原始论文
摘要
背景:心脑血管疾病每年在全世界造成1750万人死亡，占非传染性死亡原因的46.2%，是主要死亡原因，其次是癌症、呼吸系统疾病和糖尿病。冠状动脉ct血管造影(CCTA)检测冠状动脉钙化，可用于检测无症状但严重的血管疾病。它允许非侵入性和快速的检测，尽管涉及辐射暴露。
摘要目的:我们的研究目的是通过使用观察性健康数据科学和信息学的观察性医疗结果伙伴关系公共数据模型(omp - cdm)数据和人群水平估计方法，调查CCTA筛查对CVD结局的有效性。
方法:使用基于电子健康记录的omp - cdm数据，包括健康问卷回答，选择无CVD史的成年人(30-74岁)，并通过1:1倾向评分匹配比较CCTA患者(目标组)和对照组5年CVD结局。根据美国心脏病学会/美国心脏协会动脉粥样硬化性心血管疾病(ASCVD)风险评分和Framingham风险评分(FRS)将参与者分为低风险组和高风险组进行亚组分析。
结果:将2年和5年的风险评分作为两组的次要结果进行比较。总共有8787名参与者被分为目标组和对照组。无显著性差异(校准P=.37)。亚组分析还显示，5年时各组的ASCVD风险评分和frs之间没有显著差异(ASCVD风险评分:P= .97点;FRS:P= .85)。然而，CCTA组在2年的风险评分增加明显较低(ASCVD风险评分:P= .03点;FRS:P= .02点)。
结论:虽然我们不能证实CCTA筛查心血管疾病5年的预防效果有显著差异，但它可能对2年以上的风险评分管理有有益的影响。
doi: 10.2196/41503
关键字
简介
心脑血管疾病每年在全世界造成1750万人死亡，占非传染性死亡原因的46.2%，是主要死亡原因，其次是癌症、呼吸系统疾病和糖尿病[］．心血管疾病涉及人口统计学因素(年龄、性别和家族史)、既往病史(高血压、糖尿病和高血脂)、生活方式和环境因素。与人口统计学特征不同，生活方式因素，如不适当的饮食，缺乏锻炼，吸烟，压力和过度饮酒，可以改善以降低心血管疾病的风险[］．
冠状动脉ct血管造影(CCTA)检测冠状动脉钙化，可用于检测无症状但严重的血管疾病。它允许非侵入性和快速的测试，尽管涉及辐射暴露[，］．由于这些原因，许多研究通过使用CCTA来调查心血管疾病的早期发现，这可以迅速治疗并产生更好的结果。
近年来，关于CCTA筛查是否有助于在不同程度风险人群中预防心血管疾病一直存在争议。CCTA已被推荐用于预测癌症患者的心血管疾病[，]，但在无症状个体中，关于其有效性的证据并不一致。
我们旨在研究CCTA筛查的有效性，方法是采用队列研究设计，以观察性医疗结果伙伴关系公共数据模型(omp - cdm)的形式分析来自电子健康记录(EHRs)的观察性健康检查数据[］．omp - cdm标准化了不同的数据，并能够在分布式研究数据网络中分析去识别的大规模观测数据。此外，由于数据是标准化的，可以使用相同的分析代码通过数据网络进行有效的分析。观察性卫生数据科学与信息学(OHDSI)——一个开放的国际合作社区——为OMOP-CDM数据提供了一个开源分析工具，可产生科学、可靠和可重复的证据。
使用OHDSI分析工具，我们对在大学三级医院接受健康检查的无CVD病史的无症状患者进行了CVD结局的比较有效性研究。采用传统的心血管疾病风险评估方法，即Framingham风险评分(FRS)和美国心脏病学会/美国心脏协会(ACC/AHA)动脉粥样硬化性心血管疾病(ASCVD)风险评分，将受试者分为高危组和低危组进行分层分析。虽然心血管疾病的风险随着年龄的增长而增加，但我们在2年和5年后比较了两组之间的差异，以评估基于ccta的筛查的短期益处，以及它是否有助于预防心血管疾病。
方法
数据源
研究地点是位于首都圈的首尔大学盆唐医院(SNUBH)。SNUBH收集了2003年至2020年基于EHRs的omp - cdm 5.3版数据。数据包括患者的人口统计信息、临床信息(诊断、药物、测试、手术和程序、家族史、过去的历史和护理流程图)以及健康问卷回答。将健康问卷的病史、家族史、社会经济状况、用药史、婚姻状况、运动和体育活动状况以及抑郁症评估结果转换为OMOP-CDM数据。在这项研究中，我们使用了SNUBH从200多万患者(包括门诊患者、住院患者和急诊科就诊)中收集的未识别的omp - cdm数据。
