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摘要
目標利用常規收集的初級和醫院護理電子健康記錄(EHRs)，研究當代心肌梗死(MI)患者中心衰(HF)的發生率和決定因素。
方法數據來自CALIBER計劃，將英國初級保健、醫院入院、MI登記處和死亡率數據的電子病曆聯係起來。年齡在18歲以上，無心衰病史，且首次心梗存活的受試者符合條件。使用Cox比例風險模型檢查與發生心衰時間相關的因素。
結果24479例心肌梗死患者中，5775例(23.6%)在中位隨訪3.7年期間發生心衰(每1000人-年發病率:63.8,95% CI 62.2 - 65.5)。與HF發展顯著相關的基線特征是:房顫(HR 1.62, 95% CI 1.51至1.75)，年齡(每10年增加:1.45,1.41至1.49)，糖尿病(1.45,1.35至1.56)，外周動脈疾病(1.38,1.26至1.51)，慢性阻塞性肺疾病(1.28,1.17至1.40)，更大的社會經濟剝奪(第5和第1五分位數:1.27,1.13至1.41)，st段心肌梗死抬高(1.19,1.11至1.27)和高血壓(1.16,1.09至1.23)。結果對各種敏感性分析如競爭風險分析和多重imputation穩健。
結論在英國，四分之一的首次心肌梗死幸存者在四年內發展為心衰。這項當代研究表明，心肌梗死患者有相當大的心衰風險。確定了與心衰發生時間相關的基線患者特征，可用於針對性的預防策略。
- 心髒衰竭
- 心肌梗死
- 電子健康記錄
這是一篇根據創作共用署名(CC BY 4.0)許可條款發布的開放獲取文章，該許可允許其他人出於商業用途分發、混音、改編和構建此作品，前提是正確引用原始作品。看到的:http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
數據來自Altmetric.com
本研究的優勢和局限性
本研究基於使用全科醫生和醫院記錄的關聯電子健康記錄，描述了首次心肌梗死患者的代表性樣本中心力衰竭(HF)的當前負擔。
來自三個來源(疾病登記、初級保健和醫院記錄)的數據的聯係提高了診斷的確定和事件時間的準確性。
由於會診期間開出的處方被自動記錄，藥物暴露的錯誤分類可能是最小的。
考慮到34%至70%的患者的基線體重指數、吸煙和血壓信息缺失，風險因素調整可能是不完整的。由於血運重建時間的缺失程度很高(88.3%)，我們沒有探討其與HF發病率的關係。
采用分層方法來解釋潛在的日曆和中心效應，並使用競爭風險模型來調整對心衰和死亡率的潛在競爭效應。
簡介
描述心肌梗死(MI)後心力衰竭(HF)發生率的研究有限，主要起源於溶栓時代，通常使用小樣本量，結果相互矛盾，難以提供循證醫學。例如，1998年英國一項對近900名心肌梗死患者進行的研究發現，五分之一的患者在住院期間患上心衰，另有三分之一的患者在出院後患上心衰。1最近，瑞典的一項研究發現，在2004-2013年日曆期內，心肌梗死後的5年累積心衰風險為21.8%。2此外，一項丹麥全國隊列研究報告了2009-2010年心肌梗死後90天HF發病率為19.6%。3.這些研究之間的差異可能與許多因素有關，例如，治療方法的變化、國家政策或心衰定義，所有這些都可能限製結果的普遍性。我們采用了基於電子健康記錄(EHRs)的大量當代和具有代表性的心肌梗死患者樣本，以(1)描述目前英國心肌梗死後心衰的發病率，使用初級和醫院護理數據;(2)探索預測心肌梗死後心衰的患者特征。
方法
研究設計
