Le 10 maggiori minacce per la salute a livello mondiale nel 2019, secondo l’Organizzazione Mondiale della Sanità

L’  Organizzazione Mondiale della Sanità ha pubblicato una lista di 10 minacce alla salute globale mentre l’agenzia lancia il suo piano strategico quinquennale per assicurare “1 miliardo di persone in più beneficiano dell’accesso alla copertura sanitaria universale, 1 miliardo di persone sono protette dalle emergenze sanitarie e 1 Altre milioni di persone godono di una salute e di un benessere migliori “.

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Per raggiungere gli obiettivi del  13 ° Programma generale di lavoro , l’OMS ei suoi partner sanitari dovranno affrontare i seguenti 10 punti:

Cambiamenti climatici e inquinamento atmosferico

Nel 2019, l’inquinamento atmosferico è il “più grande rischio ambientale per la salute”, secondo l’OMS. I ricercatori ritengono che inquinanti microscopici nell’aria siano responsabili di uccidere 7 milioni di persone ogni anno prematuramente a causa di malattie come il cancro ai polmoni, le malattie cardiache e l’ictus. L’atto di bruciare combustibili fossili è considerato la fonte primaria di inquinamento atmosferico e contribuisce in modo significativo al cambiamento climatico. Secondo l’OMS, “tra il 2030 e il 2050, si prevede che il cambiamento climatico causerà 250.000 morti supplementari all’anno, da malnutrizione, malaria, diarrea e stress da calore”. L’agenzia, insieme alle Nazioni Unite, mira a rafforzare l’azione globale per il clima in 2019.

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Malattie non trasmissibili

Tali malattie (diabete, malattie cardiache o cancro) sono responsabili del 70% delle morti nel mondo. Alcuni dei principali fattori di rischio delle malattie non trasmissibili includono l’uso di tabacco, l’inattività fisica e il binge drinking, tra gli altri – tutti fattori che esacerbano anche problemi di salute mentale. Un modo in cui l’OMS spera di aiutare: lavorare con i governi per raggiungere l’obiettivo di ridurre l’inattività fisica del 15% entro il 2030.

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La pandemia influenzale globale

L’OMS si aspetta che il mondo veda un’altra pandemia influenzale, ma esattamente quando o quanto sarà grave la pandemia sarà sconosciuta. I ricercatori continueranno a monitorare il comportamento e la circolazione dei virus attraverso 153 istituzioni in 114 paesi e raccomandano quali ceppi dovrebbero essere inclusi nel vaccino antinfluenzale annuale.

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Le impostazioni fragili e vulnerabili del mondo

Conflitto, siccità, dislocamento, carestia e altri ostacoli lasciano oltre 1,6 miliardi di persone – o il 22% della popolazione mondiale – senza accesso alle cure di base. I ricercatori dell’OMS sperano di continuare a lavorare nei paesi colpiti per rilevare e rispondere alle sfide.

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Resistenza antimicrobica

Mentre farmaci come antibiotici, antivirali e antimalarici sono considerati “alcuni dei più grandi successi della medicina moderna”, la resistenza antimicrobica è una “minaccia crescente”. Tale resistenza è il risultato di un “uso eccessivo di antimicrobici nelle persone, ma anche negli animali” utilizzati per la produzione alimentare o l’ambiente. La resistenza “rischia di riportarci in un momento in cui non siamo stati in grado di trattare facilmente infezioni come polmonite, tubercolosi, gonorrea e salmonellosi. L’incapacità di prevenire le infezioni potrebbe compromettere seriamente la chirurgia e le procedure come la chemioterapia “, secondo l’OMS. L’agenzia sta lavorando a un piano d’azione globale per affrontare il problema e incoraggiare un uso prudente degli antimicrobici.

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Ebola e altri agenti patogeni ad alta minaccia

Dopo due focolai epidemici di Ebola nella Repubblica Democratica del Congo nel 2018, esperti mondiali di sanità pubblica hanno esortato l’OMS ad affrontare le crescenti sfide nel combattere epidemie e emergenze sanitarie nelle aree urbane e ha chiesto all’agenzia di rendere il 2019 un “(y) orecchio di azione sulla preparazione per le emergenze sanitarie “.

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Assistenza sanitaria primaria debole o inadeguata

Molti paesi non dispongono ancora di adeguate strutture di assistenza sanitaria di base, secondo l’OMS. Per ottenere una copertura sanitaria universale, è indispensabile disporre di un’assistenza sanitaria di base. L’OMS spera di continuare a rafforzare le cure primarie in tutto il mondo.

La riluttanza o il rifiuto di vaccinare

Con il miglioramento della “copertura globale delle vaccinazioni”, i ricercatori dell’OMS ritengono che 1.5 milioni di decessi prevenibili dai vaccini potrebbero essere evitati ogni anno. I vaccini attualmente impediscono da 2 a 3 milioni di morti all’anno. “Il compiacimento, l’inconveniente nell’accedere ai vaccini e la mancanza di fiducia” sono alcuni dei principali motivi per cui le persone scelgono di non vaccinare, ma gli operatori sanitari sono invitati a fornire informazioni attendibili e credibili per sradicare l’esitazione. 

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Dengue

La malattia trasmessa dalle zanzare, che presenta sintomi simil-influenzali ed è un problema crescente in Bangladesh e in India, può uccidere fino al 20% di quelli infettati da grave dengue. Si stima che il 40% del mondo sia a rischio di febbre dengue. L’Oms sta lavorando per ridurre le morti del 50% entro il 2020 attraverso la sua  strategia di prevenzione e controllo della Dengue .

Epidemia di HIV

Quasi un milione di persone muoiono ogni anno a causa dell’HIV / AIDS e le giovani ragazze e le donne nell’Africa subsahariana sono particolarmente a rischio. L’OMS spera di lavorare a fianco dei paesi per introdurre test autodiagnostici in aziende e organizzazioni.

[Tratto da: www.ajc.com ]

Camerota, a mensa una figura esperta per bambini con difficoltà nutrizionali e motorie

Il ruolo della mensa scolastica è di fornire un pasto nutrizionalmente equilibrato e completo ai bambini e, soprattutto, di prevenire l’obesità e le patologie cronico-degenerative, come il diabete o le cardiache, causate da un eccesso di peso e da una scorretta alimentazione.

L’Amministrazione Comunale di Camerota, guidata dal Sindaco Mario Salvatore Scarpitta, tramite il lavoro dell’Assessore Vincenza Perazzo, delegata alla Pubblica istruzione, ha ridato dignità e controllo alle mense delle scuole del territorio. Dopo l’istituzione della Commissione Mensa, che funge da organo di verifica, è stata inserita una figura di supporto per le patologie gravi alimentari. In particolare l’esperto affiancherà una bambina affetta da Phu. In molte città italiane gli affetti da Phu non riescono ad usufruire del servizio mensa perché c’è qualcuno che fa ostruzionismo ma anche un po’ per paura.

Il trattamento si basa prevalentemente su un rigoroso regime alimentare a basso contenuto di proteine. Oltre ai cibi naturalmente privi di proteine, i pazienti possono avvalersi di alimenti aproteici e di specifici alimenti a fini medici speciali. «Uno degli obiettivi primari per la mensa scolastica – sottolinea l’Assessore Perazzo – è proprio l’aggregazione, l’inclusione sociale, l’inserimento e il dialogo tra i ragazzi e quindi è questo il motivo che ci ha spinto a prendere in considerazione questa opportunità ed aiutare i bambini a mensa. Abbiamo allargato il servizio per i ragazzi con problemi motori e difficoltà a consumare il pasto autonomamente. Per il momento abbiamo rilevato poche esigenze ma se dovessero essercene delle altre siamo pronti ad accoglierle».

Soddisfatto anche il primo cittadino di Camerota, Mario Salvatore Scarpitta: «Continuiamo a dare grande attenzione e prova di collaborazione sia con la scuola che con i genitori, i quali, con tanta fiducia, ogni giorno ci sollecitano e si confrontano con gli amministratori. Dopo la grande attenzione alle mense, all’igiene, alla sicurezza, alla manutenzione, al trasporto scolastico e alle cedole per i libri di testo, questa forse è la cosa più importante e bella che si potesse fare: aiutare i bambini in difficoltà dal punto di vista nutrizionale e/o motorio. Sono azioni che fanno fare un ulteriore passo di qualità al sistema scuola. Tutto ciò è stato possibile anche grazie ai genitori che, oltre al ruolo di papà o mamma, svolgono anche il ruolo di coordinatore e controllore all’interno dei plessi».

[Tratto da: www.cilentonotizie.it ]

Perché la certificazione del software medico rivoluzionerà il mercato

Con l’entrata in vigore del nuovo regolamento europeo sui dispostivi medici (UE 2017/45), previsto il 26 maggio 2020, come sancito anche dalla sentenza della Corte di Giustizia Europea del 7 dicembre 2017, i software medici, a meno che non abbiano l’unico scopo di archiviare, memorizzare e trasmettere dati, senza effettuare alcuna elaborazione dei dati, ossia aggiungere valore, andranno certificati come dispostivi medici (DM) classe IIA. Con enormi conseguenze per il mercato.

Sistemi di prescrizione evoluti, cartelle cliniche intelligenti (come descritto in alcuni articoli su questo blog), repository e portali clinici se dotati di funzioni di visualizzazione avanzate, Clinical Decision Support System, dovranno essere certificati come DM IIA.

Questa circostanza avrà diverse ripercussioni. Prima di tutto comporterà un aumento dei costi e della complessità per sviluppare e distribuire un software medico, a scapito delle piccole aziende che avranno maggiori difficoltà delle medie e grandi a intraprendere questo percorso.

L’aspetto però più importante riguarderà la natura e la modalità di implementazione di questi software. Per ottenere una certificazione come DM IIA dovranno diventare, a tutti gli effetti, dei prodotti software con un ciclo di progettazione, sviluppo e rilascio definito in modo preciso e puntuale. Nel caso delle cartelle cliniche elettroniche ospedaliere, ciò significa abbandonare la logica del “vestito su misura” da realizzare in funzione delle esigenze dei clienti, caso per caso.

Non sarà quindi possibile concepire questi software, come avviene oggi, come dei generatori di form o pagine con cui disegnare, di volta in volta, ciò che il cliente richiede, ma sarà necessario scegliere e impostare come rappresentare le informazioni cliniche che la cartella clinica dovrà gestire, attraverso funzioni standard oggetto di certificazione o funzioni specialistiche, per ambiti particolari, ad esempio la cardiologia, anch’esse oggetto di certificazione.

Il focus si sposterà quindi dagli strumenti con cui generare software ai contenuti. Non sarà più possibile delegare questi ultimi al cliente, ma sarà necessario fare delle scelte, creare le proprie cartelle come prodotti finiti. A livello di competenze serviranno, nelle aziende che svilupperanno questi software, meno informatici e più medici, infermieri, farmacisti.

Tale cambiamento non riguarderà però solo l’offerta; anche la domanda dovrà conformarsi alla normativa ed esprimersi quindi attraverso gare e relativi capitolati tecnici che dovranno riguardare prodotti e non lo sviluppo di cartelle personalizzate. Si tratterà di un cambiamento epocale che modificherà il modo in cui si concepisce la cartella clinica elettronica e, più in generale, tutti i software medici.

Personalmente credo che questo percorso possa essere positivo sia per chi sviluppa software, sia per le aziende sanitarie. Si uscirà, finalmente, dall’arbitro artigianale (nel senso deteriore del termine) del software medico per andare verso un’evoluzione di tipo industriale, con maggiore qualità ed efficienza.

Se prendiamo ad esempio alcune tipologie di software medico, ad esempio quello impiegato per la diagnostica per immagini, realizzato con la logica di prodotti standardizzati, possiamo apprezzare i vantaggi di questo approccio.

[Tratto da: www.salutedigitale.blog ]

BigFood deve essere fermata per salvare il Pianeta e la nostra salute! Parola degli scienziati

Cambiamenti climatici, obesità e malnutrizione sono tre dei maggiori problemi globali. Come sono correlati tra loro? Non sarebbe bello se ci fossero soluzioni per affrontare queste tre crisi assieme? Se lo chiede un nuovo rapporto pubblicato su The Lancet che ci invita a riflettere sui mali del nostro tempo.

Nella moderna società appare uno strano paradosso: abbiamo quasi tante persone obese quante quelle malnutrite. Ma anche il riscaldamento globale condivide cause comuni con gli altri due problemi. Il filo conduttore, secondo il nuovo rapporto guidato dall’università di Auckland in Nuova Zelanda, dalla George Washington University negli Stati Uniti e dal World Obesity Federation nel Regno Unito sono i potenti interessi commerciali che promuovono i consumi eccessivi.

Detto in poche parole le multinazionali del BigFood che agiscono indisturbate tra “inerzia politica e una governante debole”.

Le grandi aziende alimentari riempiono i nostri scaffali di cibi poveri di calorie e di nutrienti, al contrario commercializzano bevande zuccherate, merendine e altro tipo di junk food e secondo i ricercatori fanno “pressione sui politici per ostacolare le politiche e i sussidi che ci aiutano a mangiare più sano”.

Cosa c’entra tutto questo con l’ambiente? Il sistema globale attuale genera fino a un terzo delle emissioni totali di gas serra. Anche se gli esempi virtuosi non mancano, la strada da percorrere è ancora tutta in salita. In Svezia e Germania, ci sono delle vere e proprie guide alimentari nazionali che promuovo un’alimentazione più sana.

Si legge ancora nel rapporto:

Il Messico e la Gran Bretagna e le amministrazioni locali di tutti gli Stati Uniti stanno sperimentando tasse sulle bevande zuccherate e il Cile è pioniere di etichette chiare sugli alimenti confezionati.

Ma i progressi sono frammentari e troppo lenti, dicono gli autori del rapporto. Negli Stati Uniti, ad esempio, l’ obesità è in aumento , e lo stesso è vero per molti paesi a basso e medio reddito. Di contorno c’è una catastrofe ambientale mentre le temperature continuano ad aumentare.

L’obesità uccide più degli incidenti automobilistici, degli attacchi terroristici e del morbo di Alzheimer e costa il 2,8% del PIL mondiale. La denutrizione colpisce oltre 2 miliardi di persone in tutto il mondo. I cambiamenti climatici stanno creando la distruzione della biodiversità, ma anche una migrazione senza precedenti, crisi alimentari ed eventi meteo estremi.

“In realtà l’obesità e la denutrizione sono entrambi guidati dagli stessi sistemi alimentari malsani e iniqui, sostenuti dalla stessa economia politica che è incentrata sulla crescita economica”, ha detto il co-presidente della relazione, il professor Boyd Swinburn dell’Università di Auckland in una dichiarazione.

Si prevede che i cambiamenti climatici peggioreranno l’insicurezza alimentare, poiché eventi meteorologici estremi provocano siccità, interrompono le stagioni di crescita e modificano i prezzi delle materie prime alimentari di base.

Ecco perché i ricercatori chiedono soluzioni più ampie: pratiche agricole più sostenibili, reindirizzamento dei sussidi alimentari per sostenere attività di produzione alimentare sane ed ecocompatibili e monitorare le aziende che stanno contribuendo all’inquinamento.

[Tratto da: www.greenme.it ]


Impatto prognostico relativo di nutrizione, anemia, metabolismo osseo e comorbilità cardiovascolari nei pazienti anziani in emodialisi

L’impatto prognostico delle complicanze della nutrizione e delle malattie renali croniche (CKD) è già stato descritto in pazienti anziani in emodialisi, ma i loro pesi relativi sul rischio di morte rimangono incerti. Utilizzando i modelli di equazione strutturale (SEM), abbiamo mirato a modellizzare una singola variabile per la nutrizione, ogni complicazione della CKD e comorbidità cardiovascolari per confrontare il loro impatto relativo sulla sopravvivenza dei pazienti in emodialisi anziani.metodi

Questo studio prospettico ha reclutato 3165 pazienti in emodialisi incidente di età pari o superiore a 75 anni da 178 unità di dialisi francesi. Utilizzando i SEM, sono state calcolate le seguenti variabili: stato nutrizionale, anemia, disturbo minerale e osseo e comorbilità cardiovascolari. Nell’analisi è stata utilizzata anche la pressione sanguigna sistolica. Le analisi di sopravvivenza hanno utilizzato i modelli di Poisson.risultati

L’età media della popolazione era di 81,9 anni (follow-up medio 1,51 anni, 35,5% dei decessi). Tutte le variabili erano significativamente associate alla mortalità mediante analisi univariata. Lo stato nutrizionale era la variabile più fortemente associata alla mortalità nell’analisi multivariata, con un impatto prognostico negativo dei bassi marcatori nutrizionali {tasso di incidenza [IRR] 1,42 per 1 decremento della deviazione standard [DS] [intervallo di confidenza al 95% (CI) 1,32- 1.53]}. La variabile ‘comorbidità cardiovascolari’ era la seconda variabile associata alla mortalità [IRR 1,19 per 1 incremento SD (IC 95% 1,11-1,27)]. Una tendenza verso l’ormone paratiroideo intatto basso e l’alto calcio sierico e bassi valori di pressione sistolica sono stati anche associati a scarsa sopravvivenza. La variabile “anemia” non era associata alla sopravvivenza.conclusioni

Questi risultati dovrebbero aiutare i medici a dare la priorità all’assistenza nei pazienti anziani in emodialisi con complicanze della CKD, con particolare attenzione allo stato nutrizionale.

Le persone anziane rappresentano una percentuale crescente di pazienti in emodialisi [ 1 , 2 ]. Allo stato attuale, i pazienti di età> 75 anni rappresentano quasi il 40% della popolazione di emodialisi francese [ 1 ]. Soffrono di più comorbidità, comprese le malattie cardiovascolari, e quindi hanno una prognosi peggiore rispetto ai pazienti più giovani [ 1 , 3-5 ]. Inoltre, i pazienti anziani hanno anche problemi geriatrici più specifici, come i disturbi cognitivi, la fragilità e le cadute, che contribuiscono alla complessità della cura [ 6-8 ].

