálculos biliares. La extensión de la proteinuria se reconoce como un marcador de la gravedad de lacrónicoriñónenfermedad. Sin embargo, se dispone de pocos datos para identificar el riesgo de aparición de cálculos biliares según el nivel de proteinuria.

Métodos: Con datos de 207356 coreanos registrados en la base de datos del seguro nacional de salud, evaluamos el riesgo de cálculos biliares según los niveles de proteinuria con tira reactiva en la orina durante un seguimiento promedio de 4,36 años. Los sujetos del estudio se dividieron en 3 grupos según la proteinuria con tira reactiva en orina (negativa: 0, leve: 1 más y abundante: 2 más o más). Se utilizó un modelo de riesgo proporcional de Cox multivariado para evaluar los cocientes de riesgo ajustados (HR) y los intervalos de confianza (IC) del 95 por ciento para la colelitiasis incidente según la proteinuria con tira reactiva de orina.

Resultados:El grupo con mayor proteinuria con tira reactiva en orina tuvo peores perfiles metabólicos, renales y hepáticos que aquellos sin proteinuria, que se observaron de manera similar en el grupo con colelitiasis incidente. El grupo de proteinuria intensa tuvo la mayor incidencia de colelitiasis (2,39 %), seguido de los grupos de proteinuria leve (1,54 %) y negativa (1,39 %). El análisis del modelo de riesgo proporcional de Cox multivariable indicó que el grupo de proteinuria intensa tenía un mayor riesgo de colelitiasis que otros grupos (negativo: referencia, proteinuria leve: HR 0,97 [IC del 95 %, 0. 74–1,26] y proteinuria intensa: HR 1,46 [IC del 95 %, 1,09–1,96]).

Conclusión: La proteinuria con tira reactiva de orina de 2 o más se asoció significativamente con un mayor riesgo de cálculos biliares incidentes.

Palabras clave:prueba de orina con tira reactiva; proteinuria; colelitiasis

Cistanche es bueno para el riñón

INTRODUCCIÓN

La enfermedad de cálculos biliares se observa con frecuencia en adultos asintomáticos.1 Es común que los cálculos biliares se descubran incidentalmente en una ecografía abdominal durante los controles de salud o exámenes médicos para otros fines.2,3 La prevalencia de cálculos biliares es del 10 al 15 por ciento en adultos,4 y los cálculos de colesterol constituyen del 80 al 90 por ciento de los cálculos biliares.1 A pesar de la prevalencia relativamente alta, la importancia clínica de los cálculos biliares tiende a subestimarse debido a que no se requiere tratamiento en la mayoría de los casos de cálculos biliares asintomáticos.5 Sin embargo, los síntomas específicos como el cólico biliar pueden ocurrir en 1 a 4 por ciento de las personas con cálculos biliares cada año.6 Además, los estudios observacionales han demostrado que los cálculos biliares están asociados con una mayor morbilidad y mortalidad cardiovascular7,8 independientemente de las características del síndrome metabólico.9 Por lo tanto, es clínicamente significativo buscar otras condiciones predisponentes para cálculos biliares además de los factores de riesgo clásicos.

Estudios previos han proporcionado evidencia de la asociación significativa entreriñónenfermedady enfermedad de cálculos biliares.10,11 En estos estudios, la presencia de cálculos renales ycrónicoriñónenfermedad(ERC) se asociaron con una mayor probabilidad de cálculos biliares.10,11 La proteinuria es un indicador importante de daño renal como síntoma cardinal de la ERC. La prueba de tira reactiva de orina se usa ampliamente como una herramienta de detección inicial para la proteinuria debido a su simplicidad, bajo costo y rápida interpretación de los resultados. La asociación entreriñónenfermedady los cálculos biliares se extienden a la noción de que la proteinuria puede ser un indicador potencial para evaluar el riesgo de enfermedad por cálculos biliares. Sin embargo, los datos disponibles aún son insuficientes para identificar la asociación de proteinuria con el riesgo de cálculos biliares.

