การใช้คะแนนโมดูลการปฏิเสธทั่วไปของเนื้อเยื่อในการปลูกถ่ายไตเป็นการวัดวัตถุประสงค์ของการอักเสบ Allograft

ติดต่อ: Audrey Hu Whatsapp/hp: 0086 13880143964 อีเมล:audrey.hu@wecistanche.com

Arya Zarinsefat 1*, Jose M. Arreola Guerra2 , Tara Sigdel 1 , Izabella Damm1, Reuben Sarwal 1 , Chitranon Chan-on1 , Gyula Szabo3 , Jorge L. Aguilar-Frasco4, Xicohtencatl Ixtlapale-Carmona4 ,

Carlos Salinas-Ramos 4 , Leonardo Ramirez-Martinez 4, Claudio Ramirez 4 , Mario Vilatoba4 , Luis E. Morales Buenrostro4 , Josefifina M. Alberu5 และ Minnie M. Sarwal 1

ภาควิชาศัลยศาสตร์ มหาวิทยาลัยแคลิฟอร์เนีย ซานฟรานซิสโก แคลิฟอร์เนีย สหรัฐอเมริกา

2 แผนกอายุรศาสตร์, โรงพยาบาล Centenario Miguel Hidalgo, อากวัสกาเลียนเตส, เม็กซิโก,

3 ภาควิชาพยาธิวิทยา มหาวิทยาลัยแคลิฟอร์เนีย ซานฟรานซิสโก แคลิฟอร์เนีย สหรัฐอเมริกา

4 Instituto Nacional de Ciencias Medicas y Nutricio´ n Salvador Zubira´ n, เม็กซิโกซิตี้, เม็กซิโก,

5 Department of Medicine, Tecnologico de Monterrey, Escuela de Medicina y Ciencias de la Salud, เม็กซิโกซิตี้, เม็กซิโก

การปลูกถ่ายไตระยะยาวผลลัพธ์ของการปลูกถ่าย allograft (KT) ยังไม่ดีขึ้นตามที่คาดไว้ แม้ว่าจะมีความเข้าใจที่ดีขึ้นเกี่ยวกับการปฏิเสธและการกดภูมิคุ้มกันที่ดีขึ้นก็ตาม งานก่อนหน้านี้ได้ตรวจสอบคะแนนการปฏิเสธที่คำนวณได้ ซึ่งเป็นโมดูลการปฏิเสธทั่วไปของเนื้อเยื่อ (tCRM) ซึ่งวัดโดยการประเมินตามการขยายพันธุ์ของยีน 11 ตัวจากตัวอย่างชิ้นเนื้อฟอร์มาลินตรึงพาราฟินฝังตัว (FFPE) ซึ่งช่วยให้สามารถประเมินภูมิคุ้มกันเชิงปริมาณและเป็นกลาง บาดเจ็บ. เราใช้ tCRM ในการทดลองในอนาคตของผู้รับ KT 124 ราย และการประเมินที่เปรียบเทียบโดย tCRM และจุลกายวิภาคจะอ่านจากนักพยาธิวิทยาอิสระ 2 คนเกี่ยวกับโปรโตคอลและทำให้เกิดการตรวจชิ้นเนื้อหลังการปลูกถ่าย การโกนสี่ 10- มม. จากตัวอย่างชิ้นเนื้อ FFPE ถูกใช้สำหรับการสกัดและการขยาย RNA โดย qPCR ของยีน tCRM 11 ตัว ซึ่งคำนวณคะแนน tCRM การวินิจฉัยการตัดชิ้นเนื้อของการปฏิเสธเฉียบพลัน (AR) หรือการปฏิเสธแนวเขต (BL) ถือว่ามีการอักเสบในขณะที่การตรวจชิ้นเนื้อที่เสถียรไม่มีการอักเสบ จากการตรวจชิ้นเนื้อ 77 ชิ้นที่อ่านโดยนักพยาธิวิทยาทั้งสอง มีทั้งหมด 40 รายการที่ไม่ตรงกันในการวินิจฉัย คะแนน tCRM มัธยฐานสำหรับ AR, BL และการวินิจฉัยที่เสถียรเท่ากับ 4.87, 1.85 และ 1.27 ตามลำดับ โดยมีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญโดยรวมในกลุ่มเนื้อเยื่อวิทยาทั้งหมด (Kruskal-Wallis, p < 00{="" {34}}01).="" มีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญในคะแนน="" tcrm="" ระหว่างผู้ชำนาญพยาธิวิทยาทั้งที่พบการอักเสบกับความไม่ลงรอยกัน="" (p="0.003)" และทั้งคู่พบการอักเสบกับทั้งคู่ไม่พบการอักเสบ="" (p="">< 0.001)="" พร้อมด้วยนัยสำคัญโดยรวมระหว่างคะแนนทั้งหมด="" (="" ครุสคาล-วาลลิส,="" p="">< 0.001).="" แบบจำลองการถดถอยโลจิสติกที่ทำนายการอักเสบของการปลูกถ่ายโดยใช้ตัวแปรทำนายทางคลินิกต่างๆ="" และ="" tcrm="" เปิดเผยว่าคะแนน="" tcrm="" เป็นเพียงตัวทำนายที่สำคัญของการอักเสบของกิ่ง="" (or:="" 1.90,="" 95="" เปอร์เซ็นต์="" ci:="" 1.40–2.68,="" p="">< 0.0001)="" การประเมินการปฏิเสธตัวอย่างทางคลินิกที่แม่นยำ="" เชิงปริมาณ="" และเป็นกลางเป็นสิ่งสำคัญ="" จากการวินิจฉัยที่ไม่ตรงกันระหว่างนักพยาธิวิทยาในกลุ่มตัวอย่างเดียวกัน="" บุคคลสามารถใช้คะแนน="" tcrm="" เป็นไทเบรกในสถานการณ์ที่ไม่ชัดเจน="" เราขอเสนอว่าคะแนนเชิงปริมาณของ="" tcrm="" สามารถให้ปริมาณการอักเสบของการปลูกถ่ายอวัยวะที่เป็นกลาง="" และการประเมินอย่างรวดเร็วโดย="" pcr="" ในการโกน="" ffpe="">

คำสำคัญ:การปลูกถ่ายไต, การปฏิเสธอย่างเฉียบพลัน, ไบโอมาร์คเกอร์, ทรานสคริปโตมิกส์, ฟอร์มาลิน-ฟิกซ์ พาราฟิน-เอ็มเบดดิ้ง (FFPE), การอักเสบของกิ่ง

Cistanche tubulosa ป้องกันโรคไต คลิกที่นี่เพื่อรับตัวอย่าง

การแนะนำ

การปลูกถ่ายไต(KT) ยังคงเป็นการรักษาที่ต้องการสำหรับผู้ป่วยโรคไตวายเรื้อรังระยะสุดท้าย โดยมีอัตราการเสียชีวิตลดลงเมื่อเทียบกับผู้ป่วยที่อยู่ในรายการรอและการรอดชีวิตที่ดีขึ้นในกลุ่มประชากรต่างๆ (1-3) แม้จะมีการปรับปรุงที่สำคัญในหนึ่งปีไตการอยู่รอดของ allograft (4) อัตราการสูญเสียการปลูกถ่ายเรื้อรังหลังจากปีแรกหลังการปลูกถ่ายยังคงมีจำนวนมาก สิ่งนี้ได้รับการสังเกตแม้ว่าจะมีความเข้าใจที่ดีขึ้นเกี่ยวกับการปฏิเสธ allograft พร้อมกับการกำเนิดของภูมิคุ้มกันที่ดีขึ้น วิธีการจำแนกปัจจุบันของการปฏิเสธทางเนื้อเยื่อวิทยาประสบกับข้อผิดพลาดในการสุ่มตัวอย่างและไม่สามารถระบุปริมาณการอักเสบใน allograft ได้อย่างแม่นยำ ซึ่งเป็นตัวทำนายที่สำคัญของการทำงานของการปลูกถ่ายอวัยวะในระยะยาวและการรอดชีวิต (5– 9) ที่สำคัญการศึกษาก่อนหน้านี้ได้แสดงให้เห็นว่าความสัมพันธ์ทางพยาธิวิทยาของพยาธิวิทยาของไต allograft ที่ให้คะแนน Banff มีความคลาดเคลื่อนอย่างมากระหว่างการตีความการตรวจชิ้นเนื้อ (10, 11)