數據來自CALIBER數據集，其中包括來自(1)初級保健EHRs的鏈接數據，診斷使用來自226個同意的全科醫生的Read術語(臨床實踐研究數據鏈，CPRD)進行編碼，4(2)醫院護理管理記錄(醫院事件統計，HES)和疾病登記/審計記錄(心肌缺血國家審計項目，MINAP)和(3)死亡率登記(來自英國國家統計局，ONS)。5
環境和參與者
如果患者年齡≥18歲，在英國CPRD實踐中注冊並同意數據鏈接，至少有1年的符合標準的研究前隨訪(符合CPRD實踐質量標準)，並且在1998年1月1日至2010年3月25日期間經曆了第一次MI，則符合條件。跨鏈接數據源的第一個MI記錄被視為索引事件，來自相同或其他來源的30天內的後續MI記錄被視為代表同一事件。6排除心肌梗死致死性指數或心肌梗死指數前有心衰病史的患者。如果患者在參與的全科診所、死亡之日或數據集的行政審查之日停止注冊，則對其進行審查(2010年3月25日)。
變量和數據源
研究變量來自多個受控臨床術語和統計分類係統的診斷記錄:Read，國際疾病分類(ICD)-9或ICD-10，藥物處方信息或人口普查與調查辦公室(OPCS)幹預措施和程序分類-4代碼(見https://rdrr.io/rforge/CALIBERcodelists/man/PRODDICT.html)，並公布了EHR表型分型算法(https://caliberresearch.org/portal)．5
對於連續變量，使用研究開始前一年CPRD記錄的最近測量值作為基線值。研究開始前的數據用於確定年齡(年齡，使用出生日期)、性別、種族、社會剝奪(多重剝奪指數，五分位數ONS記錄的IMD評分)、吸煙、飲酒、心血管疾病(CVD)史、既往冠狀動脈血管重建、糖尿病史、甲狀腺疾病史、慢性阻塞性肺疾病(COPD)史、抑鬱症史和非轉移性癌症史(見CALIBER傳送門(https://caliberresearch.org/portal)詳情)。糖尿病和高血壓的診斷依據是來自初級保健的Read代碼或來自HES的ICD-10代碼，兩者均根據初級保健會診記錄和醫院診斷記錄進行分類。社會經濟地位以國際發展指標為基礎，其中包括七個剝奪領域(收入剝奪、就業剝奪、健康剝奪和殘疾、教育、技能和培訓剝奪、住房和服務障礙以及生活環境剝奪和犯罪)。7心肌梗死指數事件通過ECG表現(如st段抬高型心肌梗死(STEMI)或非STEMI型心肌梗死(NSTEMI))、梗死部位、再灌注模式和時間以及心髒生物標誌物峰值(肌鈣蛋白I、肌鈣蛋白T和肌酸激酶)進行表征。MI是通過將所有CALIBER數據源(例如HES和CPRD)與MINAP和CPRD中記錄的MI類型聯係起來來定義的，參見更多詳細信息https://www.caliberresearch.org還有附錄。MI指標的特征(如血運重建類型和從症狀出現到再灌注治療的延遲)來自MINAP。這個全國性的注冊表是年度審計的一部分，記錄了20多個關鍵MI變量。8Herrett和同事6驗證了當前的方法，並顯示了連接多個源以確定MI的必要性(參見附錄中所使用的代碼)。主要研究結果是MI後首次出現心衰事件，這與多個CALIBER數據源記錄的MI相似;超聲心動圖檢查結果和紐約心髒協會課程不可用。使用其他地方描述的穩健方法創建和驗證所有表型9並且已經在之前發表的研究中使用過。10 11
統計方法