道德的考虑
本研究遵循了SNUBH机构审查委员会(IRB)的相关指导方针和规定。由于omp - cdm是一个未识别的数据集，该研究不受SNUBH IRB (IRB号:X-2202-736-903)的审查。
研究设计
这是一项回顾性、观察性、比较队列研究，使用omop - cdm格式的EHR数据。我们分析了2003年4月1日至2015年12月31日期间接受健康检查的30至74岁成年人的数据，并随访了至少5年。在健康体检调查中，仅对病史一项进行了回答。有心血管病史的个体被排除在这项研究之外。指数日期设置为第一次体检时填写健康体检问卷的日期。在索引日60天内发生的心血管疾病被认为是在健康检查中诊断的病例，这些心血管疾病事件被排除在心血管疾病结局之外。因此，结局定义为在索引日后60天内发生的CVD事件，随访结束于CVD事件发生之日(即从索引日起5年内)、最后一次医院就诊之日或死亡之日。因此，风险时间周期设定为指数日后61天至指数日后5年。
主要结果是在健康检查访问时进行CCTA组(目标组)和未进行CCTA组(对照组)之间的CVD风险比(HRs)的比较。
在亚组分析中，分析了基于ACC/AHA ASCVD风险评分和FRS的CVD HRs。根据FRS的分值为10分，将患者分为无风险组、低风险组或高风险组[5为ASCVD风险评分[］．
次要结果是在指标日期后2年和5年进行健康检查的患者的风险评分之间的差异。将索引日的风险评分与随后检查时的风险评分之间的差异用于比较分析。
研究人群
从2003年4月至2015年12月，共有69,334名30至74岁的患者接受了健康检查。在这些患者中，只有49,496名患者回答了问卷，只有46,087名患者没有心血管病史。共有42,489名患者被选为初始队列，我们可以计算其风险评分(本研究的一个关键指标)。
最初，在纳入分析的42,489例患者中，12,661例(目标组)接受了CCTA, 29,828例(对照组)未接受CCTA。在这些患者中，1514名目标组患者和1519名在指标日期前有心血管疾病史的对照组患者被排除在分析之外。此外，目标组1783例患者和对照组5004例患者在危险时间窗口内未完成最少1天的观察期。目标组剩余9364例患者和比较组23305例患者进行1:1倾向评分匹配。在1:1倾向评分匹配过程中，由于进行匹配是为了使少数群体最大化，将与比较组不匹配的577人排除在目标组之外，将14518人排除在比较组之外。最终，12,661例患者中的8787例(69.4%)被选为最终目标组，29,828例患者(29.5%)中的8787例(29.5%)被选为最终比较组()．
协变量
大约13000个变量被用作倾向评分匹配的协变量。这些协变量包括在索引日期之前任何时间获得的患者临床数据和在索引日期获得的健康检查数据。患者临床协变量包括病情时代、病情组时代、药物组时代、观察、测量、手术、Charlson共病指数评分、糖尿病并发症严重程度指数评分、CHADS2(充血性心力衰竭，高血压，年龄，糖尿病，既往中风/短暂性脑缺血发作[2分])评分，CHA2DS2-VASc(充血性心力衰竭，高血压，年龄≥75岁[翻倍]，糖尿病，中风[翻倍]，血管疾病，年龄65至74岁，性别类别[女性])评分，以及医院虚弱风险评分。在指数日期测量的协变量包括人口统计数据，如性别、年龄、教育水平、平均月收入和婚姻状况;健康问卷资料，如癌症史、慢性疾病史(高血压、糖尿病、高脂血症)、用药史(降压药、降糖药、降脂血药、阿司匹林)、吸烟情况、家族史;以及健康检查数据，如身高、体重、BMI、血压(收缩压和舒张压)、腰围、葡萄糖水平、尿酸水平、天冬氨酸转氨酶水平、丙氨酸转氨酶水平、甘油三酯水平、总胆固醇、高密度脂蛋白胆固醇水平、低密度脂蛋白胆固醇水平和糖化血红蛋白A1c水平。