L’impatto prognostico di diverse complicanze della malattia renale cronica (CKD), come lo spreco di proteine, anemia, ipertensione e disturbo minerale e osseo (MBD), è già stato valutato in questa popolazione [ 9-18 ]. Tuttavia, i loro pesi relativi sul rischio di morte non sono stati ancora studiati. Poiché tutte le comorbilità non possono sempre essere trattate allo stesso tempo, i pazienti geriatrici hanno spesso bisogno di dare priorità alle cure. I medici devono quindi distinguere tra ciò che dovrebbe essere trattato e monitorato per primo e ciò che potrebbe essere trattato in seguito.

Fino ad ora, i modelli di equazione strutturale (SEM) sono stati ampiamente utilizzati nella ricerca psicologica e sociologica al fine di modellare variabili non misurabili (o latenti) da variabili misurabili osservate [ 19 ]. Sono stati utilizzati con successo anche in nefrologia [ 20 ]. Qui abbiamo usato SEM sui dati della coorte francese di fosforo e osservatorio del calcio nel tentativo di modellare una singola variabile per ciascuna complicazione, nutrizione e comorbilità cardiovascolari, riassumendo le informazioni fornite da diverse variabili, per confrontare i loro impatti relativi sulla sopravvivenza in una popolazione di pazienti anziani in emodialisi.

MATERIALI E METODI

Fonte di dati

Il francese fosforo e calcio osservatorio è il più grande studio prospettico europeo che descrive la pratica clinica in emodialisi in relazione ai disturbi del fosforo e del calcio e studia le loro relazioni con gli esiti dei pazienti. I medici partecipanti sono stati scelti a caso su un elenco di nefrologi francesi, con stratificazione sull’area e tipo di impianto di dialisi. Per includere un numero sufficiente di pazienti, sono stati ritenuti necessari 230 nefrologi. I dati sono stati raccolti nelle 178 strutture di dialisi partecipanti utilizzando un sistema elettronico di report dei casi (software Photo-Graph) dopo almeno 60 giorni di terapia di mantenimento. La raccolta dei dati è stata eseguita in relazione all’anonimato dei pazienti come richiesto dalla legge di Informatique et Liberté. Il database è stato precedentemente dimostrato essere rappresentativo della popolazione di dialisi francese [21 ].

La presente analisi ha utilizzato i dati della terza fase dello studio, iniziata nell’ottobre 2010 e durata fino all’aprile 2014. I dati individuali sono stati raccolti ogni 6 mesi. I dati di base includevano informazioni sui dati demografici dei pazienti, comorbidità e trattamento di dialisi ottenuti all’ingresso nello studio. Le variabili cliniche, i valori di laboratorio e i farmaci prescritti sono stati raccolti in modo prospettico. Tutti i parametri sono stati misurati in un giorno infrasettimanale su base routinaria nei laboratori locali per ogni struttura. Pertanto i risultati dell’albumina sierica e dell’ormone paratiroideo intatto (iPTH) sono stati quindi standardizzati in base ai kit di misurazione. Il database includeva anche informazioni sui trasferimenti dei pazienti a un trapianto di rene o un altro centro di dialisi durante lo studio. All’ingresso nello studio, non erano disponibili dettagli sulla storia di ictus, infarto miocardico, aritmia cardiaca o insufficienza cardiaca. Un paziente con una qualsiasi di queste condizioni è stato classificato come avente una storia di malattia cardiovascolare; tuttavia, durante il periodo di follow-up, lo studio ha monitorato il verificarsi di ciascuna di queste malattie. Le misurazioni della pressione arteriosa sono state ottenute all’inizio della sessione di dialisi.

In totale, 9396 pazienti in emodialisi sono stati arruolati in modo prospettico. La presente analisi escludeva pazienti di età <75 anni, pazienti con precedente trapianto renale, pazienti con dialisi sconosciuta e pazienti in emodialisi domiciliare. La scelta di 75 anni per la definizione di pazienti anziani era basata sulla letteratura attuale [ 22 ].

Analisi statistica

Per essere utilizzati nei SEM, i valori variabili continui sono stati trasformati in normali distribuzioni normali. Variabili con valori mancanti> 10% sono stati imputati usando l’imputazione multivariata mediante equazioni concatenate. Le variabili figurative erano indice di massa corporea (BMI), creatinina sierica, pressione arteriosa sistolica, ferritina sierica, saturazione della transferrina, supplementazione di ferro, iPTH, concentrazione di calcio dialitico e siero 25-idrossivitamina D. Per ciascun valore mancante di queste variabili, sono state rilevate cinque imputazioni calcolato, che porta a cinque diversi database.

I SEM possono modellare variabili non misurabili (o latenti) (ad es. Se possiamo definire la malnutrizione, non possiamo misurare lo stato nutrizionale) dalle variabili osservate, fornendo informazioni su questa variabile teorica (es. BMI e albumina sierica nel contesto della nutrizione). La variabile latente è costruita dalla regressione lineare. Il coefficiente λ ottenuto per ogni variabile misurabile riflette il legame tra la variabile latente e la variabile osservata. La forza e la direzione dell’associazione tra due covariate osservate in una SEM possono essere ottenute moltiplicando i loro coefficienti λ, il che fornisce una stima della loro correlazione [ 19 , 23]. Se molte analisi di sopravvivenza che valutano l’impatto delle complicanze della CKD sulla mortalità sono state pubblicate in pazienti in dialisi, nessuno studio ha cercato di riassumere le informazioni fornite da più biomarker riferendosi a una stessa complicazione CKD non misurabile mediante SEM.

I SEM sono stati costruiti per stato nutrizionale, anemia, CKD-MBD e comorbilità cardiovascolari. Lo stato nutrizionale SEM includeva le variabili BMI basate su peso secco, albumina sierica e creatinina sierica, in quanto queste variabili sono utilizzate nelle linee guida attuali per la definizione di spreco di proteine-energia [ 17]. Il SEM anemia comprendeva il livello di emoglobina, la ferritina sierica, la saturazione della transferrina, il trattamento con l’agente stimolante l’eritropoiesi (ESA) e la supplementazione di ferro. Il CKD-MBD SEM includeva concentrazioni sieriche di calcio, fosforo, 25-idrossivitamina D e iPTH, concentrazione di calcio dialitico, supplementazione di calcio orale e trattamento con 1-idrossivitamina D, cinacalcet, sevelamer e carbonato di lantanio. Le comorbilità cardiovascolari SEM includevano storia di malattie cardiovascolari, ipertensione, ictus o attacco ischemico transitorio, infarto del miocardio, aritmia cardiaca e insufficienza cardiaca. Per ciascun modello è stata scelta una variabile di riferimento per fornire le correlazioni con le altre variabili del modello. Questa scelta non influisce sui risultati dei modelli.

Una singola variabile è stata quindi calcolata utilizzando ciascun risultato SEM. Per confrontare gli impatti relativi di queste variabili in un’analisi di sopravvivenza, i valori di ciascuna variabile sono stati quindi trasformati in una distribuzione normale standard. Non siamo riusciti a costruire un SEM per l’ipertensione perché la pressione sanguigna sistolica e diastolica era troppo correlata. I valori di pressione sistolica sono stati poi utilizzati per l’analisi di sopravvivenza perché è stato considerato più pertinente della pressione diastolica nella previsione della mortalità nei pazienti anziani in emodialisi [ 16 ]. Questi valori sono stati anche trasformati in una distribuzione normale standard per consentire il confronto con le variabili costruite.

Le curve di sopravvivenza sono state calcolate utilizzando i dati di base della prima imputazione in base ai terzili delle variabili ottenute mediante SEM e pressione arteriosa sistolica. Fornendo i dati disponibili, erano disponibili pochi valori al basale per le comorbilità SEM in cardiovulite. Abbiamo quindi calcolato una curva di sopravvivenza in base all’esistenza di una storia di malattia cardiovascolare. Le curve di sopravvivenza sono state confrontate usando i modelli di Poisson. Le analisi di sopravvivenza univariate e multivariate hanno quindi utilizzato modelli di Poisson con misurazioni ripetute, che è vicino a un modello Cox di covariazioni dipendenti dal tempo. Tuttavia, i modelli di Poisson trattano diverse scale temporali meglio del modello di Cox (nel nostro caso, follow-up dello studio, invecchiamento e dialisi vintage) [ 24]. I seguenti covariate sono stati inclusi nell’analisi multivariata: l’età, la dialisi epoca, sesso, tipo di struttura di dialisi, dialisi modalità (emodiafiltrazione contro l’emodialisi), il tipo di accesso vascolare, diabete, abitudine al fumo, normalizzato la pressione arteriosa sistolica e le variabili ottenuto dalla SEM. Il rapporto di frequenza di incidenza ottenuto (IRR) può essere interpretato come un rapporto di rischio. In precedenza queste variabili erano associate alla sopravvivenza nei pazienti in dialisi [ 3-5 , 8-13 , 16 , 25-31 ]. Tutte e cinque le imputazioni sono state utilizzate per questa analisi. I risultati delle cinque analisi statistiche sono stati raggruppati in base alle regole di Rubin [ 32 ].

Tutte le analisi statistiche sono state eseguite con software R (versione 3.2.0, Fondazione R, Vienna, Austria, topi di biblioteche, Epi, sopravvivenza, rms e lavaan). I valori di P <0,05 sono stati considerati statisticamente significativi.

RISULTATI

Studiare la popolazione

Dall’intera coorte, 5548 pazienti sono stati esclusi in base all’età <75 anni, 36 a causa di un precedente trapianto di rene, 1 a causa dell’emodialisi domiciliare, 213 a causa di una dialisi sconosciuta e 433 a causa di vari valori mancanti. Ciò ha lasciato 3165 pazienti per la presente analisi. Le caratteristiche della popolazione dello studio sono mostrate nelle Tabelle 1 e 2 . L’età media della popolazione era di 81,9 anni; includeva il 38,6% di donne e il 35,4% di pazienti diabetici. Circa il 36% dei pazienti è morto durante il periodo di studio.

Tabella 1.

Principali caratteristiche della popolazione in studio (3165 pazienti anziani in emodialisi)

Caratteristica Valore Valori imposti,% 
Inclusione e follow-up 
 Donne, % 38,6 0.0 
 Età all’inclusione (anni) 81,9 ± 4,5 0.0 
 Durata del follow-up (anni) 1,51 (0,92-2,50) 0.0 
 Morte, % 35.5 
 Trapianto renale,% 0.4 
 Cambio del centro dialisi,% 8.8 
 Perdita al follow-up,% 1.6 
Dati clinici 
 Diabete,% 35.4 0.0 
 Stato di fumo,% 0.0 
  Non fumatore 72.8 
  Ex fumatore 22.0 
  Fumatore attuale 5.2 
 Storia di ipertensione,% 75.2 0.0 
 Pressione arteriosa sistolica (mm Hg) 135,7 ± 22,5 30,0 
 Tertile più basso (mm Hg) 111.1. ± 10,8 
 Tertile medio (mm Hg) 134,5 ± 5,7 
 Tertile più alto (mm Hg) 160.4. ± 13,2 
 Pressione arteriosa diastolica (mm Hg) 65,0 ± 13,6 29.7 
 Storia di malattie cardiovascolari,% 60.3 0.0 
 Infarto miocardico durante il follow-up,% 5.2 0.0 
 Insufficienza cardiaca durante il follow-up,% 6.6 0.0 
 Aritmia cardiaca durante il follow-up,% 7.4 0.0 
 Ictus o attacco ischemico transitorio durante il follow-up,% 3.8 0.0 
Caratteristiche di dialisi 
 Dialisi vintage (anni) 0,4 ± 0,3 0.0 
 Tipo di impianto per dialisi,% 0.0 
  Unità per emodialisi in centro ospedaliero 88.9 
  Unità di emodialisi in centro 7.2 
  Unità di auto-emodialisi 3.9 
 Accesso vascolare,% 0.0 
  Fistola artero-venosa 63,1 
  Catetere per dialisi 32,5 
  Innestare 3.2 
  Altro 1.1 
 Modalità dialisi 
  Emodialisi 83.0 0.0 
  emodiafiltrazione 17,0 
  Durata della dialisi a settimana (h) 11,1 ± 1,7 0.0 
Kt / V a   piscina singola 1,36 ± 0,34 35.9 

Valori espressi come media ± DS o mediana (1 ° quartile-3 ° quartile) se non diversamente specificato.

Tavolo 2.

Caratteristiche della popolazione dello studio riguardante le complicanze metaboliche della CKD al basale (3165 pazienti in emodialisi anziani)

Caratteristica Valore Valori imposti,% 
Stato nutrizionale 
 BMI (kg / m²) 25,3 ± 4,9 13,0 
 Albumina sierica (g / dl) 3,25 ± 0,53 0.0 
 Creatinina sierica (μmol / L) 496,5 ± 202,5 19.9 
Anemia 
 Livello di emoglobina (g / dl) 11,2 ± 1,4 0.0 
 Ferritina sierica (μg / L) 345,4 ± 294,8 11.6 
 Saturazione della transferrina (%) 24,7 ± 11,9 19.8 
 Trattamento ESA,% 81,4 0.0 
 Supplemento di ferro,% 63,9 10.5 
MBD 
 Calcio siero (mmol / L) 2,19 ± 0,18 0.0 
 Fosforo siero (mmol / L) 1,45 ± 0,47 0.0 
 Siero iPTH (supera il limite normale superiore per il test) 3,9 ± 4,1 23.0 
 Siero 25-idrossivitamina D (nmol / L) 70,0 ± 42,7 29.5 
 Concentrazione di calcio dializzato (mmol / L) 1,53 ± 0,08 10.9 
 Trattamento con Sevelamer,% 24,0 0.0 
 Trattamento con carbonato di lantanio,% 6.0 0.0 
 Supplemento di calcio orale,% 39.1 0.0 
 Trattamento 1-idrossivitamina D,% 13.4 0.0 
 Trattamento con Cinacalcet,% 4.0 0.0 

Valori espressi come media ± SD se non diversamente specificato. BMI: indice di massa corporea; CKD-MBD: malattia renale cronica-disturbo minerale e osseo; ESA: agente stimolante l’eritropoiesi.

SEM

I risultati dei SEM sono mostrati in Tabella 3 e Materiale supplementare. Nello stato nutrizionale SEM, BMI, albumina sierica e creatinina sierica sono aumentati nella stessa direzione, come previsto. Nel SEM anemia, il livello di emoglobina, la saturazione di ferritina sierica e la transferrina sono aumentati nella stessa direzione e il trattamento con ESA e la supplementazione di ferro sono stati associati negativamente con le altre covariate. Nel SEM CKD-MBD, il calcio sierico era associato negativamente al fosforo sierico e all’iPTH ma era associato positivamente con la concentrazione di calcio 25-idrossivitamina D e dialisi del siero. Leganti fosfatici non contenenti calcio, supplementazione di calcio per via orale e trattamento con 1-idrossivitamina D e cinacalcet sono stati associati negativamente al calcio sierico. Nelle comorbilità cardiovascolari SEM, tutte le covariate erano positivamente correlate.

Tabella 3.

SEM di stato nutrizionale, anemia, MBD e comorbilità cardiovascolari nei pazienti anziani in emodialisi

Variabile λ SD P-value 
Modello di stato nutrizionale 
 BMI (variabile di riferimento) 
 Siero albumina 0.97 0,12 <0.001 
 Siero di creatinina 1.75 0.26 <0.001 
Modello di anemia 
 Livello di emoglobina (variabile di riferimento) 
 Trattamento ESA -1,73 0,27 <0.001 
 Ferritina sierica 4.94 0,79 <0.001 
 Saturazione della transferrina 8.12 1.42 <0.001 
 Supplemento di ferro -2,73 0.42 <0.001 
Modello MBD 
 Calcio siero (variabile di riferimento) 
 Fosforo sierico -1.21 0,12 <0.001 
 Siero iPTH -3.09 0.26 <0.001 
 Siero 25-idrossivitamina D 0.68 0,08 <0.001 
 Trattamento con Sevelamer -0.89 0,11 <0.001 
 Trattamento al carbonato di lantanio -0.46 0,12 <0.001 
 Supplemento di calcio orale -0.56 0,08 <0.001 
 Trattamento con cinacalcet -2.74 0,21 <0.001 
 Trattamento con 1 idrossivitamina D -0.88 0,11 <0.001 
 Concentrazione di calcio dializzata 0.42 0,09 <0.001 
Modello di comorbilità cardiovascolari 
 Storia delle malattie cardiovascolari (variabile di riferimento) 
 Infarto miocardico 0.52 0.04 <0.001 
 Aritmia cardiaca 0.48 0.03 <0.001 
 Insufficienza cardiaca 0.54 0.04 <0.001 
 Ictus o attacco ischemico transitorio 0.39 0.04 <0.001 
 Storia dell’ipertensione 0.46 0.04 <0.001 

Risultati raggruppati delle cinque imputazioni. La forza e la direzione dell’associazione tra due covariate di un modello possono essere ottenute moltiplicando i loro coefficienti λ. BMI: indice di massa corporea; CKD-MBD: malattia renale cronica-disturbo minerale e osseo; ESA: agente stimolante l’eritropoiesi.

Curve di sopravvivenza e analisi di sopravvivenza univariata

Tertili dei valori delle variabili di costruzione e della pressione sanguigna sistolica e della storia delle malattie cardiovascolari sono stati utilizzati per calcolare le curve di sopravvivenza ( figure 1- 3 ). Le caratteristiche di base, lo stato nutrizionale e la storia delle malattie cardiovascolari sono state le uniche variabili significativamente associate alla sopravvivenza ( figure 1 e 3)). Tuttavia, quando si utilizzavano le variabili di costruzione come variabili continue in un modello di Poisson dipendente dal tempo, tutte erano significativamente associate alla sopravvivenza: biomarcatori nutrizionali bassi {IRR 1,55 [intervallo di confidenza al 95% (CI) 1,44-1,66], P <0,001, per diminuzione della deviazione standard 1 (SD) nella variabile “stato nutrizionale”}, controllo insufficiente dell’anemia [IRR 1,08 (IC 95% 1,01-1,16), P = 0,03, per una diminuzione di 1 DS nella variabile “anemia”], alta calcio sierico, basso fosforo sierico e bassi valori di iPTH [IRR 1,26 (IC 95% 1,17-1,35), P <0,001, per un aumento di 1 DS nella variabile “CKD-MBD”], bassa pressione sistolica [IRR 0,83 (95 % CI 0,77-0,89), P <0,001, per un aumento di 1 DS nella pressione sistolica normalizzata] e valori elevati della variabile “comorbidità cardiovascolari” [IRR 1,22 (IC 95% 1,14-1,30), P <0,001,FIGURA 1:

Sopravvivenza in 3165 pazienti in emodialisi anziani secondo i terzili di (A) la variabile "stato nutrizionale" e (B) la variabile "anemia" ottenuta con la prima imputazione.  L'analisi di sopravvivenza secondo le caratteristiche di base ha utilizzato i modelli di Poisson.