用Kaplan-Meier曲線按年齡(<50歲、50 - 65歲和≥65歲)和心肌梗死類型分層，估計HF的發病率(每1000人年)和Kaplan-Meier累積發病率。使用Cox比例風險模型探索基線變量與心肌梗死後HF發病之間的關聯。使用Schoenfeld殘差和生存時間與特定參數殘差之間的非參數相關係數來檢驗比例危險假設。所有模型均按全科實踐和日曆年注冊期(1998-2001年、2001-2004年、2004-2007年和2007-2010年)進行分層。采用分層模型代替脆弱模型，因為前者不做任何分布假設。對模型進行順序調整:(1)年齡和性別，(2)心血管危險因素，(3)心肌梗死類型，(4)合並症和處方藥。關聯表示為HRs, 95%為ci。使用R (V.3.3.2)進行分析。12
敏感性分析
由於來自多個來源的電子病曆的可用性，臨床診斷和處方被完整地記錄。然而，諸如吸煙、身體質量指數(BMI)和血壓等生物標誌物和生活方式測量的記錄並不完整(見表1)．這些數據可能優先記錄在被認為CVD早期進展風險較高的受試者中。在觀測變量上回歸一個完整案例指標的兩兩分析確實顯示了記錄數據和缺失之間的相當大的依賴性(結果未顯示)，違反了“完全隨機缺失”的假設。這種依賴是通過使用mice包多次輸入缺失數據來使用的，該包使用20個輸入數據集實現，並根據Rubin的規則進行池化(在線)補充的方法)．13
為了解釋患者可能在心衰發病前死亡的事實(例如，死亡率的競爭風險)，使用Fine和Gray模型重複分析。14日15作為競爭性風險的一個假設例子，讓我們假設在100名心肌梗死受試者中，1人發展為心衰，99人死亡。在Cox 's回歸分析中，所有99名死亡受試者都將被刪減(隱式地、不正確地假設他們可能在以後發展為心衰)，心衰的風險為1/1。相反，Fine and Gray模型認為99名死亡受試者永遠不會患上心衰，因此計算出的風險為1/100。
除了這些敏感性分析，我們還進行了癌症分層和血運重建分層分析。由於子組之間樣本量的差異，我們決定不進行正式的交互測試，這可能會導致假陽性率過高和在這種情況下功率較低。16
結果
受試者和基線特征
在研究期間，共有52 770例心肌梗死患者(圖1)．排除致命心肌梗死指數(n= 15104)、既往心衰病史(n=3876)、心肌梗死類型信息缺失(n=97)和心肌梗死指數事件發生前隨訪時間不足1年的受試者(n=9214)後，分析隊列為24479例患者。患者從226名全科醫生(GP)診所中招募，中位診所招募101名患者(四分位數(Q1) 65名，第三季度150名)。在納入的受試者中，4657例為STEMI患者，19822例為NSTEMI患者(0%缺失)，15969例(65.2%)為男性(0%缺失)，4538例(42.1%)目前吸煙(56%缺失)，12258例(50.1%)有高血壓(0%缺失)，3014例(12.3%)基線時有糖尿病史(0%缺失)。共有6129例(25.0%)患者在心肌梗死前被處方β -受體阻滯劑(0%缺失)和5039例(20.6%)ACE抑製劑(0%缺失)。表1)．在先前確定的日曆期間確定的患者數量相當穩定，1998-2001年期間確定的患者最少為5219人，2004-2007年期間確定的患者最多為6838人。
研究人群口徑流程圖。使用相關定製研究和電子健康記錄進行心血管疾病研究。臨床實踐研究數據鏈;心衰，心力衰竭;MI，心肌梗死;NSTEMI，非st段抬高型心肌梗死;STEMI, st段抬高型心肌梗死。
發病率