งานก่อนหน้าในห้องปฏิบัติการของเราในการวิเคราะห์ข้อมูล microarray ทั้งจีโนมจาก 1,030ไตการตรวจชิ้นเนื้อ allograft ของหัวใจ ปอด และตับ ระบุ aภูมิคุ้มกันทั่วไปโมดูลการตอบสนอง e (CRM) ของ 11 ยีนที่กำหนดการปฏิเสธเฉียบพลัน (AR) ใน allografts ที่แตกต่างกัน (12–14) และได้รับการตรวจสอบในภายหลังไตการตรวจชิ้นเนื้อ allograft (15, 16) แม้ว่าข้อมูลนี้จะแสดงให้เห็นถึงประโยชน์ที่เป็นไปได้ของการใช้การวัดผลตามวัตถุประสงค์ เช่น คะแนน CRM เพื่อช่วยในการวินิจฉัยชิ้นเนื้อ แต่สิ่งเหล่านี้เป็นการวิเคราะห์ย้อนหลังในเนื้อเยื่อที่สะสมไว้ก่อนหน้านี้ นอกจากนี้ ยังไม่มีการเปรียบเทียบระหว่างการอ่านค่าพยาธิสภาพที่ตาบอดหลายครั้งของการตรวจชิ้นเนื้อเดียวกัน หรือความสามารถที่เป็นไปได้ของคะแนน CRM ที่จะใช้เป็นจุดตัดขวางหรือจุดข้อมูลเสริมเพื่อช่วยในการวินิจฉัยที่มีประสิทธิภาพยิ่งขึ้น

ในการวิเคราะห์นี้ เราดูที่ serialไตการตัดชิ้นเนื้อที่ได้รับเป็นส่วนหนึ่งของการทดลองทางคลินิกใน KT เราใช้โปรโตคอลของเราที่วัดการแสดงออกของยีนของยีน CRM 11 ตัวจาก RNA ที่แยกได้จาก 10-ไมครอนสี่ตัว ขจัดบล็อกพาราฟินฝังตัวด้วยฟอร์มาลิน (FFPE) ที่มีฟีโนไทป์ที่ได้รับการยืนยันทางจุลกายวิภาคของ AR, การปฏิเสธแนวเขต (BL) และการวินิจฉัยที่มั่นคง เราเรียกคะแนนนี้ว่าเนื้อเยื่อ CRM (tCRM) จากการนำคะแนน CRM ไปใช้กับเนื้อเยื่อชิ้นเนื้อ (15, 16) จากนั้นเราเปรียบเทียบการวินิจฉัยจากนักพยาธิวิทยาที่ตาบอด 2 คน และเปรียบเทียบกับคะแนน tCRM สำหรับการตรวจชิ้นเนื้อแต่ละครั้ง เราตั้งสมมติฐานว่าคะแนน tCRM สามารถใช้เป็นจุดข้อมูลเพื่อช่วยในการวินิจฉัยชิ้นเนื้อ และอาจใช้เป็นเส้นแบ่งเป้าหมายเมื่อมีความขัดแย้งระหว่างนักพยาธิวิทยา

ประโยชน์ของ cistanche: ต้านการอักเสบ

วิธีการ

การออกแบบการลงทะเบียนผู้ป่วยและการศึกษา

ผู้ป่วยและตัวอย่างถูกรวบรวมเป็นส่วนหนึ่งของการทดลองทางคลินิกของ TITRATE (การทดสอบเกณฑ์การกดภูมิคุ้มกันใน Renal Allografts To Extended eGFR) สามารถดูวิธีการของมันได้ที่พอร์ทัล ClinicalTrials.gov (ตัวระบุ: NCT02581436) โดยสังเขป นี่คือการทดลองทางคลินิกที่คาดหวัง มืดบอด และควบคุมโดยผู้รับ KT 124 ราย ซึ่งได้รับการกำหนดให้ใช้การซ้อมรบสองประเภทเพื่อประเมินประสิทธิภาพและความปลอดภัยในแง่ของการตรวจหา AR ได้ทันท่วงที อัตราการกรองไต (GFR) และดัชนีการเกิดพังผืด ในการตรวจชิ้นเนื้อโปรโตคอลที่ 12 เดือนหลัง KT การตรวจสอบการทำงานของไตขึ้นอยู่กับ GFR และการตรวจชิ้นเนื้อตามโปรโตคอลที่ 3 และ 12 เดือนหลัง KT และสำหรับสาเหตุ Induction immunosuppression (IS) ถูกกำหนดโดยพิจารณาจากความเสี่ยงทางภูมิคุ้มกันด้วย Basiliximab (ความเสี่ยงต่ำ), anti-thymocyte globulin (ความเสี่ยงสูง) หรือไม่มีการรักษาแบบเหนี่ยวนำในผู้ป่วยที่แบ่ง haplotypes สองแบบ IS การบำรุงรักษาขึ้นอยู่กับ Tacrolimus, mycophenolate และ prednisone

การศึกษาในปัจจุบันเป็นการวิเคราะห์เสริมสำหรับยีน tCRM (15) ในการตรวจชิ้นเนื้อ KT ที่มีอยู่ทั้งหมด สำหรับการศึกษาของเรา หลังจากไม่รวมการตรวจชิ้นเนื้อแบบ day zero แล้ว มีการตรวจชิ้นเนื้อทั้งหมด 136 ชิ้นพร้อมกับการตรวจชิ้นเนื้อที่เข้าคู่กัน ซึ่งได้รับการตีความโดยนักพยาธิวิทยาที่สถาบันวิทยาศาสตร์การแพทย์แห่งชาติในเม็กซิโก จากการตรวจชิ้นเนื้อ 136 ชิ้น 77 ชิ้นถูกส่งไปยัง UCSF เพื่อให้อ่านค่าตาบอดเพื่อประเมินความสัมพันธ์ทางพยาธิวิทยาเพิ่มเติม การตรวจชิ้นเนื้อถูกตีความตามเกณฑ์ล่าสุดของ Banff ในขณะที่ทำการศึกษา (17) AR กราฟต์รูปแบบใดๆ (เซลล์เฉียบพลันหรือสื่อกลางด้วยแอนติบอดี) ถูกรวมเข้าเป็นหมวดหมู่ AR เดียว สำหรับการตรวจชิ้นเนื้อที่อ่านโดย UCSF มีข้อมูลการวินิจฉัยทางจุลพยาธิวิทยาที่ละเอียดมากขึ้น ซึ่งรวมถึงประเภทการปฏิเสธโดยอาศัยแอนติบอดี (ABMR) และประเภทการปฏิเสธโดยอาศัยเซลล์ T-cell (TCMR)

การสกัดอาร์เอ็นเอทั้งหมด

เราปฏิบัติตามโปรโตคอลที่เผยแพร่ก่อนหน้านี้สำหรับการสกัด RNA จากเนื้อเยื่อ FFPE (18) จากประสบการณ์ก่อนหน้านี้ เราใช้ส่วนที่หนา 4 × 10 มม. เพื่อแยก RNA ทั้งหมดจากตัวอย่าง FFPE ด้วย PureLink FFPE Total RNA Isolation it (Thermo Fisher Scientific, Foster City, CA) คุณภาพข้อมูล RNA ได้รับการประเมินโดยอัตราส่วนสัญญาณการดูดซึม 260/280 และหมายเลข RIN