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Sopravvivenza in 3165 pazienti in emodialisi anziani secondo i terzili di ( A ) la variabile “stato nutrizionale” e ( B ) la variabile “anemia” ottenuta con la prima imputazione. L’analisi di sopravvivenza secondo le caratteristiche di base ha utilizzato i modelli di Poisson.

Sopravvivenza in 3165 pazienti in emodialisi anziani secondo i terzili di (A) la variabile "stato nutrizionale" e (B) la variabile "anemia" ottenuta con la prima imputazione.  L'analisi di sopravvivenza secondo le caratteristiche di base ha utilizzato i modelli di Poisson.

FIGURA 2:

Sopravvivenza in 3165 pazienti in emodialisi anziani secondo i terzili di (A) la variabile "CKD-Mineral e bone disordine" e (B) pressione sistolica come ottenuta con la prima imputazione.  L'analisi di sopravvivenza secondo le caratteristiche di base ha utilizzato i modelli di Poisson.

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Sopravvivenza in 3165 pazienti in emodialisi anziani secondo i terzili di ( A ) la variabile ‘CKD-Mineral e bone disordine’ e ( B ) pressione sistolica come ottenuta con la prima imputazione. L’analisi di sopravvivenza secondo le caratteristiche di base ha utilizzato i modelli di Poisson.

Sopravvivenza in 3165 pazienti in emodialisi anziani secondo i terzili di (A) la variabile "CKD-Mineral e bone disordine" e (B) pressione sistolica come ottenuta con la prima imputazione.  L'analisi di sopravvivenza secondo le caratteristiche di base ha utilizzato i modelli di Poisson.

FIGURA 3:

Sopravvivenza in 3165 pazienti anziani in emodialisi secondo la storia delle malattie cardiovascolari come ottenuta con la prima imputazione.  L'analisi di sopravvivenza ha utilizzato i modelli di Poisson.

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Sopravvivenza in 3165 pazienti anziani in emodialisi secondo la storia delle malattie cardiovascolari come ottenuta con la prima imputazione. L’analisi di sopravvivenza ha utilizzato i modelli di Poisson.

Sopravvivenza in 3165 pazienti anziani in emodialisi secondo la storia delle malattie cardiovascolari come ottenuta con la prima imputazione.  L'analisi di sopravvivenza ha utilizzato i modelli di Poisson.

Analisi di sopravvivenza multivariata

Le variabili ottenute con i SEM e le pressioni sistoliche normalizzate sono state quindi incluse in un’analisi di sopravvivenza multivariata per confrontare i loro impatti prognostici relativi ( Tabella 4 e Figura 4 ). Ciascuna diminuzione della SD nel valore della variabile “stato nutrizionale” è stata associata ad un aumento del 42% del rischio di morte [IRR 1,42 (IC 95% 1,32-1,53), P < 0,001]; questo riflette l’impatto prognostico negativo dello spreco di proteine-energia. Ogni diminuzione della SD nella variabile “anemia” era associata a una tendenza non significativa verso un aumentato rischio di morte [IRR 1,06 (IC 95% 0,99-1,14), P = 0,09]. Ogni aumento di SD nella variabile “CKD-MBD” era associato ad un aumento del 14% del rischio di morte [IRR 1,14 (IC 95% 1,06-1,23), P =0.001]. Ogni aumento di SD nel valore di pressione sistolica normalizzato era associato a una diminuzione del rischio di morte [IRR 0,86 (IC 95% 0,80-0,93), P < 0,001]. La variabile ‘comorbidità cardiovascolari’ era significativamente associata ad un aumentato rischio di morte [IRR 1,19 (IC 95% 1,11-1,27), P < 0,001]. Età, dialisi vintage, sesso maschile, catetere per dialisi e diabete erano significativamente associati alla sopravvivenza.

Tabella 4.

Mortalità nei pazienti anziani in emodialisi in base alle complicanze della CKD e alle comorbilità cardiovascolari

Variabile IRR 95% CI P-value 
‘Stato nutrizionale’ variabile (per 1 decremento SD) 1.42 1,32-1,53 <0.001 
‘Anemia’ variabile (per 1 decremento di SD) 1.06 0,99-1,14 0,09 
Variabile ‘MBD’ (per 1 incremento SD) 1.14 1,06-1,23 0.001 
Pressione sanguigna sistolica normalizzata (per 1 incremento SD) 0.86 0,80-0,93 <0.001 
Variabili ‘comorbidità cardiovascolari’ (per 1 incremento SD) 1.19 1,11-1,27 <0.001 
Età (per anno) 1.04 1,03-1,06 <0.001 
Annata dialisi (all’anno) 1.10 1,02-1,19 0.01 
Sesso maschile 1.18 1,02-1,36 0.03 
Tipo di impianto per dialisi 
 Unità per emodialisi in centro ospedaliero (categoria) 
 Unità di emodialisi in centro 0,79 0,62-1,01 0.06 
 Unità di auto-emodialisi 0,70 0,47-1,03 0,07 
Emodiafiltrazione (rispetto all’emodialisi) 0.98 0,84-1,14 0,79 
Accesso vascolare 
 Fistola artero-venosa (categoria) 
 Catetere per dialisi 1.37 1,18-1,58 <0.001 
 Innestare 0.89 0,62-1,27 0.50 
 Altro 1.38 0,78-2,46 0,27 
Diabete 1.17 1,02-1,35 0.02 
Stato di fumare 
 Non fumatore (rif. Categoria) 
 Ex fumatore 1.12 0,95-1,32 0,17 
 Fumatore attuale 0.74 0,53-1,03 0,07 

Analisi di sopravvivenza multivariata utilizzando il modello di Poisson; raggruppati i risultati delle cinque imputazioni. CKD-MBD: malattia renale cronica-disturbo minerale e osseo; Rif .: riferimento.FIGURA 4:

Rappresentazione della mortalità nei pazienti anziani in emodialisi in base alle complicanze della CKD e delle comorbilità cardiovascolari.  Analisi di sopravvivenza multivariata utilizzando un modello di Poisson adattato per età, dialisi vintage, sesso, tipo di dialisi, modalità di dialisi, tipo di accesso vascolare, diabete e stato di fumo.  I valori sono raggruppati in risultati di cinque imputazioni.  La dimensione di ciascuna variabile raffigura la forza della sua associazione con la mortalità.

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Rappresentazione della mortalità nei pazienti anziani in emodialisi in base alle complicanze della CKD e delle comorbilità cardiovascolari. Analisi di sopravvivenza multivariata utilizzando un modello di Poisson adattato per età, dialisi vintage, sesso, tipo di dialisi, modalità di dialisi, tipo di accesso vascolare, diabete e stato di fumo. I valori sono raggruppati in risultati di cinque imputazioni. La dimensione di ciascuna variabile raffigura la forza della sua associazione con la mortalità.

Rappresentazione della mortalità nei pazienti anziani in emodialisi in base alle complicanze della CKD e delle comorbilità cardiovascolari.  Analisi di sopravvivenza multivariata utilizzando un modello di Poisson adattato per età, dialisi vintage, sesso, tipo di dialisi, modalità di dialisi, tipo di accesso vascolare, diabete e stato di fumo.  I valori sono raggruppati in risultati di cinque imputazioni.  La dimensione di ciascuna variabile raffigura la forza della sua associazione con la mortalità.

DISCUSSIONE

Questo studio mostra che i marcatori nutrizionali bassi hanno avuto il maggiore impatto sul rischio di morte in una popolazione di pazienti anziani in emodialisi rispetto alle complicanze metaboliche della CKD. Le comorbilità cardiovascolari erano anche fortemente associate ad un aumentato rischio di morte. In misura minore, i valori più bassi della pressione sistolica e la tendenza verso l’iPTH basso e l’alto livello di calcio nel siero sono stati associati ad un aumentato rischio di morte. Infine, abbiamo rilevato tendenze non significative verso un aumento della mortalità in caso di controllo insufficiente dell’anemia.

Il database francese di fosforo e osservatorio del calcio comprende un’ampia coorte di pazienti in emodialisi. Concentrandosi sugli anziani, il nostro studio è stato in grado di valutare il peso relativo della nutrizione e le complicanze della CKD sulla mortalità. L’uso di SEM ha fornito una singola variabile standardizzata per la nutrizione e ogni complicazione della CKD.

Lo spreco di proteine-energia è frequente nei pazienti anziani in emodialisi [ 33 , 34]. Il suo impatto prognostico è già stato dimostrato in questa popolazione [ 9-12 , 14 , 35 ]. In realtà, si è riscontrato che anche lo spreco era associato a cattivo stato funzionale e fragilità nei pazienti anziani affetti da insufficienza renale cronica [ 36 ]. Ciò potrebbe in parte spiegare i risultati attuali, perché il database non includeva informazioni specifiche sulla fragilità del paziente, una condizione associata a scarsa sopravvivenza [ 36 ]. Couchoud et al. 11] hanno sviluppato un punteggio prognostico per i pazienti anziani in emodialisi che iniziano la dialisi. Questo punteggio include un indicatore nutrizionale, che mostra il grande impatto della malnutrizione sul rischio di morte in questa popolazione. I risultati attuali sono in accordo con quelli di Couchoud et al. 11 ], che ha anche scoperto che la presenza di comorbilità cardiovascolari ha avuto un grande impatto prognostico all’inizio della dialisi. L’impatto prognostico di diverse patologie cardiovascolari è già stato riscontrato nei pazienti anziani in emodialisi, tra cui insufficienza cardiaca, infarto miocardico, malattia cerebrovascolare, malattia vascolare periferica e aritmia cardiaca [ 10-12 , 1425 ].

Abbiamo osservato che una pressione arteriosa sistolica maggiore era associata a un ridotto rischio di morte. Sebbene la prescrizione di farmaci antipertensivi si sia dimostrata vantaggiosa nei pazienti in emodialisi non anziani, esiste una relazione a forma di U tra la pressione arteriosa sistolica e la sopravvivenza in tali pazienti [ 26 , 37 ]. Le scoperte attuali non suggeriscono una relazione U-curva nei pazienti anziani in emodialisi. In linea con la nostra osservazione, precedenti studi osservazionali hanno rilevato una sopravvivenza più lunga nei pazienti anziani in emodialisi con pressione arteriosa sistolica alta o bassa [ 16 , 27]. È stata riscontrata una bassa pressione arteriosa sistolica pre-dialisi associata al verificarsi di cadute nei pazienti anziani in emodialisi, che sono associati a una mortalità più elevata e potrebbero essere una spiegazione parziale dei nostri risultati [ 6 , 28 ]. Questi risultati possono essere anche spiegati da grave insufficienza cardiaca, che è spesso associata a ipotensione e aumento del rischio di morte [ 11 ]. Tuttavia, non possiamo escludere un effetto diretto dell’ipotensione iatrogena a causa di farmaci antipertensivi o sovrastima del peso secco, che i nefrologi dovrebbero evitare.

In questo studio, la variabile “CKD-MBD” era significativamente associata a una scarsa sopravvivenza. Nel SEM CKD-MBD, il calcio sierico era negativamente associato al fosforo sierico e all’iPTH ma positivamente al siero 25-idrossivitamina D. Ciò può essere spiegato dalla definizione di iperparatiroidismo secondario. Leganti fosfatici non contenenti calcio, supplementazione di calcio orale, trattamento con 1-idrossivitamina D e cinacalcet erano negativamente associati al calcio sierico ma positivamente con fosforo sierico e iPTH perché i pazienti che ricevevano questi trattamenti avevano maggiori probabilità di avere fosforo sierico elevato e iPTH. Ad oggi, sono disponibili pochi dati sull’impatto prognostico della CKD-MBD nei pazienti anziani in emodialisi. I pazienti ad alto rischio di morte legati a CKD-MBD avevano più probabilità di avere alti livelli di calcio, fosforo sierico basso e iPTH basso,29 , 38 ]. Nell’emodialisi di mantenimento, molti studi hanno riportato una relazione a forma di U tra rischio di morte, calcio sierico, fosforo e iPTH [ 39-43 ]. Lertdumrongluk et al. 15 ] non hanno trovato alcuna associazione tra bassi valori di iPTH e mortalità nei pazienti anziani in emodialisi, ma un impatto prognostico negativo di valori elevati in contrasto con le nostre osservazioni. Diversi studi hanno trovato un’associazione tra basso iPTH siero e spreco di proteine-energia ma, a differenza del nostro studio, non è stata trovata alcuna associazione tra mortalità e iPTH basso dopo aggiustamento sui parametri nutrizionali [ 44 , 45]. La malattia ossea adinamica è associata a calcificazione cardiovascolare accelerata, che può spiegare l’impatto negativo del basso numero di iPTH sulla sopravvivenza [ 46 ]. Come altra possibile spiegazione, è stato riscontrato che il basso iPTH sierico è associato alla perdita di autonomia, che è spesso correlata a problemi di salute negli anziani [ 47 , 48 ]. Alte concentrazioni di calcio dializzato sono state anche associate a una tendenza verso l’iPTH basso e l’alto livello di calcio nel siero in questo studio. Un’analisi precedente di questa coorte ha trovato un’associazione tra alta concentrazione di calcio dializzato e una diminuzione dell’IPTH sierico e un aumento del rischio di morte cardiovascolare in pazienti con diminuzione dell’IPTH sierica [ 49]. Quindi i nefrologi dovrebbero essere cauti quando usano alte concentrazioni di calcio dializzato.

L’anemia non era significativamente associata alla sopravvivenza. Il trattamento con ESA e la supplementazione di ferro erano negativamente associati alle covariate biochimiche del SEM, probabilmente perché i pazienti con bassi livelli di emoglobina o carenza di ferro avevano più probabilità di ricevere questi trattamenti. Abbiamo riscontrato una tendenza verso una sopravvivenza più lunga nei pazienti anziani con livelli di emoglobina più elevati, uno stato di ferro migliore, nessun trattamento con ESA e nessuna supplementazione di ferro. Hanafusa et al. 13] ha studiato l’impatto dell’invecchiamento sull’associazione tra anemia e mortalità in emodialisi. Hanno scoperto che gli anziani possono tollerare valori più bassi di emoglobina meglio dei pazienti giovani dopo essersi adeguati alle malattie cardiovascolari. Questo potrebbe spiegare perché la variabile “anemia” non ha raggiunto la significatività statistica nella nostra analisi di sopravvivenza.

L’uso di un catetere per emodialisi, rispetto a una fistola artero-venosa, era associato ad un aumentato rischio di morte. Qui notiamo che un terzo della nostra popolazione ha iniziato l’emodialisi con un catetere. L’uso di un catetere prima per emodialisi nei pazienti anziani è stato trovato associato ad un aumento del rischio di morte rispetto all’uso di una fistola prima [ 12 , 30 ]. I nefrologi dovrebbero prestare particolare attenzione all’accesso vascolare in dialisi durante l’iniziazione dialitica in questa popolazione particolarmente fragile. Va notato che l’emodiafiltrazione non era associata a un ridotto rischio di morte. Tuttavia, non avevamo informazioni sui volumi di sostituzione, che influenzano la sopravvivenza [ 31 ].

Il nostro studio ha diversi limiti. Innanzitutto, il database non includeva variabili sulla perdita di autonomia, cadute, disturbi cognitivi e qualità della vita. Sarebbe stato interessante studiare gli impatti prognostici relativi di queste condizioni frequenti negli anziani e valutare l’impatto delle complicanze della CKD sulla qualità della vita. Un altro limite è che lo studio non ha incluso informazioni sulla durata della cura renale pre-dialisi, sulla funzione renale residua e sul tasso catabolico proteico normalizzato, che sono fortemente associati alla mortalità nei pazienti in emodialisi [ 12 , 14 , 50]. Inoltre, il fatto che i pazienti fossero inclusi dopo almeno 60 giorni di terapia dialitica non ci ha permesso di prendere in considerazione la mortalità molto precoce. Tuttavia, l’ampia dimensione del campione dello studio dà forza alle nostre conclusioni. Infine, la metodologia della presente analisi non ci ha permesso di determinare i valori dei parametri clinici e biochimici associati alla sopravvivenza più lunga nei pazienti anziani in emodialisi. Tuttavia, questo non era l’obiettivo principale dello studio.

In conclusione, data l’importanza primaria dello stato nutrizionale ottimale per la sopravvivenza dei pazienti anziani in emodialisi, ogni tentativo sembra giustificato per prevenire il verificarsi di spreco di proteine-energia. Per quanto riguarda l’associazione osservata tra le altre complicazioni della CKD e il rischio di mortalità, sembrerebbe opportuno evitare ipotensione iatrogena e anche basso fosforo sierico e iPTH, nonché alti livelli sierici di calcio, mediante appropriate misure terapeutiche. Questo studio è stato osservativo ei nostri risultati devono essere confermati da futuri studi clinici. Tuttavia, i risultati attuali possono aiutare i medici a dare la priorità alle complicazioni della CKD nei pazienti anziani in emodialisi.

[Tratto da: www.academic.oup.com ]

Olio di cannabis per fascite plantare

Sembra esserci un crescente sostegno all’uso di olio di cannabis (marijuana medica) per la fascite plantare di recente, soprattutto da quello che posso vedere, da chi lo vende. Se esci in alcune delle comunità online per chi ha la fascite plantare, vedi molti consigli molto cattivi, per lo più basati su aneddoti. Nell’ultimo anno o giù di lì, il consiglio più popolare era usare integratori di magnesio per curare la fascite plantare. Questo era per un po ‘di rabbia con un numero straordinario di persone che sostengono il suo uso basato su di esso che lavora per loro (quando non abbiamo idea se effettivamente funzionasse o no o se fosse solo un placebo o solo parte della storia naturale o di qualsiasi altro spiegazione). Non c’è nessun meccanismo che io possa trovare con il quale potrebbe influenzare la fascite plantare. Più recentemente, il volume dei consigli per gli integratori di magnesio ha iniziato a diminuire, ma viene sostituito da una quantità crescente di consigli per l’uso di olio di cannabis per il trattamento della fascite plantare. Alcune delle testimonianze sono piuttosto convincenti … se sono vere.