Utilizando datos de 207.356 sujetos registrados en la Corporación Nacional de Seguros de Salud de Corea, investigamos el riesgo de incidentes de cálculos biliares según el nivel de proteinuria evaluado mediante una prueba de orina con tira reactiva.

cistanche

PARTICIPANTES Y MÉTODOS

Fuentes de datos

Nuestros resultados se obtuvieron a partir del análisis de las estadísticas coreanas derivadas de la base de datos de información de salud nacional de Corea (NHID) operada por la Corporación Nacional de Seguros de Salud de Corea (NHIC), que proporciona el Servicio Nacional de Seguros de Salud (NHIS) a la población coreana. NHIS cubre más del 97 por ciento de toda la población que vive en Corea del Sur, lo que sugiere que el NHID puede representar el uso de servicios médicos de toda la población coreana. variables demográficas para la población coreana usando NHIS. La mayoría de las instituciones médicas coreanas están obligadas a contratar con NHIC, proporcionando información médica de sus usuarios de atención médica y pacientes a NHIC. La información médica recopilada se registra en NHID y los datos están abiertos a investigadores calificados con fines de investigación médica. Para obtener acceso al NHID, los investigadores deben obtener la aprobación del tema de investigación de un comité de juntas de revisión institucional (IRB). Después de obtener la aprobación del IRB, los investigadores solicitan acceso al NHID en el departamento de estadísticas afiliado al NHIC. Luego, los investigadores son juzgados por la seguridad, la ética y la necesidad de la investigación. En los casos en que a los investigadores se les permita usar NHID, los investigadores pueden analizar las estadísticas de NHID.

Las aprobaciones éticas para el protocolo del estudio y el análisis de los datos se obtuvieron de la junta de revisión institucional del Hospital Universitario Kyung Hee. El requisito de consentimiento informado fue eximido por la junta de revisión institucional porque los investigadores solo accedieron retrospectivamente a una base de datos anónima para fines de análisis.

Participantes del estudio

Un total de 223,551 participantes que recibieron chequeos médicos de salud en 2009 fueron incluidos en la Base de Datos Nacional de Información de Salud. De estos, inicialmente excluimos a 4039 personas que habían tenido diagnósticos previos de colelitiasis (Clasificación Internacional de Enfermedades [ICD] K80) desde 2002 hasta la fecha anterior al examen médico de salud en 2009. Entre los 219 512 participantes, 12 156 participantes fueron excluidos en base a lo siguiente Criterios de exclusión que podrían influir en la colelitiasis o la proteína en orina: 772 personas no tenían la información sobre la proteína en orina de referencia en 2009, y 11,404 habían tenido previamente la información sobre el diagnóstico de cáncer (ICD C00-C97) desde 2002 hasta la fecha antes de la salud médica examen en 2009. Debido a que algunos participantes tenían más de un criterio de exclusión, 207,356 participantes se incluyeron en el análisis final y se observó el desarrollo de colelitiasis. Cuando se identificó la muerte de un sujeto con colelitiasis incidental durante el seguimiento, se consideró que el período de seguimiento fue desde la fecha del control de salud (inscripción inicial en el estudio) hasta la fecha de la colelitiasis incidente identificada. Si el sujeto sin incidentes de colelitiasis moría durante el seguimiento, se consideraba que el período de seguimiento era desde la fecha de inscripción inicial hasta la fecha de la muerte.

El período de seguimiento total fue de 904360 años-persona, y el período de seguimiento promedio fue de 4,36 (desviación estándar [DE], 0,51) años.

Exámenes de encuestas de salud y mediciones de laboratorio.

El chequeo general de salud del NHIC se llevó a cabo en dos etapas. El examen de primera etapa es una prueba de detección masiva para determinar la presencia o ausencia de enfermedad entre la población general sin síntomas. El examen de segunda etapa es la consulta para la prueba de detección y un examen más detallado para confirmar la presencia de la enfermedad. Estos exámenes de salud también incluyeron un cuestionario sobre el estilo de vida y los antecedentes médicos. Los datos del estudio incluyeron la actividad física, la información proporcionada por un cuestionario, medidas antropométricas y medidas de laboratorio. La cantidad fumada se describió como paquetes-año, que se calcularon a partir del cuestionario relacionado con el tabaquismo utilizando la siguiente fórmula: Número de paquetes-año=(paquetes fumados por día) × (años como fumador). Se evaluó la frecuencia de consumo de alcohol, y se definió el consumo de alcohol como mínimo más de 3 veces por semana. La actividad física se definió como realizar actividad física de intensidad moderada al menos 30 minutos por día más de 4 días a la semana o actividad física de intensidad vigorosa al menos 20 minutos al día más de 4 días a la semana. El índice de masa corporal (IMC) se calculó como el peso (kg) dividido por el cuadrado de la altura (m). Examinadores capacitados midieron la presión arterial sistólica (PA) y la PA diastólica. Los siguientes datos de laboratorio se midieron al mismo tiempo que estos participantes se sometieron a exámenes de salud: glucosa en ayunas, colesterol total, triglicéridos, colesterol de lipoproteínas de alta densidad (HDL), colesterol de lipoproteínas de baja densidad (LDL), creatinina sérica (SCr), aspartato aminotransferasa (AST), alanina aminotransferasa (ALT) y -glutamiltransferasa (GGT).Riñónfunciónse midió con la tasa de filtración glomerular estimada (eGFR), que se calculó utilizando elCrónicoRiñónEnfermedadEcuación de Epidemiology Collaboration: eGFR {{0}} × min(SCr=K, 1)a × max(SCr=K, 1)−1.209 × 0.993edad × 1.018 [si es mujer] × 1.159 [si es negro], donde SCr es creatinina sérica, K es 0.7 para mujeres y 0.9 para hombres, una es −0,329 para mujeres y −0,411 para hombres, min indica el mínimo de SCr=K o 1 y max indica el máximo de SCr=K o 1,13