การสังเคราะห์ cDNA และการหาปริมาณการแสดงออกของยีนโดยใช้ qPCR

RNA ทั้งหมด 50 ng ถูกแปลงกลับเป็น DNA เสริม (cDNA) โดยใช้ SuperScript VILO (Invitrogen, Thermo Fisher Scientific, Foster City, CA) จากนั้นขยายในขั้นตอนการขยายเฉพาะเป้าหมายสำหรับทั้ง 11 ยีนโดยใช้ TaqMan PreAmp Master Mix และ TaqMan Primers and Probes (Thermo Fisher Scientific, Foster City, CA) สำหรับรอบการขยายเสียงทั้งหมด 18 รอบ ปฏิกิริยา qPCR ดำเนินการในระบบ Fluidigm BioMark FD (Fluidigm, South San Francisco, CA) โดยใช้ยีนดูแลยีน 18S และ Human XpressRef Universal Total RNA (Qiagen, Valencia, CA) เป็น RNA อ้างอิงเป็นเวลา 40 รอบ ข้อมูลชิปที่เป็นผลลัพธ์ถูกวิเคราะห์ในขั้นต้นสำหรับการควบคุมคุณภาพโดยใช้ค่าซอฟต์แวร์ BioMark Analysis เวอร์ชัน 2.0 (Fluidigm, South San Francisco, CA) และ Ct ถูกส่งออกไปยังสเปรดชีต การปรับข้อมูลให้เป็นมาตรฐานทำได้ในสองขั้นตอน ค่า Ct ของยีนแต่ละตัวถูกทำให้เป็นมาตรฐานเทียบกับค่า Ct ที่ 18S สำหรับแต่ละยีนเพื่อให้ได้ค่า dCt ค่า dCt ของแต่ละตัวอย่างถูกทำให้เป็นมาตรฐานเทียบกับค่า dCt ของตัวอย่างอ้างอิงเพื่อรับค่า ddCt ซึ่งต่อมาใช้ในการคำนวณค่าการเปลี่ยนแปลงการพับ (RQ) สำหรับแต่ละยีนในแต่ละตัวอย่าง คะแนน tCRM คำนวณโดยใช้ค่าเฉลี่ยทางเรขาคณิตของยีน CRM 11 ตัวสำหรับแต่ละตัวอย่าง ตามที่อธิบายไว้ก่อนหน้านี้ (12)

การวิเคราะห์ทางสถิติ

ข้อมูลทั้งหมดถูกนำเข้าไปยัง R เวอร์ชัน 3.6.2 (R Foundation, เวียนนา, ออสเตรีย) สำหรับการวิเคราะห์ในภายหลัง ข้อมูลประชากรของผู้ป่วย (ตารางที่ 1) แสดงตามคะแนน tCRM ที่มากกว่าหรือน้อยกว่า 2.2 ซึ่งเป็นจุดตัดที่เรากำหนดไว้ก่อนหน้านี้ด้วย AUROC ที่เหมาะสมที่สุดสำหรับการทำนาย AR (15) ทำการทดสอบทางสถิติด้วยการทดสอบ t ของนักเรียนสำหรับตัวแปรต่อเนื่องและการทดสอบไคสแควร์สำหรับตัวแปรหมวดหมู่ กราฟแท่งและกราฟแท่งของคะแนน tCRM สำหรับแต่ละกลุ่มการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยาถูกสร้างขึ้นโดยใช้แพ็คเกจ ggplot2 ความแตกต่างที่มีนัยสำคัญระหว่างกลุ่มพยาธิวิทยาทั้งหมดและความแตกต่างแบบคู่ระหว่างแต่ละกลุ่มถูกกำหนดโดยการทดสอบ Kruskal-Wallis การจัดกลุ่มแบบลำดับชั้นแบบไม่มีผู้ดูแลที่ใช้กลุ่มพยาธิวิทยาต่างๆ และยีน tCRM ถูกดำเนินการ โดยใช้แผนที่ความหนาแน่นที่ตามมาโดยใช้แพ็คเกจแผนที่ความหนาแน่น เราถือว่าคะแนน tCRM มากกว่า 2.2 เพื่อให้มีการวินิจฉัยระดับโมเลกุลของการปฏิเสธ เรากำหนดให้การตรวจชิ้นเนื้อเป็นผลบวกต่อการอักเสบ หากการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยาเป็น AR หรือ BL และมีผลลบต่อการอักเสบหากการวินิจฉัยคงที่ จากนั้นเราจึงสร้างตัวแปรข้อตกลงระหว่างนักพยาธิวิทยา ซึ่งทั้งสองระบุว่ามีการอักเสบ ทั้งคู่กล่าวว่าไม่มีการอักเสบ หรือไม่เห็นด้วยหากมีการอักเสบเกิดขึ้น กราฟแท่งและแผนที่ความหนาแน่นสำหรับคะแนน tCRM ระหว่างตัวแปรข้อตกลงจะถูกสร้างขึ้นตามที่อธิบายไว้ข้างต้น

เราคำนวณแบบจำลองการถดถอยโลจิสติกเพื่อทำนายผลลัพธ์ไบนารีของการอักเสบในการตรวจชิ้นเนื้อ เราป้อนอายุผู้รับ ดัชนีมวลกาย (BMI) ฟังก์ชันการปลูกถ่ายอวัยวะล่าช้า (DGF) เพศ ระบบการชักนำ สถานะผู้บริจาคที่มีชีวิต ผู้บริจาคชายให้กับผู้รับเพศหญิง KT ก่อนหน้า การล้างไตก่อน KT และคะแนน tCRM เป็นตัวแปรทำนายใน นางแบบ.

เราได้รับ delta GFR ของผู้ป่วยแต่ละราย ซึ่งคำนวณจากการเปลี่ยนแปลงในช่วงเวลาของการตรวจชิ้นเนื้อ GFR จาก GFR สุดท้ายของพวกเขาที่สองปีหลัง KT เราใช้ค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์แบบเพียร์สันเพื่อสร้างความสัมพันธ์ระหว่าง delta GFR กับคะแนน tCRM ของผู้ป่วยที่ได้รับจากการตรวจชิ้นเนื้อ สิ่งนี้ถูกทำซ้ำหลังจากไม่รวมคะแนน tCRM ที่น้อยกว่า 2 เราใช้ระดับแอนติบอดีจำเพาะผู้บริจาค (DSA) สูงสุดที่วัดโดยเซลล์เพื่อนสำหรับผู้ป่วยแต่ละราย ซึ่งแสดงเป็นค่าเฉลี่ย FL fluorescence Intensity (MFI) เพื่อทำความสัมพันธ์กับคะแนน tCRM และ คำนวณสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์เพียร์สันที่เกี่ยวข้อง ความสัมพันธ์นี้ยังถูกนำเสนอในรูปแบบพล็อตกระจาย สำหรับการวิเคราะห์คะแนนอนุกรม เราวางแผนผู้ป่วยที่มีคะแนน tCRM แบบอนุกรมตามวันหลังการปลูกถ่าย โดยเน้นที่ผู้ป่วยสี่รายที่ได้รับการวินิจฉัยว่าเป็น AR ดั้งเดิม ได้รับการรักษา และจากนั้นตามด้วยการตรวจชิ้นเนื้อตามมา ผู้ป่วยเพิ่มเติมอีก 2 รายที่มีคะแนน tCRM สูงซึ่งถูกอ่านว่ามีการวินิจฉัยที่มั่นคง แต่จากนั้นจึงพัฒนาการวินิจฉัยโรค AR ใหม่ในการตรวจชิ้นเนื้อติดตามผล การออกแบบการศึกษาและการวิเคราะห์ที่ตามมาจะถูกสรุปเพิ่มเติมในรูปแบบภาพ (ภาพที่ 1)

