Parte 1: Disparidad de sexos en el acceso a trasplantes de riñón de donantes fallecidos por causa de enfermedad renal

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Resumen

Trasfondo y objetivosMujeres coninsuficiencia renaltienen menor acceso al trasplante de riñón en comparación con los hombres, pero la magnitud de esta disparidad puede no ser uniforme en todosenfermedades renales. Presumimos que la causa atribuida de insuficiencia renal puede modificar la magnitud de las disparidades en el acceso al trasplante porsexo.

Diseño, entorno, participantes y mediciones Realizamos un estudio de cohorte retrospectivo de adultos que desarrollaron insuficiencia renal entre 2005 y 2017 según el Sistema de datos renales de los Estados Unidos. Usamos modelos de Cox ajustados para examinar la asociación entre el sexo y el acceso al registro en la lista de espera o el trasplante de riñón de donante fallecido y probamos la interacción entre el sexo y la causa atribuida de insuficiencia renal usando modelos ajustados.

ResultadosDe un total de 1478,037 pacientes, 271111 estaban registrados en lista de espera y 89.574 fueron trasplantados de donante cadáver. La tasa de lista de espera fue de 6,5 por 100 persona-año para las mujeres y de 8,3 por 100 persona-año para los hombres. En el análisis ajustado, las mujeres tuvieron menor acceso a la lista de espera (cociente de riesgos instantáneos, 0,89; intervalo de confianza del 95 %, 0,89 a 0,90) y al trasplante de donante fallecido después de la lista de espera (cociente de riesgos instantáneos, 0,96; intervalo de confianza del 95 % , 0,94 a 0,98). Sin embargo, hubo una interacción entre el sexo y la causa atribuida de enfermedad renal en modelos ajustados (P<0.001). women="" with="" kidney="" failure="" due="" to="" type="" 2="" diabetes="" had="" 27%lower="" access="" to="" the="" kidney="" transplant="" waitlist="" (hazard="" ratio,0.73;95%="" confidence="" interval,="" 0.72="" to="" 0.74)="" and="" 11%lower="" access="" to="" deceased-donor="" transplantation="" after="" waitlisting="" compared="" with="" men(hazard="" ratio,0.89;95%="" confidence="" interval,="" 0.86="" to="" 0.92).in="" contrast,="" sex="" disparities="" in="" access="" to="" either="" the="" waitlist="" or="" transplantation="" were="" not="" observed="" in="" kidney="" failure="" secondary="" to="" cystic="">

ConclusionesLa disparidad en el acceso al trasplante por sexo no es uniforme en todas las causas de insuficiencia renal. Las tasas más bajas de trasplante de donante fallecido en mujeres en comparación con los hombres son especialmente notables entre los pacientes con insuficiencia renal atribuida adiabetes.

Introducción

El trasplante de riñón mejora tanto la supervivencia como la calidad de vida de los pacientes que desarrollan la necesidad de KRT de mantenimiento en comparación con la diálisis (1-4), pero las mujeres tienen menos probabilidades de recibir un trasplante de riñón que los hombres (5-12). Históricamente, las mujeres han tenido menor acceso a la lista de espera de trasplantes (5,7), pero las razones de esta disparidad no se han delineado completamente. Aunque los estudios han examinado las diferencias en el acceso a la lista de espera de trasplantes o el propio trasplante en función de las diferencias relacionadas con el sexo en el tamaño corporal (8), la sensibilización de anticuerpos leucocitarios humanos (12,13), la edad (7) u otros factores (7, 14), pocos estudios han determinado si existe variabilidad en el acceso al trasplante por sexo en función de la causa atribuida a la insuficiencia renal. Comprender si la causa subyacente atribuida de la insuficiencia renal está asociada con el acceso diferencial al trasplante por sexo podría mejorar nuestra comprensión de las posibles razones de estas disparidades.