Non ho prestato molta attenzione agli usi medici dell’olio di cannabis o della marijuana e alle prove per tale uso. Osservo e leggo le notizie su come dovrebbe essere legalizzato. Quelle notizie raccontano quasi sempre una storia avvincente di qualcuno che è tristemente malato e non molto disponibile ad aiutarli, ma l’olio di cannabis ha fatto cose miracolose per loro. Molte giurisdizioni stanno iniziando a legalizzarlo e le vendite legali commerciali del prodotto si stanno dimostrando piuttosto redditizie. Personalmente, ho un’opinione neutrale su se dovrebbe essere legale o meno. Vedo gli argomenti superficiali nelle notizie che dovrebbero essere e vedere le argomentazioni altrettanto superficiali dei pericoli che ne derivano. I morsi seri per le notizie non si prestano ad analisi più approfondite, ma sfortunatamente svolgono un ruolo importante nell’informare l’opinione pubblica e ispirare i politici ad agire.

Considerando tutta l’attenzione che stava ottenendo, la forza degli argomenti per legalizzarlo e i politici che stanno approvando leggi per legalizzarlo, presumo che ci debbano essere delle prove abbastanza buone a sostegno del suo utilizzo in una serie di condizioni mediche. Dopotutto, i politici non lo legalizzerebbero a meno che non ci sia una buona prova che ciò aiuta … no? ?

Quando ho iniziato a vedere il consiglio di usarlo per la fascite plantare, ho pensato che avrei fatto una caccia per le prove concrete del suo uso per trattare diversi problemi medici. Dopotutto, ci dovrebbe essere qualche prova che guarisce il cancro come perché ci sarebbero così tante affermazioni che ha fatto. Sicuramente, la gente non farebbe schifo a riguardo, vero? ?

Ero sinceramente abbastanza scioccato nel trovare quanto poco ci sia per l’uso medico dell’olio di cannabis o della marijuana per trattare qualsiasi cosa. Certamente non cura il cancro. C’è un riassunto delle revisioni sistematiche e delle meta-analisi al riguardo sul blog di Science-Based Medicine di Steve Novella ( link ). Sì, ci sono alcuni buoni primi risultati in una gamma molto limitata di condizioni mediche. È molto chiaro, tuttavia, che le affermazioni per i benefici superano di gran lunga le prove per tali affermazioni. Sono rimasto davvero sorpreso dalla mancanza di prove a sostegno del suo uso medico (e so che probabilmente avrò degli aneddoti nei commenti qui sotto su come ha funzionato o me … blah, blah, blah.Per favore non sprecare il tuo tempo pubblicando un commento a riguardo in quanto non sarà approvato. Suggerisco di leggere questo invece: Ma, ma … ha funzionato per me ).

Torna al suo uso per la fascite plantare. Non ci sono prove che ciò sia d’aiuto (gli aneddoti non sono prove). Non esiste un meccanismo patofisiologico con cui potrebbe essere d’aiuto. La fascite plantare è un problema meccanico. Gli interventi farmacologici (ad es. Olio di cannabis) non aiutano i problemi meccanici e possono solo mascherare i sintomi (che non sempre sono necessariamente una cosa negativa). L’unico modo in cui l’olio di cannabis potrebbe aiutare la fascite plantare è aiutare coloro che hanno un problema di dolore cronico a sentirsi meglio con se stessi. Non è un trattamento per la fascite plantare.

Un’ironia in tutto questo è che coloro che sostengono principalmente l’uso di olio di cannabis tendono ad essere quelli in terapie “naturali” (un’altra pretesa di essere indirizzati un’altra volta) e tendono a far avanzare l’argomento secondo cui “l’establishment medico” fa Non so come trattare la causa alla radice dei problemi (un’altra pretesa falsa di essere indirizzata un’altra volta) che usa semplicemente i farmaci per mascherare il vero problema (un’altra richiesta fasulla di essere indirizzata un’altra volta). Non è esattamente quello che stanno facendo nel sostenere l’olio di cannabis per la fascite plantare?

[Tratto da: www.itsafootcaptain.com ]

Anno nuovo, logo nuovo

Lo staff è lieto di informare tutti i nostri lettori/lettrici che grazie alla creatività delle diciasettenne Chiara C. (studentessa di grafica pubblicitaria presso l’Istituto Gorjux di Bari), il sito :”Il dito nella piaga” e il :” Progetto RETE #IDNP ” hanno un nuovo logo.

Ringraziamo per la creazione donataci e auguriamo a Chiara C. un buon proseguio di studi e un futuro denso di soddisfazioni personali e professionali.

Lo Staff.

Fonti neurali dissociabili legate alla paura e al disagio di diversi costrutti di paura

La paura del dolore dimostra un significativo valore prognostico per quanto riguarda lo sviluppo di dolore muscolo-scheletrico persistente e disabilità. La sua valutazione si basa spesso su misure di autovalutazione della paura correlata al dolore da parte di una varietà di questionari. Tuttavia, in base a “paura del movimento / (ri) lesione / kinesiofobia”, “paura di evitare le credenze” o “ansia del dolore”, la paura correlata al dolore costruisce plausibilmente diverse mentre non è chiaro quanto siano specifici i questionari nel valutare questi diversi costruisce. Inoltre, la relazione tra la paura correlata al dolore e altre misure di ansia come lo stato o l’ansia di tratto rimane ambigua. I progressi nelle neuroimmagini come l’apprendimento automatico sui pattern di attività cerebrale registrati mediante la risonanza magnetica funzionale potrebbero aiutare a sezionare i punti in comune o le differenze tra i costrutti della paura correlati al dolore. Abbiamo applicato un approccio di regressione del pattern in 20 pazienti umani con lombalgia cronica non specifica per rivelare relazioni predittive tra informazioni sul pattern neurale correlate alla paura e diversi questionari di paura correlati al dolore. Più specificamente, l’approccio di apprendimento multiplo applicato ha permesso alla generazione di modelli di predire i punteggi del questionario sulla base di una gerarchia di schemi neurali correlati alla paura indotti visualizzando video di attività potenzialmente dannose per la schiena. Abbiamo cercato di trovare prove a favore o contro la sovrapposizione di costrutti di paura correlati al dolore confrontando i modelli di previsione del questionario in base alle loro capacità predittive e ai relativi contributori neurali. Dimostrando prove di predittori neurali non sovrapposti all’interno delle regioni di elaborazione della paura, i risultati sono alla base della diversità dei costrutti della paura legati al dolore. Questo approccio neuroscientifico potrebbe infine aiutare a comprendere e sezionare ulteriormente i costrutti di paura legati al dolore psicologico.

La paura correlata al dolore, spesso valutata attraverso auto-report come questionari, ha mostrato valore prognostico e utilità clinica per una varietà di disturbi del dolore muscoloscheletrico. Tuttavia, rimane difficile determinare un comune sottostante costrutto di paura correlata al dolore a causa di diversi costrutti proposti tra i questionari. L’attuale studio descrive un nuovo approccio neuroscientifico che utilizza l’apprendimento automatico di pattern neurali all’interno del circuito della paura di pazienti con lombalgia cronica che ha il potenziale di identificare le comunanze neurali o le differenze tra i vari costrutti. In definitiva, questo approccio potrebbe consentire una comprensione più profonda dei costrutti suggeriti e potrebbe anche essere applicato ad altri domini in cui esiste l’ambiguità tra diversi costrutti psicologici.

Introduzione

Le misurazioni self-report degli stati emotivi sono fondamentali per la neuroscienza comportamentale, consentendo la comprensione dei modelli di risposta del cervello ( Shrout et al., 2018 ). Tuttavia, la validità delle autovalutazioni è limitata ( Choi e Pak, 2005 ), probabilmente anche perché vengono valutati i costrutti psicologici spesso sovrapposti, illustrati dal fatto che vari questionari tentano di valutare i costrutti correlati. Un esempio è la paura correlata al dolore (PRF), che è una delle principali variabili esplicative della disabilità nei pazienti con dolore muscolo-scheletrico persistente ( Crombez et al., 1999 ; Vlaeyen e Linton, 2000 ; Vlaeyen et al., 2016). Per la valutazione del PRF esistono vari questionari basati su costrutti potenzialmente diversi come la paura del movimento / lesione e il risveglio / la kinesiofobia, le credenze per evitare la paura o l’ansia del dolore. C’è un dibattito aperto su ciò che i loro punteggi riflettono sullo spettro paura-ansia ( Lundberg et al., 2011 ; Caneiro et al., 2017 ). La paura rappresenta una reazione a una minaccia imminente, preparando l’individuo a “lotta-fuga-congelamento”, mentre l’ansia è descritta come più diffusa (ad esempio, le cognizioni su una minaccia futura: LeDoux e Pine, 2016 ; Kreddig e Hasenbring, 2017 ) . Mentre i questionari della PRF non distinguono chiaramente tra queste emozioni ( Lundberg et al., 2011 ;Kreddig e Hasenbring, 2017 ), la ricerca sul cervello fornisce prove per una differenziazione funzionale della paura e dell’ansia. Entrambe le emozioni sono controllate dal circuito della paura ( Tovote et al., 2015 ); tuttavia, le regioni sottocorticali (ad esempio l’amigdala) sembrano essere maggiormente coinvolte nelle reazioni di paura rapida e difensiva (breve distanza difensiva dalla minaccia) mentre le regioni corticali (ad es. la corteccia prefrontale) hanno maggiori probabilità di essere responsabili delle cognizioni complesse dell’ansia ( ampia distanza difensiva dalla minaccia: McNaughton e Corr, 2004 ; Qi et al., 2018). Pertanto, i progressi nella neuroimaging consentono di esplorare i contributi sottocorticali / corticali ai costrutti di PRF esaminando le interrelazioni tra stati emotivi auto-riportati e schemi di risposta cerebrale. In particolare, le tecniche di machine learning come l’analisi multivariata del pattern (MVPA) applicata ai dati di risonanza magnetica funzionale (fMRI) consentono di studiare direttamente la relazione predittiva tra uno stato cognitivo o emotivo selettivo del contenuto (espresso come etichetta) e il multivoxel corrispondente modelli di attività fMRI ( Haynes, 2015 ; Hebart e Baker, 2017 ). L’etichetta può avere valori discreti (classificazione) o continui (regressione) come i punteggi del questionario ( Formisano et al., 2008). Le attività di contrazione della schiena (cioè, piegamento e sollevamento) sono i movimenti più temuti e che provocano dolore tra le persone con lombalgia (LBP), sulla base di valutazioni di nocività percepita o risposte fisiologiche ( Leeuw et al., 2007a ; Glombiewski et al ., 2015 ; Stevens et al., 2016 ; Caneiro et al., 2017 ). Come tale, la flessione e il sollevamento, sia attivi che passivi (ad esempio attraverso le immagini) sono stati frequentemente usati per provocare PRF ( Leeuw et al., 2007c , Trost et al., 2009 ; Barke et al., 2016 ; Caneiro et al. , 2017). Pertanto, abbiamo provocato PRF presentando video clip di attività quotidiane tra cui flessione e sollevamento (condizione dannosa) e attività innocue come camminare (condizione innocua) in un campione di 20 pazienti con LBP cronico non specifico. Abbiamo applicato un’analisi di regressione del pattern in combinazione con l’apprendimento del kernel multiplo (MKL) per valutare potenziali predittori neurali dei vari costrutti PRF basati sulla ponderazione di (1) condizioni nocive e innocue (ponderazione delle condizioni) e (2) informazioni sul modello all’interno di sottocorticali e regioni di elaborazione della paura corticale (pesi regionali). Abbiamo dapprima confrontato i diversi questionari PRF in termini di prestazioni del modello, ovvero la capacità del modello di predire i punteggi del questionario sulla base di modelli di risposta cerebrale in tutte le regioni di elaborazione della paura. Secondo, abbiamo confrontato i diversi modelli di previsione in base alle distribuzioni delle loro condizioni e pesi regionali per esplorare potenziali comunanze neurali o differenze di costrutti PRF correlati. Se i questionari PRF condividono costrutti PRF sovrapposti, i pesi regione dovrebbero essere distribuiti in modo simile nelle regioni di elaborazione della paura. Al contrario, se le regioni cerebrali contribuenti variano tra i modelli di predizione, ciò fornirebbe evidenza per i costrutti PRF non sovrapposti attraverso i questionari. In definitiva, questo approccio potrebbe aiutare a comprendere e analizzare ulteriormente i vari costrutti del PRF nel LBP cronico. quindi i pesi regionali dovrebbero essere distribuiti in modo simile nelle regioni di elaborazione della paura. Al contrario, se le regioni cerebrali contribuenti variano tra i modelli di predizione, ciò fornirebbe evidenza per i costrutti PRF non sovrapposti attraverso i questionari. In definitiva, questo approccio potrebbe aiutare a comprendere e analizzare ulteriormente i vari costrutti del PRF nel LBP cronico. quindi i pesi regionali dovrebbero essere distribuiti in modo simile nelle regioni di elaborazione della paura. Al contrario, se le regioni cerebrali contribuenti variano tra i modelli di predizione, ciò fornirebbe evidenza per i costrutti PRF non sovrapposti attraverso i questionari. In definitiva, questo approccio potrebbe aiutare a comprendere e analizzare ulteriormente i vari costrutti del PRF nel LBP cronico.

Misure di autovalutazione della paura correlata al dolore

Il PRF è stato valutato utilizzando diversi questionari:

(1) Il questionario Tampa Scale of Kinesiophobia (TSK) ( Kori et al., 1990 ; Vlaeyen et al., 1995 ) è stato utilizzato per valutare la paura del movimento / (re) infortunio e della chinesiofobia. La versione tedesca 17-item del TSK (TSK-17) con consistenza interna soddisfacente (α di Cronbach = 0,76-0,84) contiene affermazioni incentrate sulla paura dell’attività fisica valutata su una scala Likert a 4 punti da 1 (fortemente in disaccordo) a 4 (fortemente d’accordo, Rusu et al., 2014). A causa di versioni aggiuntive del questionario TSK originale a 17 voci, abbiamo anche calcolato i punteggi del questionario delle versioni TSK a 13 e 11 item (TSK-13, TSK-11). Le versioni a 13 e 11 item sono state precedentemente validate mediante analisi fattoriale di conferma e hanno dimostrato livelli accettabili di coerenza interna (α di Cronbach = 0,80, Goubert et al., 2004 ; Tkachuk e Harris, 2012 ). Una soluzione a due fattori della versione TSK-11 fornisce la soluzione migliore in termini di spiegazione della varianza tra campioni tedeschi, olandesi, svedesi e canadesi e include la sottoscala “attività-evitamento” (TSK-AA, la convinzione che tale attività può provocare lesioni / reinserimento o dolore più forte) e “attenzione somatica” (TSK-SF, la credenza in problemi medici sottostanti e seri, Roelofs et al., 2007Rusu et al., 2014 ).

(2) La versione tedesca del questionario sulle credenze per evitare la paura (FABQ; Waddell et al., 1993 ; Pfingsten et al., 2000 ) consiste di 16 elementi specifici del dolore alla schiena relativi alle credenze per evitare la paura valutate su una scala di valutazione di 7 punti (0, completamente in disaccordo; 6, completamente d’accordo). Comprende due sottoscale distinte e consolidate legate a credenze su come il lavoro (FABQ-W) e l’attività fisica (FABQ-PA) influenzano il LBP, con consistenze interne di α = 0.88 e α = 0.77, rispettivamente ( Waddell et al., 1993 ).

(3) La versione breve della scala dei sintomi dell’ansia del dolore (PASS-20) valuta le risposte di paura e ansia legate al dolore compresi i domini cognitivi, fisiologici e di risposta motoria ( McCracken e Dhingra, 2002 ). Gli articoli sul PASS-20 sono misurati su una scala Likert a 6 punti e riguardano quattro diverse sottoscale, tra cui ansia cognitiva (PASS-C), paura (PASS-F), fisiologia (PASS-P) e fuga / elusione ( PASS-E; Roelofs et al., 2004b ). La versione tedesca del PASS-20 ha una consistenza interna di α = 0.90 ( Kreddig et al., 2015 ).

Inoltre, ai pazienti è stato chiesto di compilare il questionario painDETECT, che include tre scale di valutazione numerica a 11 punti, dove 0 è “nessun dolore” e 10 è il “peggior dolore immaginabile” per valutare il dolore attuale, l’intensità del dolore più intensa e media le 4 settimane precedenti ( Freynhagen et al., 2006 ). Infine, per studiare le potenziali differenze o la varianza condivisa tra PRF e ansia generale, abbiamo usato lo State-Trait Anxiety Inventory (STAI), la misura di ansia più ampiamente utilizzata per l’autovalutazione, che comprende due sottoscale ( Spielberger e Gorsuch, 1983 ; Julian , 2011 ): la State Anxiety Scale (S-Anxiety) valuta gli attuali livelli di ansia, mentre la Trait Anxiety Scale (T-Anxiety) valuta aspetti più stabili dell’ansia come “l’ansia” (Julian, 2011 ). Tutti i questionari sono stati somministrati all’appuntamento fMRI prima della scansione del cervello. Abbiamo testato i punteggi dei diversi questionari per l’assunzione di normalità dei dati utilizzando il test Shapiro-Wilk e visivamente utilizzando i grafici Q-Q implementati in SPSS Statistics (versione 23, IBM; Ghasemi e Zahediasl, 2012 ).