ผลลัพธ์

การตรวจชิ้นเนื้อไต Allograft จากนักพยาธิวิทยาที่ตาบอดอิสระสองคน

ข้อมูลประชากรของผู้ป่วยและตัวแปรทางคลินิกที่น่าสนใจไม่พบความแตกต่างที่สำคัญระหว่างผู้ป่วยที่มีคะแนน tCRM มากกว่าหรือน้อยกว่า 2.2 ยกเว้นอายุผู้บริจาคที่สูงขึ้นในผู้ป่วยที่มีคะแนน tCRM สูงในการตรวจชิ้นเนื้อหลังการปลูกถ่าย (ตารางที่ 1) การตรวจชิ้นเนื้อทั้งหมด 77 ชิ้นถูกอ่านโดยทั้งสองศูนย์ โดยนักพยาธิวิทยา 1 (เม็กซิโก) วินิจฉัย 16 AR, 21 BL และการตรวจชิ้นเนื้อที่เสถียร 40 ชิ้น ในขณะที่นักพยาธิวิทยา 2 (UCSF) วินิจฉัย 10 AR, 39 BL และ 28 ชิ้นที่มีเสถียรภาพ (ตารางที่ 2) . มีการวินิจฉัยที่ไม่ตรงกันทั้งหมด 40 รายการระหว่างนักพยาธิวิทยา โดยส่วนใหญ่ที่ไม่ตรงกันเหล่านี้มาจากความแตกต่างในหมวดหมู่ BL

โมดูลการปฏิเสธทั่วไปของเนื้อเยื่อในฐานะ Tiebreaker แยกแยะระหว่างการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยา

จากนั้นเราดูที่ความสามารถของคะแนน tCRM ในการเลือกปฏิบัติระหว่างการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยาสำหรับนักพยาธิวิทยาคนเดียว (โดยใช้การตรวจชิ้นเนื้อที่อ่านที่ UCSF เนื่องจากเรามีข้อมูลทางจุลพยาธิวิทยาที่มีรายละเอียดมากที่สุด) เมื่อดูคะแนน tCRM โดยการวินิจฉัยทางจุลกายวิภาค เราเห็นการแยกที่ชัดเจนด้วยคะแนน tCRM ที่สูงขึ้นในผู้ป่วยที่มี AR เมื่อเทียบกับ BL/เสถียร และมีสัดส่วนสูงกว่า 2.2 ในผู้ป่วย AR (รูปที่ 2A) คะแนน tCRM มัธยฐานและช่วงระหว่างควอไทล์ (IQR) สำหรับ AR, BL และการวินิจฉัยที่เสถียรคือ 4.87 (IQR: 2.44– 6.99), 1.85 (IQR: 1.21–2.48) และ 1.27 (IQR: 0.96– 2.14) ตามลำดับ นอกจากนี้ มีความแตกต่างที่มีนัยสำคัญโดยรวมในกลุ่มเนื้อเยื่อวิทยาทั้งหมด (p < 0.001)="" พร้อมกับความแตกต่างที่มีนัยสำคัญระหว่าง="" ar="" กับ="" bl="" และ="" ar="" เทียบกับการเปรียบเทียบแบบคู่ที่เสถียร="" (รูปที่="" 2b)="" สิ่งนี้เน้นถึงความสัมพันธ์ของคะแนน="" tcrm="" กับพยาธิวิทยาที่ให้คะแนน="">

เมื่อดำเนินการจัดกลุ่มยีน tCRM แบบลำดับชั้นแบบไม่มีผู้ดูแล เราจะเห็นการจัดกลุ่มที่ค่อนข้างแม่นยำโดยการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยา (รูปที่ 2C) เมื่อตรวจชิ้นเนื้อแต่ละชิ้นอย่างใกล้ชิด แม้ว่าการจัดกลุ่มโดยการวินิจฉัยจะแสดงความแตกต่างในกลุ่มคลัสเตอร์ก็ตาม คะแนน tCRM ที่สอดคล้องกัน (แสดงเป็นการไล่ระดับสี) มีแนวโน้มที่จะสัมพันธ์กับการวินิจฉัย เราเห็นคะแนนที่สูงขึ้นด้วยการวินิจฉัยที่สะท้อนถึงระดับการอักเสบที่มากขึ้น ซึ่งแสดงถึงความสามารถของ tCRM ในการเลือกปฏิบัติและหาปริมาณการอักเสบอย่างเป็นกลางใน allograft โดยไม่มีอคติ เมื่อเราใช้จุดตัด tCRM 2.2 (การวินิจฉัยระดับโมเลกุลของการอักเสบ) เราจะเห็นการจัดกลุ่มที่แข็งแกร่งโดยการวินิจฉัยระดับโมเลกุล ไม่ว่ากลุ่ม AR และ BL ส่วนใหญ่จะมีการแสดงออกของยีนสูงและคะแนน tCRM สูง ซึ่งตรงกันข้ามกับการตรวจชิ้นเนื้อที่มีความเสถียรซึ่งจัดลำดับโดยการตรวจชิ้นเนื้อส่วนใหญ่

โมดูลการปฏิเสธทั่วไปของเนื้อเยื่อจะแยกแยะระหว่างการปฏิเสธการรับสินบนเฉพาะประเภท

จากนั้นเราดูที่ความสามารถของคะแนน tCRM ในการแยกแยะระหว่างการปฏิเสธประเภทต่างๆ: C4d-positive (n=9) และ ABMR เชิงลบ (n=4), TCMR (n=3) , BL (n=21) และการตรวจชิ้นเนื้อที่เสถียร (n=40) คะแนน tCRM ค่ามัธยฐานและ IQR สำหรับ C4d positive ABMR, C4d-negative ABMR, TCMR, BL และการวินิจฉัยที่เสถียรคือ 4.22 (IQR: 3.80–5.98), 3.47 (IQR: 1.71–6.51), 2.{ {23}} (IQR: 2.58–3.05), 1.91 (IQR: 1.32–2.88) และ 1.37 (IQR: 0.99–2.00) ตามลำดับ นอกจากนี้ มีความแตกต่างที่มีนัยสำคัญโดยรวมระหว่างกลุ่มเนื้อเยื่อวิทยาทั้งหมด (p < 0.001)="" พร้อมด้วยความแตกต่างที่มีนัยสำคัญระหว่างการเปรียบเทียบแบบคู่โดยดูที่="" c4d-positive="" abmr="" กับ="" tcmr,="" c4d-positive="" abmr="" กับ="" bl,="" c4d-positive="" abmr="" เทียบกับ="" stable="" ,="" tcmr="" เทียบกับความเสถียร="" และ="" bl="" เทียบกับกลุ่มที่เสถียร="" (รูปที่="" 3a)="" นี่เป็นอีกครั้งที่เน้นย้ำถึงความสัมพันธ์ของคะแนน="" tcrm="" กับพยาธิสภาพเฉพาะของ="">

เมื่อดำเนินการจัดกลุ่มยีน tCRM แบบลำดับชั้นแบบไม่มีผู้ดูแล เราจะเห็นรูปแบบที่คล้ายกันของการจัดกลุ่มตามการอักเสบของกราฟต์ตามที่อธิบายไว้ก่อนหน้านี้ (รูปที่ 3B) ด้วยหมวดหมู่การวินิจฉัยที่เฉพาะเจาะจงมากขึ้นของ ABMR และ TCMR เชิงลบและ C4d ที่เป็นลบ เราจึงเห็นการจัดกลุ่มที่เป็นเนื้อเดียวกันที่โดดเด่นที่สุดในบรรดากลุ่ม ABMR เช่นเคย เมื่อตรวจชิ้นเนื้อแต่ละชิ้นอย่างใกล้ชิด แม้ว่าการจัดกลุ่มโดยการวินิจฉัยจะแสดงถึงความแตกต่างในกลุ่มคลัสเตอร์ คะแนน tCRM ที่สอดคล้องกัน (แสดงเป็นการไล่ระดับสี) มีแนวโน้มที่จะสัมพันธ์กับการวินิจฉัย เราเห็นคะแนนที่สูงขึ้นด้วยการวินิจฉัยที่สะท้อนถึงระดับการอักเสบที่มากขึ้น ซึ่งแสดงถึงความสามารถของ tCRM ในการเลือกปฏิบัติและหาปริมาณการอักเสบอย่างเป็นกลางใน allograft โดยไม่มีอคติ ในท้ายที่สุด สาขาแรกของการจัดกลุ่มที่ไม่ได้รับการดูแลของเรามีตัวอย่างส่วนใหญ่ที่มีระดับการอักเสบของการปลูกถ่ายอวัยวะ โดยเฉพาะอย่างยิ่งกรณี ABMR, TCMR หรือ BL (รูปที่ 3B)

