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1 저작자표시 - 비영리 - 변경금지 2.0 대한민국 이용자는아래의조건을따르는경우에한하여자유롭게 이저작물을복제, 배포, 전송, 전시, 공연및방송할수있습니다. 다음과같은조건을따라야합니다 : 저작자표시. 귀하는원저작자를표시하여야합니다. 비영리. 귀하는이저작물을영리목적으로이용할수없습니다. 변경금지. 귀하는이저작물을개작, 변형또는가공할수없습니다. 귀하는, 이저작물의재이용이나배포의경우, 이저작물에적용된이용허락조건을명확하게나타내어야합니다. 저작권자로부터별도의허가를받으면이러한조건들은적용되지않습니다. 저작권법에따른이용자의권리는위의내용에의하여영향을받지않습니다. 이것은이용허락규약 (Legal Code) 을이해하기쉽게요약한것입니다. Disclaimer

2 의학박사학위논문 우리나라소아만성신질환환자사구체여과율추정식개발 Development of an equation to estimate the glomerular filtration rate in Korean children with chronic kidney disease 2017 년 2 월 서울대학교대학원 의학과예방의학전공 최현진

3 초록 배경 : 신장질환의진단, 치료, 관리에있어서정확한신기능의평가는매우중요하다. 사구체여과율은신기능평가의대표적인지표이나일상적으로측정하기에는제한이있다. 혈청크레아티닌또는혈청 cystatin C 와같은신기능표지자를이용하여사구체여과율추정식들을통해사구체여과율을추정할수있는데, 좀더정확한사구체여과율추정을위해여러가지사구체여과율추정식들이개발되어왔다. 인종은사구체여과율추정에영향을미치는요소중하나로알려져있으나아직까지우리나라소아청소년에게적합한사구체여과율추정식을개발하는연구는수행된바없다. 목적 : 우리나라소아청소년만성신질환환자의자료를이용하여 사구체여과율추정식을개발하여기존에외국에서개발한사구체여과율 추정식들과타당도를비교평가하고자본연구를수행하였다. 방법 : 2010 년 10 월부터 2016 년 6 월까지 51 Cr-EDTA 사구체여과율 (isotope glomerular filtration rate: igfr) 검사를받은 2 세이상 20 세미만서울대학교병원만성신질환환자자료를분석하였다. 전체 111 개의자료를단순무작위표본추출을통해모형개발에사용할표본과타당성검증에사용할표본으로나누었다. 모형개발용표본의 igfr 값을 i

4 종속변수로삼고, 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN, 키, 몸무게등을설명변수로선정하여선형회귀분석을통해사구체여과율추정의후보모형을개발하였다. 이모형들과기존사구체여과율추정식들에대해타당성검증용표본을이용하여각사구체여과율추정식의정밀도와정확도를평가하였다. 이러한과정을통하여최종추정사구체여과율모형을결정한후전체자료에대한회귀분석을통해사구체여과율추정식의회귀계수를산출하였다. 결과 : 대상환자연령의중앙값은 14.3세 ( 사분위수범위 10.3~ 16.2), igfr의중앙값은 42.4 ml/min/1.73m 2 ( 사분위수범위 14.4 ~ 75.9) 이었다. 혈청크레아티닌및혈청 cystatin C 의중앙값은각각 1.36 mg/dl 와 1.68 mg/dl이었다. 분석결과혈청키 / 크레아티닌, 혈청 cystatin C, 성별, 체중등으로이루어진모형이기존의사구체여과율추정식들을포함한다른모형들에비하여사구체여과율을더잘추정하였다. 최종적으로개발된사구체여과율추정식은다음과같다. GFR (ml/min/1.73m 2 ) = 42.6 x [ 키 (m)/ 혈청크레아티닌 ] x [1/ 혈청 cystatin C] x 남자체중 (kg) x 이공식을전체자료에적용해보았을때 igfr 값의 10% 와 30% 이내에 ii

5 추정사구체여과율값의 39.6% 와 85.6% 가각각분포하였다. 결론 : 우리나라소아청소년만성신질환환자의자료를이용하여새로운 사구체여과율추정식을개발하였는데, 이공식은사구체여과율이 15~75 ml/min/1.73m 2 범위에있는환자들에게보다정확한사구체여과율을 추정하는데도움이될것으로판단되었다. 주요어 : 사구체여과율, 신기능, 만성신질환, 소아청소년, 추정식, 타당도 평가 학번 : iii

6 목차 초록 ⅰ 목차 ⅳ 표목차 ⅶ 그림목차 ⅹ I. 서론 연구배경 연구목적 9 II. 연구방법 연구설계 연구자료 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 검사방법 Cr-EDTA 사구체여과율측정법 통계분석 16 iv

7 모형개발용자료와검증용자료구성 후보모형개발 모형검증및최종모형결정 25 III. 연구결과 연구자료 연구대상의특성 연구대상환자의특성 모형개발용자료와검증용자료의환자특성비교 후보모형개발 설명변수들과 igfr 간의상관관계확인 키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 과 igfr 의 단순회귀모형 키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 과 igfr 의 다중회귀모형 사구체여과율추정식후보모형결정 모형검증및최종모형결정 61 v

8 IV. 고찰 68 V. 참고문헌 73 Abstract 82 vi

9 표목차 Table 1. Overview of published equations for estimating glomerular filtration rate in children 6 Table 2. Results of simple random sampling 20 Table 3. Characteristics of the children included in the whole data set, training data set and validation data set 31 Table 4 Correlation coefficients (R) and the significance level between isotope glomerular filtration rate and the following predictors: gender, age, height, body weight, serum creatinine, serum cystatin C, BUN, height/serum creatinine 36 Table 5. Determination coefficients (R 2 ) of regression models for height/serum creatinine (Ht/Scr) and isotope glomerular filtration rate (igfr) 39 Table 6. Determination coefficients (R 2 ) of regression models for serum vii

10 cystatin C (Scys) and isotope glomerular filtration rate (igfr) 43 Table 7. Determination coefficients (R 2 ) of regression models for BUN and isotope glomerular filtration rate (igfr) 47 Table 8. Goodness of fit and accuracy of the models for estimating glomerular filtration rate using log-transformed data from the training set (I) 53 Table 9. The results of likelihood ratio tests for evaluating the effect of an additional predictor to glomerular filtration rate prediction models (I) 54 Table 10. The results of likelihood ratio tests for evaluating the effect of an additional predictor to glomerular filtration rate prediction models (II) 57 Table 11. The results of likelihood ratio tests for evaluating the effect of an additional predictor to glomerular filtration rate prediction models (III) 58 Table 12. Goodness of fit and accuracy of the models for estimating glomerular filtration rate using log-transformed data from the training set (II) 60 Table 13. Overview of published studies and our study for glomerular filtration rate prediction equation 62 viii

11 Table 14. GFR prediction equations with published coefficients and coefficients derived from training data set 63 Table 15. Statistical results for the prediction performance of published estimated glomerular filtration rate equations and our candidate formulas; validation data set (n=37) 66 ix

12 그림목차 Figure 1. 우리나라소아만성신질환환자사구체여과율추정식개발 연구수행과정 17 Figure 2. Selection of the study subjects from medical records of Seoul National University Hospital 28 Figure 3. Scatter plots of age, height (Ht), body weight (Bwt), serum creatinine (Scr), serum cystatin C (Scys), BUN, height/serum creatinine (Ht/Scr) and isotope glomerular filtration rate (igfr) 34 Figure 4. Box plot of isotope glomerular filtration rate (igfr) according to gender 35 Figure 5. Scatter plots of the linear (1), quadratic (2), logarithmic (3), exponential (4) and power (5) regression equations for height/serum creatinine (Ht/Scr) and isotope glomerular filtration rate (igfr). 40 Figure 6. Residual plots of the linear, quadratic, logarithmic, exponential and simple power regression equations for height/serum creatinine (Ht/Scr) and x

13 isotope glomerular filtration rate (igfr) 41 Figure 7. Scatter plots of the linear (1), quadratic (2), inverse (3), logarithmic (4), exponential (5) and power (6) regression equations for serum cystatin C (Scys) and isotope glomerular filtration rate (igfr) 44 Figure 8. Residual plots of the linear, quadratic, logarithmic, exponential and simple power regression equations for serum cystatin C(Scys) and isotope glomerular filtration rate (igfr) 45 Figure 9. Scatter plots of the linear (1), quadratic (2), inverse (3), logarithmic (4), exponential (5) and power (6) regression equations for BUN and isotope glomerular filtration rate (igfr) 48 Figure 10. Residual plots of the linear, quadratic, logarithmic, exponential and simple power regression equations for BUN and isotope glomerular filtration rate (igfr) 49 Figure 11. Bland Altman plots of published and our prediction models for validation data set 67 xi

14

15 I. 서론 1.1. 연구배경 신장은산염기및수분조절, 혈압조절, 적혈구형성, 칼슘인대사, 노폐물배설등의중요한기능을담당하고있다. 신질환의진단, 치료, 관리에있어서신장기능의추적관찰은매우핵심적인부분으로, 사구체여과율 (glomerular filtration rate) 은신기능을가장잘반영하는지표로알려져있다 [1, 2]. 사구체여과율은통상적으로사구체가 1 분동안혈장을몇 ml 여과할수있는가로나타내는데, 청년남자의정상값은약 130 ml/min/1.73m 2, 청년여자의정상값은약 120 ml/min/1.73m 2 이다 [2]. 어떤물질이사구체에서전부여과되면서 신장세뇨관에서는재흡수, 분비및대사가일어나지않고신장을 통해서만배설된다고하면그물질의청소율로사구체여과율을산출할 수있다 [3]. 이눌린은단백질과결합하지않고, 사구체에서자유롭게여과되면서 신장에서대사, 합성, 재흡수, 또는분비가일어나지않는다 [4]. 그래서 이눌린을정맥으로주사한후주입한이눌린이신장으로배설되는양을 측정한이눌린신장청소율 (renal inulin clearance) 은사구체여과율 측정의표준방법 (gold standard 또는 reference method) 으로알려져 있다. 그러나검사과정이복잡하고번거로우며, 이눌린측정법도 표준화되어있지않아소아에서는주로연구목적으로사용되고, 대신 1