结果
这项研究的结果是首次登记的CVD事件，这是基于观察期间的CVD诊断。CVD事件定义基于《国际疾病分类》第十版(ICD-10)编码I20至I25(缺血性心脏病)，I50(心力衰竭)，I60至I69和G45至G46(中风)，以及E78(高胆固醇血症)。由于我们只想评估由动脉硬化性疾病引起的心血管疾病的HRs，所以我们排除了心源性疾病，如心房颤动和动脉瘤(I42-I43, I48, I71, I62和I68)，以及由外部意外因素引起的疾病(I60和I62)。选择的ICD-10编码作为结果，由1名临床专家和1名护士进行评审。
统计分析
我们使用了人口水平估计方法和OHDSI提供的开源工具[］．所有分析均采用R版本4.0.3 (R基础统计计算)[］．大规模倾向评分匹配[]，以调整潜在的混杂，并解决由选择偏倚(本研究的回顾性观察性质的结果)引起的目标组和比较组之间的不平衡。通过正则化回归拟合使用约13000个协变量的倾向评分匹配模型，并根据协变量计算倾向评分为患者接受CCTA的概率。目标组和对照组患者的倾向得分相似，以创建一个平衡的队列。为了建立匹配队列，我们使用logit SD的0.2卡尺宽度进行1:1倾向评分匹配。使用条件Cox比例风险模型来估计目标组相对于对照组的hr。基于标准化的均数差(<0.1)来评估队列间协变量的平衡。在P<。05for 2-tailed tests.
为了解释控制测量协变量后的残留偏倚，我们使用了不太可能通过CCTA诱导或预防的阴性对照结果;因此，实际人力资源预期为1。阴性对照结果由临床专家通过手动回顾先前OHDSI研究中使用的结果来选择[](表S1)．使用相同的研究设计来估计感兴趣的结果并计算阴性对照组的HR估计值，所有HR估计值均为95% ci和P值，以及经验零分布和调整[，］．使用倾向评分分布来评估两个队列的经验等效性。我们还报告了功率分析;倾向分数;倾向评分匹配前后队列平衡;拟合零分布;阴性对照结果校准图;和Kaplan-Meier曲线，它显示了风险假设随时间的比例。
为了确认ASCVD风险评分和frs差异的变化，我们使用了2组比较方法。用Shapiro-Wilk检验确认变化量的正态性，用Wilcoxon秩和检验确认两组间的变化。
结果
研究参与者的特征
显示倾向评分匹配前后患者的基线特征。该表显示了患者的年龄、性别和bmi;风险评分组患者人数;以及后续时期。对于大多数人口统计学特征，匹配后组间的差异减小。倾向得分匹配后，协变量均值的标准化差值由0.4下降到0.07，低于0.1的常规标准，证实倾向得分匹配是正确的()．这也可以观察到，比较倾向得分匹配前后的分布情况。
| 特征 | 在匹配之前 | 匹配后 | ||||||||||||
| CCTA一个组(n = 12661) | 非ccta组(n=29,828) | 标准的区别 | CCTA集团 (n = 8787) |
Non-CCTA集团 (n = 8787) |
标准的区别 | |||||||||
| 年龄段b(年)，n (%) | ||||||||||||||
| - 34 | 226 (1.8) | 2442 (8.2) | −0.26 | 150 (1.7) | 155 (1.8) | 0 | ||||||||
| 35-39 | 1043 (8.2) | 4319 (14.5) | −0.19 | 761 (8.7) | 700 (8) | 0.03 | ||||||||
| 40-44 | 1870 (14.8) | 5257 (17.6) | −0.08 | 1406 (16) | 1263 (14.4) | 0.05 | ||||||||
| 45-49 | 2516 (19.9) | 5134 (17.2) | 0.07 | 1846 (21) | 1697 (19.3) | 0.04 | ||||||||