โมดูลการปฏิเสธทั่วไปของเนื้อเยื่อแบ่งแยกตามข้อตกลง / ความขัดแย้งของนักพยาธิวิทยา

จากนั้นเราดูที่คะแนน tCRM สำหรับข้อตกลงและข้อขัดแย้งระหว่างนักพยาธิวิทยา ซึ่งถูกกำหนดตามที่อธิบายไว้ก่อนหน้านี้ จากการตรวจชิ้นเนื้อหลังการปลูกถ่าย 77 ชิ้นที่นักพยาธิวิทยาทั้งคู่อ่าน ทั้งคู่กล่าวว่ามีการอักเสบใน 33.8 เปอร์เซ็นต์ ไม่มีการอักเสบใน 22.1 เปอร์เซ็นต์ และไม่เห็นด้วยกับการปรากฏตัวของการอักเสบใน 44.2 เปอร์เซ็นต์ของตัวอย่าง เมื่อตรวจสอบคะแนน tCRM เราสังเกตว่าคะแนนเพิ่มขึ้นเนื่องจากตัวแปรข้อตกลงดำเนินไปจากการไม่มีการอักเสบ ความขัดแย้ง และข้อตกลงเมื่อมีการอักเสบ (รูปที่ 4A) มีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญในคะแนน tCRM ระหว่างผู้ชำนาญพยาธิวิทยาทั้งที่พบการอักเสบกับความไม่ลงรอยกัน (p=0.003) และทั้งคู่พบการอักเสบกับทั้งคู่ไม่พบการอักเสบ (p < 0.001="" )="" พร้อมด้วยนัยสำคัญโดยรวมระหว่างคะแนนทั้งหมด="" (p=""><>

เมื่อดำเนินการจัดกลุ่มยีน tCRM แบบลำดับชั้นแบบไม่มีผู้ดูแล เราเห็นการจัดกลุ่มตัวอย่างชิ้นเนื้อตามตัวแปรข้อตกลง (รูปที่ 4B) เราสามารถเห็นได้ว่ากลุ่มของการแสดงออกของยีนสูงนั้นสอดคล้องกับนักพยาธิวิทยาทั้งสองที่เห็นด้วยกับการปรากฏตัวของการอักเสบ ในขณะที่ในทางตรงกันข้าม การแสดงออกของยีนที่ต่ำนั้นสอดคล้องกับนักพยาธิวิทยาทั้งสองที่เห็นด้วยว่าไม่มีการอักเสบหรือความขัดแย้งระหว่างพวกเขา นอกจากนี้ เราพบว่าคะแนน tCRM ที่สอดคล้องกันสำหรับการตรวจชิ้นเนื้อแต่ละครั้งมีแนวโน้มที่จะชอบคะแนนที่สูงขึ้นและต่ำลง ซึ่งนักพยาธิวิทยาเห็นด้วยกับการอักเสบหรือไม่มีการอักเสบตามลำดับ แม้ว่าการจัดกลุ่มจะไม่สมบูรณ์แบบ แต่ก็มองเห็นแนวโน้มที่ชัดเจน

โมดูลการปฏิเสธทั่วไปของเนื้อเยื่อในฐานะตัวทำนายการปฏิเสธและฟังก์ชั่นการปลูกถ่าย ด้านบน เราแสดงอรรถประโยชน์ทางคลินิกของ tCRM เนื่องจากเกี่ยวข้องกับการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยาที่แม่นยำ แม้ว่าการประยุกต์ใช้จะเกี่ยวข้องกับการวินิจฉัยที่พิสูจน์โดยการตรวจชิ้นเนื้อตามธรรมเนียมแล้ว เราต้องการสำรวจการใช้ tCRM ในแบบจำลองสำหรับการทำนายการปฏิเสธ/การอักเสบ การใช้ตัวแปรไบนารีของการอักเสบ (การตรวจชิ้นเนื้อ AR และ BL) เราได้สร้างแบบจำลองการถดถอยโลจิสติกเพื่อทำนายผลลัพธ์ไบนารีของการอักเสบในการตรวจชิ้นเนื้อ มีการอธิบายตัวแปรทางคลินิกที่ใช้ก่อนหน้านี้ (ตารางที่ 3) ที่น่าสนใจ ตัวทำนายที่สำคัญเพียงอย่างเดียวของการอักเสบตามการวินิจฉัยโดยพยาธิวิทยาคือคะแนน tCRM (OR: 1.90, 95 เปอร์เซ็นต์ CI: 1.40–2.68, p < 0{{16="" }}01)="" ในขณะที่มีผู้บริจาคชายให้กับผู้รับเพศหญิงได้รับการปกป้องโดยนัยสำคัญ="" (or:="" 0.27,="" 95="" เปอร์เซ็นต์="" ci:="" 0.07–0.98,="" p="">

จากนั้นเราได้พิจารณาความสามารถของ tCRM ในการคาดการณ์การเปลี่ยนแปลงระยะยาวใน GFR เราเชื่อมโยง delta GFR (จาก GFR ในเวลาที่ทำการตรวจชิ้นเนื้อกับ GFR สุดท้าย) กับคะแนน tCRM ของผู้ป่วยจากการตรวจชิ้นเนื้อนั้น (ค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ของเพียร์สัน=0.21, p=0.{{6} }25). จากนั้นเราทำสิ่งนี้ซ้ำหลังจากไม่รวมคะแนน tCRM ที่น้อยกว่า 2 ดังนั้นเราจึงดูเฉพาะค่า tCRM ที่ยกระดับสูงสุดเท่านั้นเพื่อดูผลกระทบต่อ delta GFR ซึ่งส่งผลให้ค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์เพิ่มขึ้นเป็น 0.32 (p=0 05). นอกจากนี้เรายังดูความสัมพันธ์ของระดับ DSA สูงสุดของผู้ป่วยแต่ละรายกับคะแนน tCRM ที่เกี่ยวข้อง (รูปที่ 1) เพื่อดูว่ามีความสัมพันธ์ระหว่างระดับ DSA และคะแนน tCRM หรือไม่ ซึ่งเราไม่พบว่ามีความสัมพันธ์กัน (ค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ของเพียร์สัน { {11}}, หน้า=0.99).