Algunas condiciones que causan insuficiencia renal pueden no afectar a hombres y mujeres por igual y, por lo tanto, contribuyen parcialmente a las disparidades de sexo observadas en el acceso al trasplante. Además, algunas causas de insuficiencia renal pueden elevar el riesgo de riesgo cardiovascular concurrente más que otras. Porque es conocido en la población general que las mujeres conenfermedad cardiovasculartienen menos probabilidades de recibir y lograr medidas agresivas de reducción del riesgo (como la aspirina) en comparación con los hombres, los perfiles diferenciales de riesgo cardiovascular a través de diferentes causas de insuficiencia renal también podrían contribuir a retrasar o disminuir el acceso al trasplante en mujeres en comparación con los hombres ({{0} }).

En este estudio, examinamos si las disparidades observadas basadas en el sexo en el acceso a la lista de espera y el trasplante de riñón de donante fallecido diferían según la causa atribuida de insuficiencia renal utilizando datos del Sistema de datos renales de los Estados Unidos (USRDS).

Materiales y métodos

Población de estudio

Se incluyeron adultos mayores o iguales a 18 años que iniciaron KRT de mantenimiento entre el 1 de enero de 2005 y el 31 de diciembre de 2017, según el USRDS. Se excluyeron (1) pacientes considerados para trasplante multiorgánico (excepto trasplantes simultáneos de páncreas y riñón) y (2) pacientes con falta de datos sobre la causa de la insuficiencia renal (Figura 1).

Factores de interés

Extrajimos el predictor principal, el sexo del paciente, del archivo de Pacientes en el USRDS. Extrajimos la causa de la insuficiencia renal de los datos informados en el formulario de evidencia médica (MEDEVID) de CMS-2728 (archivado para todos los pacientes con insuficiencia renal al inicio de la KRT de mantenimiento) y categorizamos estas causas como diabetes mellitus tipo 2, diabetes tipo 1 mellitus, hipertensión, enfermedad quística, GN u otras. Las causas más comunes de insuficiencia renal en la categoría "otros" incluyeron etiología desconocida (29 por ciento), necrosis tubular sin recuperación (18 por ciento) y mieloma múltiple (7 por ciento). La causa atribuida de insuficiencia renal sirvió como modificador del efecto de interés en todos los análisis primarios.

covariables

Ajustamos por otras covariables que podrían estar asociadas con la probabilidad de que un paciente esté en lista de espera o trasplante (7, 14, 18-20). Estos incluyen la edad de inicio de la insuficiencia renal (categorizada como<35, 35="" to=""><50, 50=""><65, and="" ≥65="" years),="" race/ethnicity="" (non-hispanic="" white,="" non-hispanic="" black,="" hispanic,="" and="" other),="" initial="" calendar="" year="" of="" maintenance="" krt(to="" account="" for="" temporal="" trends),="" and="" zip="" code="" from="" the="" usrds="" patients="" file.="" for="" analyses="" from="" time="" of="" waitlist="" to="" transplantation,="" age="" at="" waitlisting="" (categorized="" as="" above)and="" year="" of="" waitlisting="" were="" abstracted="" from="" the="" waitlist="" file.="" we="" used="" zip="" codes="" to="" determine="" organ="" procurement="" and="" transplantation="" network(optn)region="" and="" median="" neighborhood="" household="" income="" as="" a="" continuous="" variable="" by="" matching="" the="" patient's="" zip="" code="" to="" the="" 2006-2010="" american="" community="" survey="" (21).="" we="" abstracted="" body="" mass="" index(bmi)(categorized=""><18.5, 18.5="" to=""><25, 25="" to=""><30, 30="" to=""><35, 35=""><40, and="" ≥40="" kg/m²="" according="" to="" centers="" for="" disease="" control="" definitions)(22),="" insurance="" type="" (none,="" medicaid,="" medicare,="" or="" other),="" and="" comorbidities(diabetes,="" congestive="" heart="" failure,="" peripheral="" arterial="" disease,="" stroke,="" myocardial="" infarction,="" tobacco="" use,="" chronic="" obstructive="" pulmonary="" disease,="" cancer)="" at="" kidney="" failure="" onset="" from="" the="" medevac="" file="" of="" the="" usrds.panel="" reactive="" antibody="" (pra)was="" abstracted="" from="" the="" waitlist="" file="" in="" the="" usrdsand="" categorized="" as0,="">0to 20,>20-80, and>80 por ciento .

