Ogólna i brzuszna otyłość i ryzyko śmierci w Europie cd

Podzieliliśmy kohortę na kategorie BMI, które były podobne do tych stosowanych w kohorcie National Institutes of Health-AARP (<18,5, 18,5 do <21,0, 21,0 do <23,5, 23,5 do <25,0, 25,0 do <26,5, 26,5 do <2 28,0, 28,0 do <30,0, 30,0 do <35,0 i . 35,0) .17 Kategorie te zawierają aktualne definicje niedowagi (BMI, <18,5), masy prawidłowej (18,5 do <25,0), nadwagi (25,0 do <30,0), oraz otyłość (. 30,0) .2 Do oceny istotności statystycznej powiązania między BMI a ryzykiem zgonu zastosowano test wskaźnika wiarygodności. Ponadto, uczestnicy zostali zgrupowani w kwintile zależne od płci zgodnie z obwodem talii i stosunkiem talii do bioder. Testy dotyczące trendu względnego ryzyka oparto na medianach w kwintylach. Zależności oceniano również za pomocą nieparametrycznie ograniczonych sześciennych splajnów, 25 z 4 węzłami zdefiniowanymi w 5., 25., 75. i 95. percentylu pomiarów antropometrycznych. Wszystkie modele były stratyfikowane w zależności od wieku podczas rekrutacji i zgodnie z ośrodkiem badawczym w celu ograniczenia naruszeń założeń dotyczących proporcjonalnych zagrożeń. Analiza została dodatkowo skorygowana o status palenia, poziom wykształcenia, spożycie alkoholu, aktywność fizyczną i wzrost. Modele dla obwodu talii i stosunku talia-biodra zostały również dostosowane do BMI. Analizy podgrup przeprowadzono w zależności od statusu palenia i wieku przy rekrutacji. Obwód talii i stosunek obwodu talii do bioder były również badane w stosunku do poszczególnych BMI zależnych od płci. Testy interakcji przeprowadzono przy użyciu testu współczynników wiarygodności modeli zi bez warunków interakcji. Różnice w zależności od przyczyny zgonu badano w konkurencyjnych modelach ryzyka.26 Podobne analizy dotyczyły różnic pomiędzy modelami, które cenzurowały czas obserwacji po 5 latach, a modelami, które wykluczyły osoby i zdarzenia z pierwszych pięciu lat.
Aby ocenić skuteczność w prognozowaniu śmierci, obliczyliśmy statystykę C, statystykę Hosmera-Lemeshowa, statystykę R2 generalizowanego modelu Nagelkerke oraz wskaźniki reklasyfikacji netto dla okresu obserwacji 5 lat (dostępne dla 98,2% kohorty) , przy użyciu modeli regresji logistycznej, dostosowanych do współzmiennych opisanych powyżej.27-31
Wszystkie przedstawione wartości P są dwustronne, a wartości P mniejsze niż 0,05 uważano za wskazujące na istotność statystyczną. Analizy przeprowadzono przy użyciu oprogramowania SAS, wersja 9.1 (SAS Institute).
Wyniki
Charakterystyka uczestników badania
Podczas średniej (. SD) obserwacji wynoszącej 9,7 . 2,0 lat, zmarło 14 723 z 359 387 uczestników (5429 z nowotworów, 3443 z przyczyn krążeniowych, 637 z przyczyn oddechowych, 2209 z innych przyczyn i 3005 z bliżej nieokreślonych przyczyn; patrz Tabela w dodatkowym dodatku). Średni wiek na początku badania wyniósł 51,5 . 10,4 roku; 65,4% uczestników stanowiły kobiety. Uczestnicy z wyższym BMI, w porównaniu z tymi, którzy mieli niższy BMI, byli starsi, rzadziej byli palaczami i mieli niższy poziom wykształcenia (patrz Tabela 2 w Dodatku Uzupełniającym). Spożycie alkoholu było dodatnio związane z BMI wśród mężczyzn, ale odwrotnie proporcjonalnie do BMI wśród kobiet. Współczynniki częściowej korelacji Pearsona, dostosowane do wieku i centrum badania, dla korelacji BMI z obwodem w talii oraz ze stosunkiem talii do bioder wynosiły odpowiednio 0,85 i 0,55 u mężczyzn oraz 0,84 i 0,38 u kobiet (p <0,05). 0,001 dla wszystkich korelacji).
Związki z ryzykiem śmierci
Tabela 1
[patrz też: pracownia emg, Lekarze Warszawa, długi weekend czerwcowy ]

Powiązane tematy z artykułem: długi weekend czerwcowy Lekarze Warszawa pracownia emg