สุดท้าย เราดูผู้ป่วยที่มีการตรวจชิ้นเนื้อและคะแนน tCRM คะแนน tCRM แบบอนุกรมถูกวางแผนต่อผู้ป่วยโดยวันหลังการปลูกถ่าย (รูปที่ 4C) มีผู้ป่วยสี่รายที่ได้รับการวินิจฉัยเบื้องต้นของ AR และได้รับการรักษา จากนั้นตามด้วยการตรวจชิ้นเนื้อ (ภาพที่ 4C เส้นสีแดง) เราสังเกตว่าผู้ป่วยทั้งสี่รายในขั้นต้นมีคะแนน tCRM สูง และหลังการรักษามีคะแนนลดลง โดยมีผู้ป่วยเพียงรายเดียวที่ได้รับการวินิจฉัยว่าเป็น AR ในการตรวจชิ้นเนื้อครั้งที่สอง ข้อสังเกต ผู้ป่วยสองรายที่มีคะแนน tCRM สูงขึ้น ซึ่งนักพยาธิวิทยาอ่านว่าได้รับการวินิจฉัยที่เสถียร ได้พัฒนาคะแนน tCRM เพิ่มขึ้นและการวินิจฉัย AR ใหม่จากการตรวจชิ้นเนื้อติดตามผล (รูปที่ 4C เส้นสีน้ำเงิน)

สารสกัดจากซิสแทนเช่ทูบูโลซ่า:ปรับปรุงการทำงานของไต

อภิปรายผล

เราตั้งสมมติฐานว่าคะแนน tCRM สามารถใช้เป็นจุดข้อมูลเพื่อช่วยในการวินิจฉัยชิ้นเนื้อ และอาจใช้เป็นเส้นแบ่งเป้าหมายเมื่อมีความขัดแย้งระหว่างนักพยาธิวิทยา ด้านบนเราแสดงให้เห็นว่าคะแนน tCRM สามารถแยกแยะระหว่างการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยาได้ tCRM สามารถแยกแยะระหว่าง AR ที่รวมกันกับ BL เทียบกับตัวอย่างที่เสถียร และยังสามารถแยกแยะระหว่างการวินิจฉัย AR ที่เฉพาะเจาะจงมากขึ้น เช่น ABMR กับ TCMR และ ABMR เทียบกับ BL ตามที่เราแสดงให้เห็นข้างต้น ข้อเสียประการหนึ่งที่ทราบกันดีของลักษณะอัตนัย/วัตถุประสงค์รวมกันของเกณฑ์แบมฟ์คือ ความคลาดเคลื่อนอาจเกิดขึ้นได้ระหว่างนักพยาธิวิทยาที่ตรวจชิ้นเนื้อที่เหมือนกัน เราแสดงให้เห็นข้างต้นว่าความขัดแย้งระหว่างนักพยาธิวิทยาเกี่ยวกับภาระการอักเสบในการตัดชิ้นเนื้อไตเป็นเรื่องปกติ เราแสดงให้เห็นว่าเมื่อมีข้อตกลงร่วมกันระหว่างนักพยาธิวิทยาเกี่ยวกับการมีอยู่หรือไม่มีการอักเสบ สิ่งนี้มักจะอยู่ที่จุดสูงสุดของคะแนน tCRM ประโยชน์ส่วนหนึ่งในคะแนน tCRM อาจอยู่ที่ความสามารถในการให้การวัดการอักเสบตามวัตถุประสงค์ แต่ยังทำหน้าที่เป็นตัวแบ่งส่วนในกรณีที่การวินิจฉัยไม่ชัดเจน แต่คะแนน tCRM ชี้ให้เห็นอย่างชัดเจนไม่ทางใดก็ทางหนึ่ง ตัวอย่างเช่น นักพยาธิวิทยาที่อ่านชิ้นเนื้อที่ไม่แน่ใจว่าจะจำแนกเป็น AR หรือ BL แต่ด้วยคะแนน tCRM ที่สูงมาก อาจมีวัตถุประสงค์และแม่นยำมากขึ้นในการวินิจฉัย AR

นอกจากนี้ การศึกษานี้บ่งชี้ว่าคะแนน tCRM อาจถูกใช้เพื่อทำนายผลลัพธ์ทางคลินิกในระยะยาวมากขึ้น แม้ว่าความสัมพันธ์ระหว่างการเปลี่ยนแปลงใน GFR และคะแนน tCRM ที่สูงขึ้นจะอ่อนแอ แต่เราแสดงให้เห็นความสัมพันธ์เชิงบวกที่มีนัยสำคัญทางสถิติระหว่างกัน โดยจะมีความสัมพันธ์กันมากขึ้นเมื่อเรากรองคะแนน tCRM ที่มากกว่า 2 ซึ่งบ่งชี้ว่าคะแนนที่สูงกว่านี้แนะนำระดับของ allograft ที่สูงกว่า การบาดเจ็บที่สามารถทำนายการทำงานของการรับสินบนที่ลดลงในระยะยาว (GFR delta มากขึ้น) ที่น่าสนใจคือ เราไม่พบความสัมพันธ์ระหว่างระดับ DSA ของผู้ป่วยกับคะแนน tCRM ส่วนหนึ่งอาจเนื่องมาจากข้อเท็จจริงที่ว่าผู้ป่วยจำนวนมากที่มี DSA ไม่จำเป็นต้องพัฒนา ABMR ต่อไป ควบคู่ไปกับรู้ว่า DSA ที่แตกต่างกันอาจให้ความเสี่ยงที่แตกต่างกันในการพัฒนา ABMR จริงๆ นอกจากนี้ โดยการติดตามผู้ป่วยด้วยการตรวจชิ้นเนื้อแบบอนุกรมและคะแนน tCRM เราพบว่าผู้ป่วยส่วนใหญ่ที่มีคะแนน tCRM และ AR สูงมีคะแนนลดลงตามมาพร้อมกับการปรับปรุงในการอักเสบของการปลูกถ่ายในการตรวจชิ้นเนื้อที่ตามมา (การตรวจชิ้นเนื้อที่ตามมาเปลี่ยนจาก AR เป็นความเสถียร ). โดยเฉพาะอย่างยิ่ง มี 2 กรณีที่คะแนน tCRM สูงขึ้นอย่างเห็นได้ชัด แต่การวินิจฉัยทางพยาธิวิทยาก็มีเสถียรภาพในการตรวจชิ้นเนื้อ ทั้งสองกรณีนี้ส่งผลให้คะแนน tCRM สูงขึ้นในการตรวจชิ้นเนื้อตามมาด้วยการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยาของ AR ที่สอดคล้องกัน สิ่งนี้ชี้ให้เห็นถึงความเป็นไปได้ของการวินิจฉัยผิดพลาดอันเนื่องมาจากลักษณะอัตนัยของการจำแนกทางจุลกายวิภาค หรือการแสดงออกของยีน tCRM ที่เพิ่มขึ้นซึ่งสัมพันธ์กับการอักเสบของกิ่งอาจทำให้เกิดการค้นพบทางพยาธิวิทยาที่เกิดขึ้นจริงซึ่งจะส่งผลให้เกิดการวินิจฉัย AR อย่างไรก็ตาม สิ่งนี้ชี้ให้เห็นถึงประโยชน์ของคะแนน tCRM ที่มีวัตถุประสงค์มากขึ้นในการช่วยวินิจฉัย AR

การหาปริมาณโมเลกุลของภาระการอักเสบโดยรวมใน allograft ของไตเป็นสิ่งสำคัญที่จะสร้างในช่วงเวลาของการตรวจชิ้นเนื้อที่รุกราน (5, 6, 9) วิธีการของเราอำนวยความสะดวกในการใช้ชิ้นตรวจชิ้นเนื้อที่มีอยู่แล้วในลักษณะที่มีประสิทธิภาพ (เวลาทดลองโดยรวมคือ 4-6 ชั่วโมงสำหรับการทดสอบที่แสดง) ในขณะที่การทดสอบแบบไม่รุกล้ำ เช่น DNA ที่ปราศจากเซลล์ที่มาจากผู้บริจาค (dd-cfDNA) ได้รับการเสนอสำหรับการวินิจฉัยโรค AR (19–23) ในระยะเริ่มต้น ข้อเสียอย่างหนึ่งของการทดสอบเหล่านี้คือ การทดสอบเหล่านี้ไม่ได้สอบสวนเนื้อเยื่อเป้าหมายของ ดอกเบี้ย แม้ว่า dd-cfDNA จะถูกปล่อยออกจาก allograft ด้วย tCRM เนื้อเยื่อชิ้นเนื้อที่ได้รับมาแล้วสามารถประมวลผลได้โดยใช้เนื้อเยื่อน้อยที่สุดจากการตรวจชิ้นเนื้อสดหรือบล็อก FFPE ที่เก็บถาวร โดยคงรักษาบล็อก FFPE ต้นกำเนิดส่วนใหญ่ไว้สำหรับการวิเคราะห์ทางจุลกายวิภาคเพิ่มเติม