16 임상에서는정확한사구체여과율측정을위해 51 Cr-EDTA ( 51 Crethylenediaminetetraacetic acid), 99mTc-DTPA ( 99m Tcdiethylenetriaminepentaacetic acid), 125 I-iothalamate 등과같은방사성동위원소 (radioisotope) 나 iohexol 또는 iothalamate 와같은 iodinated contrast agents 를이용하여신장청소율 (renal clearance) 또는혈장청소율 (plasma clearance) 을측정하는방법이많이사용되고있다 [3, 5]. 이눌린과위검사방법들을비교한체계적문헌고찰에의하면위검사방법들도사구체여과율을정확하게측정하는것으로나타났다 [6]. 이검사들은이눌린청소율검사에비해서는상대적으로검사방법이덜복잡하지만, 마찬가지로일상적으로사용하기에는시간과비용이많이들고검사가가능한병원도제한되어있다는문제점이있다 [3, 5, 7]. 24 시간요검사를통해크레아티닌청소율을측정하는방법도있으나요를모으는것이번거로울뿐아니라특히소아에서는배뇨조절이잘되지않아정확하지못한경우가많다. 또한신기능이저하된경우신장이외에서크레아티닌이제거되는비율이높아지기때문에사구체여과율을과대추정할수있다 [8, 9]. 이러한이유들때문에임상에서는혈청크레아티닌 (Serum creatininer) 농도측정을통해신기능을평가하는방법이가장일반적으로사용되어왔는데, 2012 년 Kidney Disease: Improving Global Outcomes (KDIGO) CKD Work Group 의만성신질환진단및치료가이드라인에서는혈청크레아티닌이나혈청 cystatin C 수치로만신기능을평가하기보다사구체여과율추정식을사용하여산출한사구체여과율추정값을함께확인하도록권고하고있다 [1]. 2

17 대표적인내인성사구체여과율지표 (endogenous glomerular filtration marker) 인혈청크레아티닌또는혈청 cystatin C 의혈중농도는 사구체여과율에의해서만결정되는것이아니라이물질의생성및신장외배설등다른요인들의영향도받기때문에사구체여과율이동일한경우에도혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C 와같은신기능표지자의농도는다를수있다. 이와같이신기능이외에내인성사구체여과율지표의혈중농도에영향을미치는요소 (non-glomerualr filtration rate determinants) 를사구체여과율추정식에반영함으로써좀더정확하게사구체여과율을추정할수있다 [5]. 예를들어혈청크레아티닌은신기능뿐만아니라근육양에따라달라지기때문에혈청크레아티닌을이용한사구체여과율추정식에서는개개인의근육양의차이가반영이되도록연령, 성별, 인종, 체중등을대리변수 (surrogate) 로포함하고있다 [10, 11]. 성인에서는사구체여과율추정식으로 MDRD 공식 (the Modification of Diet in Renal Disease Study equation) 이널리사용되고있다 [11, 12]. GFR(ml/min/1.73m 2 ) =175 x [Scr] x [Age] x [0.742 if female] x [1.212 if African American] 그러나 MDRD 공식은만성신질환환자를대상으로개발된공식이어서 사구체여과율이상대적으로더높은환자에서는사구체여과율을 3

18 과소추정하는제한점이있다 [13]. 이에 CKD-EPI (Chronic Kidney Disease Epidemiology Collaboration) 공식이개발되어최근에는 MDRD 와함께사용되고있다 [14, 15]. GFR (ml/min/1.73m 2 ) =141 x min[scr/k, 1] α x max[scr/k, 1] x Age x [1.018 if female] x [1.159 if black] K: 0.7 for females and 0.9 for males α: for females and for males min: the minimum of Scr/K or 1 max: the maximum of Scr/K or 1 사구체여과율추정식중소아에서주로사용되어온 Schwartz formula 는 1970 년대에처음으로제안되었다 [16]. Schwartz formula 가만들어질때에는크레아티닌은 Jaffe kinetic method 로측정하였는데최근에는 enzymatic assay 로측정하는경우가늘어나고있고, 또 Jaffe method 를사용하더라도서로다른검사실간에크레아티닌값을서로비교할수있도록 IDMS (Isotope Dilution Mass Spectrometry) traceable 크레아티닌값으로보고하도록권고되고있다 [17]. enzymatic assay 로측정한혈청크레아티닌값이나 IDMS traceable 크레아티닌값은 Jaffe method 로측정한경우에비해혈청크레아티닌값이낮은경향을 보이기때문에기존의 Schwartz formula 을사용할경우사구체여과율이과대추정되는문제가발생하였다 [18]. 이에미국소아만성신질환코호트 (Chronic Kidney Disease in Children; CKiD) 자료를이용하여 4

19 사구체여과율추정식을새롭게개발하였다 [19]. 기존의 Schwartz 공식처럼키 / 혈청크레아티닌만을변수로한단순화시킨공식을 bedside Schwartz equation 이라고부르기도하는데, 이공식이소아에서는가장보편적으로사용되고있으나만성신질환환자자료를바탕으로만들어져신기능이정상인환자를대상으로적용할경우사구체여과율이더낮게추정되는제한점이있다 [20]. 한편, 크레아티닌을이용한사구체여과율추정은근육양, 영양상태, 인종등여러가지요인들의영향을받을수있어사구체여과율추정의정확성이떨어질수있다 [7, 21]. 또다른신기능표지자인혈청 cystatin C 는혈청크레아티닌과달리성별이나연령 ( 생후 12 개월이후 ) 의영향을덜받고혈중반감기가더짧아미세한신기능의저하를좀더민감하게반영하는특징이있다 [22-25]. 혈청크레아티닌과혈청 cystatin C 모두를포함한사구체여과율추정식은 Bouvet 등 [27] 및 Zappitelli 등 [28] 이처음으로발표하였다. 두신기능표지자모두를이용한사구체여과율추정식이한가지신기능표지자만을이용한공식에비해좀더사구체여과율을잘예측하는것으로나타났다 [26]. 소아청소년을대상으로사구체여과율을추정하기위해서제안된여러공식들을 Table 1 에정리하였다 [10, 16, 19, 27-36]. 5

20 Table 1. Overview of published equations for estimating glomerular filtration rate in children Scr based estimated GFR equation Counahan et al. (1976) [33] Leger et al.(2002) [10] Schwartz et al. (2009)[19] 43.00(Ht/Scr) 0.641(Wt/Scr) (Ht2/Scr) 41.3Ht/Scr Schwartz et al. (2012) [36] 42.3(Ht/Scr) Gao et al. (2013)[35] Pottel et al. (2009) [28] 68(Ht/Scr)-8(Ht/Scr) xAge-(21.53 in males or in females) [ x In(Age) ] * Ht/Scr Scys based Bokenkamp et al. (1998) [34] (162/Scys)-30 Filler et al. (2003)[27] 91.62(1/Scys) Zappitelli et al.(2006) [31] 75.94(1/Scys) 1.17 Grubb et al.(2006) [37] 84.69(1/Scys) 1.68 x for age <14 years Schwartz et al. (2009) [19] 41.9(18/Scys) 1.123

21 Schwartz et al. (2012) [36] 70.69(1/Scys) Scr and Scys based Bouvet et al. (2006) [30] 63.2[1.2/Scys] 0.56 [1.09/Scr] 0.35 [Age/14] 0.4 [Wt/45] 0.3 Zappitelli et al.(2006) [31] e 0.003xHt [1/Scys] [1/Scr] Schwartz et al. (2009) [19] 39.1[Ht/Scr] [1.8/Scys] [30/BUN] [Ht/1.4] male 7 Schwartz et al. (2012) [36] Chehade et al. (2014) [29] 39.8[Ht/Scr] [1.8/Scys] [30/BUN] [Ht/1.4] male 42(Ht/Scr)- 4(Ht/Scr) x Scys x age in female or in male Abbreviations: GFR, glomerular filtration rate; Ht, height (in m); Scr, serum creatinine (in mg/dl); Scys, serum cystatin C(in mg/dl); Wt, weight (in kg)

22 사구체여과율추정식을개발할때의연구대상과공식을적용할인종이나민족이다를경우해당공식의사구체여과율추정의정확성이떨어지는경향이있다 [5]. 성인에서주로사용되는사구체여과율추정식인 MDRD equation 도인종간에다른값을사용하고있으며, 일본의소아청소년대상연구에따르면 Schwartz formula 를일본인에적용할경우실제사구체여과율값과차이가있는것으로나타나일본고유의사구체여과율추정식을개발하여발표하였다 [38, 39]. 앞서살펴보았듯지금까지대부분의사구체여과율추정식들이유럽, 미국등서구의소아청소년자료를이용하여개발되었고, 우리나라소아청소년을대상으로위에서제시된사구체여과율추정식을그대로적용하여도되는지에대해서는아직까지연구가부족한실정이다. 8

23 1.2. 연구목적 우리나라에서수행된사구체여과율추정식개발과관련된연구에는성인을대상으로사구체여과율추정식을검토하여보고한연구가있으나소아에서는 24 시간요검사를통해산출한크레아티닌청소율과추정사구체여과율값사이의상관분석을수행한연구외에는보고된바가없다 [40, 41]. 이에본서울대학교병원에서 51 Cr-EDTA 사구체여과율검사를받은환자들의자료를이용하여우리나라소아청소년에적합한사구체여과율추정식을개발하고기존에알려진사구체여과율추정식들과타당도를비교하여평가하였다. 9

24 II. 연구방법 2.1. 연구설계 서울대학교병원에서는 51 Cr-EDTA 를환자에게투여한후정해진 시간에채혈하여혈중 51 Cr-EDTA 농도변화를측정하여산출한 51 Cr- EDTA 청소율로사구체여과율을측정한다. 본연구는이와같이측정한방사성동위원소사구체여과율 (isotope glomerular filtration rate: igfr) 값과인구학적변수, 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C 와같은신기능표지자의상관관계를분석함으로써사구체여과율추정식을개발하고자하는후향적단면적연구로, 서울대학교병원의학연구윤리심의위원회의승인을받았다 (Institutional Review Board No ) 연구자료 2010 년 10 월부터 2016 년 6 월까지 2 세이상 20 세미만만성신질환환자중 51 Cr-EDTA 사구체여과율검사를받은환자를연구대상으로삼았다. 신이식을받았던환자거나 igfr 값이 5 이하또는 180 이상으로측정된경우는제외하였다. igfr 값과함께기존의사구체여과율연구들에서사구체여과율과상관관계가있는것으로알려져있는변수들인연령, 성별, 키, 몸무게, BUN, 혈청크레아티닌과혈청 cystatin C 에관한정보를수집하였다. 10