El nivel de proteína en orina se determinó a partir de los resultados de un único análisis de orina con tira reactiva. Los resultados de la prueba de orina se basaron en una escala que cuantificó la proteinuria como ausencia, 1 más y 2 más o más.

Definiciones de resultados

La identificación de la colelitiasis incidente se basó en la revisión del NHID vinculado al departamento de Estadísticas de Corea en el NHIC. Las instituciones médicas coreanas que tienen contrato con NHIC están obligadas a proporcionar la información médica de los pacientes. Si se detecta un cálculo biliar en pacientes asintomáticos o sintomáticos utilizando modalidades de imágenes u operación quirúrgica, las instituciones médicas deben registrar a los pacientes con cálculos biliares recientemente identificados en NHID como colelitiasis con ICD-K80. Nuestro estudio se basó en NHID, por lo que identificamos la incidencia de colelitiasis sobre la base del código ICD (ICD-K80) registrado en NHID. Al revisar el NHID de 2002 a 2009, primero excluimos a todas las personas con ICD-K80 presente y luego inscribimos en el estudio a las personas sin ICD-K80 registrado previamente. De estos sujetos, aquellos con ICD-K80 recientemente registrados desde 2009 hasta 2013 fueron identificados como casos de colelitiasis incidente.

análisis estadístico

Los sujetos del estudio se clasificaron en tres grupos usando proteinuria con tira reactiva de orina de la siguiente manera: negativa (proteinuria ausente), proteinuria leve (proteinuria 1 más) y proteinuria intensa (proteinuria 2 más o más).

Los datos se expresaron como medias (DE) o medianas (rango intercuartílico) para las variables continuas y porcentajes del número para las variables categóricas.

Se utilizaron las pruebas ANOVA de una vía y X2 -para analizar las diferencias estadísticas entre las características de los participantes del estudio en el momento de la inscripción en relación con los tres grupos.

Los años-persona se calcularon como la suma de los tiempos de seguimiento desde la línea de base hasta el momento del diagnóstico de desarrollo de colelitiasis o hasta el 31 de diciembre de 2013.

Para evaluar las asociaciones entre los niveles de proteína con tira reactiva en la orina de tres grupos y la colelitiasis incidente, utilizamos modelos de riesgos proporcionales de Cox para estimar los cocientes de riesgos instantáneos (HR) ajustados y los intervalos de confianza (IC) del 95 por ciento para la colelitiasis incidente, comparando los del grupo de proteinuria leve y los del grupo de proteinuria intensa. grupo de proteinuria con el grupo negativo. Los modelos de riesgo proporcional de Cox se ajustaron para múltiples factores de confusión. En los modelos multivariados, incluimos variables que podrían confundir la relación entre los tres grupos y la colelitiasis incidente, que incluyen: edad, sexo, IMC, PA sistólica, glucosa en ayunas, colesterol total, GGT, eGFR, cantidad de cigarrillos (paquetes-año) , consumo de alcohol y actividad física. El análisis de subgrupos se realizó por sexo y edad. La mediana de edad de la población de estudio fue de 56 años, que se utilizó como punto de corte del análisis de subgrupos de edad (grupo de edad menor o igual a 55 años y edad mayor o igual a 56 años).