การศึกษาของเราบางส่วนถูกจำกัดโดยลักษณะการบุกรุกของ tCRM การตรวจชิ้นเนื้อยังคงเป็นมาตรฐานทองคำและได้รับบ่อยครั้ง ซึ่งช่วยให้สามารถทำโปรไฟล์ระดับโมเลกุลด้วย tCRM ได้ แต่ในท้ายที่สุด การเปลี่ยนไปใช้การทดสอบเลือดหรือปัสสาวะแบบไม่รุกรานจะเหมาะที่สุดสำหรับผู้ป่วย ห้องปฏิบัติการของเรากำลังดำเนินการเกี่ยวกับการใช้ยีน CRM ในปัสสาวะเพื่อช่วยในการวินิจฉัยการปฏิเสธการรับสินบน (14) นอกจากนี้ ในขณะที่การศึกษานี้เป็นการทดลองในอนาคต การประยุกต์ใช้ tCRM ไม่ได้ใช้สำหรับการตัดสินใจทางคลินิก แต่เป็นการวิเคราะห์เชิงสำรวจแทน งานในอนาคตของเราจะได้รับประโยชน์จากการพิจารณาคะแนน tCRM เป็นจุดสิ้นสุดที่เป็นไปได้ หรือแยกปัจจัยในคะแนนจริงในการตัดสินใจเกี่ยวกับการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยาขั้นสุดท้ายสำหรับตัวอย่างชิ้นเนื้อ นอกจากนี้ ในขณะที่ตัวอย่างการศึกษาของเรารวมการวินิจฉัย TCMR ตัวอย่างที่เรามีอยู่สำหรับการวิเคราะห์ส่วนใหญ่เป็นตัวอย่าง ABMR แม้ว่าเราจะแสดงให้เห็นว่าคะแนน tCRM นั้นสูงขึ้นโดยไม่คำนึงถึงประเภทของ AR ในปัจจุบัน งานในอนาคตจะต้องใช้ตัวอย่างจำนวนมากขึ้นภายในแต่ละประเภทของ AR เฉพาะประเภท

เราแสดงให้เห็นว่าคะแนน tCRM สามารถแยกแยะระหว่างการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยา โดยใช้ตัวอย่าง FFPE ที่มีอยู่แล้ว ที่สำคัญ ความแปรปรวนมีอยู่ในหมู่นักพยาธิวิทยาที่แตกต่างกัน ซึ่งแสดงให้เห็นในข้อมูลของเราโดยอิงจากการวินิจฉัยของนักพยาธิวิทยาที่ตาบอดสองคนที่ทำการวินิจฉัย ด้วยเหตุนี้ เราจึงแสดงให้เห็นว่า tCRM ไม่เพียงแต่สามารถช่วยในการวินิจฉัยทางพยาธิวิทยาได้เท่านั้น แต่โดยเฉพาะอย่างยิ่งเมื่อมีความไม่ลงรอยกันหรือความไม่แน่นอนอยู่ คะแนนอาจถูกนำไปใช้เพื่อบรรลุข้อสรุปขั้นสุดท้ายที่มีประสิทธิภาพยิ่งขึ้น

ประโยชน์ของ cistanche tubulosa: รักษาโรคไต

คำชี้แจงเกี่ยวกับความพร้อมใช้งานของข้อมูล

ข้อมูลดิบที่สนับสนุนบทสรุปของบทความนี้จะเผยแพร่โดยผู้เขียนโดยไม่ต้องจองเกินควร

คำชี้แจงจริยธรรม

การศึกษาที่เกี่ยวข้องกับผู้เข้าร่วมที่เป็นมนุษย์ได้รับการตรวจสอบและอนุมัติโดย UCSF IRB ผู้ป่วย/ผู้เข้าร่วมให้ความยินยอมเป็นลายลักษณ์อักษรในการเข้าร่วมในการศึกษานี้

ผลงานของผู้เขียน

AZ มีส่วนในการออกแบบการวิเคราะห์ การวิเคราะห์ข้อมูล การตีความ การเขียนต้นฉบับ และการแก้ไขต้นฉบับ JG สนับสนุนการออกแบบการศึกษา การรวบรวมข้อมูล และการตรวจสอบต้นฉบับ TS มีส่วนในการวิเคราะห์ข้อมูลและการแก้ไขต้นฉบับ ID สนับสนุนการประมวลผลตัวอย่าง RS และ GS มีส่วนร่วมในการประมวลผลตัวอย่าง CC มีส่วนในการประมวลผลและทบทวนตัวอย่าง JF, XC, CSR, LM และ CR สนับสนุนการรวบรวมตัวอย่างและฐานข้อมูล MV มีส่วนทำให้การลงทะเบียนผู้ป่วยและการปลูกถ่าย LB มีส่วนในการลงทะเบียนผู้ป่วย JA มีส่วนในการออกแบบการศึกษา รวบรวมข้อมูล และทบทวนต้นฉบับ MS สนับสนุนการออกแบบการศึกษา การรวบรวมข้อมูล การออกแบบการวิเคราะห์ และการทบทวนต้นฉบับ ผู้เขียนทุกคนมีส่วนร่วมในบทความและอนุมัติเวอร์ชันที่ส่ง

ปรับปรุงการทำงานของไต cistanche tubulosa

ข้อมูลอ้างอิง

1. Wolfe RA, Ashby VB, Milford EL, Ojo AO, Ettenger RE, Agodoa LY และอื่น ๆ การเปรียบเทียบอัตราการเสียชีวิตในผู้ป่วยทั้งหมดที่ได้รับการฟอกไต ผู้ป่วยที่ได้รับการฟอกไตเพื่อรอการปลูกถ่าย และผู้รับการปลูกถ่ายศพครั้งแรกN ภาษาอังกฤษJ เมด(1999) 341(23):1725–30. ดอย: 10.1056/NEJM 199912023412303

2. Meier-Kriesche HU, Ojo AO, Port FK, Arndorfer JA, Cibik DM, Kaplan B. การอยู่รอดของผู้ป่วยโรคไตวายเรื้อรังระยะสุดท้าย: แนวโน้มเมื่อเวลาผ่านไปสำหรับผู้รับการปลูกถ่ายและผู้ป่วยที่อยู่ในรายการรอJ เป็น ซอค Nephrol(2001) 12(6):1293–6. ดอย: 10.1111/j.1600-6143.2004.00332.x

3. Oniscu GC, บราวน์ H, Forsythe JLR ผลกระทบของการปลูกถ่ายไตในซากศพต่อการอยู่รอดของผู้ป่วยที่ได้รับการระบุให้ปลูกถ่ายเจ แอม ซ็อก เนโฟรล(2005) 16 (6):1859–65. ดอย: 10.1681/ASN.2004121092

4. Hariharan S, Johnson CP, Bresnahan BA, Taranto SE, McIntosh MJ, Stablein D. ปรับปรุงการอยู่รอดของการรับสินบนหลังการปลูกถ่ายไตในสหรัฐอเมริกา, 1988 ถึง 1996N ภาษาอังกฤษJ เมด(2000) 342(9):605–12. ดอย: 10.1056/NEJM 200003023420901

5. Pineda S, Sigdel TK, Liberto JM, Vincenti F, Sirota M, Sarwal MM การจำแนกลักษณะความเสี่ยงก่อนการปลูกถ่ายและหลังการปลูกถ่ายไตโดยการจัดลำดับรายการภูมิคุ้มกันบีเซลล์แนท คอมมูน(2019) 10(1):1906. ดอย: 10.1038/วินาที41467-019-09930-3