25 위의변수들중사구체여과율검사일전후혈청크레아티닌과혈청 cystatin C, BUN 은검사결과조사를위해유형별만성신질환환자생존및신기능보존 10 년추적조사연구 (a KoreaN Cohort Study on the Outcome in Patients with Pediatric Chronic Kidney Disease; KNOW- PedCKD) 자료와서울대학교병원의무기록을함께검토하였다. KNOW- PedCKD 는우리나라소아만성신질환환자를대상으로신장질환의임상경과를파악하고예후에영향을미치는요인을파악하고자 2012 년부터시작된전국적전향적다기관코호트연구로, 51 Cr-EDTA 사구체여과율검사를받은서울대학교병원소아환자중일부도사구체여과율검사당시에 KNOW-PedCKD 에참여하고있었다 [42]. KNOW-PedCKD 에참여중인경우혈청크레아티닌과혈청 cystatin C, BUN 등의검사는 KNOW-PedCKD 의중앙검사실 (central laboratory, 랩지노믹스검사센터 ) 에서검사가이루어졌다. 따라서 KNOW-PedCKD 에참여중인환자는 51 Cr-EDTA 사구체여과율검사일전후이루어진혈청크레아티닌및혈청 cystatin C 검사가 KNOW-PedCKD 중앙검사실에서이루어졌고, KNOW-PedCKD 에참여하지않고있던환자의검사는서울대학교병원검사실에서 이루어졌다. 따라서 51 Cr-EDTA 사구체여과율검사일전후혈청 크레아티닌과혈청 cystatin C, BUN 값은 KNOW-PedCKD 자료와 서울대학교병원의무기록을모두를검토하여수집하였고, 관련 혈액검사결과가어느쪽에도없는경우는연구대상에서제외하였다. 11

26 연구기간동안환자가 igfr 검사를여러번시행하여한환자당두개 이상의 igfr 검사자료가있을경우, 환자당하나의자료만선별하였는데, 이때혈액검사가 KNOW-PedCKD 중앙검사실에서검사가이루어진 자료를우선적으로선택하였다 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 검사방법 KNOW-PedCKD 중앙검사실과서울대학교병원검사실에서의혈청 크레아티닌및혈청 cystatin C, BUN 검사방법은각각아래와같다. KNOW-PedCKD 중앙검사실에서혈청크레아티닌은 Advia chemistry CREA (Siemens Healthcare Diagnostics Inc.) 시약을첨가한후 Siemens advia chemistry (Siemens Healthcare Diagnostics Inc., Tarrytown, NY, United States) 을이용하여 Alkaline -picratekinetic rate blanked Jaffé method 로측정한후 isotope dilution mass spectrometry (IDMS) traceable value 로보정하여보고하였다. 혈청 cystatin C 는 N Latex Cystatin C (Siemens) 시약을첨가하여 nephelometry 방법 (Siemens BN II, Siemens Healthcare Diagnostics Inc., United States) 를이용하여측정한다. 혈청 BUN 은 UN L(Wako) 시약을첨가한후 Siemens advia chemistry 를통해 Urease/GLDH 방법으로측정된다. 12

27 서울대학교병원검사실에서혈청크레아티닌은 CREA(Roche) 시약을첨가한후 TBA 200-FR(Toshiba, Japan) 을이용하여 rate-blanked Jaff é method 로측정한다. 측정된혈청크레아티닌값은 isotope dilution mass spectrometry (IDMS) traceable value 로보정하여보고하였다. 혈청 cystatin C 는 CYSC(Roche) 시약을첨가하여 immunoturbidimerty 방법 (Modular P, Roche) 으로측정한다. 혈청 BUN 은 SICDIA LUN (Shinyang Chemical Co.) 시약을첨가한후 TBA 200-FR(Toshiba, Japan) 를통해 Urease/GLDH 방법으로측정된다. 이와같이 KNOW-PedCKD 중앙검사실과서울대학교병원검사실의혈청크레아티닌및혈청 cystatin C, BUN 검사방법은다르다. 그런데, 사구체여과율추정예측모형개발에사용되는혈청크레아티닌및혈청 cystatin C, BUN 검사값들은동일한검사방법으로시행된검사결과만을사용해야한다. 그래서 51 Cr-EDTA 사구체여과율검사시행여부에상관없이동일한검체로 KNOW-PedCKD 중앙검사실과서울대학교병원검사실, 양쪽검사실에서검사가이루어진혈청크레아티닌및혈청 cystatin C, BUN 검사값을각각수집하였다. 수집된자료는혈청크레아티닌 404 쌍, BUN 402 쌍, 혈청 cystatin C 54 쌍이었다. KNOW- PedCKD 검사실의검사값을종속변수, 서울대학교병원검사실의검사값을설명변수로하여회귀분석을통해두검사값들사이의회귀식을아래와같이산출하였다. BUN(KNOW-PedCKD) = *BUN( 서울대학교병원 ) Scr(KNOW-PedCKD) = *Scr( 서울대학교병원 )

28 Scys(KNOW-PedCKD) = *Scys( 서울대학교병원 ) 정리하면, KNOW-PedCKD 에서시행한혈청크레아티닌및혈청 cystatin C, BUN 검사결과가있는경우에는그자료를그대로사용하고, 서울대학교병원에서시행한검사결과만있는경우에는위에서언급한회귀식을이용하여 KNOW-PedCKD 중앙검사실검사값을추정한결과를본연구의사구체여과율추정예측모형구축을위한자료로사용하였다 Cr-EDTA 사구체여과율측정법 51 Cr-EDTA 50 μci 를식염수 6ml 에희석해서 1ml 을표준액으로남기고 나머지 5ml 을환자에게정맥으로주사한다. 51 Cr-EDTA 주입후 3 시간, 5 시간째채혈을하여두샘플의혈장의 51 Cr 에서나오는감마선활동도와표준액에서나오는감마선활동도를감마선계측기로측정한뒤아래와같이 Brochner-Mortensen and Rodbro 의방법을이용하여혈장 51 Cr-EDTA 청소율을산출한다 [43, 44]. Wi: 환자에게정맥으로주사한 51 Cr-EDTA 주입량 Ws: 표준액양 S: 표준액의감마선활동도 t1: 첫번째채혈시각 - 51 Cr-EDTA 주사시각 t2: 두번째채혈시각 - 51 Cr-EDTA 주사시각 δt: t2-t1 14

29 C 1: 첫번째채혈한샘플의 51 Cr-EDTA 감마선활동도 C 2: 두번째채혈한샘플의 51 Cr-EDTA 감마선활동도 E 1 = Wi S 200 In(C 1/C 2) (t2/dt) W s δt C 1 C 2 (t1/dt) 51 Cr-EDTA 를주사하면처음에는혈중농도가빠르게감소하고시간이 지나면서천천히감소한다. Two compartment model 이론에따르면 51 Cr-EDTA 를주사하면처음에는 51 Cr-EDTA 가혈관에서간질로 퍼지면서혈중농도가빠르게감소하고이후에는신장배출 (renal excretion) 이일어나면서혈중농도가천천히감소한다. 위식의 E 1 은 51 Cr-EDTA 의신장배출만을평가하는 one compartment model 을따라 계산된값으로, 이값을이용하여아래와같이계산함으로써더정확한 51 Cr-EDTA 혈장청소율 (plasma clearance) 를산출할수있다 [3, 45]. 본연구에서사용한사구체여과율은 51 Cr-EDTA 혈장청소율을 체표면적으로보정한값을사용하였다. 51 Cr-EDTA 혈장청소율 = (( E E 1 2 ) - 3.7) 1.1 체표면적 (m 2 ) = (( 체중 (kg)) ( 키 (cm)) )/10000 사구체여과율 (ml/min/1.73m 2 ) = 51 Cr-EDTA 혈장청소율 1.73/ 체표면적 15

30 2.5. 통계분석 본연구의수행과정을흐름도로간략하게정리하면 Figure 1 과같다. 16

31 Figure 1. 우리나라소아만성신질환환자사구체여과율추정식개발 연구수행과정 17

32 모형개발용자료와검증용자료구성 대상환자의특성을나타내는값들은중앙값, 사분위수범위, 평균 ± 표준편차로정리하였다. 전체자료를사구체여과율추정식을개발하기위한자료 ( 모형개발용자료 ; training data set) 와이렇게개발된사구체여과율추정식의타당도를평가하는데사용할자료 ( 검증용자료 ; validation data set), 이렇게두가지로나누었다. 전체자료의 2/3 로모형개발용자료를만들고자통계프로그램 SAS 의 surveyselect 프로시저를사용하여전체 111 개자료중 74 개의자료를단순무작위표본추출 (simple random sampling) 방법으로추출하였다. 추출된자료를제외한나머지 37 개자료로검증용자료를만들었다. surveyselect 프로시저를이용하여 random number seed 로 1, 12, 123, 1234 이와같이넣어가며모형개발용자료와검증용자료짝을만들었는데, 이중두자료간의 igfr 과성별의분포가가장유사한 random number seed 12 로추출된자료를본연구에서사용할검증용자료로선택하였다 (Table 2). 이렇게선택된모형개발용자료와검증용자료에서변수들의분포가비슷한지확인하였다. 변수가연속변수인경우등분산성가정을만족하면 t-test 를, 그렇지않을경우에는 Mann-Whitney U test 를이용하여두군을비교하였고, 범주형변수는카이제곱검정을이용하여비교하였다. 검정결과두군의변수간에유의한차이가없어이렇게 18

33 만들어진모형개발용자료를이용하여사구체여과율추정식을개발하고, 검증용자료로이공식의사구체여과율예측성능을평가하기로하였다. 19

34 Table 2. Results of simple random sampling Random number seed igfr (ml/min/1.73m 2 ) Training set Validation set Gender (Male(%)) Training set Validation set