Protocollo di scansione e design

L’imaging cerebrale è stato eseguito su un sistema di risonanza magnetica per corpo intero da 3 T (Achieva, Philips), dotato di una bobina con testa di ricezione a 32 elementi e trasmissione RF parallela MultiTransmit. Ogni sessione di imaging è iniziata con una scansione sondaggio, una scansione di calibrazione B1 (per MultiTransmit) e una scansione di riferimento SENSE. Dati anatomici ad alta risoluzione sono stati ottenuti con una scansione eco del campo del turbo 3D T1 (T1w) composta da 145 sezioni in orientamento sagittale con i seguenti parametri: campo visivo (FOV) = 230 × 226 mm 2; spessore della fetta = 1,2 mm; matrice di acquisizione = 208 × 203 (risultante in una risoluzione voxel di 1,1 × 1,1 × 1,2 mm); TR = 6,8 ms; TE = 3,1 ms; angolo di ribaltamento = 9 °; numero di medie del segnale = 1. Le serie temporali funzionali sono state acquisite utilizzando sequenze di imaging ecoplanare a pendenza intera-eco (365 volumi), composte da 37 sezioni nella direzione assiale (angolazione anteriore commissura-posteriore commissura) con i seguenti parametri: FOV = 240 × 240 mm 2 ; matrice di acquisizione = 96 × 96; spessore della fetta = 2,8 mm (risultante in una risoluzione voxel di 2,5 × 2,5 × 2,8 mm); acquisizione di fette interlacciate; nessuna distanza tra le fette; TR = 2100 ms; TE = 30 ms; Fattore SENSE = 2,5; angolo di ribaltamento = 80 °.

Gli stimoli provocatori del PRF (condizione dannosa) consistevano in videoclip con una durata di 4 secondi registrati da una prospettiva in terza persona ( Meier et al., 2016 ). I videoclip hanno mostrato attività potenzialmente dannose (movimenti di contrazione come piegamento e sollevamento) selezionati dalle serie fotografiche di attività quotidiane (PHODA, Leeuw et al., 2007a ). PHODA originale è stato sviluppato in stretta collaborazione con scienziati del movimento umano, fisioterapisti e psicologi ed è composto da una gerarchia della paura basata sulla valutazione della nocività percepita delle attività quotidiane in pazienti con LBP cronica. Dalle 40 attività potenzialmente dannose incluse nella versione elettronica PHODA breve ( Leeuw et al., 2007a), abbiamo scelto tre scenari tra i primi sei attività più dannose, vale a dire spalare il terreno con la schiena piegata, sollevare un vaso di fiori con la schiena leggermente piegata e aspirare sotto un tavolino con la schiena piegata. Inoltre, abbiamo creato videoclip di tre attività classificate come meno dannose, come camminare su e giù per le scale e camminare su un terreno pianeggiante (condizioni innocue). Il software di presentazione (Neurobehavioral Systems) è stato utilizzato per presentare i videoclip in ordine pseudocasuale (non più di due prove consecutive identiche). Ai pazienti è stato chiesto di osservare attentamente i videoclip, che sono stati visualizzati usando occhiali protettivi compatibili con MR (Resonance Technology). Le tre attività dannose e innocue sono state presentate cinque volte (30 prove totali). Dopo l’osservazione di ciascun video clip, ai pazienti è stato chiesto di valutare la nocività percepita dell’attività su una scala analogica visiva (VAS) ancorata con gli endpoint “non dannosi per niente” (0) e “estremamente dannosi” (10). Tutti i rating sono stati eseguiti utilizzando una track ball compatibile con MR (Current Designs). Dopo la valutazione VAS, apparve una schermata nera con una croce di fissazione verde (durata tra 6 e 8 s). Abbiamo utilizzato questo protocollo sperimentale con successo per le indagini sui correlati neurali delle autovalutazioni del PRF in precedenti studi fMRI basati su analisi univariate di massa ( è apparso uno schermo nero con una croce di fissazione verde (durata tra 6 e 8 s). Abbiamo utilizzato questo protocollo sperimentale con successo per le indagini sui correlati neurali delle autovalutazioni del PRF in precedenti studi fMRI basati su analisi univariate di massa ( è apparso uno schermo nero con una croce di fissazione verde (durata tra 6 e 8 s). Abbiamo utilizzato questo protocollo sperimentale con successo per le indagini sui correlati neurali delle autovalutazioni del PRF in precedenti studi fMRI basati su analisi univariate di massa (Meier et al., 2016 , 2017 ).

Organizzazione dei dati MR e pre-elaborazione

Abbiamo utilizzato un set di dati fMRI esistente di studi precedentemente riportati ( Meier et al., 2016 , 2017 ). I dati fMRI sono stati organizzati secondo la Brain Imaging Data Structure (RRID: SCR_016124 ; http://bids.neuroimaging.io/ ), che fornisce un consenso su come organizzare i dati ottenuti negli esperimenti di neuroimaging. La preelaborazione è stata eseguita utilizzando FMRIPREP (versione 1.0.0-rc2, RRID: SCR_016216 ; https://github.com/poldracklab/fmriprep ), uno strumento basato su Nipype ( Gorgolewski et al., 2011)), che richiede un input minimo da parte dell’utente e fornisce report di errore e di output facilmente interpretabili e completi. Questa pipeline di elaborazione include pacchetti software all’avanguardia per ogni fase della pre-elaborazione (per una descrizione dettagliata dei diversi flussi di lavoro, vedere https://fmriprep.readthedocs.io/en/stable/workflows.html ). Ogni volume T1w è stato tesato usando la versione 2.1.0 di antsBrainExtraction.sh (usando il modello OASIS). Il volume T1w del teschio è stato coregistrato alla versione del modello MNI asimmetrico ICBM 152 nonlinear teschio della versione 2009c utilizzando la trasformazione non lineare implementata in ANTs versione 2.1.0 ( Avants et al., 2008 ). I dati funzionali sono stati corretti per il tempo di slice usando AFNI ( Cox, 1996 ) e il movimento corretto usando MCFLIRT versione 5.0.9 (Jenkinson et al., 2002 ). Ciò è stato seguito dalla coregistrazione al volume T1w corrispondente utilizzando la registrazione basata su limiti 9 df implementata in FreeSurfer versione 6.0.0 ( Greve e Fischl, 2009 ). Trasformazioni di correzione del movimento, trasformazione T1w e distorsione del modello MNI sono state applicate in un unico passaggio utilizzando la versione 2.1.0 di antsApplyTransformations con l’interpolazione di Lanczos. Tre classi di tessuti sono state estratte da immagini T1w utilizzando la versione 5.0.9 di FAST FAST ( Zhang et al., 2001 ). Voxel dal CSF e sostanza bianca sono stati utilizzati per creare una maschera utilizzata per estrarre i regressori del rumore fisiologico utilizzando aCompCor ( Behzadi et al., 2007). La maschera è stata erosa e limitata alle regioni subcorticali per limitare la sovrapposizione con la materia grigia e sono stati stimati sei componenti principali. La rimozione automatica degli artefatti di movimento (AROMA) basata sull’analisi di componenti indipendenti è stata utilizzata per generare regressori di rumore aggressivi relativi al movimento. Il classificatore AROMA identifica i componenti del movimento con elevata precisione e robustezza ed è superiore alla rilevazione degli artefatti da movimento utilizzando 24 parametri di movimento o regressione degli spike ( Pruim et al., 2015 ). Infine, per preservare un’elevata frequenza spaziale riducendo il rumore, è stato applicato il livellamento spaziale con una larghezza massima a mezzo massimo di 4 mm di kernel gaussiano. Per accelerare la pre-elaborazione dei dati, abbiamo eseguito il calcolo parallelo utilizzando l’ambiente Docker ( https://www.docker.com/ ) e il framework GC3Pie (https://github.com/uzh/gc3pie ) sull’ambiente di supercalcolo ScienceCloud dell’Università di Zurigo (S3IT; https://www.s3it.uzh.ch/ ).

Dati di input MVPA

I dati preelaborati sono stati successivamente passati al pacchetto software Statistical Parametric Mapping (SPM12, versione 6906; RRID: SCR_007037 ; http://www.fil.ion.ucl.ac.uk/spm/) per il calcolo del modello utilizzando un modello lineare generale (GLM). Per ogni paziente, una matrice di progettazione è stata costruita con regressori separati per le attività nocive e innocue, rispettivamente (15 stimoli nocivi e 15 innocui). I video clip sono stati modellati come funzioni boxcar (inizio = inizio del videoclip, durata = 4 s) e convoluti con la funzione di risposta emodinamica canonica standard, come implementato in SPM12. Inoltre, i seguenti regressori fastidiosi sono stati implementati nel modello GLM per ciascun paziente: (1) i sei regressori derivati ​​dal metodo di correzione del rumore fisiologico a componenti (aCompCor) e (2) i regressori relativi al movimento generati da AROMA (vedere Organizzazione dei dati MR e sezione di pre-elaborazione). Per rimuovere il rumore a bassa frequenza è stato utilizzato un filtro passa-alto con un taglio di 128 s. Infine, per ogni paziente,

Analisi di modelli multivariati

Rispetto alle analisi univariate, MVPA può raggiungere una maggiore sensibilità ed è in grado di rilevare effetti sottili e spazialmente distribuiti ( Schrouff et al., 2013 ; Haynes, 2015 ). Un modello di attività può rappresentare molti più stati diversi rispetto a ciascun voxel individualmente, il che porta a una visione basata sull’informazione rispetto alla vista basata sull’attivazione di analisi univariate ( Hebart e Baker, 2017 ). MVPA è stato eseguito utilizzando le routine implementate in PRoNTo versione 2.0 (RRID: SCR_006908 ; http://www.mlnl.cs.ucl.ac.uk/pronto/ ; Schrouff et al., 2013). Per la lettura di informazioni neurali multivariate che potrebbero servire come stimatore del punteggio potenziale dei diversi questionari PRF, abbiamo applicato un approccio di regressione di pattern appena introdotto basato su fasi supervisionate di apprendimento e test della macchina usando MKL. In breve, l’obiettivo in un’analisi di regressione con riconoscimento del pattern supervisionato è quello di apprendere una funzione dai dati che possono prevedere con precisione i valori continui (etichette, ad esempio, f ( i ) = i da un determinato set di dati D = { i , i }, i = 1 … N , dove i rappresenta coppie di campioni o vettori ei rappresenta le diverse etichette). In definitiva, la funzione appresa dal set di apprendimento viene utilizzata per prevedere le etichette da dati nuovi e non visibili ( Schrouff et al., 2013 ). MKL consente di contabilizzare l’anatomia del cervello (determinata da un atlante cerebrale, vedere Selezione delle caratteristiche) e diverse modalità (ad esempio, dati anatomici / funzionali o nell’approccio corrente: condizioni) durante la stima del modello considerando ogni regione del cervello e la modalità come kernel separati. Questo approccio consente di determinare il contributo di ciascuna regione del cervello (pesi delle regioni) e delle condizioni (peso delle condizioni) alla funzione decisionale finale del modello in modo gerarchico, apprendendo simultaneamente e combinando i diversi kernel lineari basati su macchine di supporto vettoriale ( SVM;Rakotomamonjy et al., 2008 ; Fernandes et al., 2017 ; Schrouff et al., 2018 ). Rispetto ai metodi MVPA convenzionali basati su mappe del peso del voxel dell’intero cervello, questa procedura fornisce un approccio diretto per trarre inferenze a livello di regione senza la necessità di una correzione di confronto multipla ( Schrouff et al., 2018). Per tenere conto di possibili contributi differenziali delle condizioni dannose e innocue alla funzione decisionale, abbiamo incluso le singole immagini SPM β di ogni condizione come modalità separate nel modello MKL (ponderazione delle condizioni). I kernel erano mediamente centrati e normalizzati (per tenere conto delle diverse dimensioni delle regioni cerebrali coinvolte) usando le routine standard implementate in PRoNTo. Successivamente, per ciascun questionario, abbiamo addestrato un modello di regressione MKL separato con le rispettive etichette (FABQ, TSK-17-, TSK-13, TSK-11, PASS e tutti i punteggi sottoscale e stato e tratto ansia). Inoltre, abbiamo addestrato i modelli di regressione MKL sulla base delle valutazioni di nocività raccolte durante le misurazioni di fMRI (valori medi rispettivamente della condizione dannosa e della condizione innocua). Ciò ha portato a un totale di 17 modelli MKL che forniscono risultati per la valutazione del modello, tra cui prestazioni del modello, area e pesi delle condizioni. Per ridurre il rischio di sovralimentazione per ciascun modello, abbiamo applicato una procedura di convalida incrociata annidata utilizzando uno schema di convalida incrociata “leave-one-out-out” per addestrare il modello inclusa l’ottimizzazione del modello iperparametro “C” (intervallo, [ 0.1, 1, 10, 100, 1000]). Inoltre, per generare una distribuzione nulla basata sui dati delle misure di performance [r e errore quadratico medio normalizzato (nMSE); vedere la valutazione e l’interpretazione del modello], ogni modello è stato ricalcolato 16.000 volte con etichette permutate (punteggio del questionario per soggetto) utilizzando il calcolo parallelo. La correzione a confronto multiplo per le prestazioni del modello ( valori r e nMSE) si basava su un tasso di falsi scoperti (FDR) del 5% ( p(FDR) <0,05). Come nota, controllando la percentuale prevista di falsi positivi, le procedure di controllo FDR forniscono un controllo meno rigoroso degli errori di tipo I rispetto ad altre procedure, come la correzione di Bonferroni, che controllano la probabilità di almeno un errore di tipo I. Inoltre, ogni modello che rappresenta un potenziale costrutto PRF [vale a dire, un modello con una prestazione significativa (corretti e non corretti)] è stato addestrato e testato attraverso una procedura di convalida incrociata aggiuntiva utilizzando ciascun set di funzionalità predittive (regioni cerebrali che hanno contribuito> 10% vedere la Tabella 5) degli altri modelli (convalida incrociata tra modelli, ad esempio, la formazione e il test delle etichette FABQ sono stati ripetuti utilizzando i set di funzioni predittive dei modelli TSK-11, TSK-13 e T-Anxiety). Un fallimento delle prestazioni predittive nella convalida incrociata tra modelli farebbe riferimento ad una dissociazione delle regioni cerebrali che contribuiscono ai diversi modelli e sarebbe quindi indicativa di costrutti PRF non sovrapposti.

Selezione delle funzionalità

Per ridurre ulteriormente il rischio di sovralimentazione e basato sulla conoscenza a priori delle regioni cerebrali coinvolte nell’elaborazione della paura, abbiamo limitato lo spazio delle funzioni a regioni cerebrali correlate alla paura bilaterali tra cui l’amigdala, l’ippocampo, il talamo, il cingolo anteriore, l’insula e il prefrontale mediale, e cortecce orbitofrontali ( Meier et al., 2014 ; Tovote et al., 2015 ; Braem et al., 2017 ). Le rispettive regioni del cervello sono state parcellizzate secondo l’etichettatura anatomica automatica (AAL; RRID: SCR_003550 ; http://www.gin.cnrs.fr/en/tools/aal-aal2/ ; vedere la Tabella 5 per le diverse etichette; Tzourio- Mazoyer et al., 2002) atlas e proiettati sul modello ICBM 152 Non lineare (vedi organizzazione e preparazione dei dati MR) mediante strumenti di registrazione del volume di superficie (svreg) MATLAB (versione R2017b) implementati in BrainSuite (versione 17a; RRID: SCR_006623 ; http: / /brainsuite.org/ ; Shattuck e Leahy, 2002). BrainSuite è stato anche utilizzato per generare superfici delle regioni AAL selezionate per la visualizzazione.

Valutazione e interpretazione del modello

Le prestazioni del modello sono state valutate mediante due metriche comunemente utilizzate per valutare le prestazioni dei modelli di regressione ( Ivanescu et al., 2016 ; Fernandes et al., 2017 ), come segue: coefficiente di correlazione di Pearsons ( r) e il MSE. Il coefficiente di correlazione caratterizza la relazione lineare tra etichette vere e previste; l’MSE è calcolato come la media delle differenze al quadrato tra le etichette vere e quelle previste. Una significativa correlazione positiva tra le etichette vere e quelle previste potrebbe indicare una forte performance di decodifica. Diversamente dall’analisi di correlazione convenzionale, tuttavia, una correlazione negativa indicherebbe prestazioni scarse. Inoltre, per ogni modello, segnaliamo il nMSE perché i diversi questionari sono basati su diversi intervalli di punteggio. Per esplorare i possibili contributi differenziali delle regioni cerebrali correlate alla paura ai modelli di predizione, riportiamo il grado di contribuzione di ciascuna regione del cervello (peso della regione) all’interno di ciascuna condizione (peso della condizione) fornita dall’approccio MKL (vedi Tabella 5).). È importante sottolineare che la selezione delle regioni da parte del modello MKL potrebbe essere influenzata da piccole variazioni nel set di dati (a causa della convalida incrociata di leave-one-out) e potrebbe quindi portare a diversi sottoinsiemi di regioni selezionati attraverso passaggi di convalida incrociata (pieghe). Fornendo una quantificazione di questa variabilità, la “classifica prevista” (ER, vedi Tabella 5 ) caratterizza la stabilità del ranking della regione tra le pieghe, come segue: più il ER è vicino alla classifica della piega selezionata, più coerente è la classifica della rispettiva regione del cervello attraverso le pieghe. D’altra parte, se il pronto soccorso è diverso dalla classifica, questo significa che la classifica potrebbe essere variabile tra le pieghe.

Risultati

Valutazioni, punteggi dei questionari e correlazioni

È importante sottolineare che il confronto delle valutazioni durante le misurazioni di fMRI ha dimostrato che le attività potenzialmente dannose erano percepite come significativamente più dannose rispetto alle attività innocue (test t abbinato : T = 8,22; p <0,001, a due code). Le statistiche descrittive dei diversi questionari, nonché l’età e il sesso dei pazienti sono riassunti nella Tabella 1 . Per quanto riguarda i dati del questionario, l’ispezione visiva (grafici QQ) e il test di Shapiro-Wilk hanno indicato la non-normalità dei dati ( p<0.05) di diversi questionari (FABQ, FABQ-W, TSK-11, FABQ-PA e T-Anxiety); pertanto, è stato utilizzato il coefficiente di correlazione di rango di Spearman non parametrico. Sono state osservate diverse correlazioni positive significative tra i diversi punteggi dei questionari PRF ( p <0.05; Tabella 2 ). La maggior parte delle scale TSK è significativamente correlata con i PASS (0,97 < r > 0,46, p <0,05), mentre la scala di lavoro FABQ non mostrava relazioni significative con TSK e PASS ( p > 0,05), ad eccezione del PASS- F ( r = 0,49, p <0,05). Inoltre, solo la scala S-Anxiety della scala STAI ha dimostrato correlazioni significative con alcune, ma non tutte, le scale TSK (0.44>r ‘s <0,63, p <0,05). Infine, solo il PASS-F ha mostrato una relazione positiva e significativa con la valutazione media della condizione dannosa ( r = 0.44, p <0.05; Tabella 2 ).