Para probar la validez de los modelos de riesgo proporcional de Cox, verificamos la suposición de riesgo proporcional. La suposición de riesgo proporcional se evaluó usando la función de supervivencia logarítmica menos logarítmica y se encontró que gráficamente no se violó. valores p<0.05 were="" considered="" to="" be="" statistically="" signifificant.="" all="" statistical="" analyses="" were="" performed="" using="" sas="" (version="" 9.4,="" sas="" institute,="" cary,="" nc,="">

RESULTADOS

Durante 904 360 años-persona de seguimiento, se desarrollaron 2919 (1,41 %) casos incidentes de colelitiasis entre 2009 y 2013. La Tabla 1 describe las características iniciales de los participantes del estudio en relación con tres grupos de niveles de proteína en la orina. Hubo diferencias significativas entre los tres grupos en todas las características basales excepto el colesterol LDL y la actividad física. Los grupos con más proteinuria tendieron a tener peores condiciones clínicas que aquellos sin proteinuria, que fue más prominente en los valores medios de glucosa en ayunas, triglicéridos, eGFR y CrS que otras variables. Sin embargo, a pesar de la diferencia estadísticamente significativa en la tendencia P-for, algunas variables no mostraron diferencias clínicamente importantes entre los grupos. En particular, este hallazgo fue distinto en las variables relacionadas con la obesidad y la función hepática, incluidos el IMC, AST, ALT y GGT, que se encontraban dentro de los rangos normales en todos los grupos.

Hubo 2.919 casos de colelitiasis incidente durante el seguimiento, y las características de estos individuos en comparación con el resto de la cohorte se presentan en la Tabla 2. En contraste con los participantes sin colelitiasis incidente, aquellos con colelitiasis incidente eran mayores (60,8 [DE, 9,4] frente a 57,7 [DE, 8,6] años) y presentaba características basales menos favorables en IMC, PA sistólica, TG, colesterol HDL, TFGe, AST, ALT, GGT y cantidad de fumadores. En particular, un grupo con colelitiasis incidente tenía niveles más altos en las características iniciales relacionadas con la obesidad y la función hepática como IMC, AST, ALT y GGT. Sin embargo, todas las variables no mostraron la dirección específica, y el grupo sin colelitiasis tuvo niveles medios más altos en PA diastólica, colesterol total, LDL-colesterol, CrS, consumo de alcohol y actividad física.

La Tabla 3 muestra los HR y los IC del 95 por ciento para la colelitiasis según los tres grupos. En el modelo no ajustado, los HR para la colelitiasis que compararon el grupo de proteinuria leve y abundante con el grupo negativo fueron 1,12 (IC del 95 %, 0, 0,87–1,45) y 1,77 (IC del 95 %, 1,33–2,34), respectivamente ( P de tendencia<0.001). adjustment="" for="" covariates="" attenuated="" this="" association,="" but="" statistical="" significance="" was="" maintained="" in="" the="" heavy="" proteinuria="" group="" (hr="" 1.46;="" 95%="" ci,="" 1.09–1.96).="" after="" adjusting="" for="" covariates,="" cholelithiasis="" was="" signifificantly="" associated="" with="" bmi,="" age,="" alcohol="" intake,="" smoking,="" and="">

El análisis de subgrupos de género indicó que la proteinuria intensa en las mujeres se asoció significativamente con un mayor riesgo de colelitiasis incidente (HR 1,68; IC del 95 %, 1,06–2,65) incluso después de ajustar las covariables (eTabla 1). Los hombres también mostraron una asociación significativa en el modelo no ajustado (HR 1,65; IC del 95 %, 1,15–2,37), que desapareció después del ajuste por covariables (HR 1,31; IC del 95 %, 0,89–1,92). En el análisis de subgrupos de edad (eTabla 2), el grupo de edad mayor o igual a 56 años mostró una asociación significativa entre proteinuria intensa y colelitiasis incidente (HR 1,44; IC del 95 por ciento, 1,01–2,03), pero el grupo de edad menor o igual a 56 años igual a 55 años no mostró una asociación significativa después del ajuste por covariables (HR 1,47; IC del 95 %, 0,85–2,55).

Tabla 1. Características basales de los participantes según los cuatro grupos de niveles de proteína en orina

AST, aspartato aminotransferasa; ALT, alanina aminotransferasa; IMC, índice de masa corporal; PA, presión arterial; FGe: filtrado glomerular estimado; GGT, gamma-glutamil transferasa; HDL, lipoproteína de alta densidad; LDL, lipoproteína de baja densidad; SCr, creatinina sérica. Los datos son medias (desviación estándar), medianas (rango intercuartílico) o porcentajes. aP-valor por ANOVA-test para variables continuas y Chi-square test para variables categóricas.