35 모형개발 사구체여과율의예측모형을최소제곱선형회귀분석으로구축하였다. 모형의종속변수로 igfr 값을, 설명변수로연령, 성별, 키, 몸무게, 혈청 크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 을고려하였다. 또한기존의 사구체여과율추정식에서중요한변수로사용되었던키 / 혈청 크레아티닌도설명변수에포함시켰다 [16, 19, 33, 35]. - igfr 과상관관계가높은설명변수선별 모형개발용자료를이용하여 igfr 과설명변수인연령, 키, 몸무게, 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN, 키 / 혈청크레아티닌등의변수들에대하여각각의상관관계를산점도와상관계수 (R) 를통해살펴보았다. 성별에따른 igfr 의분포의차이는상자도표를통해살펴보았다. 변수들가운데키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 이 igfr 에대해상관관계가높은변수로선별되었다. - 키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 과 igfr 의 단순회귀모형결정 앞의산점도에서확인된바와같이키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 과 igfr 는선형상관관계 (linear relation) 가뚜렷하지않았다. 이변수들과 igfr 의상관관계를잘설명하는모형을찾기위해변수들을 21

36 역수, 로그, 지수, 이차항등으로변수변환을하여아래와같은함수들로 모형을세워모형의적합도를검토하였다. 다항함수 (polynomial function) - 선형방정식 (linear equation): Y = α+ βx - 이차방정식 (quadratic equation): Y = α+ β 1X+ β 2X 2 - 역수방정식 (inverse equation): Y = α+ β(1/x) 멱함수 (power function): Y = α X β (Log(Y) = α+ βlog(x)) 지수함수 (exponential function): Y = α e βx (Log(Y) = α+ βx) 로그함수 (logarithmic function): Y = α+ βlog(x) 위의모형들가운데가장좋은모형적합도 (best model fit) 를가진 모형을찾기위해각모형별로아래항목들을모두확인하였다. - 산점도 - 잔차도표 : 스튜던트화잔차의분포 - 결정계수 (R 2 ) 각설명변수별로, 모형들중결정계수값이크고, 잔차가등분산인 모형을선별하였다. 그결과, 키 / 혈청크레아티닌과 igfr 도, 혈청 cystatin C 과 igfr 도, BUN 과 igfr 도, 모두설명변수와종속변수에 로그를취한모형 ( 멱함수모형 ) 이종속변수에대한설명변수의설명력이 22

37 크고잔차도등분산성가정에위배되지않았다. 따라서사구체여과율 추정모형을아래식과같은형태로정하였다. log(igfr)=log(α) + β*log(x) +γ*z +ε 위식에서 X 는키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 등과같은 연속변을의미하며 Z 는성별과같은범주형변수를, ε 은잔차를 의미한다. 따라서추정사구체여과율 (estimated glomerular filtration rate; egfr) 은다음과같이산출할수있다. egfr = α [X] β [exp(c)] γ - 키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 과 igfr 의 다중회귀모형구축 키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 을위사구체여과율 추정식의설명변수 X 로하여가장 igfr 을잘예측하는모형을찾고자하였다. 설명변수가모두세가지여서변수의조합으로가능한모형은단변수모형 3 개, 2 개의변수로이루어진모형 3 개, 세변수모두가포함된모형 1 개로모두 7 개였다. 7 개의모형각각에대해사구체여과율예측능을평가하여가장예측능이좋은모형을선택하였다. 모형의평가를위해다음다섯가지항목을조사하였고, 23

38 모형간의모형적합도 (model fit) 의차이는로그가능도비카이제곱검정 (Loglikelihood ratio chi-square test) 을이용하여분석하였다. 1) 모형으로설명이되는 igfr 의변동성을측정하는결정계수 (R 2 ), 2) 5 배교차검증평균제곱근오차 (5-fold cross validation root mean square error; CV-RMSE), 3) igfr 과 egfr 을 60 ml/min/1.73m 2 미만과 60 ml/min/1.73m 2 이상으로분류하여범주간일치도를평가하기위한 카파상관계수 (Cohen s kappa coefficient) 4) igfr 의 10% 이내에존재하는 egfr 의분율 (Accuracy within 10% of igfr) 5) igfr 의 30% 이내에존재하는 egfr 의분율 (Accuracy within 30% of igfr) - 후보모형결정 마지막으로앞에서결정된모형에성별, 연령, 키와같은다른변수들과상호작용항을추가하였을때모형의예측성능이더나아지는지확인하였다. 모형에변수를추가할지여부는로그가능도비카이제곱검정결과가유의하고, 추가된변수가모형에서유의한지에따라결정하였다. 변수들간의상호작용 (interaction) 은주효과 (main effect) 가유의한변수들중임상적으로가능한상호작용에한해검토하였다. 24

39 모형검증및최종모형결정 모형검증용자료를이용하여개발된공식과기존에발표되어있는사구체여과율추정식들이사구체여과율을잘예측하는지평가하였다. 그런데, 본연구에서사용되었던혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN, 사구체여과율측정방법과다른사구체여과율추정식연구들에서의검사방법이서로다르기때문에기존사구체여과율추정식의계수 (coefficient) 들을본연구의자료에그대로적용하여사구체여과율을계산하면비뚤림이발생한다 [46, 47]. 따라서기존의공식으로사구체여과율추정값을계산하기전에먼저본연구의모형검증용자료로선형회귀분석을하여사구체여과율추정식들의회귀계수를재산출하였다. 이렇게수정된기존사구체여과율추정식들과앞서본연구를통해만들어진사구체여과율추정식들이사구체여과율을잘추정하는지비교하여평가하기위해먼저모형검증용자료를사구체여과율추정식들에넣어서공식별로 egfr 을계산하였다. 사구체여과율추정식의정밀도 (Precision) 평가를위해 Bland-Altman 의 95% limits of agreement 방법을적용하여 mean bias 와 95% limits of agreement 를산출하였고, 정확도 (Accuracy) 는 igfr 의 10% 과 30% 이내에존재하는 egfr 의분율 (%) 로측정하였다 [48, 49]. 정리하면, 아래와같은값들을산출하였다. 1) (egfr-igfr) 의평균 (bias) 과이값의 95% 신뢰구간 25

40 2) 95% limits of agreement: bias ± 1.96 x ((egfr igfr) 의표준편차 ) 3) igfr 의 10% 이내에존재하는 egfr 의분율 (%) 4) igfr 의 30% 이내에존재하는 egfr 의분율 (%) 또한 Bland-Altman 의 95% limits of agreement 방법의기본가정을 만족하는지확인하기위해가로축을 egfr 과 igfr 의평균으로하고 세로축을 egfr 과 igfr 의차이로하는 Bland-Altman plot 을그려 egfr 과 igfr 의차이가 GFR 값전반에걸쳐서어느정도 일정한지 (constant) 여부를검토하였다 [49]. 기존에보고된사구체여과율추정식들과후보모형들가운데사구체여과율추정식의정밀도와정확도가높고 95% limits of agreement 방법의기본가정을만족한모형을선택한뒤, 모형의설명변수들로전체 111 개의자료에대해회귀분석을수행하여최종적인사구체여과율추정식을구하였다. 통계분석에는 SAS ver. 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC, USA) 와 STATA ver (Stata Corp., College Station, TX, USA) 을사용하였다. 26

41 III. 연구결과 3.1. 연구자료 서울대학교병원에 2010 년 10 월부터 2016 년 6 월까지내원한 2 세이상 20 세미만소아만성신질환환자의자료를검토하였을때 51 Cr-EDTA 사구체여과율검사를통해측정된 igfr 값은모두 180 개였다. 사구체여과율검사일전후로혈청크레아티닌과혈청 cystatin C, BUN 측정값이존재하지않는경우와 igfr 값이 5 이하또는 180 이상으로측정된경우를제외하면 149 개가남았다. 한환자가두번이상의 igfr 검사를시행한경우, 해당자료의혈액검사가 KNOW-PedCKD 의중앙검사실에서이루어진자료를우선으로선택하여환자일인당하나의 자료를선별하였다. 최종적으로전체 111 개의자료가연구대상으로 선정되었다 (Figure 2). 111 개의자료중혈청크레아티닌은 KNOW-PedCKD 중앙검사실과서울대학교병원검사실에서각각 103 건과 8 건의검사가이루어졌고, BUN 과혈청 cystatin C 는 KNOW-PedCKD 에서 58 건, 서울대학교병원에서 50 건의검사가이루어졌다. KNOW-PedCKD 의검사수치는그대로분석에사용하였고, 서울대학교병원에서이루어진 8 건의혈청크레아티닌검사및 50 건의 BUN 과혈청 cystatin C 검사는 KNOW-PedCKD 검사값과서울대학교병원검사값사이의회귀식을통해 KNOW-PedCKD 검사실에서의추정치를구한뒤그값을분석에사용하였다. 27

42 Figure 2. Selection of the study subjects from medical records of Seoul National University Hospital. 28

43 3.2. 연구대상의특성 연구대상환자의특성 대상환자들중남자는 79 명 (71.2%) 이었다. 연령은 13.2 ± 4.3 세 ( 중앙값 14.3 세, 사분위수범위 ) 이었고, 키는 1.47 ± 0.22 m ( 중앙값 1.53, 사분위수범위 ), 체중은 43.7 ± 18.3 kg ( 중앙값 44.1, 사분위수범위 ), 체질량지수는 19.1 ± 3.9 kg/m 2 ( 중앙값 18.4), 혈청크레아티닌은 2.15 ± 1.96 mg/dl ( 중앙값 1.36, 사분위수범위 ), 혈청 cystatin C 는 2.11 ± 1.24 mg/dl ( 중앙값 1.68, 사분위수범위 ), BUN 은 37.5 ± 27.7 mg/dl ( 중앙값 25.5, 사분위수범위 17-52) 이었다. igrf 은 48.6 ± 36.3 ml/min/1.73m 2 ( 중앙값 42.4, 사분위수범위 ) 이었다 (Table 3). 연구대상의신질환의종류는사구체신염, 다낭성신질환, 세뇨관간질질환, 선천성요로기형등으로다양하였다 모형개발용자료와검증용자료의환자특성비교 전체자료의 67% 인 74 개의자료를무작위표본추출하여모형개발용자료로정하였고, 나머지 37 개의자료는검증용자료로정하였다. 모형개발용자료와검증용자료의연령, 키, 몸무게, 체표면적, 체질량지수, 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN, igfr 값의중앙값, 사분위수범위, 평균 ± 표준편차는비슷하였고, 통계적으로도유의한 29