Covariables faltantes

Debido a que faltaba el 3 por ciento de los datos de ingresos de la cohorte total (que creíamos que era un predictor importante), utilizamos imputaciones múltiples encadenadas para dar cuenta de la falta. Se imputaron los datos de ingresos faltantes mediante modelos que incluían edad, sexo, raza/etnicidad, tipo de seguro, año calendario de KRT de mantenimiento, causa de la enfermedad, región OPTN y trasplante como resultado con 20 repeticiones.

Resultados

Los resultados de interés fueron (1) tiempo hasta la lista de espera para el trasplante de riñón desde la fecha del primer KRT de mantenimiento; (2) tiempo hasta el primer trasplante de riñón de donante fallecido desde la fecha del primer KRT de mantenimiento; y (3) tiempo hasta el primer trasplante de riñón de donante fallecido a partir de la lista de espera para los pacientes registrados en la lista de espera en o después de la fecha del primer KRT de mantenimiento. El seguimiento de los resultados se censuró cuando se produjo un trasplante de riñón de donante vivo.

Las fechas de registro en la lista de espera se extrajeron del archivo de lista de espera. Las fechas de trasplante y la fuente del primer donante de trasplante (vivo versus fallecido) se determinaron utilizando el archivo de pacientes de USRDS. El seguimiento de los resultados fue censurado administrativamente el 31 de diciembre de 2017.

Análisis estadístico

Comparamos las características basales por sexo y atribuimos la causa de la insuficiencia renal mediante la prueba t, la prueba U de Mann-Whitney y la prueba de chi-cuadrado, según correspondiera. También comparamos las diferencias en la carga de condiciones comórbidas en el momento del mantenimiento del inicio de KRT por sexo y atribuimos la causa a la insuficiencia renal.

Asociación entre sexo y listas de espera

Evaluamos la asociación entre el sexo y el acceso a la lista de espera utilizando un modelo de riesgos proporcionales de Cox no ajustado. El tiempo hasta la lista de espera (en años) se midió desde la primera fecha de insuficiencia renal hasta el registro en la lista de espera (ya sea en estado activo o inactivo) y se censuró por muerte o al final del seguimiento del estudio. Para aquellos cuya fecha de lista de espera era igual o anterior a la primera fecha KRT de mantenimiento, el tiempo de la lista de espera se fijó en 0.1 días después de la primera fecha KRT.

A continuación, agregamos covariables al modelo de forma escalonada, primero incluyendo un conjunto limitado de características que incluyen la edad en el momento de la insuficiencia renal, la raza/etnicidad, el IMC y la causa atribuida de la enfermedad renal (Modelo 1). A continuación, incluimos el ingreso promedio del vecindario por código postal, estado del seguro, año calendario de inicio de KRT de mantenimiento, región OPTN y condiciones comórbidas (Modelo 2). Para probar si las disparidades en la lista de espera por sexo fueron más pronunciadas en aquellos con diferentes causas atribuidas de insuficiencia renal. , probamos las interacciones entre el sexo y la causa atribuida de insuficiencia renal en nuestros modelos de Cox completamente ajustados.

Para tener en cuenta los cambios en el Sistema de asignación de riñones (KAS), que se implementó el 4 de diciembre de 2014, realizamos análisis estratificados adicionales en los que examinamos el acceso a la lista de espera antes y después de esta fecha.