| 50 - 54 | 2435 (19.2) | 4617 (15.5) | 0．10 | 1702 (19.4) | 1678 (19.1) | 0.01 | ||||||||
| 55-59 | 2084 (16.5) | 3322 (11.1) | 0.16 | 1373 (15.6) | 1438 (16.4) | −0.02 | ||||||||
| 60 - 64 | 1468 (11.6) | 2275 (7.6) | 0.14 | 908 (10.3) | 1050 (11.9) | −0.05 | ||||||||
| 65 - 69 | 734 (5.8) | 1564 (5.2) | 0.02 | 471 (5.4) | 568 (6.5) | −0.05 | ||||||||
| ７０－７４ | 285 (2.3) | 898 (3.0) | −0.05 | 170 (1.9) | 238 (2.7) | −0.05 | ||||||||
| 性b， n (%) | ||||||||||||||
| 女 | 4757 (37.6) | 12650 (42.4) | −0.10 | 3561 (40.5) | 3368 (38.3) | 0.04 | ||||||||
| 男性 | 7904 (62.4) | 17178 (57.6) | 0．10 | 5226 (59.5) | 5419 (61.7) | −0.04 | ||||||||
| 身体质量指数b(公斤/米2)，平均值(SD) | 24.2 (3.1) | 23.7 (0.2) | 0.18 | 24.0 (3.1) | 24.1 (3.1) | −0.03 | ||||||||
| ACC / AHAcASCVDd风险评分e， n (%) | ||||||||||||||
| 高(≥5) | 5036 (39.8) | 8576 (28.8) | N/Af | 3062 (34.8) | 3493 (39.8) | N/A | ||||||||
| 低(< 5) | 7625 (60.2) | 21252 (71.2) | N/A | 5725 (65.2) | 5294 (60.2) | N/A | ||||||||
| 弗雷明汉风险评分e， n (%) | ||||||||||||||
| 高(≥10) | 4996 (39.5) | 8155 (27.3) | N/A | 3030 (34.5) | 3381 (38.5) | N/A | ||||||||
| 低(< 10) | 7665 (60.5) | 21673 (72.7) | N/A | 5757 (65.5) | 5406 (61.5) | N/A | ||||||||
| 随访时间(天)e，平均值(SD) | 2220.3 (1731.6) | 1928.9 (1675.5) | N/A | 2604 (1594.4) | 2583.1 (1657.0) | N/A | ||||||||
一个CCTA:冠状动脉计算机断层造影。
b倾向得分匹配的变量。
cACC/AHA:美国心脏病学会/美国心脏协会。
d动脉粥样硬化性心血管疾病。
e倾向得分匹配中未使用的变量。
fN/A:不适用。
CCTA对心血管疾病的影响
倾向评分匹配后，采用Cox比例风险模型估计和比较目标组和对照组心血管疾病的HRs，两组间差异无统计学意义。Kaplan-Meier分析显示HR为1.048 (95% CI 0.960-1.144)，差异无统计学意义(P= .30)。校准P值是我们分析中最重要的指标，通过使用阴性对照进行调整，为0.37，表明无统计学意义()．
亚组分析
根据ACC/AHA ASCVD风险评分的截止分数和亚组分析的FRS对研究人群进行分层。给出每个分析的结果。各亚组经倾向评分匹配后，均数标准化差值降至<0.1。图S1的倾向得分分布，图S2显示倾向得分匹配前后各组协变量均值的标准化差异。