Tabla 2. Comparación entre participantes con y sin colelitiasis incidental

AST, aspartato aminotransferasa; ALT, alanina aminotransferasa; IMC, índice de masa corporal; PA, presión arterial; FGe: filtrado glomerular estimado; GGT, gamma-glutamil transferasa; HDL, lipoproteína de alta densidad; LDL, lipoproteína de baja densidad; SCr, creatinina sérica. Los datos se expresan como medias (desviación estándar) o porcentajes. aP-valor por t-test para variables continuas y Chi-square test para variables categóricas.

DISCUSIÓN

En un análisis longitudinal de datos a nivel nacional, evaluamos el riesgo de colelitiasis incidente de acuerdo con los niveles de proteinuria con tira reactiva de orina. Nuestro resultado indicó que la proteinuria con tira reactiva de orina de 2 o más se asoció significativamente con un mayor riesgo de colelitiasis. El análisis de las características iniciales de los sujetos del estudio proporciona un mecanismo potencial para este hallazgo. Los sujetos con mayor proteinuria con tira reactiva en la orina tendían a tener peores condiciones metabólicas y renales,

que se observaron de manera similar en sujetos con colelitiasis incidental. Estos hallazgos sugieren que las condiciones clínicas desfavorables tuvieron un papel en el desarrollo de los cálculos biliares. Esta inferencia está respaldada por estudios previos que muestran el papel de los trastornos metabólicos como la resistencia a la insulina, la obesidad y la dislipidemia en el desarrollo de cálculos biliares, proteinuria y ERC.14–16 Por lo tanto, se especula que el medio metabólico que contribuye a la proteinuria desencadena la Procesos fisiopatológicos implicados en el desarrollo de cálculos biliares. Sin embargo, es interesante que nuestros resultados fueran estadísticamente significativos incluso después de ajustar las covariables, incluidos los factores de riesgo convencionales de cálculos biliares como la edad, el sexo, el IMC, la PA sistólica, la glucosa en ayunas, el colesterol total, la GGT, el consumo de alcohol y la actividad física. Este resultado indica que la proteinuria puede ser un factor de riesgo independiente para cálculos biliares. Estudios previos también han demostrado que las enfermedades renales relacionadas con la proteinuria están potencialmente asociadas con cálculos biliares. En un estudio transversal de 2686 hombres y 2087 mujeres en Taiwán,11 la prevalencia de cálculos biliares fue del 13,1 % en el grupo de pacientes con ERC y del 4,9 % en el grupo de pacientes sin ERC (P < 0,001).="" además,="" se="" ha="" demostrado="" que="" la="" prevalencia="" de="" cálculos="" biliares="" fue="" significativamente="" mayor="" en="" pacientes="" con="" enfermedad="" renal="" terminal="" (esrd)="" tratados="" con="" diálisis="" en="" comparación="" con="" un="" grupo="" no="" urémico.17,18="" estudios="" observacionales="" han="" demostrado="" una="" asociación="" significativa="" entre="" cálculos="" biliares="" y="" enfermedades="" renales.="" 19,20="" estos="" resultados="" dan="" lugar="" a="" la="" hipótesis="" de="" que="" puede="" existir="" una="" superposición="" considerable="" entre="" los="" mecanismos="" fisiopatológicos="" de="" las="" enfermedades="" renales="" y="" la="" litiasis="" biliar.="" además,="" teniendo="" en="" cuenta="" que="" la="" proteinuria="" es="" una="" manifestación="" clínica="" de="" las="" enfermedades="" renales,="" incluida="" la="" erc="" y="" los="" cálculos="" renales,="" estos="" resultados="" pueden="" relacionar="" la="" proteinuria="" con="" los="" cálculos="" biliares.="" sin="" embargo,="" los="" estudios="" previos="" se="" limitan="" a="" presentar="" la="" influencia="" directa="" de="" la="" proteinuria="" en="" los="" cálculos="" biliares="" incidentes.="" sus="" limitaciones="" son="" atribuibles="" al="" diseño="" transversal,10,11="" menos="" generalización="" de="" los="" resultados="" derivados="" solo="" de="" pacientes="" con="" esrd,17,18="" y="" una="" relación="" causal="" débil="" entre="" el="" cálculo="" renal="" y="" la="" proteinuria.19,20="" además,="" varios="" estudios="" han="" informado="" que="" la="" prevalencia="" de="" los="" cálculos="" biliares="" no="" difirieron="" entre="" los="" pacientes="" en="" diálisis="" y="" los="" controles="" sanos.21–23="" por="" el="" contrario,="" analizamos="" la="" relación="" longitudinal="" entre="" el="" nivel="">proteinuria con tira reactiva de orinay el riesgo de cálculos biliares incidentes, lo que puede ser una ventaja para identificar la implicación clínica deenfermedad renalrelacionado con la proteinuria como factor de riesgo de cálculos biliares.