患者參與了90482人年的隨訪，中位隨訪時間為3.7年(IQR 1.5;6.7)， 5775例(23.6%)發生心衰。第一次心肌梗死後HF的粗發病率為63.8 (95% CI為62.2 ~ 65.5)/ 1000人-年。在心肌梗死後隨訪的前30天內，2438例(10.0%)患者發生心衰(圖2)．從第30天開始，3337例(15.8%)心肌梗死患者(前30天無事件發生)發展為心衰，6.8%的患者在一年內發生心衰事件(圖2)．隨訪前30天內，50歲以下患者HF發生率為4.3%(102例)，50 - 65歲患者為6.0%(459例)，65歲及以上患者為12.9%(1877例)，隨時間向10年發展，HF發生率成比例增加(圖3上麵一行)。NSTEMI患者HF的30天發生率為9.5%(1892次)，STEMI患者為11.7%(546次)。排除前30天內經曆心衰的患者表明，STEMI患者的心衰發生率低於NSTEMI患者(圖3較低的麵板)。在57天，NSTEMI患者HF的粗略累積風險首次超過了STEMI患者(0.0151 vs 0.0147)，在隨訪73天(自MI索引以來)曲線進一步發散。
心肌梗死後心衰發生率。心肌梗死後心衰的粗發生率Kaplan-Meier曲線。左圖:心肌梗死後30天隨訪。右圖:前30天存活且前30天未發生心衰的患者隨訪10年(中位隨訪時間3.7年)(30天無事件)。“n at risk”表示在某個時間點處於危險中的受試者數量。“Cum events”表示自上一個時間點以來的累計事件數。在圖的頂部提供了一個峰值直方圖(紅色)，提供了關於跨時間事件數量的信息。心衰，心力衰竭;MI，心肌梗死。
各組心肌梗死後心衰發生率。心肌梗死後HF粗發生率按組分層的Kaplan-Meier曲線。左上方:MI指數按年齡組分層後30天隨訪。右上麵板:對30天無事件患者按年齡組分層進行10年隨訪(中位隨訪時間3.7年)。≥65歲患者與50-65歲患者的Log-rank檢驗(P<0.001)。左下麵板:心肌梗死指標按心肌梗死類型分層後30天隨訪。右下麵板:隨訪10年(中位隨訪時間3.7年)，患者存活30天，且在前30天內未出現心衰(按心肌梗死類型分層)。NSTEMI與STEMI的對數秩檢驗(P<0.001)。“n at risk”表示在某個時間點處於危險中的受試者數量，括號中表示自前一個時間點以來的累計事件數量。心衰，心力衰竭; MI, myocardial infarction; NSTEMI, non-ST-segment elevation myocardial infarction; STEMI, ST-segment elevation myocardial infarction.
在整個隨訪中，5921名受試者死亡，其中3538人當時沒有HF。在隨訪的前30天，隻有1名患者死亡，限製了全因死亡率的潛在競爭風險。在30天後沒有心衰的患者中，考慮全因死亡率的競爭風險，10年隨訪後累積風險降低約15%補充數據)．此外，全因死亡和心衰的累積風險隨著隨訪時間進展到10年而趨於一致。
多變量調整後的心衰預測因子
表2描述了先前描述的嵌套Cox模型的結果，顯示在日益複雜的模型之間的估計幾乎沒有變化。以最終模型為中心，心衰的風險隨著房顫(HR 1.62, 95% CI 1.51至1.75)、年齡(每10年增加:1.45,1.41至1.49)、糖尿病(1.45,1.35至1.56)、外周動脈疾病(1.38,1.26至1.51)、COPD(1.28, 1.17至1.40)、高血壓(1.16,1.09至1.23)、更高的社會經濟剝奪(五組P值<0.001)和STEMI(1.19, 1.11至1.27)而增加。通過全因死亡率計算競爭風險對提出的結果影響不大(在線)補充數據)．在多重輸入後，數據模型被擴展到包括吸煙、BMI和收縮壓和舒張壓變量，這表明BMI、男性性別和吸煙是條件獨立的預後因素(在線)補充數據)．擴展模型5使用估算數據和非估算(完整案例)數據實現，從而得到相似的HR估計(幅度和方向)。根據癌症診斷或血運重建史對樣本進行分層，亞組之間的結果大致相似補充數據，重點關注ci);然而，由於有血管重建史或癌症史的患者數量有限，精確度很低。