在ASCVD高危亚组(风险评分≥5)中，目标组和对照组共纳入3149例患者。在低风险亚组(风险评分<5)中，目标组和对照组共纳入5524例患者。在高风险和低风险亚组中，校准P用阴性对照进行调整后，值分别为0.39和0.50，表明目标组和对照组心血管疾病的HRs无显著差异。
在FRS高危亚组(FRS≥10)中，目标组和对照组共纳入3110人。在低危亚组(FRS<10)中，目标组和对照组共纳入5602例患者。校准P高危亚组和低危亚组的HRs值经阴性对照调整后分别为0.13和0.57，表明目标组和对照组cvd的HRs无显著差异(图S3))．
| 危险比(95% CI) | P价值一个 | 校准P价值b | ||
| ACC/AHA ASCVD风险评分 | ||||
| 高(≥5) | 1.113 (0.984 - -1.259) | .09点 | 点 | |
| 低(< 5) | 0.999 (0.881 - -1.133) | 获得 | 50 | |
| FRS | ||||
| 高(≥10) | 1.166 (1.031 - -1.321) | 02 | 13。 | |
| 低(< 10) | 1.004 (0.883 - -1.141) | .96点 | .57 | |
一个kaplan meier分析P价值。
b校准P通过使用负控件调整的值。
2年和5年的风险评分
非ccta组ASCVD风险评分和frs的2年中位数变化分别为0.23和0.60。相比之下，CCTA组的ASCVD风险评分和frs分别变化了0.17和0.39。两种风险评分均有统计学意义上的差异P分别为。03和。02。
非ccta组ASCVD风险评分和frs的5年中位数变化分别为1.06和1.61。相比之下，CCTA组的ASCVD风险评分和frs分别变化了1.10和1.66。两种风险评分均无统计学差异P值分别为。97及。85 ()．
| CCTA一个集团 | Non-CCTA集团 | P价值b | |||||
| 病人,n | 得分变化，中位数(IQR) | 病人,n | 得分变化，中位数(IQR) | ||||
| 2年风险评分与基线的差异 | |||||||
| ACC/AHA ASCVD风险评分 | 1330 | 0.17(−0.16 ~ 1.08) | 1691 | 0.23(−0.10 ~ 1.30) | 03 | ||
| frs | 1330 | 0.39(−0.80 ~ 1.96) | 1691 | 0.60(−0.69 ~ 2.26) | 02 | ||
| 5年风险评分与基线的差异 | |||||||
| ACC/AHA ASCVD风险评分 | 1232 | 1.10(0.08至1.57) | 1372 | 1.06(0至2.79) | .97点 | ||
| frs | 1232 | 1.66 (0.04 ~ 3.92) | 1372 | 1.61(0.09至4.11) | .85 | ||
一个CCTA:冠状动脉计算机断层造影。
bWilcoxon秩和检验P价值。
讨论
主要结果
在我们的人群水平估计研究中，比较了正在接受CCTA的健康体检组与未接受CCTA的健康体检组5年以上的CVD HRs，尽管在2年观察到一些好处，但我们发现没有显著差异(校准P=.37)在两组之间的心血管疾病事件的最终风险。CCTA似乎对长期预防心血管疾病没有任何有益的作用。
据报道，通过咨询了解医疗检查和检查结果可以改善健康指标，如心血管疾病风险。在韩国国民健康保险服务筛查项目中，40岁人群进行心血管健康筛查的人群新发高血压、糖尿病、高脂血症的发生率较高，而心血管疾病死亡率、全因死亡率、主要心血管不良事件的发生率较低[］．根据对相同数据的分析结果，在健康检查后接受咨询的组比只接受检查的组有更高的健康行为改变的动机阶段[］．与只接受体检的组相比，两年后的戒烟率更高[］．恩伯格等人[]报告称，在5年的健康筛查和咨询后，干预组的心血管风险评分、bmi和血清胆固醇水平均低于对照组。