la cistanche puede mejorar la función renal

En nuestro análisis, la proteinuria intensa (mayor o igual a 2 más) se asoció significativamente con un mayor riesgo de cálculos biliares, mientras que la proteinuria leve (1 más) no mostró una asociación estadísticamente significativa con los cálculos biliares. Estudios previos han demostrado que el nivel de proteinuria era un factor basal confiable profundamente correlacionado con la tasa de disminución de la TFGe y la ERC progresiva.24,25 Por lo tanto, se postula que el grupo de proteinuria intensa tenía una mayor proporción de ERC avanzada con uremia que el grupo grupo de proteinuria leve durante el período de seguimiento. Un estado urémico puede trastornar el complejo proceso de factores neurales y hormonales que controlan la motilidad de la vesícula biliar.26–28 El desequilibrio neural y hormonal puede alterar la motilidad de la vesícula biliar, promoviendo la formación de cálculos biliares a través de la estasis de la vesícula biliar en pacientes con ERC.26–28 Sin embargo, no podemos garantizar que el estado urémico inducido por la ERC es un mecanismo importante para la asociación entre proteinuria y colelitiasis en nuestro estudio. No pudimos evaluar la variación de la función renal durante el seguimiento por no realizar mediciones de CrS y FGe durante el seguimiento. Estudios adicionales deberían investigar la asociación a largo plazo entre la proteinuria inicial, la variación de la función renal y el riesgo de colelitiasis.

Tabla 3. Hazard ratios para la incidencia de colelitiasis según los tres grupos de nivel de proteína en orina

IMC, índice de masa corporal; PA, presión arterial; IC: intervalo de confianza; FGe: filtrado glomerular estimado; GGT, gamma-glutamil transferasa; HR, razón de riesgo. Se ajustó un modelo multivariante ajustado por edad, sexo, IMC, PA sistólica, glucosa en ayunas, colesterol total, GGT, eGFR, cantidad de cigarrillos (paquete-año), consumo de alcohol y actividad física. Negativo: proteinuria con tira reactiva en orina 0, leve: proteinuria con tira reactiva en orina 1 más , fuerte: proteinuria con tira reactiva en orina Mayor o igual a 2 más .

Los méritos del estudio son el número sólido de sujetos de estudio, registros médicos bien organizados (incluido el diagnóstico de colelitiasis) y mediciones de laboratorio basadas en datos nacionales creíbles. Estas ventajas nos permiten cuantificar el riesgo de colelitiasis incidente según los niveles de proteinuria en la tira reactiva de orina.

No obstante, reconocemos la limitación del estudio. En primer lugar, el nivel de proteinuria se evaluó únicamente mediante una tira reactiva de orina. Aunque la prueba de tira reactiva de orina está ampliamente disponible para la detección de proteinuria, es insuficiente para cuantificar con precisión la proteinuria. En segundo lugar, el período de seguimiento de 4,36 años en promedio fue relativamente corto. La incidencia acumulada de colelitiasis fue del 2,5 por ciento en nuestro estudio, pero un seguimiento más prolongado podría conducir tanto a una tasa de incidencia más baja como a una mayor incidencia acumulada de colelitiasis. En tercer lugar, nuestro estudio se realizó solo para coreanos relativamente mayores con una edad media de 57,8 (DE, 8,6) años. Nuestro estudio mostró que la prevalencia de proteinuria más 1 y mayor o igual a 2 más proteinuria es del 1,8 por ciento y del 1,0 por ciento, respectivamente. Sin embargo, en un estudio de cohortes de 18.201.275 coreanos con una edad media de 45,3 (DE, 14,6) años según el NHID, la prevalencia de 1 más proteinuria y mayor o igual a 2 más proteinuria fue del 1,18 % ( n=214,883) y 0,56 por ciento (n=103,745), respectivamente.29 La mayor prevalencia de proteinuria en nuestro estudio puede atribuirse a la mayor edad de nuestros sujetos. En cuarto lugar, no pudimos verificar la validez de la incidencia de colelitiasis en el estudio debido a la falta de validación de la incidencia de colelitiasis de análisis previos a través del NHID. En quinto lugar, a pesar de la posibilidad de pérdida durante el seguimiento, no pudimos realizar un análisis de sensibilidad debido a la limitación de nuestros datos sin procesar. NHID no fue diseñado para la investigación, sino para investigar el estado de salud de los coreanos. Por lo tanto, no pudimos identificar la información necesaria para el análisis de sensibilidad.