討論
在這項以人群為基礎、使用相關EHRs的研究中，23.6%的首次心肌梗死存活患者在中位隨訪3.7年期間發展為心衰，導致發病率為64例/ 1000人-年。心力衰竭發病與年齡增加、社會經濟剝奪程度提高、糖尿病史、心房顫動、外周動脈疾病、COPD、就診時STEMI、BMI和吸煙相關。
加拿大之前的一項研究使用了1994-2000年的數據，17在指數入院時無心衰的老年患者中，71%的患者在心肌梗死後5年內發生心衰，而同期心肌梗死死亡率下降。弗雷明漢心髒研究，18利用1990 - 1999年的資料，發現MI後5年心衰發生率為31.9%;低於加拿大的研究結果。重要的是，兩項研究都顯示心肌梗死後HF發生率高於我們同時代的英國隊列。心衰發病率的降低可能是由於心梗治療策略的不斷改進，這反映在心衰發病率隨日曆時間的下降。例如，在西澳大利亞州住院的20812例心肌梗死患者樣本顯示，心肌梗死後心衰的1年總發病率從1996年的28.1%下降到2007年的16.5%。19瑞典全國醫院出院和死亡登記處的一項研究進一步證實了這種下降，該研究報告稱，1993年至2004年期間，發病率下降了三分之一。20.該瑞典研究小組最近報告稱，這一趨勢在2004年至2013年期間持續存在2並在此期間表現出改善的藥物治療和早期血運重建。在中位隨訪4年期間，19%的患者因心衰再次住院。在我們的研究中較高的百分比的一個解釋可能是，將心衰診斷納入全科醫生設置旁邊的醫院記錄，減少了心衰事件的錯誤分類。未來需要努力協調這些國家數據源，以比較不同國家的日常護理和心衰流行病學。
預後因素
類似於目前的研究，Torabi等21報道心肌梗死後心衰隨年齡的增長而急劇增加。社會經濟剝奪已被證明是心衰發展的獨立預測因子，並與無心衰受試者心衰發病率的增加相關。22日23日社會經濟剝奪也與心衰患者更頻繁的住院和更高的死亡率有關。24 - 26日目前的研究將這些觀察結果擴展到心肌梗死後心衰發生率。此外，我們發現糖尿病史、心房顫動、外周動脈疾病、COPD、STEMI病史、BMI和吸煙都是心肌梗死後心衰的獨立預後因素。有趣的是，盡管收集的樣本規模很大，但在考慮BMI和吸煙的差異後，性別僅與心衰顯著相關。此外，男性性別的影響(HR 1.07, 95% CI 1.01至1.13)是適度的，表明相對性別平等。值得注意的是，血壓與心衰無顯著相關性。然而，血壓測量經常缺失，這(即使經過多次歸責)可能是觀察到缺乏相關性的原因，因此這值得獨立探索。在這種情況下，重要的是要注意高血壓的診斷與心衰有關。潛在地，血壓測量和高血壓診斷之間的這些差異可以解釋為，記錄的診斷表明長期高血壓，這可能與單一的血壓測量在預後方麵有所不同。此外，考慮到這兩個變量都包含在同一個模型中，觀察到的關聯差異可能表明，以高血壓為條件，血壓本身與HF僅存在中度關聯，如果有的話。
優勢和局限性
初級保健和醫院保健的多個電子病曆來源的聯係允許收集有代表性的樣本，27這使我們能夠探索初級保健記錄中常規收集數據的預後價值，並發現非住院的心衰病例。CPRD實踐的人口已被證明廣泛代表英國人口。4 28總共有226家全科醫生同意與HES、MINAP和ONS進行數據關聯(2006年占英格蘭人口的3.9%)。一個潛在的限製是心血管結果的確定不是基於臨床標準(例如，有效的問卷調查和正確進行的體檢)，醫學編碼的實踐將隨著時間的推移而改變，並且可能存在沒有臨床症狀的左心室功能不全患者亞組。隨著時間的推移，日曆相關的變化通過使用時間周期分層Cox模型來解釋。我們進一步希望強調，STEMI患者很少使用經皮冠狀動脈介入治療，這被證明是英格蘭使用較慢的代表。