44 차이가없었다 (Table 3). 남녀의비도모형개발용자료에서남아의분율 71.6%, 검증용자료에서남아의분율 70.3% 로두군간에유의한 차이는없었다 (p=0.882). 30

45 Table 3. Characteristics of the children included in the whole data set, training data set and validation data set Variable Whole data set (n=111; 32 girls, 79 boys) Training data set (n=74; 21 girls, 53 boys) Validation data set (n=37; 11 girls, 26 boys) Median Mean ± SD Median Mean ± SD Median Mean ± SD p- value a Age (year) ± ± ± Height(m) ± ± ± Weight(kg) ± ± ± BMI(kg/m 2 ) ± ± ± BSA(m2) b ± ± ± Serum creatinine (mg/dl) ± ± ± Serum cystatin C (mg/dl) ± ± ± Serum BUN (mg/dl) ± ± ± igfr(ml/min/1.73m 2 ) ± ± ± Abbreviations: BMI, body mass index; BSA, body surface area; igfr, isotope glomerular filtration rate a Calculated by the t-test except serum creatinine. The p value for serum creatinine was calculated by Mann-Whitney U test. b Calculated according to the Haycock equation

46 3.3. 후보모형개발 설명변수들과 igfr 간의상관관계확인 모형개발용자료의 igfr과설명변수인연령, 키, 몸무게, 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN, 키 / 혈청크레아티닌간의산점도를통해설명변수들과 igfr의상관관계를개략적으로살펴보았다 (Figure 3). igfr과연령, igfr과키, igfr과몸무게는상관관계가관찰되지않았다. 그러나혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN은그값이증가할수록 igfr이감소하는경향을보였고, 키 / 혈청크레아티닌은반대의경향을보였다. 성별에따른 igfr 값의차이를상자도표를통해살펴보았을때, 여자는남자보다중앙값이약간낮았지만사분위수범위는모두겹치고있어두군간의 igfr값의분포는크게다르지않았다 (Figure 4). 이와같이산점도와상자도표에서관찰된 igfr과설명변수들간의상관관계를상관분석을통해서도확인하였다. 성별, 연령, 키, 몸무게와 igfr의상관계수의절대값이 0.3 미만으로 igfr과의선형적인상관성이낮았고혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN, 키 / 혈청크레아티닌의상관계수의절대값은모두 0.7이상으로 igfr과의선형적인상관성이높았다 (Table 4). 상관성이높은변수인혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN, 키 / 혈청크레아티닌을이용하여먼저사구체여과율추정식모형을구축하되, 이변수들중혈청크레아티닌과키 / 혈청크레아티닌은혈청크레아티닌 32

47 변수가중복이되기때문에결정계수가더높은변수인키 / 혈청 크레아티닌만사구체여과율예측모형에사용하기로하였다. 33

48 Figure 3. Scatter plots of age, height (Ht), body weight (Bwt), serum creatinine (Scr), serum cystatin C (Scys), BUN, height/serum creatinine (Ht/Scr) and isotope glomerular filtration rate (igfr) 34

49 Figure 4. Box plot of isotope glomerular filtration rate (igfr) according to gender 35

50 Table 4. Correlation coefficients (R) and the significance level between isotope glomerular filtration rate and the following predictors: gender, age, height, weight, serum creatinine, serum cystatin C, BUN, height/serum creatinine Predictors R p-value Gender Age Height Weight Serum creatinine < Serum cystatin C < BUN < Height/serum creatinine <

51 키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 과 igfr 의 단순회귀모형구축 키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN과 igfr의단순회귀모형을구축하기위해상관관계는있었으나선형적인상관관계가뚜렷하지않았다. 그래서설명변수들각각에있어서가장좋은설명력을보이는모형을찾기위해일반적으로사용되고있는함수들로모형을세워모형별로산점도와잔차도표, 결정계수값을구하였다. 키 / 혈청크레아티닌과 igfr 의단순회귀모형 키 / 혈청크레아티닌 (Ht/Scr) 과 igfr 사이의다음과같은회귀모형들에 대해산점도와잔차도표를검토하였다. - 선형방정식 : igfr = α+ β(ht/scr) - 이차방정식 : igfr = α+ β 1(Ht/Scr)+ β 2(Ht/Scr) 2 - 로그함수 : igfr = α+ βlog(ht/scr) - 지수함수 : igfr = α e β(ht/scr) [Log(iGFR) = α+ β(ht/scr)] - 멱함수 : igfr = α (Ht/Scr) β [Log(iGFR) = α+ βlog(ht/scr)) 산점도에서선형모형에비해서는이차항모형이자료들의분포에더 적합해보였고, 멱함수모형과이차항모형을비교하면두변수모두 로그를취한멱함수모형의자료가회귀선에더가깝게분포하고 37

52 있었다 (Figure 5). 모형의결정계수값도 0.877로 Log( 키 / 혈청크레아티닌 ) 과 Log(iGFR) 모형이가장높았다 (Table 5). 또한잔차분포를살펴보았을때멱함수모형을제외한모든모형들에서잔차의이분산성이뚜렷하였다 (Figure 6). 이에 Log(iGFR)= α +β*log(ht/scr) 를키 / 혈청크레아티닌과 igfr의상관관계를나타내는모형으로정하였다. 38

53 Table 5. Determination coefficients (R 2 ) of regression models for height/serum creatinine (Ht/Scr) and isotope glomerular filtration rate (igfr) Model Equations (X, Ht/Scr ; Y, igfr) R 2 Linear Y = α+ βx Quadratic Y = α+ β1x+ β2x Logarithmic Y = α+ βlog(x) Exponential Log(Y) = α+ βx Power Log(Y) = α+ βlog(x)

54 (1) Linear igfr igfr Ht/Scr (3) Logarithmic Log(Ht/Scr) (2) Quadratic igfr (4) Exponential Log(iGFR) Ht/Scr Ht/Scr (5) Power Log(iGFR) Log(Ht/Scr) Figure 5. Scatter plots of the 1) linear, 2) quadratic, 3) logarithmic, 4) exponential and 5) power regression equations for height/serum creatinine (Ht/Scr) and isotope glomerular filtration rate (igfr). The solid line represents a prediction line (regression line). The power regression model fitted the data well. 40

55 Studentized residuals igfr = α+ β*(ht/scr) Studentized residuals igfr = α+ β*(ht/scr)+γ*(ht/scr)^ Predicted igfr Predicted igfr Studentized residuals igfr = α+ β*log(ht/scr) Predicted igfr Studentized residuals Log(iGFR) = α+ β*(ht/scr) Predicted Log(iGFR) Studentized residuals Log(iGFR) = α+ β*log(ht/scr) Predicted Log(iGFR) Figure 6. Residual plots of the linear, quadratic, logarithmic, exponential and simple power regression equations for height/serum creatinine (Ht/Scr) and isotope glomerular filtration rate (igfr). All with predicted igfr or log(igfr) on the horizontal axis and studentized residuals on the vertical axis. All except power model (Log(iGFR) = α+ β*log(ht/scr) ) showed heteroscedasticity. 41

56 혈청 cystatin C 와 igfr 의단순회귀모형 혈청 cystatin C 와 igfr 의상관관계를가장잘설명할모형을찾기 위해다음과같은회귀모형들에대해산점도와잔차도표를먼저 검토하였다. - 선형방정식 : igfr = α+ β(scys) - 이차방정식 : igfr = α+ β 1(Scys)+ β 2(Scys) 2 - 역수방정식 : igfr = α+ β(1/scys) - 로그함수 : igfr = α+ βlog(scys) - 지수함수 : igfr = α e β(scys) [Log(iGFR) = α+ β(scys)] - 멱함수 : igfr = α (Scys) β [Log(iGFR) = α+ βlog(scys)] 위모형들의산점도 (Figure 7) 를살펴보면이차항모형, 역함수모형, 멱함수모형에서자료들이회귀선에가까이분포하고있었고, 이모형들의결정계수도각각 0.893, 0.912, 0.919로높았다 (Table 6). 각모형의잔차도표를살펴보면, 이차항모형, 역함수모형의경우잔차의이분산성이뚜렷하여최소제곱선형회귀분석에적절하지않았고, 멱함수인 Log(iGFR) = α+ β*log(scys) 모형의잔차가가장등분산에가까운잔차분포를보였다 (Figure 8). 이에 Log(iGFR)= α +β*log(scys) 를혈청 cystatin C 와 igfr 의상관관계를나타내는 모형으로하였다. 42

57 Table 6. Determination coefficients (R 2 ) of regression models for serum cystatin C (Scys) and isotope glomerular filtration rate (igfr) Model Equations (X, Scys; Y, igfr) R 2 Linear Y = α+ βx Quadratic Y = α+ β1x+ β2x Inverse Y = α+ β(1/x) Logarithmic Y = α+ βlog(x) Exponential Log(Y) = α+ βx Power Log(Y) = α+ βlog(x)

58 (1) Linear igfr Scys (2) Quadratic igfr Scys (3) Inverse igfr (4) Logarithmic igfr (1/Scys) Log(Scys) (5) Exponential Log(iGFR) (6) Power Log(iGFR) Scys Log(Scys) Figure 7. Scatter plots of the 1) linear, 2) quadratic, 3) inverse, 4) logarithmic, 5) exponential and 6) power regression equations for serum cystatin C (Scys) and isotope glomerular filtration rate (igfr). The solid line represents a prediction line (regression line). The power regression model fitted the data well. 44

59 Studentized residuals igfr = α+ β*(1/scys) Studentized residuals igfr = α+ β*log(scys) Predicted igfr Predicted igfr Studentized residuals Log(iGFR) = α+ β*scys Studentized residuals Log(iGFR) = α+ β*log(scys) Predicted Log(iGFR) Figure 8. Residual plots of the linear, quadratic, logarithmic, exponential and simple power regression equations for serum cystatin C (Scys) and isotope glomerular filtration rate (igfr). All with predicted igfr or log(igfr) on the horizontal axis and studentized residuals on the vertical axis. All except for power model (Log(iGFR) = α+ βlog(scys)) showed heteroscedasticity Predicted Log(iGFR) 45