Estas limitaciones justifican la necesidad de más estudios con modalidades más precisas que cuantifiquen la proteinuria, un seguimiento más prolongado y una gran cantidad de sujetos, incluidos los grupos de edad más jóvenes.

En conclusión, las personas con más proteinuria tenían una mayor incidencia de colelitiasis, y la proteinuria con tira reactiva de orina de 2 o más se asoció significativamente con un mayor riesgo de colelitiasis. Estos resultados se suman a la evidencia de una hipótesis de que la presencia de enfermedad renal reflejada por proteinuria es un factor de riesgo independiente para la enfermedad de cálculos biliares.

AGRADECIMIENTOS

Utilizamos la base de datos National Health Insurance Service-National Sample Cohort y el conjunto de datos se obtuvo del National Health Insurance Service. Los hallazgos de nuestro estudio no estaban relacionados con el Servicio Nacional de Seguro de Salud.

Contribución del autor: Jae-Hong Ryoo es el garante de este trabajo y, como tal, tuvo pleno acceso a todos los datos del estudio y asume la responsabilidad de la integridad de los datos y la precisión del análisis de datos. Sung Keun Park contribuyó al diseño del estudio, la preparación del manuscrito, la edición del manuscrito y la redacción de un manuscrito como primer autor. Chang-Mo Oh contribuyó al diseño del estudio y la preparación del manuscrito. Dong-Young Lee y Jung Wook Kim participaron en el análisis e interpretación de datos y en la revisión del manuscrito. Min-Ho Kim y Hee Yong Kang contribuyeron a la adquisición de datos, control de calidad de datos y algoritmos, análisis e interpretación de datos y análisis estadístico. Eunhee Ha contribuyó a la adquisición de datos y la revisión del manuscrito. Ju Young Jung contribuyó a la edición del manuscrito.

ANEXO A. DATOS COMPLEMENTARIOS

Los datos complementarios relacionados con este artículo se pueden encontrar en https://doi.org/10.2188/jea.JE20190223.

REFERENCIAS

1. Lee JY, Keane MG, Pereira S. Diagnóstico y tratamiento de la enfermedad de cálculos biliares. Facultativo. 2015;259:15–19, 2.

2. Jørgensen T, Jensen KH. ¿Quién tiene cálculos biliares? Estudios epidemiológicos actuales. Nord Med. 1992; 107: 122–125.

3. Lu SN, Chang WY, Wang LY, et al. Factores de riesgo de cálculos biliares entre los chinos en Taiwán. Una encuesta ecográfica comunitaria. J Clin Gastroenterol. 1990; 12:542–546.

4. Sandler RS, Everhart JE, Donowitz M, et al. La carga de enfermedades digestivas seleccionadas en los Estados Unidos. Gastroenterología. 2002; 122: 1500–1511.

5. Marschall HU, enfermedad de Einarsson C. Gallstone. J Intern Med. 2007; 261:529–542.

6. Ansaloni L, Pisano M, Coccolini F, et al. Directrices WSES 2016 sobre colecistitis calculosa aguda. Cirugía Emergente Mundial J. 2016;11:25.

7. Ruhl CE, Everhart JE. La enfermedad de cálculos biliares se asocia con una mayor mortalidad en los Estados Unidos. Gastroenterología. 2011;140:508–516.

8. Méndez-Sánchez N, Bahena-Aponte J, Chávez-Tapia NC, et al. Fuerte asociación entre cálculos biliares y enfermedades cardiovasculares. Soy J Gastroenterol. 2005;100(4):827–830.

9. Méndez-Sánchez N, Zamora-Valdés D, Flores-Rangel JA, et al. Los cálculos biliares están asociados con la aterosclerosis carotídea. Hígado Int. 2008;28(3):402–406.

10. Ahmed MH, Barakat S, Almobarak AO. La asociación entre la enfermedad de cálculos renales y los cálculos biliares de colesterol: la teoría fácil de creer y no difícil de recuperar del síndrome metabólico. Ren falla. 2014;36:957–962.

11. Lai SW, Liao KF, Lai HC, Chou CY, Cheng KC, Lai YM. La prevalencia de cálculos en la vesícula biliar es mayor entre los pacientes con enfermedad renal crónica en Taiwán. Medicina (Baltimore). 2009;88: 46–51.