Prestazioni del modello

I modelli MKL con risultati prestazionali significativi [ p <0.05, FDR-corrected (FDR) e uncorrected (uncorr)] caratterizzati dal coefficiente di correlazione di Pearsons ( r ) e nMSE sono illustrati nella Figura 1 A-E ( Tabella 3 , per la revisione ). Il modello FABQ ha dimostrato una significativa prestazione di decodifica caratterizzata da una correlazione positiva tra etichette vere e previste ( r= 0.61, p (FDR) = 0.012, nMSE = 4.25, p (uncorr) = 0.014). È interessante notare che il modello FABQ-W ha mostrato un forte potere predittivo ( r = 0,74, p (FDR) = 0,004, nMSE = 1,81, p(FDR) = 0,003), mentre la scala FABQ-PA non era decodificabile da modelli di risposta cerebrale correlati alla paura ( r = 0.03, p (uncorr) = 0.162, nMSE = 1.68, p (uncorr) = 0.161). Tra le scale TSK, solo il TSK-13 ( r = 0,37, p (uncorr) = 0,034, nMSE = 1,09, p (uncorr) = 0,033) e il TSK-11 ( r = 0,63, p(FDR) = 0,009, i modelli nMSE = 0.90, p (uncorr) = 0.032) hanno dimostrato una significativa prestazione di decodifica. Il modello TSK-17 ( r = 0,19, p (uncorr) = 0,09, nMSE = 1,10, p(uncorr) = 0,091) e i modelli di sottoscale TSK-11 non hanno mostrato prestazioni di decodifica significative (TSK11-SF: ( r = -0.73, p (uncorr) = 0.832, nMSE = 0.86, p (uncorr) = 0.773; TSK -11-AA: r = -0,63, p (uncorr) = 0,808, nMSE = 0,88, p (uncorr) = 0,879). Inoltre, nessuno dei PASS era decodificabile da modelli di risposta cerebrale correlati alla paura (PASS: r = 0.18, p (uncorr) = 0.119, nMSE = 4.63, p (uncorr) = 0.115 / PASS-C: r = -0.44, p (uncorr) = 0.515, nMSE = 1.64, p (uncorr) = 0.513 / PASS-E : r = -0,32, p(uncorr) = 0.339, nMSE = 1.38, p (uncorr) = 0.331, PASS-F: r = -0.15, p(uncorr) = 0.259, nMSE = 1.70, p (uncorr) = 0.251 / PASS-P: r = -0.51, p (uncorr) = 0.518, nMSE = 1.36, p (uncorr) = 0.512). Inoltre, il modello T-Anxiety ha dimostrato una moderata performance di decodifica ( r = 0.48, p (FDR) = 0.011, nMSE = 1.01, p (uncorr) = 0.015), mentre il modello S-Anxiety non era significativo ( r = -0.46 , p (uncorr) = 0,481, nMSE = 1,51, p(uncorr) = 0.475). Le valutazioni di nocività percepita durante le misurazioni di fMRI non erano decodificabili da modelli di risposta cerebrale correlati alla paura (rating dannoso: r = -0,01, p (uncorr) = 0,247, nMSE = 0,64, p(uncorr) = 0,242; Rating innocuo: r = -0.72, p (uncorr) = 0.481, nMSE = 0.38, p (uncorr) = 0.441). Infine, la convalida incrociata tra modelli (vedere l’analisi del modello multivariata) non ha prodotto risultati di prestazioni significative (valori p (non corretti)> 0,11) tra diversi set di caratteristiche (ad esempio, le etichette FABQ non erano prevedibili utilizzando il set di funzionalità TSK-11 ; Tabella 4).

Condizioni e pesi regionali

La ponderazione delle condizioni e delle regioni dei modelli con prestazioni predittive ( p <0.05, correzione FDR e non corretta, vedere prestazioni del modello) sono illustrate nella Figura 1 A-E e sono descritte in dettaglio nella Tabella 5 (sezioni A-E). Le prestazioni di decodifica dei modelli FABQ (FABQ e FABQ-W) sono state guidate da un importante contributo della condizione dannosa (88% e 87%, rispettivamente). In questa condizione, il talamo sinistro (rango 1), l’amigdala destra (rango 2) e l’ippocampo sinistro (rango 3) hanno contribuito> al 69% dei pesi totali della regione nel modello FABQ ( Tabella 5 , sezione A, Fig. 1 UN). Allo stesso modo, l’amigdala destra (rango 1) e il talamo sinistro (rango 2) trasportavano le informazioni neurali più predittive con il 79,62% dei pesi totali delle regioni nel modello FABQ-W ( Tabella 5 , sezione B, Fig. 1 B ). In entrambi i modelli FABQ, l’amigdala destra ha anche dimostrato un’associazione con la condizione innocua, sebbene fosse di minore rilevanza (~11%). In confronto, i modelli TSK hanno dimostrato un contributo moderato della condizione dannosa (TSK-13, 60%, TSK-11, 66%). Entrambe le prestazioni del modello predittivo del TSK sono state guidate da un importante contributo della corteccia orbitofrontale laterale destra (lOFC, TSK-13, 52,7%, TSK-11, 60,49%, Tabella 5 , sezioni C e D, Fig. 1 C , D). Inoltre, la corteccia orbitofrontale mediale sinistra (mOFC) e l’ippocampo destro trasportavano informazioni predittive all’interno della condizione innocua in entrambi i modelli TSK (TSK-13: retto sinistro, 19,51%, ippocampo destro, 14,03%, TSK-11: retto sinistro retto , 21,29%, ippocampo destro, 10,41%). Con un contributo quasi uguale delle condizioni nocive (52%) e innocue (48%), la previsione dei punteggi di T-Anxiety era principalmente guidata dai contributi neurali della corteccia prefrontale mediale sinistra (mPFC) e mOFC (pari al 44% di la regione totale pesa nella condizione dannosa) e il talamo sinistro (insieme con il mOFC che rappresenta il 44% dei pesi totali della regione in condizioni innocue, Tabella 5 , sezione E, Fig. 1 E ).

Discussione

Prove da studi comportamentali trasversali e longitudinali dimostrano una forte associazione tra PRF e disabilità nel dolore cronico ( Leeuw et al., 2007b , Wertli et al., 2014b , Esteve et al., 2017). Tuttavia, i diversi costrutti del PRF come “paura del movimento / (ri) ferimento / kinesiofobia”, “paura di evitare le credenze” o “angoscia del dolore” sono spesso usati in modo intercambiabile in letteratura ( Lundberg et al., 2011 ), e non è chiaro se condividono un costrutto PRF comune riflesso da fonti neurali simili. La base neurale subcorticale / corticale di paura e ansia che controlla la cognizione e regola un comportamento appropriato dipendente dalle caratteristiche delle minacce è ben descritta ( Gray e MacNaughton, 2000 ;LeDoux, 2000 ; McNaughton e Corr, 2004 ; Panksepp, 2011 ; Shackman et al., 2011 ; Qi et al., 2018 ). Sebbene entrambe le emozioni siano collegate a simili sistemi neuromodulatori del circuito della paura ( Tovote et al., 2015 ), l’ansia è meno compresa e più complessa della paura. La ricerca attuale suggerisce una differenziazione funzionale caratterizzato da regioni subcorticali elaborazione risposte rapide paura di una minaccia imminente (risposte difensive) e sistemi corticali di elaborazione cognizioni complessi legati alla paura e l’ansia in cui la minaccia è distale nello spazio o nel tempo ( LeDoux e pino, 2016 ; Qi et al., 2018 ).

L’attuale approccio MVPA usando MKL ha dimostrato la fattibilità di dissezionare neuronalmente i costrutti proposti di autoregolamentazioni PRF sulla base dei loro predittori sottocorticali / corticali durante l’attività cerebrale correlata al PRF. I risultati hanno rivelato che mentre la variabilità tra gli individui di alcuni questionari, in particolare le scale FABQ e FABQ-W, TSK-13, TSK-11 e T-Anxiety, era prevedibile da modelli di risposta in fonti neurali dissociabili legate alla paura, su subcorticale e livelli corticali, questo non era il caso per il FABQ-PA, le sottoscale TSK-11 (TSK-11-AA e TSK-SF), i PASS e la scala S-Anxiety. Inoltre, le valutazioni on-line della nocività percepita non erano decodificabili dai modelli di risposta cerebrale correlati alla paura.

FABQ e TSK

Le scale FABQ e FABQ-W hanno dimostrato le migliori prestazioni del modello tra i questionari PRF investigati, che erano caratterizzati da un forte contributo di informazioni neurali nelle condizioni nocive (ponderazione delle condizioni, 88% e 87%, rispettivamente). È interessante notare che la scala FABQ-PA non mostrava un’associazione predittiva con pattern di risposta cerebrale correlati alla paura. Le migliori prestazioni del modello del FABQ-W basate sui modelli di attività cerebrale correlati alla paura sono in linea con l’emergente evidenza che il FABQ-W è un migliore predittore del risultato del trattamento in LBP cronico rispetto al FABQ-PA, anche se questo potrebbe essere dipendente dalla popolazione di pazienti ( Waddell et al., 1993 ; George et al., 2005 , 2008 ; Wertli et al., 2014a). A sostegno di ciò, la scala FABQ-W si è qualificata per una regola di predizione clinica riguardante il miglioramento dopo la manipolazione spinale, mentre la scala FABQ-PA non lo ha fatto ( Flynn et al., 2002 ; Dougherty et al., 2014 ).

Rispetto ai pesi regionali, i modelli FABQ erano principalmente guidati da contributi neurali subcorticali che coinvolgono il talamo, l’ippocampo e l’amigdala, mentre le regioni frontali del cervello hanno avuto un ruolo minore. Il talamo e, in particolare, le sue strutture di linea mediana sono state considerate come un sistema di eccitazione non specifica ( van der Werf et al., 2002 ). Tuttavia, recentemente è stato dimostrato che parti della struttura mediale della linea dorsale sono necessarie per l’elaborazione della memoria della paura indirizzando direttamente l’ippocampo, che svolge un ruolo importante per la memoria emotiva dipendente dal contesto ( Penzo et al., 2015 ; Lara-Vásquez et al ., 2016 ; Zheng et al., 2017 ). Inoltre, l’amigdala è stata a lungo considerata un “centro della paura” (Darwin, 1873 ; Panksepp, 1998 ). Tuttavia, la struttura eterogenea costituita da diversi nuclei non è essenziale per l’esperienza della paura, che è stata dimostrata in pazienti con lesioni da amigdala ( Anderson and Phelps, 2002 ; Feinstein et al., 2013 ; LeDoux and Pine, 2016 ). Invece, l’amigdala ha dimostrato di essere più fortemente implicata nelle risposte comportamentali e fisiologiche alle minacce (cioè i processi difensivi); la sua relazione con cognizioni complesse come la paura e l’ansia è controversa ( Panksepp, 2011 ; LeDoux e Pine, 2016 ; Fanselow e Pennington, 2017 ). Un recente articolo di opinione ( LeDoux e Hofmann, 2018) ha suggerito che i sentimenti soggettivi di paura e ansia inizialmente non derivano dall’attività sottocorticale del circuito della paura centrato attorno all’amigdala. Pertanto, l’attività dell’amigdala e le risposte fisiologiche mediate della paura e dell’ansia potrebbero essere, nel migliore dei casi, solo un correlato di sentimenti soggettivi di paura e ansia ( LeDoux e Hofmann, 2018 ). Tuttavia, i risultati qui presentati indicano una forte associazione predittiva tra i rapporti soggettivi del PRF, valutati dalle scale FABQ e gli schemi di attività dell’amigdala.

Tra le scale TSK, il TSK-13 e il TSK-11 hanno dimostrato un’associazione predittiva con pattern di risposta cerebrale correlati alla paura, sebbene con un minore contributo della condizione dannosa rispetto alle scale FABQ (TSK-13, 60%; TSK-11 , 66%). La versione TSK-11 mostrava una relazione più forte tra le etichette vere e quelle previste rispetto alla versione TSK-13 ( r = 0.60, nMSE = 0.90, p <0.05). Questo risultato potrebbe riflettere il progresso della ricerca precedente riguardante le proprietà psicometriche delle diverse versioni di TSK. Rispetto alla versione a 17 elementi, la versione a 13 elementi ha proprietà psicometriche migliori senza i quattro item inversamente formulati ( Roelofs et al., 2004a ; Neblett et al., 2016), e la versione a 11 item è stata raccomandata per future ricerche e setting clinici (per un riepilogo cronologico, vedi Tkachuk e Harris, 2012 ). È interessante notare che nessuna associazione predittiva potrebbe essere “appresa” da MKL utilizzando le etichette di sottoscrizione TSK-11 (punteggi TSK-11-SF e TSK-11-AA). Sebbene questi due fattori di ordine inferiore (riduzione delle attività e concentrazione somatica) riflettano il costrutto di ordine superiore “paura del movimento e (ri) lesione / kinesiofobia”, il risultato non significativo potrebbe indicare che sono associati a modelli neurali inconsistenti tra individui .

Per quanto riguarda le ponderazioni regionali dei modelli TSK, la scheda grafica corretta ha fornito le informazioni più predittive per le due scale TSK (TSK-13, 52%; TSK-11, 60%). In accordo con il costrutto relativo alla fobia (kinesiofobia), è stato dimostrato che la disfunzione dell’OFC è implicata nell’elaborazione di stimoli correlati alla fobia in disturbi come il disturbo d’ansia sociale ( Dilger et al., 2003 ). Nello specifico, l’attività lOFC è stata ridotta quando gli studi di phobogenic sono stati confrontati con studi rilevanti per la paura ( Aue et al., 2015 ). Inoltre, è stato dimostrato che una lOFC iperattiva è legata a cognizioni ansiogene ( Hahn et al., 2011)). È interessante notare che i contributi corticali più alti dei modelli TSK erano chiaramente dissociabili dai contributi in gran parte subcorticali che coinvolgono l’amigdala, l’ippocampo e il talamo che hanno predetto i punteggi FABQ.

Per concludere, le scale FABQ hanno dimostrato un’elevata sensibilità del PRF (pesi con condizioni nocive> 87%) e sono state collegate a predittori sottocorticali che sono stati associati a risposte di paura a una minaccia imminente ea comportamenti difensivi ( McNaughton and Corr, 2004 ; LeDoux and Pine, 2016 ). Al contrario, le scale TSK sembravano catturare stati emotivi largamente associati all’elaborazione della paura corticale che potrebbe essere correlata agli aspetti cognitivi del PRF. A sostegno di ciò, i pesi di condizione innocua più elevati osservati del TSK rispetto ai modelli FABQ potrebbero indicare che le scale TSK sono associate a cognizioni più diffuse legate all’ansia.

PASSAGGIO

Sorprendentemente, il PASS non è riuscito a dimostrare un’associazione predittiva con modelli di risposta cerebrale correlati alla paura. Ci possono essere diverse spiegazioni. Innanzitutto, sebbene il FABQ e il TSK siano stati specificamente sviluppati per i pazienti con dolore muscolo-scheletrico, il PASS è adatto per vari fenotipi del dolore ( Crombez et al., 1999 ). In secondo luogo, il PASS ha dimostrato di essere più fortemente associato agli affetti negativi e meno predittivo di disabilità del dolore e prestazioni comportamentali ( Crombez et al., 1999 ). Terzo, tutte le sottoscale PASS hanno dimostrato una significativa multicollinearità nel nostro campione, suggerendo una non indipendenza tra le diverse sottoscale. Tutti questi aspetti possono aver portato a una minore sensibilità dei pattern neurali correlati alla paura al PASS e alle sue sottoscale nel presente studio.

La superiorità della scala FABQ (guidata dal FABQ-W) nelle prestazioni di decodifica rispetto a TSK e PASS potrebbe anche essere influenzata dagli elementi specifici del dorso del FABQ in concomitanza con la natura degli stimoli che provocano PRF (back- back). movimenti tesi). Gli elementi del FABQ erano specificamente correlati al dorso, mentre il TSK e il PASS possono essere usati con varie diagnosi dolorose muscolo-scheletriche come disturbi dell’arto superiore legati al lavoro, LBP cronico, fibromialgia e osteoartrite ( Roelofs et al., 2007 ). Tuttavia, il FABQ è stato anche adattato al dolore alla spalla, dove ha dimostrato una migliore struttura fattoriale e un’associazione più forte con la disabilità rispetto al TSK-11 ( Mintken et al., 2010 ).

Stato e tratto ansia

Oltre a PRF, ansia e depressione mediano significativamente la relazione tra dolore e disabilità ( Marshall et al., 2017 ). Tuttavia, le risposte di paura specificamente correlate al dolore del paziente e / o ai movimenti potenzialmente dolorosi potrebbero essere più rilevanti per spiegare la disabilità nella LBP cronica rispetto alle risposte di ansia da tratto generale ( McCracken et al., 1996 ). I risultati attuali sono in linea con questa nozione. Innanzitutto, la maggior parte delle misure del PRF non mostrava una relazione significativa con lo stato o l’ansia dei tratti. In secondo luogo, l’ansia di stato non era decodificabile dalle risposte del cervello correlate alla paura a attività potenzialmente dannose nei pazienti con dolore cronico. È interessante notare che, per quanto riguarda il modello di ansia del tratto (T-Anxiety; Fig. 1 E), le condizioni nocive e innocue hanno fornito informazioni neurali predittive quasi uguali (52% vs 48%). Ciò suggerisce che la misura dell’ansia del tratto è associata al contenuto neurale indipendentemente dalla nocività di uno stimolo, provocato, ad esempio, da una maggiore attenzione alle informazioni visive elaborate nelle regioni del cervello correlate alla paura; Berggren et al., 2015 ). Potrebbe inoltre indicare che la scala T-Anxiety cattura le risposte neurali che sono associate a una risposta di paura più generalizzata.