60 BUN 과 igfr 의단순회귀모형 BUN 과 igfr 의상관관계를가장잘설명할모형을찾기위해다음과 같은회귀모형들에대해산점도와잔차도표를먼저검토하였다. - 선형방정식 : igfr = α+ β(bun) - 이차방정식 : igfr = α+ β 1(BUN)+ β 2(BUN) 2 - 역수방정식 : igfr = α+ β(1/bun) - 로그함수 : igfr = α+ βlog(bun) - 지수함수 : igfr = α e β(bun) [Log(iGFR) = α+ β(bun)] - 멱함수 : igfr = α (BUN) β [Log(iGFR) = α+ βlog(bun)] BUN도혈청 cystatin C와마찬가지로산점도를검토하면역함수모형과멱함수모형에서자료들이회귀선가까이에분포하였다 (Figure 9). 또한모형의잔차도표에서도멱함수인 Log(iGFR) = α+ β*log(bun) 모형의잔차분포가다른모형들에비교하였을때가장등분산에가까운잔차분포를보였다 (Figure 10). 결정계수도 0.871로가장높았다 (Table 7). 이에 Log(iGFR) = α +β*log(bun) 를 BUN 와 igfr의회귀모형으로정하였다. 46

61 Table 7. Determination coefficients (R 2 ) of regression models for BUN and isotope glomerular filtration rate (igfr) Model Equations (X, BUN; Y, igfr) R 2 Linear Y = α+ βx Quadratic Y = α+ β1x+ β2x Inverse Y = α+ β(1/x) Logarithmic Y = α+ βlog(x) Exponential Log(Y) = α+ βx Power Log(Y) = α+ βlog(x)

62 (1) Linear igfr BUN (2) Quadratic igfr BUN (3) Inverse igfr (1/BUN) (4) Logarithmic igfr Log(BUN) (5) Exponential Log(iGFR) (6) Power Log(iGFR) BUN Log(BUN) Figure 9. Scatter plots of the 1) linear, 2) quadratic, 3) inverse, 4) logarithmic, 5) exponential and 6) power regression equations for BUN and isotope glomerular filtration rate (igfr). The solid line represents a prediction line (regression line). The power regression model fitted the data well. 48

63 Studentized residuals igfr = α+ β*bun+γ*(bun)^ Predicted igfr Studentized residuals igfr = α+ β*(1/bun) Studentized residuals igfr = α+ β*log(bun) Predicted igfr Predicted igfr Studentized residuals Log(iGFR) = α+ β*(bun) Studentized residuals Log(iGFR) = α+ β*log(bun) Predicted Log(iGFR) Predicted Log(iGFR) Figure 10. Residual plots of the linear, quadratic, logarithmic, exponential and simple power regression equations for BUN and isotope glomerular filtration rate (igfr). All with predicted igfr or log(igfr) on the horizontal axis and studentized residuals on the vertical axis. All except power model (Log(iGFR) = α+ βlog(bun) showed heteroscedasticity. 49

64 종합하면, igfr 과혈청 cystatin C, 키 / 혈청 cr, BUN 각각의 단순회귀모형은다음과같았다. Log(iGFR)= α +β*log(ht/scr) Log(iGFR)= α +β*log(scys) Log(iGFR)= α +β*log(bun) 키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, BUN 과 igfr 의 다중회귀모형구축 키 / 혈청크레아티닌과 igfr, 혈청 cystatin C과 igfr, BUN과 igfr의단순회귀모형을검토한결과에따라 Log( 키 / 혈청크레아티닌 ), Log( 혈청 cystatin C), Log(BUN) 을설명변수로하고 Log(iGFR) 을종속변수로하여사구체여과율을예측하는다중회귀모형을구축하기로하였다. Log( 키 / 혈청크레아티닌 ), Log( 혈청 cystatin C), Log(BUN), 이세변수의조합으로가능한모형은단변수모형세가지, 2개의변수로이루어진모형세가지, 세변수모두가포함된모형한가지로, 전체 7개의모형각각에대해사구체여과율예측능을평가하여 Table 8에정리하였다. 단변수모형세가지 ( 모형 Ia, Ib, Ic) 를서로비교하면, 혈청 cystatin C 를 설명변수로하는모형 ( 모형 Ia) 이가장결정계수가크고교차검증 50

65 평균제곱근오차값이작고 igfr 의 10% 와 30% 이내에존재하는 egfr 의분율도각각 34% 와 72% 로높아, 다른두변수들 ( 모형 Ib, Ic) 에비하여사구체여과율을더잘예측하였다. 사구체여과율을 60 ml/min/1.73m 2 미만과 60 ml/min/1.73m 2 이상으로구분하여범주간 일치도를평가하는카파상관계수도가장높았다. 단변수회귀모형들과단변수회귀모형에다른설명변수를하나추가한회귀모형들 ( 설명변수가 2개인모형들 ) 의로그가능도비검정결과모형의적합도에유의한차이가있었다 (Table 9). 즉단순회귀모형들에비해다른설명변수를하나추가한모형들이사구체여과율에대한설명력이더좋았다. 설명변수가두개인모형들 ( 모형 IIa, IIb, IIc) 를중에서는혈청 cystatin C 가포함된두모형 (IIa, IIb) 이키 / 혈청크레아티닌과 BUN 으로이루어진모형 (IIc) 에비하여더높은결정계수와더낮은교차검증평균제곱근오차값를가지면서카파상관계수값도크고 igfr의 10% 와 30% 이내에있는 egfr의분율도높아모형의예측능이더좋았다. 설명변수가두개인모형들 ( 모형 IIa, IIb, IIc) 과거기에다른설명변수하나를추가한모형 ( 세변수를모두포함하는모형 ) 의로그가능도비검정결과혈청 cystatin C와 BUN으로이루어진모형 ( 모형 IIb) 과키 / 혈청크레아티닌과 BUN으로이루어진모형 (IIc) 과세변수를모두포함하는모형사이에는모형의적합도에유의한차이가있었다. 또한모형 IIb와모형 IIc에비해세변수를모두포함하는모형 ( 모형 III) 이 51

66 결정계수가크고교차검증평균제곱근오차값이낮으면서 igfr 의 10% 와 30% 이내에있는 egfr 의분율도높아모형의예측능이더좋았다. 혈청 cystatin C 와키 / 혈청크레아티닌으로이루어진모형 (IIa) 과세변수로이루어진모형 ( 모형 III) 의로그가능도비검정결과두모형의적합도가다르다고할수없었다 (P=0.089). 둘중혈청 cystatin C 와키 / 혈청크레아티닌으로이루어진모형 (IIa) 이더간결한 (parsimonious) 모형이나세변수로이루어진모형 ( 모형 III) 이모형 IIa 에비해 결정계수가크고교차검증평균제곱근오차값이작고 igfr 의 10% 와 30% 이내에존재하는 egfr 의분율도각각 34% 와 83% 로높아두 모형모두를사구체여과율추정식의후보모형으로고려하였다. 따라서 igfr 과신기능표지자들간의다중회귀모형으로 Log(iGFR) = α+ β 1*log(Scys) +β 2*log(Ht/Scr) +ε 과 Log(iGFR) = α+ β 1*log(Scys) +β 2*log(Ht/Scr) +β 3*log(BUNr) +ε, 두가지를결정하였다. 52

67 Table 8. Goodness of fit and accuracy of the models for estimating glomerular filtration rate using log-transformed data from the training set (I) Log(iGFR) = α+β*log[x] + γ*z +ε Model Model predictors [X] R 2 (%) Log Likelihood CV-RMSE Cohen K Coefficient % of egfr within 10% of igfr % of egfr within 30% of igfr Ia Scys Ib Ht/Scr Ic BUN IIa Scys, Ht/Scr IIb Scys, BUN IIc Ht/Scr, BUN III Scys, Ht/Scr, BUN Abbreviations: CV-RMSE, cross validation root mean square error; igfr, isotope glomerular filtration rate; egfr, estimated glomerular filtration rate; Ht, height (in m); Scr, serum creatinine; Scys, serum cystatin C; BUN, blood urea nitrogen

68 Table 9. The results of likelihood ratio tests for evaluating the effect of an additional predictor to glomerular filtration rate prediction models (I) Additional predictor likelihood ratio chi-square test P value Scys + Ht/Scr <0.001 Scys + BUN Ht/Scr + Scys < Ht/Scr + BUN < BUN + Scys < BUN + Ht/Scr < Scys, Ht/Scr + BUN Scys, BUN + Ht/Scr Ht/Scr, BUN +Scys < Abbreviations: Ht, height; Scr, serum creatinine; Scys, serum cystatin C 54

69 사구체여과율추정식후보모형결정 신기능표지자들을설명변수로한다중회귀모형 Log(iGFR) = α+ β 1*log(Scys) +β 2*log(Ht/Scr) +ε 과 Log(iGFR) = α+ β 1*log(Scys) +β 2*log(Ht/Scr) +β 3*log(BUN) +ε 에성별, 연령, 키, 몸무게등의다른변수들과상호작용항을추가하였을때모형의성능이더좋아지는지확인하였다. Log(iGFR) = α+ β 1*log(Scys) +β 2*log(Ht/Scr) +ε 모형에성별, 연령, 키, 체중변수들을하나씩추가하면서로그가능도비카이제곱검정결과를검토하였다 (Table 10). 이모형과이모형에성별, 연령, 키, 몸무게중하나를추가한모형들을비교하였을때성별변수가추가될경우모형적합도의변화가가장컸다. 이에혈청 cystatin C, 키 / 혈청크레아티닌, 성별로구성된모형을선별하였고여기에연령, 키, 체중변수를각각추가하면서비교한결과체중이추가된모형에서모형적합도의유의한변화가관찰되었다. 혈청 cystatin C, 키 / 혈청크레아티닌, 성별, 체중모형과이모형에연령이나키를추가한모형간의로그가능도비카이제곱검정결과는유의하지않았다. 이에혈청 cystatin C, 키 / 혈청크레아티닌, 성별로구성된모형과거기에체중을추가한모형, 이두가지모형을후보모형으로선별하였다. 선별된모형에키 / 혈청크레아티닌과성별, 키 / 혈청크레아티닌과체중, 성별과체중등과같은상호작용항을추가하여도모형의적합도가유의하게달라지지않았다. 55