在现有的需要改变生活方式的研究中，如改变肥胖、戒烟和药物滥用，一次性干预或短期干预、访谈和咨询的效果往往会随着时间的推移而减弱。在一项对有药物滥用问题的人使用动机访谈技术的研究中，在3个月时观察到的积极效果在12个月时消失了[]，在另一项研究中，戒烟治疗的效果持续了10周，并在3、6和12个月时逐渐减缓[］．
我们的研究比较了接受或未接受额外冠状动脉计算机断层扫描的患者。两组患者均接受了相同水平的检查和咨询，由国家服务的心血管健康筛查项目在1家医院进行。
吸烟状况、血压和血脂浓度是影响FRS和ASCVD合并队列方程评分的主要因素，与生活方式改变密切相关。与之前的研究相似，单次冠状动脉计算机断层扫描和咨询结果的效果随着时间的推移而下降，2年后观察到的差异在5年后消失。
限制
本研究有一定的局限性。首先，随访期为5年，并没有观察更长的时间(如10年，因为心血管疾病可以持续>年)的风险评分。未来可以进行一项后续研究，以确定适合于长期CVD预测的风险评分。其次，由于这是一项单中心研究，一些结果可能无法推广。使用OHDSI数据网络的多中心研究可以提供更普遍的证据。第三，本研究纳入多次到访健康促进中心的患者;在第一次就诊时未接受CCTA，但在随后的随访中接受CCTA的患者纳入对照组。因此，两组之间的差异可能已经减弱了。这可以通过进行前瞻性队列研究来避免。最后，使用电子病历数据的观察性研究有其局限性，即它不能完全捕获患者的全部健康信息[］．本研究将电子病历数据转换为普通数据模型数据，同样存在局限性。如果本研究的参与者在医院外进行了检查和治疗，则这些程序的记录没有记录在数据库中，这是一个缺点。此外，在药物方面，SNUBH通用数据模型转换了门诊处方药物和住院患者给药数据。因此，不知道患者是否按时服用了为门诊患者订购的药物。因此，由于信息没有记录在数据库中，选择偏差可能已经发生。尽管通过我们在本研究中使用的大规模倾向评分匹配可以减少通道偏倚，但这种匹配可能仍然存在局限性，即不能减少选择偏倚[］．
与之前工作的比较
沃等人[]对5项研究进行了系统回顾和荟萃分析，并报告了计算机断层扫描作为心血管疾病潜在发病的筛查工具没有益处。然而，进一步的回顾显示，所有5项纳入的研究在有关CCTA预防益处的发现方面都是不恰当的。所有这些研究都调查了接受CCTA筛查的患者在特定随访期后冠状动脉钙(CAC)与心血管疾病发作或死亡之间的关系。他们采用了短时间的随访，并分析了存在CAC的情况下的结果，而不是CCTA的结果。因此，Waugh等人的元分析结论[] -CCTA筛查无效-是基于通过CCTA进行CAC评估的人患心脏病的风险没有升高的发现，而不是对CCTA本身的预防益处的评估。此外，由于CAC测量被认为是CVD风险评估的可靠方法，一项研究声称应引入CCTA筛查无症状个体[］．然而，其他研究声称CCTA是成本无效的，尽管这些研究承认，通过CCTA观察到的CAC比FRS更能预测CVD [］．我们通过比较接受CCTA的组和未接受CCTA的组来补充这些研究。
麦克沃伊等[]研究了CCTA组与对照组在固定随访期后冠状动脉疾病发病率的差异。作者将1000名接受CCTA健康检查的人(即对照组)与1000名未接受CCTA的人(即对照组)的倾向评分进行了匹配，并比较了90天和18个月随访时冠状动脉疾病的发病率。该研究报告称，基于CCTA的筛查与侵入性检查和药物使用的增加率显著相关，但与冠状动脉疾病的发病率无关，因此不建议将CCTA用于筛查目的。然而，该研究因病例数量少、随访时间短而受到限制。
我们的研究提供了关于CCTA的可靠证据，这些证据是通过对OMOP-CDM数据进行大规模倾向评分匹配，并使用EHR和健康检查问卷回答获得的。与以往的研究相比，我们在更长的研究周期内研究了大量的研究样本。虽然过去的研究采用了90天或18个月的随访，但我们从指标日后的60天到5年对患者进行了观察，以分析与CCTA相关的CVD HRs。此外，虽然之前的研究在目标组和对照组中都有大约1000例患者，但我们在每组中都有8787例患者。数据也是标准化的，这使我们能够跨组织执行有效的分析，并使用相同的分析代码。未来的研究可以与将健康问卷数据转换为通用数据模型格式的组织合作，在长期随访期间调查CCTA和CVD在更大人群中的影响。