Asociación entre sexo y trasplante renal de donante fallecido entre todos los pacientes con insuficiencia renal

Examinamos la asociación entre el sexo y el riesgo del trasplante de riñón de donante fallecido entre todos los pacientes que comenzaron KRT de mantenimiento utilizando un modelo de Cox no ajustado y censurando el trasplante de donante vivo o la muerte. Incluimos covariables en forma escalonada como se describe y probamos la interacción entre el sexo y atribuimos la causa de la insuficiencia renal en los modelos completamente ajustados. Para aquellos cuya fecha del primer trasplante de riñón fue la misma que la fecha del primer KRT de mantenimiento, el momento del trasplante se fijó en 0.1 días después de la primera fecha del KRT.

Asociación entre el sexo y el trasplante renal de donante fallecido en pacientes en lista de espera después de iniciar KRT

También examinamos la asociación entre el sexo y el riesgo del trasplante de riñón de donante fallecido entre los pacientes en lista de espera que se registraron en la lista de espera en o después de su primer KRT utilizando un modelo de Cox no ajustado. El tiempo en estos modelos comenzó desde la fecha del primer registro en la lista de espera (el día del inicio de KRT o después) hasta el trasplante de riñón de donante fallecido, y el seguimiento fue censurado para el trasplante de donante vivo y la muerte. Luego, ajustamos en serie los modelos de la misma manera que arriba, excepto que usamos la edad en la lista de espera y el año de la lista de espera (en lugar de la edad en KRT y el año de inicio de KRT) y la adición de PRA a los Modelos 1 y 2. Todas las covariables excepto edad, año de lista de espera y PRA se extrajeron en el momento del inicio de la insuficiencia renal. Finalmente, probamos la interacción entre sexos y atribuimos la causa de la insuficiencia renal en el modelo totalmente ajustado.

No analizamos el trasplante como un resultado en el análisis estratificado por la era del primer KRT de mantenimiento dado que nuestro período de seguimiento posterior al KAS fue breve (que finalizó en 2017) para este resultado y menos donantes fallecidos.

los trasplantes de riñón ocurrieron durante este breve período de seguimiento.

Para todas las interacciones, consideramos P<0.05 to="" be="" statistically="" significant.="" plots="" of="" scaled="" schoenfeld="" residuals="" were="" used="" to="" assess="" the="" assumption="" of="" proportional="">

Análisis de sensibilidad

En el análisis de sensibilidad, realizamos análisis de riesgos competitivos utilizando modelos de Fine-Gray ajustados para las mismas covariables que el anterior, pero tratando la muerte como un riesgo competitivo para todos los resultados. También repetimos los modelos Fine-Gray para el resultado del trasplante de riñón de donante fallecido, tratando el trasplante de donante vivo como un riesgo competitivo. Para estos análisis de sensibilidad, utilizamos un enfoque de muestreo de datos aleatorio del 5 por ciento -20 por ciento y probamos la interacción en este subconjunto más pequeño debido a los tiempos de ejecución inviables.

Dado un estudio anterior que mostró una interacción entre la edad y el sexo para el acceso al trasplante de riñón (7), probamos la presencia de dicha interacción en nuestros modelos completamente ajustados y realizamos un análisis estratificado por edad para los resultados en los que una interacción estadísticamente significativa (P<0.05) was="">

Finalmente, realizamos análisis adicionales para acceder a la lista de espera y trasplante después del primer KRT de mantenimiento, donde excluimos a aquellos que estaban en lista de espera antes de la fecha del primer KRT de mantenimiento para comprender si las disparidades de sexo estaban presentes en aquellos que no tenían la ventaja de pre -Lista de espera exenta.

Los análisis de datos se realizaron con STATA 15 (College Station, TX) y el software SAS versión 9.4 (Cary, NC). La Junta de Revisión Institucional de la Universidad de California en San Francisco consideró este estudio como una investigación con sujetos no humanos, y el estudio también fue aprobado por la Junta de Revisión Institucional de la Universidad de Stanford (Protocolo n.º 51697).