70 한편 Log(iGFR) = α+ β 1*log(Scys) +β 2*log(Ht/Scr) +β 3*log(BUN) +ε 에대해서도위와동일하게성별, 연령, 키, 체중변수들을하나씩추가하면서로그가능도비카이제곱검정결과를확인하였다 (Table 11). 이모형에서도동일하게성별변수또는체중변수가추가될때모형적합도에유의한차이가관찰되어혈청 cystatin C, 키 / 혈청크레아티닌, BUN, 성별로구성된모형과체중을추가한모형, 이두가지모형을후보모형으로선택하였다. 56

71 Table 10. The results of likelihood ratio tests for evaluating the effect of an additional predictor to glomerular filtration rate prediction models (II) Additional predictors likelihood ratio chi-square test P value Scys, Ht/Scr + Gender Scys, Ht/Scr + Age Scys, Ht/Scr + Ht Scys, Ht/Scr + Wt Scys, Ht/Scr, Gender + Age Scys, Ht/Scr, Gender + Ht Scys, Ht/Scr, Gender + Wt Scys, Ht/Scr, Gender, Wt + Age Scys, Ht/Scr, Gender, Wt + Ht Abbreviations: Ht, height (in m); Scr, serum creatinine; Scys, serum cystatin C; Wt, body weight Scys, Ht/Scr, BUN and age in natural logarithmic scale 57

72 Table 11. The results of likelihood ratio tests for evaluating the effect of an additional predictor to glomerular filtration rate prediction models (III) Additional predictors likelihood ratio chi-square test P value Scys, Ht/Scr, BUN + Gender Scys, Ht/Scr, BUN + Age Scys, Ht/Scr, BUN + Ht Scys, Ht/Scr, BUN + Wt Scys, Ht/Scr, BUN, Gender + Age Scys, Ht/Scr, BUN, Gender + Ht Scys, Ht/Scr, BUN, Gender + Wt Scys, Ht/Scr, BUN, Gender, Wt + Age Scys, Ht/Scr, BUN, Gender, Wt + Ht Abbreviations: Ht, height (in m); Scr, serum creatinine; Scys, serum cystatin C; Wt, body weight Scys, Ht/Scr, BUN and age in natural logarithmic scale 58

73 위에서선택된네가지후보모형의사구체여과율추정의정밀도와정확도를평가하기위해앞에서와마찬가지로결정계수, 교차검증평균제곱근오차, egfr 과 igfr 을 60ml/min/1.73m 2 을기준으로나누어범주간일치도를평가하는카파상관계수, igfr 의 10% 와 30% 이내에존재하는 egfr 의분율을산출하였다 (Table 12). 가장간결한 (parsimonious) 모형인모형 IIa-1 에비해서다른세모형 ( 모형 IIa-2, III-1, III-2) 들이결정계수가더높고교차검증 평균제곱근오차값이더작았으나 igfr 의 10% 와 30% 이내에 존재하는 egfr 의분율은모형 IIa-1 과비슷하거나모형 IIa-1 이 오히려더높았다. 따라서네가지모형모두를사구체여과율 추정식 (egfr(ml/min/1.73m 2 )) 의후보모형으로정리하였다. IIa-1: 55.1[Ht/Scr] [1 /Scys] [1.205] male IIa-2: 46.42[Ht/Scr] [1/Scys] [1.160] male [1.004] wt III-1: 117.5[Ht/Scr] [1/Scys] [1/BUN] [1.215] male III-2:109.1[Ht/Scr] [1/Scys] [1/BUN] [1.164] male [1.004] wt 59

74 Table 12. Goodness of fit and accuracy of the models for estimating glomerular filtration rate using log-transformed data from the training set (II) Log(iGFR) = α+β*log[x] + γ*z +ε Model Model predictors [X] R 2 (%) CV- RMSE Cohen K Coefficient % of egfr within 10% of igfr % of egfr within 30% of igfr IIa-1 Scys, Ht/Scr, Gender IIa-2 Scys, Ht/Scr, Gender, Wt III-1 Scys, Ht/Scr, BUN, Gender III-2 Scys, Ht/Scr, BUN, Gender, Wt Abbreviations: Ht, height (in m); Scr, serum creatinine; Scys, serum cystatin C; Wt, body weight Scys, Ht/Scr and BUN in natural logarithmic scale

75 3.4. 모형검증및최종모형결정 기존에발표되어있는사구체여과율추정식들과위에서고안된공식들이사구체여과율을잘추정하는지비교하기위해서먼저기존의사구체여과율추정식들가운데본연구의후보모형들과같이사구체여과율추정식에혈청 cystatin C와혈청크레아티닌, 두변수모두가포함된공식들을선별하였다 [19, 29-31, 36]. 각연구들의사구체여과율측정법, 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C 측정법, 대상환자수및연령, 대상환자의사구체여과율등을 Table 13에정리하였다. 기존의연구들의사구체여과율추정식이본연구와다른검사방법이나다른연구대상에서나온자료를기반으로만들어졌기에기존사구체여과율추정식의변수의계수를본연구의모형개발용자료를이용하여재산출하였다. 2009년 Schwartz 등 [19] 의연구와 2012년 Schwartz 등 [36] 의연구에서발표된사구체여과율추정식은서로동일한변수로이루어져있어모형개발용자료를이용하여다시산출한회귀계수를가진사구체여과율추정식은모두네가지였다 (Table 14). 61

76 Table 13. Overview of published studies and our study for glomerular filtration rate prediction equation Cystatin C assay Creatinine assay GFR measure N Age (years) a GFR a Bouvet et al. (2006) PENIA Jaffe 51 Cr-EDTA P ( ) 95 (18-200) Zappitelli et al.(2006) PENIA Enzymatic Iothalamate CI (1-18) 74 ± 36 Schwartz et al. (2009) PETIA Enzymatic Iohexol P ( ) 44 (16-93) Schwartz et al. (2012) PENIA Enzymatic Iohexol P2 349 no data about Chehade et al. (2014) PENIA Jaffe b Sinistrin ( ) 85 (16-142) Our study PENIA Jaffe b 51 Cr-EDTA P ( ) 42 (5-163) Abbreviations: PENIA, particle-enhanced nephelometric immunoassay; PETIA, particle-enhanced turbidometric immunoassay; P1, plasma disappearance, one compartment; P2, plasma disappearance, two compartment; CI, constant infusion a Values are given as the mean (range) or mean ± SD b IDMS (Isotope Dilution Mass Spectrometry) traceable value

77 Table 14. GFR prediction equations with published coefficients and coefficients derived from training data set Model Data source estimated GFR equation Bouvet et al. (2006) Original 63.2[1.2/Scys] 0.56 [1.09/Scr] 0.35 [Age/14] 0.4 [Wt/45] 0.3 Modified Bouvet Our study 59.4[1.2/Scys] 0.99 [1.09/Scr] 0.45 [Age/14] [Wt/45] 0.42 Zappitelli et al.(2006) Original e 0.3xHt [1/Scys] [1/Scr] Modified Zappitelli Our study 28.2 e 0.63xHt [1/Scys] [1/Scr] Schwartz et al. (2009) Original 39.1[Ht/Scr] [1.8/Scys] [30/BUN] [Ht/1.4] male 63 Schwartz et al. (2012) Original 39.8[Ht/Scr] [1.8/Scys] [30/BUN] [Ht/1.4] male Modified Schwartz Our study 29.2[Ht/Scr] [1.8/Scys] [30/BUN] [Ht/1.4] male Chehade et al. (2014) Original 42(Ht/Scr)- 4(Ht/Scr) xScys xage in female or in male Modified Chehade Our study 47.7(Ht/Scr)- 5.5(Ht/Scr) 2 5.3xScys xage in female or 5.81 in male Abbreviations: GFR, glomerular filtration rate. Ht, height (in m); Scr, serum creatinine (in mg/dl); Scys, serum cystatin C (in mg/dl); Wt, weight (in kg); Ht, height (in m)

78 이렇게계수를연구자료에맞게수정한공식들을이용하여모형검증용자료를대상으로 egfr을계산하여 egfr의평균, 표준편차, bias, 95% limits of agreement, egfr 값이 igfr의 10% 또는 30% 이내에존재하는분율을산출하였다 (Table 15). 또한 Bland-Altman plot을통해 egfr과 igfr 의차이가 GFR 값에상관없이어느정도일정한지 (constant) 여부를함께검토하였다. Modified Chehade 추정식은 Bland-Altman plot을살펴보면 GFR값이클수록 (egfr- igfr) 값이작아지는경향을띠고있어 95% limits of agreement 방법의가정을만족하지않았다 (Figure 11). 나머지공식들은 95% limits of agreement 방법의가정을어느정도만족하였다. Modified Bouvet, Modified Zappitelli, Modified Schwartz 세사구체여과율추정식모두 95% limits of agreement의범위와 egfr 값이 igfr의 10% 또는 30% 이내에존재하는분율이서로크게다르지않았으나세추정식중 Modified Bouvet 공식이 bias가가장작고 GFR 값이 igfr의 10% 또는 30% 이내에존재하는분율이가장높았다. 본연구의네가지후보공식을살펴보면체중이설명변수로포함된모형이그렇지않은모형에비하여 egfr 값이 igfr의 10% 이내에존재하는분율이높았다. 체중이포함된두모형중혈청 cystatin C, 키 / 혈청크레아티닌, 성별, 체중을설명변수로한모형 IIa-2에서 95% limits of agreement 의상한과하한의절대값이가장작았고, egfr 값이 igfr의 10% 또는 30% 이내에존재하는분율도각각 62.2% 와 89.2% 로가장높았다. 모형 IIa-2와 Modified Bouvet 공식을비교하면 64

79 모형 IIa-2 에서 95% limits of agreement 의폭이더좁고 egfr 값이 igfr 값의 10% 이내에존재하는분율도더높아이를사구체여과율 추정식최종예측모형으로결정하였다. 좀더정확한모형의계수를산출하기위해모형개발용자료와 모형검증용자료를합한전체 111 개의자료를이용하여사구체여과율 추정식을구하였다. egfr (ml/min/1.73m 2 ) = 42.6[Ht/Scr] [1/Scys] male wt 이공식을전체자료에적용해보았을때 95% limits of agreement 의 폭은 36.5 이었고, igfr 값의 10% 와 30% 이내에 egfr 의 39.6% 와 85.6% 가각각분포하였다. 65