6. Halloran PF, Famulski K, Reeve J. ฟีโนไทป์ของโมเลกุลของการปฏิเสธในการตัดชิ้นเนื้อไตสกุลเงิน ความคิดเห็น ออร์แกน การปลูกถ่าย (2015) 20(3):359–67. ดอย: 10.1097/MOT.0000000000000193

7. Li L, Khatri P, Sigdel TK, Tran T, Ying L, Vitalone MJ และอื่น ๆ การตรวจวินิจฉัยเลือดส่วนปลายสำหรับการปฏิเสธเฉียบพลันในการปลูกถ่ายไตแอม เจการปลูกถ่าย(2012) 12(10):2710–8. ดอย: 10.1111/j.1600-6143.2012. 04253.x

8. Roedder S, Sigdel T, Salomonis N, Hsieh S, Dai H, Bastard O และอื่น ๆ การทดสอบระยะสั้นเพื่อตรวจหาผู้ป่วยปลูกถ่ายไตที่มีความเสี่ยงสูงต่อการถูกปฏิเสธเฉียบพลัน: ผลการศึกษา AART แบบหลายศูนย์PloS Med(2014) 11(11): e1001759. ดอย: 10.1371/journal.pmed.1001759

9. Naesens M, Khatri P, Li L, Sigdel TK, Vitalone MJ, Chen R และอื่น ๆ ความเสียหายทางเนื้อเยื่อวิทยาแบบก้าวหน้าใน allograft ของไตนั้นสัมพันธ์กับการแสดงออกของยีนภูมิคุ้มกันโดยกำเนิดและแบบปรับตัวไต Int(2011) 80(12):1364–76. ดอย: 10.1038/ki.2011.245

10. Furness PN, Taub N, Assmann KJM, Ban G, Cosyns JP, Dorman AM, และคณะ ความผันแปรในระดับสากลในการจัดระดับจุลกายวิภาคศาสตร์มีขนาดใหญ่ และผลป้อนกลับแบบถาวรไม่ได้ลดทอนความสามารถในการทำซ้ำเป็น J Surg ปทุมธานี (2003) 27(6):805–10. ดอย: 10.1097/00000478-200306000-00012

11. Veronese FV, Manfro RC, Roman FR, Edelweiss MI, Rush DN, Dance S และอื่น ๆ ความสามารถในการทำซ้ำของการจำแนก Banff ในการปฏิเสธการปลูกถ่ายไตแบบไม่แสดงอาการคลินิกการปลูกถ่าย(2005) 19(4):518–21. ดอย: 10.1111/j.1399- 0012.2005.00377.x

12. Khatri P, Roedder S, Kimura N, De Vusser K, Morgan AA, Gong Y และอื่น ๆ โมดูลการปฏิเสธทั่วไป (CRM) สำหรับการปฏิเสธแบบเฉียบพลันในอวัยวะหลายส่วนระบุวิธีการรักษาแบบใหม่สำหรับการปลูกถ่ายอวัยวะJ Exp Med(2013) 210 (11):2205–21. ดอย: 10.1084/jem.20122709

13. Sacreas A, Yang JYC, Vanaudenaerde BM, Sigdel TK, Liberto JM, Damm I, และคณะ โมดูลการปฏิเสธทั่วไปในการปฏิเสธเรื้อรังหลังการปลูกถ่ายปอดPloS One(2018) 13(10):e0205107. ดอย: 10.1371/ journal.pone.0205107

14. Sigdel TK, Yang JYC, Bestard O, Schroeder A, Hsieh SC, Liberto JM และอื่น ๆ คะแนน Common Rejection Module (CRM) ของปัสสาวะสำหรับการตรวจติดตามการปลูกถ่ายไตแบบไม่รุกรานPloS One(2019) 14(7):e0220052. ดอย: 10.1371/ journal.pone.0220052

15. Sigdel TK, Bestard O, Tran TQ, Hsieh SC, Roedder S, Damm I และอื่น ๆ คะแนนการแสดงออกของยีนเชิงคำนวณสำหรับการทำนายการบาดเจ็บทางภูมิคุ้มกันในการปลูกถ่ายไตPloS One(2015) 10(9):e0138133. ดอย: 10.1371/วารสาร. pone.0138133

16. Sigdel T, Nguyen M, Liberto J, Dobi D, Junger H, Vincenti F, และคณะ การประเมิน 19 ยีนและการตรวจสอบความถูกต้องของแผงยีน CRM สำหรับการวิเคราะห์เชิงปริมาณของการปฏิเสธและการลดระดับโมเลกุลในการตรวจชิ้นเนื้อปลูกถ่ายไตที่เก็บถาวรด้านหน้า เมด (2019) 6:213. ดอย: 10.3389/ feed.2019.00213

17. Haas M, Loupy A, Lefaucheur C, Roufosse C, Glotz D, Seron D และอื่น ๆ รายงานการประชุมไตประจำปี 2017 ของ Banff: เกณฑ์การวินิจฉัยที่แก้ไขสำหรับการปฏิเสธโดยอาศัย T เซลล์แบบเรื้อรัง การปฏิเสธด้วยแอนติบอดี และแนวโน้มสำหรับจุดยุติแบบบูรณาการสำหรับการทดลองทางคลินิกรุ่นต่อไปAm J การปลูกถ่าย(2018) 18(2):293–307. ดอย: 10.1111/ajt.14625

18. Sigdel TK, Nguyen M, Dobi D, Hsieh SC, Liberto JM, Vincenti F, และคณะ การทำโปรไฟล์ Transcriptional เป้าหมายของการตรวจชิ้นเนื้อปลูกถ่ายไตไตIntตัวแทน(2018) 3(3):722–31. ดอย: 10.1016/j.ekir.2018.01.014

19. Bloom RD, Bromberg JS, Poggio ED, Bunnapradist S, Langone AJ, Sood P, และคณะ DNA ที่ปราศจากเซลล์และการปฏิเสธอย่างแข็งขันในการปลูกถ่ายไตเจ แอม ซ็อก เนโฟรล(2017) 28(7):2221–32. ดอย: 10.1681/ASN.2016091034

20. Lee H, Park YM, We YM, Han DJ, Seo JW, Moon H, และคณะ การประเมิน Digital PCR เป็นเทคนิคในการตรวจสอบการปฏิเสธเฉียบพลันในการปลูกถ่ายไตจีโนมิกส์แจ้ง(2017) 15(1):2–10. ดอย: 10.5808/GI.2017.15.1.2

21. Adamek M, Opelz G, Klein K, Morath C, Tran TH. วิธีการที่ง่ายและรวดเร็วในการตรวจหาและหาปริมาณ DNA ที่ปราศจากเซลล์ที่ได้จากผู้บริจาคในกลุ่มผู้รับการปลูกถ่ายอวัยวะที่เป็นของแข็งในฐานะตัวบ่งชี้ทางชีวภาพสำหรับการทำงานของการปลูกถ่ายClin Chem Lab Med(2016) 54(7):1147–55. ดอย: 10.1515/cclm-2015-0622

22. Beck J, Oellerich M, Schulz U, Schauerte V, Reinhard L, Fuchs U และอื่น ๆ DNA ที่ปราศจากเซลล์จากผู้บริจาคเป็นไบโอมาร์คเกอร์สากลแบบใหม่สำหรับการปฏิเสธ Allograft ในการปลูกถ่ายอวัยวะที่เป็นของแข็งการปลูกถ่าย Proc(2015) 47 (8):2400–3. ดอย: 10.1016/j.transproceed.2015.08.035

23. Beck J, Bureau S, Balzer S, Andag R, Kanzow P, Schmitz J, et al. Digital droplet PCR สำหรับการหาปริมาณอย่างรวดเร็วของ DNA ของผู้บริจาคในการไหลเวียนของผู้รับการปลูกถ่ายในฐานะที่เป็นตัวบ่งชี้ทางชีวภาพของการบาดเจ็บของการปลูกถ่ายอวัยวะคลินิก เคมี (2013) 59(12):1732–41. ดอย: 10.1373/clinchem.2013.210328