Per quanto riguarda i pesi regionali, le informazioni predittive sono state fornite prevalentemente da regioni cerebrali meno coinvolte nella previsione delle altre misure del PRF, ovvero parti del mPFC e del mOFC ( Tabella 5 , sezione E). Ciò è in linea con la differenziazione funzionale proposta delle strutture neurali per quanto riguarda la paura in risposta a una minaccia imminente (risposta difensiva) e paura / ansia cognitiva (minaccia distale e incerta) mentre il secondo coinvolge più strutture corticali rostrali come l’mPFC e mOFC ( McNaughton e Corr, 2004 ; LeDoux e Pine, 2016 ). Inoltre, la ricerca sulle misurazioni self-report indica che l’ansia di tratto è relativamente diversa dalla paura del danno tissutale, che supporta una dissociazione comportamentale e neurale di ansia di tratto e PRF (Cooper et al., 2007 ; Perkins et al., 2007 ).

Rating di nocività

È interessante notare che, sebbene le attività nocive provocanti il ​​PRF siano state giudicate significativamente più dannose rispetto alle attività innocue, le valutazioni di nocività percepita durante le misurazioni di fMRI non erano decodificabili dai modelli di risposta del cervello correlati alla paura. Inoltre, i rating non hanno mostrato correlazioni significative con le misure del PRF (eccetto la scala PASS-F, tabella 2 ). Altri hanno riferito solo rapporti moderati ( valori di r <0,39) tra le valutazioni di nocività percepita degli item di PHODA e le misurazioni self-report come il TSK, la scala catastrofica del dolore o l’intensità del dolore ( Leeuw et al., 2007a), indicando che le valutazioni di nocività percepita valuteranno qualcosa di simile, ma anche distinto dalle misure di autovalutazione del PRF. Le deboli relazioni tra le valutazioni di nocività percepita e le misure di autovalutazione del PRF potrebbero essere spiegate dalla specificità dei movimenti potenzialmente dannosi rappresentati dagli item di PHODA. In particolare, le valutazioni di nocività percepita erano specificamente correlate ai movimenti di contrazione, come la flessione e il sollevamento, mentre le misure del PRF potevano anche essere associate ad altri movimenti potenzialmente dannosi. Pertanto, i pattern neurali correlati alla paura indotti dall’osservazione di attività potenzialmente dannose per la schiena potrebbero non includere informazioni sulla specificità del movimento. Invece, questi modelli neurali potrebbero predire PRF e i suoi costrutti in un modo più generale che viene catturato da TSK e FABQ.

Limitazioni

Una limitazione di questo studio è la dimensione del campione relativamente piccolo in combinazione con il quadro di validazione incrociata. Idealmente, il modello predittivo dovrebbe essere addestrato e testato con dati completamente indipendenti. Tuttavia, è probabile che i risultati ottenuti siano validi per i seguenti motivi: (1) l’obiettivo dello studio corrente non era quello di massimizzare le prestazioni di decodifica, piuttosto la decodifica multivariata è stata utilizzata per l’interpretazione e la comprensione dei diversi costrutti PRF, per i quali è stata ottenuta una significativa accuratezza predittiva ( Hebart e Baker, 2017 ); (2) l’SVM lineare applicato ha dimostrato di esibire buone prestazioni anche in impostazioni molto dimensionali con campioni di dimensioni ridotte ( Varoquaux e Thirion, 2014); (3) l’approccio di regressione applicato che utilizza variabili continue aumenta la potenza statistica rispetto a un’analisi categoriale (ad esempio, bassa o alta paura; Altman e Royston, 2006); e (4) la variabilità delle regioni che maggiormente contribuiscono ai modelli attraverso le pieghe di cross-validation è stata molto piccola (indicata dal pronto soccorso), dimostrando una classifica stabile, indipendentemente dai dati del soggetto che sono stati lasciati fuori per la convalida. Per questi motivi, è improbabile che le differenze tra i modelli di predizione siano causate dalla piccola dimensione del campione. Un’ulteriore limitazione è legata all’approccio di sparsità (regolarizzazione L1) dell’algoritmo MKL attualmente implementato in PRoNTo, che non seleziona regioni cerebrali con informazioni neurali altamente correlate. Pertanto, i potenziali effetti di lateralizzazione delle regioni cerebrali (ad es. Amigdala sinistra e destra) devono essere interpretati con attenzione. Infine, il disegno dello studio consente solo interpretazioni del PRF per movimenti di back-tensionamento e LBP. Perciò, le conclusioni relative ad altre condizioni muscolo-scheletriche dovrebbero essere tratte con cautela. Tuttavia, l’approccio attuale potrebbe rappresentare un promettente nuovo strumento per sezionare i costrutti psicologici delle misure di auto-segnalazione usando i loro predittori neurali.

Conclusione

Questa è la prima volta che modelli di risposta cerebrale multivariata sono stati utilizzati per comprendere e sezionare meglio un costrutto psicologico, qui, PRF, valutato convenzionalmente tramite auto-report (questionari). Il collegamento di informazioni neurali selettive per contenuto a costrutti psicologici potenzialmente diversi supporta probabilmente la loro validità costruttiva rivelando comunanze o differenze (nascoste) attraverso i costrutti psicologici. In effetti, le informazioni neurali dissociabili correlate alla paura servivano come stimatori di punteggio del FABQ (totale FABQ e FABQ-W), TSK (versioni 13 e 11-item) e il questionario T-Anxiety, che supportava la distinzione dei costrutti della paura dietro questi questionari. Le scale FABQ hanno dimostrato un forte potere predittivo con elevata sensibilità alle condizioni dannose e sono state associate a regioni di elaborazione della paura subcorticali (amigdala, talamo, ippocampo). I TSK erano più legati ai pattern di risposta neurale dell’OFC, potenzialmente indicando che il costrutto della kinesiofobia è più correlato a strutture cerebrali di ordine superiore associate all’ansia, mentre le scale FABQ sono più legate alle risposte difensive sottocorticali alla paura. Il PASS e le sue sottoscale non sono riuscite a dimostrare un’associazione predittiva con modelli di risposta cerebrale correlati alla paura. Da un punto di vista clinico, potrebbe indicare che i vari questionari della PRF, sebbene spesso correlati, misurano in realtà diversi fenotipi della paura correlati al dolore.

[Tratto da: www.eneuro.org ]

Sviluppo di un sistema di monitoraggio sanitario mobile per il piede diabetico

La prevenzione e la diagnosi precoce di ulcere del piede diabetico (DFU) portano a risultati migliori, ma ci sono difficoltà associate alla cura di una popolazione che invecchia geograficamente vasta. Le app per smartphone per l’assistenza sanitaria stanno diventando sempre più comuni e sono particolarmente utili nelle aree remote e nei paesi in via di sviluppo. Gli autori hanno sviluppato il dispositivo MultIspectralMObileTiSsueAssessment (MIMOSA). Il MIMOSA si aggancia a uno smartphone e usa la fotocamera del telefono per scattare foto di piedi diabetici usando la luce del vicino infrarosso. Questi vengono caricati per l’analisi remota, superando le barriere di cura del paziente come distanza, tempo e costi senza compromettere la frequenza di monitoraggio. 

Il diabete colpisce le persone nelle comunità sottoservite e rurali in modo diverso da quelle nei centri urbani. Le persone con diabete hanno una probabilità 20 volte maggiore rispetto alla popolazione generale di essere ricoverate in ospedale con un’amputazione non traumatica dell’arto inferiore. Tuttavia, Skrepnek et al (2015) hanno scoperto che le persone con diabete che vivono in aree non urbane hanno più probabilità rispetto alle loro controparti urbane con diabete di avere un’amputazione maggiore (51,3%) o un’amputazione minore (14,9%) e del 41,4% sono più propensi a morire in regime di degenza ( P <0,05). Queste quote più elevate possono riflettere alcuni fattori socioeconomici, ma sono in gran parte dovuti alla mancanza di accesso a cure sanitarie regolari e trattamenti personalizzati in contesti non urbani.

Questo problema è anche peggiore nelle comunità delle prime nazioni canadesi, dove l’assistenza sanitaria della comunità è spesso sottodimensionata, mancano le cartelle cliniche elettroniche e le percentuali di diabete sono quasi il doppio della media nazionale (Turin et al, 2016).

Sebbene le sfide siano maggiori nelle zone rurali e nelle riserve, molte persone con diabete che vivono in contesti urbani non vedono il loro medico regolarmente a causa di altre difficoltà legate alla salute, mancanza di trasporto o altri ostacoli.

Sappiamo che la prevenzione e la diagnosi precoce di ulcere del piede diabetico (DFU) portano a risultati migliori, quindi come possiamo fornire cure più frequenti a una popolazione che invecchia geograficamente vasta? La risposta potrebbe risiedere nel capitalizzare l’ubiquità dei telefoni cellulari. Le app per smartphone per l’assistenza sanitaria (chiamate assistenza sanitaria mobile o mHealth) stanno diventando sempre più comuni e sono particolarmente utili nelle aree rurali e nei paesi in via di sviluppo (Vashist et al, 2014). L’App Store di Apple offre attualmente 27 app per il monitoraggio del diabete, che vanno dai tracker del glucosio alla pianificazione e all’educazione dello stile di vita del diabete. Queste app hanno dimostrato di essere efficaci. Miglioramenti statisticamente significativi in ​​HbA 1c valori, maggiore comprensione del diabete e maggiore coesione tra i membri dei team sanitari sono stati attribuiti alle iniziative di mHealth (Siminerio et al., 2005; Corser and Xu, 2009; Bonoto et al., 2016; Griffith et al, 2016).

Tuttavia, la maggior parte delle applicazioni attualmente disponibili si occupa della gestione del glucosio, che riflette l’attenzione della ricerca sul controllo del glucosio, con meno ricerche sul piede diabetico. Sono disponibili meno opzioni per le persone con diabete da monitorare o le loro estremità inferiori monitorate e le app esistenti servono principalmente come allarmi promemoria per il controllo dei piedi. Data la significativa morbilità e mortalità associata alle DFU, possiamo fare meglio?

Fino ad ora, la salute dei tessuti è stata sempre valutata visivamente da un clinico esperto. Mentre i pazienti sono istruiti a controllare i loro piedi tra un appuntamento e l’altro, molti pazienti non sono in grado di vedere bene i piedi e mancano di formazione sufficiente per identificare i problemi in anticipo. Ciò che è mancato sul campo è una misura di esito obiettivo che potrebbe prevedere il deterioramento della salute dei tessuti e fornire un avvertimento su una DFU imminente e aiutare a guidare il trattamento migliorando la salute dei tessuti.

Pelletier et al (2012) stimano che un adulto in età lavorativa (20-49 anni di età) con diabete veda il medico di famiglia due volte più spesso di quelli senza diabete e vede uno specialista due o tre volte più spesso. Di conseguenza, il costo annuale per il sistema sanitario pro capite è da tre a quattro volte superiore (Pelletier et al, 2012). mHealth può offrire ai medici un modo per monitorare i risultati dei pazienti in modo più efficiente ed efficace rispetto all’attuale standard di cura, e c’è il potenziale per salvare il sistema sanitario milioni di dollari ogni anno prevenendo (anziché trattare) le DFU.

Nel 2015, il Pew Research Center ha rilevato che il 64% degli adulti americani possedeva uno smartphone (Smith, 2015). Il successo di precedenti interventi sanitari mobili sul diabete suggerisce che questa popolazione di pazienti è motivata a prendere più controllo della propria salute e che è abbastanza tecnologicamente capace di farlo (Bonoto et al, 2016).

Il dispositivo MIMOSA
Abbiamo sviluppato un dispositivo chiamato MIMOSA (valutazione MObile TiSsue MultIspectral), che si aggancia a uno smartphone e funziona con la fotocamera integrata del telefono cellulare per fotografare i piedi con la luce del vicino infrarosso. La luce nel vicino infrarosso è appena oltre la portata della visione umana e può essere utilizzata per valutare i parametri di salute dei tessuti in modo rapido e non invasivo.

Il paziente usa il proprio telefono (con MIMOSA in allegato) per scattare foto ai propri piedi. Queste foto vengono quindi automaticamente caricate in modo sicuro nel cloud dall’app integrata. Le immagini vengono poi analizzate da remoto utilizzando il nostro algoritmo computerizzato per l’ossigenazione, l’emoglobina totale e l’accumulo di radicali liberi nell’arto, e viene inviato un rapporto al paziente e al medico. In questo modo, i pazienti e i loro operatori sanitari sono in grado di condividere informazioni a distanza, superando le barriere di cura del paziente come la distanza, il tempo e i costi senza compromettere la frequenza di monitoraggio.

Abbiamo riconosciuto all’inizio del processo di sviluppo che la nostra tecnologia doveva essere portatile e basata su casa, e pertanto MIMOSA è un sistema mHealth basato su smartphone completamente integrato.

MIMOSA non è ancora disponibile commercialmente, ma prevediamo che il suo impatto sia di vasta portata. La cura diabetica è stata rivoluzionata quando i pazienti hanno iniziato a usare i glucometri a casa. L’implementazione di un dispositivo di assistenza sanitaria mobile come MIMOSA nelle comunità underserviced potrebbe avere lo stesso impatto sul salvataggio d’arto, la prevenzione e la riduzione amputazioni morbilità e mortalità attraverso interventi precoci.

[Tratto da: www.diabeticfootcanadajournal.ca ]

Caratteristiche del piede e della caviglia e valgo del ginocchio dinamico in soggetti con artrosi femoro-rotulea

Studio di progettazione

Studio di laboratorio controllato; disegno trasversale.

Sfondo

Le caratteristiche del piede e della caviglia e il valgo del ginocchio dinamico differiscono nelle persone con e senza dolore rotulofemorale (PF). Tuttavia, non è noto se queste caratteristiche siano evidenti nelle persone con osteoartrite PF (OA), rispetto agli anziani anziani indolori.

Obiettivi

Per confrontare la mobilità di piede e caviglia, la postura del piede e il valgo del ginocchio dinamico, misurati come l’angolo di proiezione del piano frontale (FPPA) durante l’accosciamento di una gamba sola, tra individui con e senza PFOA.

Metodi

Cinquantuno partecipanti con PFOA (66% donne, media ± SD età 57 ± 10 anni indice di massa corporea (BMI) 27 ± 6 kg / m 2 ), e 23 controlli (56% donne, età 56 ± 9 anni, BMI 24 ± 4 kg / m 2 ) hanno misurato la dorsiflessione della caviglia utilizzando il test da ginocchio a parete, la mobilità del piede calcolata come differenza nell’altezza o larghezza del metatarso tra non-peso e peso, e postura del piede statico caratterizzata dall’indice Foot Posture. Il picco di FPPA è stato determinato dalle registrazioni video mentre i partecipanti hanno eseguito 5 squat con una gamba sola. Regressioni lineari esaminate relazioni tra gruppi per le caratteristiche del piede e della caviglia e FPPA.

Risultati

Il gruppo PFOA presentava meno dorsiflessione della caviglia (rapporto di probabilità 6,7, intervallo di confidenza al 95% 2,46-18,2), maggiore mobilità in altezza del piede medio (5.2, 1.78-15.14) e mobilità in larghezza (4.3, 1.33-14.39) e maggiore magnitudo di mobilità del piede (8.4 , 2.32-30.69) rispetto ai controlli. Non c’era differenza nell’APPP (angolo valgo ginocchio) tra i gruppi (15, 0,63-377,99).

Conclusione

Le caratteristiche del piede e della caviglia erano diverse nei soggetti con PFOA rispetto ai partecipanti al controllo, tuttavia non vi era alcuna differenza nel ginocchio valgo dinamico durante lo squat a gamba singola. Gli interventi clinici per affrontare una maggiore mobilità dei piedi possono essere rilevanti per il PFOA.

introduzione

L’articolazione femoro-rotulea (PF) è interessata dall’osteoartrosi (OA) in circa il 50% delle persone con dolore al ginocchio o radiografia OA [ 1 ], e il PFOA è associato a notevoli dolori e limitazioni funzionali [ 2 ]. I sintomi clinici del PFOA, come il dolore al ginocchio anteriore durante l’ambizione della scala e l’accovacciamento, condividono molte somiglianze con il dolore PF negli adolescenti e nei giovani adulti. Il PFOA è clinicamente differenziato dal dolore PF sulla base di evidenze di cartilagine o di alterazioni ossee, ed è stato proposto che le due condizioni possano formare un continuum della malattia [ 3 ]. Se è così, è possibile che le persone con dolore PFOA e PF possano condividere caratteristiche strutturali e funzionali simili [ 3 ].

Il dolore femoro-rotulea è generalmente considerato come risultato di carichi di PF elevati, correlati alla biomeccanica degli arti inferiori aberranti [ 4 ]. Il ginocchio valgo dinamico durante lo squat a gamba singola può essere misurato come l’angolo di proiezione del piano frontale (FPPA) del ginocchio e risulta da una combinazione di rotazione interna dell’anca, adduzione dell’anca e flessione e abduzione del ginocchio [ 5 ]. Una maggiore FPPA è osservata nelle persone con dolore PF [ 6 ] e si ritiene che contribuisca a carichi articolari alterati in questa popolazione [ 3 , 6 ]. Non è noto se l’FPPA sia maggiore in quelli con PFOA rispetto a persone senza PFOA, e quindi un potenziale contributore ai sintomi di PFOA.

Una maggiore mobilità nella parte centrale della gamba e una minore dorsiflessione dell’articolazione della caviglia sono evidenti in alcuni, ma non in tutte le persone con dolore PF rispetto ai soggetti sani [ 4 ]. Sebbene la relazione diretta tra caratteristiche del piede e della caviglia e carichi di PF sia sconosciuta, maggiore mobilità del piede e dorsiflessione della caviglia inferiore sono associate a un FPPA maggiore [ 4 , 5 ]. Il nostro lavoro precedente ha dimostrato che la mobilità del metatarso nelle persone con dolore da PF diminuisce gradualmente tra i 18 ei 50 anni di età, con mobilità della parte inferiore del piede significativamente più bassa osservata in quelli> 40 anni rispetto a quelli tra 18 e 29 anni [ 7]. Tuttavia, non è noto se le persone con PFOA dimostrino differenze nella mobilità del piede rispetto ai controlli senza dolore corrispondenti all’età. Se quelli con PFOA hanno una maggiore mobilità del mesopiede o un range inferiore di dorsiflessione della caviglia, può essere necessario approfondire l’analisi del ruolo del piede e della caviglia nell’eziologia e nella gestione della PFOA.