80 Table 15. Statistical results for the prediction performance of published estimated glomerular filtration rate equations and our candidate formulas; validation data set (n=37) 66 Equation for egfr egfr a Bias b (95% CI) 95%LOA c % of egfr within 10% of igfr % of egfr within 30% of igfr Modified Bouvet 47.2 ± (-3.50, 1.65) -16.1, Modified Zappitelli 45.9 ± (-4.76, 0.27) -17.0, Modified Schwartz 45.8 ± (-4.91, 0.08) -17.1, Modified Chehade 47.0 ± (-6.31, 3.93) -31.3, Model IIa ± (-5.81, 0.81) -18.0, Model IIa ± (-2.78, 1.35) -12.8, Model III ± (-4.45, 0.76) -17.2, Model III ± (-4.17, 0.51) -15.6, Abbreviation; egfr, estimated glomerular filtration rate; 95% CI, 95% confidence interval; LOA, limits of agreement; igfr, isotope glomerular filtration rate a egfr, in ml/min per 1.73m 2 b Bias = average of (egfr igfr) values, in ml/min per 1.73m 2 c 95% LOA = bias ± 1.96 x SD of (egfr igfr)

81 egfr-igfr Modified Bouvet egfr-igfr Modified Zappitelli Average of egfr and igfr Average of egfr and igfr egfr-igfr Modified Schwartz egfr-igfr Modified Chehade Average of egfr and igfr Average of egfr and igfr Figure 11. Bland Altman plots of published and our prediction models for validation data set. Solid lines indicate mean of the difference between estimated glomerular filtration rate (egfr) and isotope glomerular filtration rate (igfr); Upper dashed lines show the mean SD and lower dashed line the mean 1.96 SD. 67

82 IV. 고찰 정확한신기능의평가는환자의상태평가뿐만아니라약물용량조절과같이임상적인측면에서도매우중요하다. 소아청소년을대상으로여러사구체여과율추정식들이보고되어왔으나대부분서구에서이루어진연구결과들로서우리나라소아만성신질환환자들에게직접적용할수있을것인지에대한의문이있어우리나라소아청소년환자자료를이용하여우리나라소아청소년에게적합한사구체여과율추정식을개발하고자하였다. 사구체여과율과신기능표지자들의상관관계는변수들을모두로그변환한모형이가장설명력이좋았다. 사구체여과율과신기능표지자들을로그변환한후선형회귀분석을시행한결과최종적으로키 / 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, 성별, 체중을설명변수로하는사구체여과율추정식이선택되었다. 기존의소아청소년대상사구체여과율추정식은크게혈청크레아티닌을이용한추정식과혈청 cystatin C 를이용한추정식, 두가지를모두사용한추정식으로나눌수있다 (Table 1). 혈청크레아티닌을이용한공식들은주요변수로키 / 혈청크레아티닌을사용하였고일부모형에서연령, 성별등이공식에포함되었다 [10, 33]. 혈청 cystatin C 를이용한추정식에서는혈청 cystatin C의역수가중요한변수로사용되었다 [27, 34]. 혈청크레아티닌과혈청 cystatin C를모두포함하고있는모형에서는혈청크레아티닌은혈청크레아티닌의역수로포함되거나키 / 혈청크레아티닌의형태로포함되었고, 혈청 cystatin C는모두혈청 68

83 cystatin C의역수로공식에사용되었다 [19, 30, 31]. 또한 BUN, 연령, 성별, 체중, 키변수등이모형에포함되었다. 본연구에서최종모형으로정한공식과 Modified Bouvet, Modified Zappitelli, Modified Schwartz과같이기존에알려진공식들을비교하면사구체여과율추정식을구성하는변수들이비슷하였고, 본연구의자료를이용하여기존공식들의계수를재산출하여적용하였을때사구체여과율추정의정확도도본연구의최종모형의사구체여과율추정정확도에비해약간낮은정도였다 (Table 14, 15). 본연구에서사구체여과율측정을위해사용된 51 Cr-EDTA는유럽에서사구체여과율측정에널리사용되고있다. 51 Cr-EDTA 를환자에게 1회주사한후혈장에서 51 Cr-EDTA 가사라지는청소율을산출하는데크게 one compartment model과 two compartment model 두가지방법이있다 [18]. 본연구에서는 one compartment model을이용하여 51 Cr- EDTA 주사후 2시간과 5시간째혈장 51 Cr-EDTA 농도를측정해 Brochner-Mortensen and Rodbro의방법으로 51 Cr-EDTA 청소율을산출하였다 [50]. 이렇게구한사구체여과율은 two compartment model을이용한사구체여과율과높은상관성을보이고이눌린청소율과도잘일치하는것으로알려져있다 [51]. two compartment model에비해채혈횟수를줄일수있다는장점이있으나 2시간째 51 Cr-EDTA 농도가잘못측정될경우이를보완할방법이없다는 단점이있다 [18]. 혈청크레아티닌과혈청 cystatin C 검사방법에따라사구체여과율 69

84 추정식의사구체여과율예측성능이달라질수있어정확한사구체여과율추정을위해혈청크레아티닌과혈청 cystatin C 검사방법은매우중요하다. Schwartz 등 [19, 36] 은 cystatin C를 immunoturbidimetric assay보다 immunonephelometric assay 로측정하였을때사구체여과율추정식의사구체여과율추정능력이더나아졌다고보고하였다. 본연구에서는일부 immunoturbidimetric assay로측정된자료를, 회귀식을이용하여 immunonephelometric assay값을추정한뒤, 그결과를사용하였다. 혈청크레아티닌의경우국제적으로 IDMS traceable value로표준화하는노력이지속되고있으며본연구에서도혈청크레아티닌은 Jaffe method로측정되었지만, IDMS-traceable 크레아티닌값으로보정하여보고된값을이용하였다 [17]. 한편, 공식을적용하는데에있어서가장중요한것은이공식이만들어진대상환자의특성을이해하는것으로본연구에서대상환자의사구체여과율은 47.6 ± 35.6 ml/min per 1.73m 2 ( 중앙값 41.6, 사분위수범위 ) 으로, Schwartz 등 [19] 의연구에서와 마찬가지로사구체여과율 15~75 mg/min/1.73m 2 정도의소아청소년 환자에게적용하는것이적절할것이다. 또한 2세미만은연구대상에포함시키지않아 2세미만의환자에게적용하는데에제한점이있다. 공식에혈청크레아티닌이포함되어있어비정상적으로근육양이적거나많은환자에서는해석에주의를요하고, 이런환자에서약물용량조절과같은이유로더정확한사구체여과율자료가필요할경우에는사구체여과율을직접측정하는것을고려해야할것이다. 70

85 본연구의제한점은다음과같다. 첫째, 본연구에서제시한사구체여과율추정식이공식을개발하는과정에포함된연구대상뿐만아니라다른소아만성신질환환자에게도적용가능한지확인하기위한외적타당성검증 (external validation) 이이루어지지못하였다. 둘째, 소아만성신질환환자의자료를이용한연구결과이기때문에일반적인소아청소년에게일반화하여적용하기어렵다. 본연구대상의사구체여과율의사분위수범위는 15 ~75 ml/min/1.73m 2 으로, 이범위밖의환자들에있어서는 Schwartz 등 [19, 36] 의사구체여과율추정식과마찬가지로본연구의사구체여과율추정식사용이적절하지않다. 서울대학교병원에서신장질환환자가아닌환자들을대상으로사구체여과율을측정한자료를검토한결과, 신기능이정상인경우에는사구체여과율과혈청 cystatin C 나키 / 혈청크레아티닌값이본연구대상과같은관계를보이지않아이공식을그대로적용할경우사구체여과율이과대추정되는경향이있었다 ((unpublished data). KDOQI 가이드라인에서는사구체여과율추정식으로산출한 egfr 값의 90% 가측정한사구체여과율값의 30% 이내에포함되도록권고하였다 [52]. 혈청크레아티닌과혈청 cystatin C 중하나만을이용하는공식보다본연구에서와같이두가지신기능표지자를모두포함하는공식이좀더정확하게사구체여과율을측정하는것으로알려져있음에도불구하고본연구의사구체여과율추정식의정확도는그기준에는미치지못하였다 [26]. 사구체여과율이외에혈청크레아티닌과혈청 cystatin C 농도에관여하는인자들의영향이성별과체중으로보정이되는데에는한계가있을것이다. 이에대한추가적인 71

86 연구가이루어져야하고새로운신기능표지자를찾기위한노력도필요하다. 한편사구체여과율, 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C의정확한측정과검사방법을표준화하기위한노력도지속되어야할것이다. 요약하면우리나라소아만성신질환환자자료를이용하여사구체여과율추정식을개발하였다. 혈청크레아티닌, 혈청 cystatin C, 성별, 체중등의변수로이루어진이공식을통해 igfr 변동성의 94.2% 를설명할수있었고, igfr의 10% 와 30% 이내에 egfr의 39.6% 와 85.6% 가각각분포하였다. 이공식은 2~20세의사구체여과율 15~75 ml/min/1.73m 2 정도의환자의사구체여과율추정에도움이될것으로판단되었다. 2세미만의환자나더나은신기능을가진소아청소년의사구체여과율을정확하게추정할수있는추정식을개발하기위한추가적인연구가필요할것으로사료된다. 72

87 V. 참고문헌 1. Kidney Disease: Improving Global Outcomes (KDIGO) CKD Work Group. KDIGO 2012 Clinical Practice Guideline for the Evaluation and Management of Chronic Kidney Disease. Kidney International Supplements. 2013;3(1): Wesson L. Physiology of the human kidney. New York: Grune & Stratton; Schwartz GJ, Work DF. Measurement and estimation of GFR in children and adolescents. Clinical journal of the American Society of Nephrology : CJASN. 2009;4(11): Israni AK, Kasiske BL. Laboratory assessment of kidney disease: glomerular filtration rate, urinalysis, and proteinuria In: Brenner & Rector's The Kidney, editor. Taal MW, Chertow GM, Marsden PA, Skoreck K, Yu ASL, Brenner BM. Philadelphia, PA: Elsevier p Stevens LA, Levey AS. Measured GFR as a confirmatory test for estimated GFR. Journal of the American Society of Nephrology : JASN. 2009;20(11): Soveri I, Berg UB, Bjork J, Elinder CG, Grubb A, Mejare I, et al. Measuring GFR: a systematic review. American journal of kidney diseases : the official journal of the National Kidney Foundation. 2014;64(3):