我们还根据ASCVD风险评分和FRS将人群分为高风险和低风险组，即使在高风险组，CCTA筛查也没有显著影响(ASCVD风险评分:校准P=点;FRS:校准P=.13)对心血管疾病的预防。
根据风险评分的变化，CCTA组与对照组在2年后观察到显著差异(ASCVD风险评分变化:P= .03点;财务报告比率的变动:P= .02点)。然而，5年后这种差异不显著(ASCVD风险评分变化:P= .92;财务报告比率的变动:P= .85)。我们推测，患者有动机在CCTA测试后立即在短时间内管理他们的风险评分因素;然而，随着时间的推移，这种显著性会降低。
结论
通过一项为期5年的回顾性队列研究，我们发现CCTA对未来心血管疾病没有显著的预防作用。我们还展示了将健康检查数据转换为omp - cdm数据的潜力，并将这些数据集成到基于公共数据模型的EHR数据中，用于针对健康检查人群的研究。虽然我们检查了CCTA后心血管疾病的结果，但未来的研究可能会检查CCTA后患者的健康行为。预计通用数据模型数据的使用将扩大到多中心研究。
致谢
这项工作得到了韩国贸易、工业和能源部的技术创新计划(资助20004927，用于“基于CDM的分布式生物健康数据平台升级和验证技术的开发”)的支持。
数据可用性
公共数据模型数据旨在支持分布式研究网络。因此，对数据的访问在内部专用网络上受到限制，并且数据不是公开的。
作者的贡献
WKB设计了这项研究。JC起草了手稿并进行了数据分析。SK、BK、HB和WS回顾了数据提取和研究设计。WKB, JC, SY对稿件进行了检查和修改。SY指导了这项研究。所有作者均已阅读并批准最终稿。
利益冲突
没有宣布。
补充材料。
DOCX文件，2366 KB参考文献
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缩写
| ACC / AHA:美国心脏病学会/美国心脏协会 |
| ASCVD:动脉粥样硬化性心血管疾病 |
| CAC:冠状动脉钙 |
| CCTA:冠状动脉ct血管造影术 |
| CHA2DS2-VASc:充血性心力衰竭，高血压，年龄≥75岁(翻倍)，糖尿病，中风(翻倍)，血管疾病，年龄65至74岁，性别类别(女性) |
| CHADS2:充血性心力衰竭，高血压，年龄，糖尿病，既往中风/短暂性脑缺血发作(2分) |
| 心血管疾病:心脑血管病 |
| 电子健康档案:电子健康记录 |
| FRS:弗雷明汉风险评分 |
| 人力资源:风险比 |
| 诊断结果:《国际疾病分类》第十版 |
| IRB:院校检讨委员会 |
| OHDSI:观察性健康数据科学与信息学 |
| OMOP-CDM:观察性医疗结果伙伴关系通用数据模型 |
| SNUBH:首尔大学盆唐医院 |
C·洛维斯编辑;提交28.07.22;S Chang, K Adapa同行评审;对作者18.08.22的评论;修订版本于04.09.22收到;接受24.09.22;发表13.10.22
版权©Woo Kyung Bae, Jihoon Cho, Seok Kim, Borham Kim, Hyunyoung Baek, Wongeun Song, Sooyoung Yoo。最初发表于JMIR医学信息学(https://medinform.www.mybigtv.com)， 13.10.2022。
这是一篇开放获取的文章，根据创作共用署名许可协议(https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/)的条款发布，允许在任何媒介上不受限制地使用、分发和复制，前提是正确引用了首次发表在JMIR医学信息学上的原创作品。必须包括完整的书目信息，https://medinform.www.mybigtv.com/上的原始出版物的链接，以及此版权和许可信息。