Lo scopo principale di questo studio era di determinare se le persone con PFOA dimostrano differenze nel FPPA del ginocchio e caratteristiche del piede e della caviglia, rispetto ai controlli di età corrispondente.

metodi

Questo studio trasversale è stato approvato dal Comitato per l’etica della ricerca medica dell’Università del Queensland (numero di approvazione: 2014000068). I partecipanti al PFOA sono stati reclutati in uno studio controllato di fase II, randomizzato, che esaminava l’effetto delle calzature e delle ortesi del piede prescritte rispetto alle calzature prescritte da sole nel PFOA (ACTRN12615000002583). I dati utilizzati nello studio corrente sono stati raccolti al basale, prima della randomizzazione.

I partecipanti

I volontari sono stati reclutati dalle pubblicità sui social media, sulle newsletter per gli anziani e sulle newsletter del personale presso l’Università del Queensland. I criteri di inclusione ed esclusione sono dettagliati nella Tabella  1 .Tabella 1

Inclusione ed esclusione per i gruppi di controllo e PF OA

Criteri di inclusione Entrambi i gruppi
 (i) di età ≥40 anni;
Criteri di esclusione Entrambi i gruppi
 (i) dolore attuale o precedente a ginocchio, anca, colonna lombare o piede che è durato più di 3 mesi e / o richiesto intervento; (ii) uso dell’ortesi del piede negli ultimi 12 mesi. (iii) una storia di chirurgia dell’anca, del ginocchio o del piede; (iv) condizioni di artrite neurologica o sistemica; (v) pianificata chirurgia degli arti inferiori nei 2 mesi successivi; (vi) incapacità fisica di intraprendere procedure di prova; (vii) l’incapacità di comprendere l’inglese scritto e parlato.
Criteri di inclusione specifici PF OA
 (i) dolore al ginocchio anteriore aggravato da almeno due attività che caricano l’articolazione PF (es. accovacciamento, ambulazione delle scale); (ii) dolore durante queste attività presenti nella maggior parte dei giorni del mese scorso; (iii) gravità del dolore ≥30 mm su una scala analogica visiva di 100 mm durante le attività aggravanti; (iv) evidenza radiografica di PF OA (Kellgren e Lawrence ≥ grado 1 [ 19 ]).
Criteri di esclusione specifici PF OA
 (i) dolore concomitante da altre strutture del ginocchio (compresa l’articolazione TF), della colonna vertebrale dell’anca o della colonna lombare; (ii) recente trattamento per il dolore PF (iniezioni di ginocchio negli ultimi 3 mesi; (iii) ortesi del piede o fisioterapia nei 12 mesi precedenti) (iv) TFO concomitante da moderato a severo (grado ≥ 3 di Kellgren e Lawrence sulla radiografia); (v) controindicazioni alla radiografia.

Procedure

Ogni partecipante ha dato il consenso informato scritto prima della partecipazione. Le caratteristiche del partecipante (età, altezza, peso, sesso) sono state raccolte al basale.

Per la mobilità e la postura del piede e della caviglia e le valutazioni dello squat con una sola gamba, i partecipanti erano a piedi nudi e indossavano brevi pantaloncini. Entrambe le gambe sono state testate in un ordine casuale. Dettagli dei metodi sono stati segnalati in precedenza [ 5 ], ma sono brevemente descritti di seguito.

Misure di mobilità e postura della caviglia e del piede

Mobilità della caviglia

Per misurare la gamma di dorsiflessione della caviglia, è stato utilizzato il metodo di affondo da ginocchio a parete [ 5 ]. La distanza dal più lungo dei piedi al muro, pur mantenendo il tallone in contatto con il terreno e il piede allineato nel piano sagittale, è stata registrata in centimetri. Questo metodo ha dimostrato un’eccellente affidabilità ed è altamente correlato con le misure dell’angolo tibiale della dorsiflessione della caviglia ( r  > 0.93) [ 8 ].

Mobilità del piede

La mobilità del piede è stata quantificata utilizzando metodi con affidabilità consolidata [ 9 ]. In breve, l’altezza e la larghezza del metatarso sono state misurate al 50% della lunghezza totale del piede usando calibri digitali [ 9 ]. La mobilità del piede è stata caratterizzata da: (i) la differenza dell’altezza del metatarso dal non portante alla posizione eretta (Fig.  1 aeb); (ii) la differenza nell’ampiezza del piede centrale da quella non portante a quella in piedi (Fig. 1 c). La magnitudo della mobilità del piede, una misura composita della mobilità dell’arco sagittale e mediolaterale, è stata calcolata come √ ((mobilità dell’arco mediano) 2  + (mobilità della larghezza del piede centrale) 2 ).

Fig. 1
Fig. 1Misure dell’angolo di proiezione del piano frontale e della mobilità del piede. Misurazione dell’altezza dell’arco non gravosa ( a ) e di peso ( b ). Misurazione della larghezza del piede centrale non portante ( c ) e del cuscinetto ( d ). Misurazione dell’angolo di proiezione del piano frontale nel punto più profondo dello squat a gamba singola ( e )

Postura del piede statico

La postura del piede statico in posizione bilaterale è stata quantificata con il Foot Posture Index (FPI) come nel nostro studio precedente [ 5 ]. L’FPI valuta la postura del piede statico in 3 piani per fornire un punteggio composito che va da – 12 (massimo supinato) a + 12 (massimo pronazione).

Misura dell’angolo di proiezione del piano frontale

Marcatori colorati sono stati collocati bilateralmente sopra le spine iliache anteriori superiori, il punto medio dei condili femorali e il punto medio dei malleoli. Le riprese video digitali (PAL 25 fotogrammi al secondo, risoluzione 800 × 600 pixel, Nikon Coolpix AW110, Nikon, Tokyo, Giappone) dell’aereo frontale sono state realizzate mentre i partecipanti hanno eseguito il test di squat a gamba singola.

I partecipanti stavano con i piedi allineati sul piano sagittale, indicati da segni sul pavimento e con le braccia incrociate sul petto (Fig. 1 e). Questa posizione di prova standardizzata è stata utilizzata per minimizzare l’impatto delle strategie di compensazione sulle prestazioni dello squat a gamba singola. I partecipanti sono stati incaricati di accovacciarsi fino a quando i loro glutei hanno toccato un treppiede posizionato dietro di loro, quindi immediatamente salire alla posizione di partenza. I partecipanti hanno eseguito cinque ripetizioni continue su ciascuna gamba, a una profondità di 45 °, con una cadenza di 2 secondi per aumento e 2 secondi per inferiore come indicato da un metronomo [ 5 ].

I fotogrammi fermi tratti dal filmato grezzo (QuickTime Player v10.4, Apple Inc.) della parte più profonda dello squat, come indicato dal marker del ginocchio (flessione del ginocchio di punta), sono stati importati in un programma di elaborazione delle immagini (ImageJ, Public Domain, National Institutes of Health). Le linee sono state sovrapposte per collegare i marcatori dell’anca, del ginocchio e della caviglia per il calcolo dell’angolo formato al ginocchio (FPPA) in gradi (Fig. 1e). Un angolo del ginocchio in varo è stato definito come una deviazione negativa da un allineamento neutro di 180 gradi, mentre un angolo del ginocchio in valgo è stato definito come una deviazione positiva da un allineamento neutro di 180 gradi. Tre delle cinque prove tozze a gamba singola sono state utilizzate per l’analisi. Le prove sono state selezionate in base alle prestazioni complessive (mantenimento dell’equilibrio, raggiungimento della profondità corretta dello squat e visibilità dei marker anatomici). Se tutte le prove sono state eseguite correttamente, è stata utilizzata la media delle 3 prove intermedie.

Analisi statistica

Le differenze tra i gruppi per le caratteristiche dei partecipanti sono state valutate usando t-test indipendenti, mentre le differenze nelle caratteristiche del piede e della caviglia e l’FPPA sono state valutate utilizzando modelli di regressione lineare con equazioni di stima generalizzate (GEE). L’utilizzo di GEE ha consentito l’inclusione di dati bilaterali dell’arto inferiore, poiché la maggior parte dei partecipanti con PFOA presentava dolore bilaterale (61%) [ 10 ]. Il gruppo di partecipanti è stato inserito come fattore, mentre sesso, altezza e peso sono stati inseriti come covariate.

Rapporti odds (OR) con intervalli di confidenza al 95% (CI) sono stati generati per ciascun modello. Il significato è stato fissato a 0,05. Tutte le analisi sono state eseguite con IBM SPSS versione 23 (Chicago Illinois, USA). I dati sono stati convertiti in segno per rimuovere i valori Beta negativi per la facilità di interpretazione.

risultati

Cinquantuno individui con PFOA (34 [66%] donne, media ± SD età 57 ± 10 anni indice di massa corporea (BMI) 27 ± 6 kg / m 2 ), e 23 controlli (13 [56%] donne, di età 56 ± 9 anni, BMI 24 ± 4 kg / m 2 ) partecipato (Tabella  2 ). Quelli con PFOA erano più pesanti e più corti di quelli nel gruppo di controllo (p = <0,05). Per il compito di squat a gamba singola, i dati non sono stati raccolti per 7 (13%) partecipanti con PFOA a causa dell’incapacità di questi individui di completare il compito (a causa di dolore al ginocchio) o dell’incapacità di visualizzare il marker dell’anca a causa di un eccesso eccessivo flessione del tronco durante l’operazione.Tavolo 2

Caratteristiche del partecipante e differenze tra gruppi

PF OAn  = 51controllin  = 23
Media (SD)Media (SD)Diff. MedioBeta (IC 95%)valori pOR (95% CI)
Genere femminile66%56%10
Età57 (10)56 (9)10.89
Altezza (m)1,68 (10)1,72 (11)-40,12
Peso78 (18)72 (16)60,17
BMI27 (6)24 (4)40,08
Caviglia DF (cm)9 (3)11 (3)-21.90 (0,9-2,9)0,0001 **6.7 (2.5-18.2)
Mobilità in altezza del piede (mm)14 (3)12 (3)21.64 (0,6-2,7)0,002 *5.2 (1.8-15.1)
Mobilità a piedi centrali (mm)13 (3)11 (3)21.47 (0,3-2,6)0.015 *4,3 (1,3-14,4)
Piede Mobilità Magnitudine (mm)19 (3)17 (4)22.13 (0,8-3,4)0.001 **8.45 (2,3-30,7)
Indice di posizione dei piedi4 (3)3 (3)10,90 (-. 1-1,9)0,0862.48 (0,9-6,9)
FPPApeak ( ° ) * PF OA n  = 448 (8)6 (9)22.75 (-0.5-5.9)0,0915.41 (,6-378,0)

Quelli con PFOA avevano meno dorsiflessione della caviglia (OR: 6,7 95% CI: 2,46-18,2), maggiore mobilità in altezza del piede centrale (OR: 5,2, IC 95% 1,78-15,14), maggiore mobilità della larghezza del piede centrale (OR: 4,3; IC 95%: 1,33-14,39) e una maggiore magnitudine di mobilità del piede (OR: 8,45; IC 95%: 2,32-30,69) rispetto ai controlli. Il gruppo PFOA non ha mostrato differenze significative nell’APPP (angolo valgo ginocchio) rispetto al gruppo di controllo (OR: 15,41, IC 95%: 0,63-377,99, p  = 0,09).

Discussione

Gli individui con PFOA presentavano piccole, ma significative, differenze nella mobilità del piede e della caviglia e nella postura del piede, rispetto ai controlli di età corrispondente. Tuttavia, l’FPPA (valgo del ginocchio dinamico) non era significativamente differente tra i gruppi.

Gli individui con PFOA avevano un range di dorsiflessione della caviglia di 2 cm in meno rispetto ai controlli antiage e non dolorosi; una differenza 4 volte maggiore dell’errore standard della misurazione (SEM) (SEM: 0,5 cm) [ 8 ]. Il significato della gamma di dorsiflessione della caviglia meno statica in quelli con PFOA non è chiaro. Popolazioni più giovani con dolore PF sembrano avere maggiori misure di dorsiflessione statica della caviglia rispetto ai controlli [ 11 ], tuttavia i risultati sono più variabili in quelli con dolore PF nella terza decade [ 1213]. Nessuno studio ha confrontato la dorsiflessione dinamica della caviglia dinamica nei pazienti anziani con e senza dolore PF o OA. Ulteriori studi che esplorano le associazioni tra la gamma di caviglie statiche e l’escursione dinamica della caviglia tra i diversi gruppi di età e con PF di gravità sintomatica e strutturale possono aiutare a capire la rilevanza delle nostre scoperte.

La mobilità del piede medio era maggiore nelle persone con PFOA. Mentre le differenze tra il gruppo PFOA e il gruppo senza dolore erano piccole (magnitudo di mobilità del piede di 2,1 mm), erano superiori al SEM (magnitudo di mobilità del piede SEM 1,3 mm [ 9 ]). Questo è in accordo con i risultati ottenuti in soggetti giovani con dolore PF (età media 29 anni) che avevano una magnitudo di mobilità del piede maggiore di 2 mm rispetto ai controlli corrispondenti all’età (dolore PF: 18 mm, controlli: 16 mm) [ 14]. Tuttavia, la relazione tra mobilità del piede centrale e carichi PF in sconosciuta. È probabile che la mobilità del piede medio superiore eserciti il ​​suo massimo impatto funzionale sull’arto inferiore nella seconda metà della fase di appoggio (da metà a stordimento). Mentre nessuno studio ha valutato la relazione tra mobilità del piede, cinematica del ginocchio e carico del ginocchio in questo momento, gli individui con PFOA sperimentano momenti di flessione del ginocchio più alti, impatti e sforzo articolare PF nella seconda metà della fase di posizione rispetto ai controlli sani [ 15 ]. Poiché interventi come ortesi del piede, che mirano a sostenere il mesopiede, hanno dimostrato l’efficacia nel migliorare il dolore PF in individui giovani con mobilità del piede medio alto [ 16 ], una risposta simile all’ortesi del piede può essere osservata nelle persone con PFOA.

Il valgo dinamico, misurato come FPPA, non era significativamente più grande nel gruppo PFOA rispetto al gruppo di controllo. La differenza tra i due gruppi è la metà della differenza osservata nelle persone con dolore PF rispetto ai controlli sani (4 °, età media 23 anni) [ 6 ] e inferiore a quella del SEM (2,8 ° [ 17 ]). Il gruppo di controllo in questo studio ha dimostrato un FPPA medio di 6 °, rispetto al 3 ° nella coorte di dolore PF di Willson et al. [ 6 ]. Il grado di FPPA nel nostro gruppo PFOA era simile a quello osservato nel dolore PF (PFOA: 8 °, dolore PF: 7 °) [ 6 ]. La scarsa performance dello squat a una gamba sola in adulti di mezza età in buona salute è comune (40-60 anni di età) e può riflettere un deterioramento dell’equilibrio legato all’età [ 18].]. Pertanto, sulla base dei dati attuali, un aumento della FPPA non sembra essere uno strumento clinico utile per differenziare quelli con o senza PFOA nelle persone di età superiore ai 40 anni.

Implicazioni cliniche

I nostri risultati potrebbero avere potenziali implicazioni cliniche per le persone con PFOA. La mobilità del piede era maggiore nelle persone con PFOA rispetto ai controlli di età corrispondente. L’entità delle differenze tra i gruppi nella mobilità del piede centrale era simile a quella osservata nei giovani con dolore alla PF [ 14]. Pertanto, gli interventi per affrontare una maggiore mobilità dei piedi nelle persone con PFOA, come ortesi del piede, calzature o rafforzamento del piede, possono fornire benefici clinici basati su esiti positivi in ​​soggetti con dolore PF [ 16 ].

Le implicazioni cliniche dell’intervallo dorsiflessione della caviglia inferiore osservate nel gruppo PFOA meritano un esame clinico basato sul suo potenziale impatto sul carico articolare del giunto PF sagittale. Tuttavia, poiché la riduzione della gamma della caviglia può essere correlata a strategie compensative che riducono il dolore attivo, non è certo se interventi clinici comuni come lo stiramento del polpaccio e il sollevamento del calcagno siano efficaci nell’aumentare il range attivo della caviglia sul piano sagittale nel PFOA. Le strategie di riqualificazione del movimento, associate a terapie volte a ridurre il dolore al ginocchio (ad es. Taping patellare) possono essere più efficaci in alcuni individui. L’effetto di questi interventi sui carichi PF e sul dolore in PFOA richiede ulteriori indagini.

Conclusione

In conclusione, questo studio ha identificato un range inferiore di dorsiflessione della caviglia e una maggiore mobilità del piede in quelli con PFOA rispetto ai controlli di età corrispondente. La considerazione degli interventi clinici per ridurre il potenziale impatto di una maggiore mobilità del piede è giustificata nelle persone con PFOA.

Significato e innovazioni: (2-4 punti elenco)

I risultati:

  • Gli individui con PFOA hanno una gamma di dorsiflessione della caviglia più bassa e una maggiore mobilità nella parte mediana rispetto ai controlli senza dolore corrispondenti all’età.

implicazioni:

  • Interventi per ridurre la mobilità del piede medio richiedono indagini nelle persone con PFOA.

Avvertenze:

  • Il grado di FPPA sullo squat a gamba singola non è in grado di differenziare quelli con e senza PFOA nelle popolazioni più anziane.

Abbreviazioni

BMI: 

Indice di massa corporea CI: 

Intervallo di confidenzacentimetro: 

Centimetro FPPA: 

Angolo di proiezione del piano frontaleGEE: 

Equazioni di stima generalizzate m: 

metro mm: 

MillimetroOA: 

L’osteoartrite O: 

Rapporto Odds PF: 

patellofemoralePFOA: 

Artrosi femoro-rotulea SD: 

Deviazione standardSEM: 

Errore standard della misura TF: 

tibio-femorale

[Tratto da: www.jfootankleres.biomedcentral.com ]