12. Lee J, Lee JS, Park SH, Shin SA, Kim K. Perfil de cohorte: Cohorte de muestra nacional del Servicio Nacional de Seguros de Salud (NHIS NSC), Corea del Sur. Int J Epidemiol. 2017;46:e15.

13. Levey AS, Stevens LA, Schmid CH, et al; CKD-EPI (Colaboración de Epidemiología de la Enfermedad Renal Crónica). Una nueva ecuación para estimar la tasa de filtración glomerular. Ann Intern Med. 2009;150:604–612.

14. Tsai CJ, Leitzmann MF, Willett WC, Giovannucci EL. Estudio prospectivo de adiposidad abdominal y enfermedad de cálculos biliares en hombres estadounidenses. Soy J Clin Nutr. 2004;80:38–44.

15. Shebl FM, Andreotti G, Meyer TE, et al. Síndrome metabólico y resistencia a la insulina en relación con el cáncer del tracto biliar y los riesgos de cálculos: un estudio poblacional en Shanghái, China. Br J Cáncer. 2011; 105:1424–1429.

16. Chen LY, Qiao QH, Zhang SC, Chen YH, Chao GQ, Fang LZ. Síndrome metabólico y enfermedad de cálculos biliares. Mundial J Gastroenterol. 2012;18:4215–4220.

17. Badalamenti S, DeFazio C, Castelnovo C, et al. Alta prevalencia de litiasis vesicular silente en pacientes en diálisis. Nefrona. 1994;66:225–227.

18. Hahm JS, Lee HL, Park JY, Eun CS, Han DS, Choi HS. Prevalencia de la enfermedad de cálculos biliares en pacientes con enfermedad renal en etapa terminal tratados con hemodiálisis en Corea. hepatogastroenterología. 2003; 50: 1792–1795.

19. Akoudad S, Szklo M, McAdams MA, et al. Los correlatos de la enfermedad de cálculos renales difieren según la raza en una población multiétnica de mediana edad: el estudio ARIC. Med anterior. 2010;51:416–420.

20. Taylor EN, Chan AT, Giovannucci EL, Curhan GC. Colelitiasis y el riesgo de nefrolitiasis. J Urol. 2011; 186: 1882–1887.

21. Altiparmak MR, Pamuk ON, Pamuk GE, et al. Incidencia de cálculos biliares en pacientes con insuficiencia renal crónica sometidos a hemodiálisis: experiencia de un centro en Turquía. Soy J Gastroenterol. 2003;98:813–820.

22. Hojs R. Colecistolitiasis en pacientes con enfermedad renal terminal tratados con hemodiálisis: un estudio de prevalencia. Soy J Nephrol. 1995; 15:15–17.

23. Korzets Z, Golan E, Ben-Chitrit S, et al. Prevalencia de colelitiasis en pacientes no diabéticos en hemodiálisis y en diálisis peritoneal continua ambulatoria. Nefrona. 1998;78:44–47.

24. Ruggenenti P, Perna A, Mosconi L, et al. La proteinuria predice insuficiencia renal terminal en nefropatías crónicas no diabéticas. El 'Gruppo Italiano di Studi Epidemiologici in Nefrologia' (GISEN). Riñón Int Supl. 1997;63:S54–S57.

25. Peterson JC, Adler S, Burkart JM, et al. Control de la presión arterial, proteinuria y progresión de la enfermedad renal. La modificación de la dieta en el estudio de la enfermedad renal. Ann Intern Med. 1995; 123:754–762.

26. Pauletzki J, Althaus R, Holl J, Sackmann M, Paumgartner G. Vaciado de la vesícula biliar y formación de cálculos biliares: un estudio prospectivo sobre la recurrencia de cálculos biliares. Gastroenterología. 1996; 111:765–771.

27. Campese VM, Romoffff MS, Levitan D, Lane K, Massry SG. Mecanismos de disfunción del sistema nervioso autónomo en la uremia. Riñón Int. 1981; 20:246–253.

28. Owyang C, Miller LJ, DiMagno EP, Brennan LA Jr, Go VL. Perfil hormonal gastrointestinal en la insuficiencia renal. Mayo Clin Proc. 1979;54:769–773.

29. Lim WH, Choi EK, Han KD, et al. Proteinuria detectada por tira reactiva de orina como factor de riesgo de fibrilación auricular: un estudio poblacional a nivel nacional. Sci Rep. 2017;7:6324.