29同樣，32%的患者在基線時使用抗血小板藥物，這可能反映了非mi CVD負擔。心肌梗死亞型的Kaplan-Meier圖表明該變量可能違反了比例危險度假設。然而，這些圖代表了心肌梗死亞型與心衰發生時間之間的兩兩關聯，因此，假設心肌梗死亞型獨立於其他預後因素，這是已知的錯誤。通過注意到表明STEMI與NSTEMI的保護作用的Kaplan-Meier圖，強調了協變量條件作用的重要性，在校正協變量後，這種保護作用顯著逆轉(模型3-4)。同樣，不用Kaplan-Meier圖來評估的比例風險假設原油關聯，我們使用舍恩菲爾德殘差來探索這一假設有條件的關聯(多變量模型4)，其中沒有顯示任何違規。基於模型4,Schoenfeld殘差與時間的絕對相關性<0.10(例如，對於MI亞型，這是0.06)，表明時間不存在相關的相互作用(例如，危害的非比例性)。由於藥物使用(或其他缺失/錯誤指定變量)造成的殘留混雜可能是另一個潛在的偏倚來源;然而，我們的目的不是在藥物處方和HF發病時間之間進行因果分析。因此，值得注意的是，盡管樣本量很大，但我們沒有觀察到心肌梗死事件索引前使用血管緊張素受體阻滯劑或β -阻滯劑的顯著相關性。相關的，我們承認我們沒有評估mi後心衰的所有潛在預測因素，例如，由於高度的缺失，我們沒有探索時間到血運重建的預後潛力。30.
我們堅持CPRD的建議，通過排除在指數MI之前在CPRD實踐中不足1年的患者來獲得符合標準的基線數據。此前，Lewis和同事們表明，在新實踐中注冊3個月後，大多數患者的特征都正確更新，在1年的隨訪後，這一數據接近100%。31假設CPRD隨訪的持續時間獨立於這裏評估的關係，排除這些患者不應妨礙結果的概括性。使用數據庫中記錄的第一次心梗而沒有心衰病史可能會由於左截短而引入偏倚(例如，一些受試者在入組前可能已經經曆過心梗)。32然而，CALIBER持有初級和醫院護理的縱向記錄，這使得大部分患者不太可能被錯誤地歸類為無心肌梗死，並且在入組前1年的隨訪進一步降低了錯誤分類患者的可能性。31雖然目前的數據足以確定首次心肌梗死的受試者，但將心肌梗死患者分為STEMI和NSTEMI，盡管最近有所改進，但已知容易出錯。33因此，MI類型的結果需要使用更高質量的數據進行複製，這可能是有意設計的研究。由於我們對第一次心肌梗死後HF發生的興趣，引入了選擇偏差(例如，指數事件偏差)。34該指標事件偏倚不影響所呈現的關聯的描述性或預後價值，如果人們希望根據所呈現的關聯製定幹預措施，則主要是相關的，但這不是本研究的目的。此外，我們注意到，我們通過解釋預測因子之間的依賴關係來減少選擇偏差的影響。電子醫療記錄的一個重要警告是，這些數據主要集中在記錄診斷和處方，而不是它們的補充(即誰沒有生病或誰沒有接受藥物治療)。因此，我們假設沒有記錄藥物處方或診斷的受試者沒有接觸或沒有(特定的)疾病。如果患者填寫處方需要電子注冊，我們可以相當自信地說，我們沒有錯過許多處方治療。然而，很可能有些受試者被錯誤地歸類為無疾病，而實際上他們不是。我們試圖通過連接多個醫療保健設置和數據源(MINAP、HES、CPRD和ONS)的數據來最大限度地減少這種錯誤分類。
最後一個限製是初級護理記錄和醫院護理記錄之間可能存在延遲。先前的研究表明，MI事件往往在HES或MINAP記錄之後被記錄在初級保健中。6主要源於初級護理的未分類心肌梗死患者30天心衰發生率較低，部分原因可能是編碼延遲。因此，我們顯示了心肌梗死指數後30天內患者(活著且前30天內無心衰事件)的累積發病率，以解釋初級保健中心肌梗死記錄的延遲。我們無法區分射血分數保留的心衰和射血分數降低的心衰，因為我們無法獲得詳細的(超聲心動圖)參數來評估舒張功能障礙。然而，我們的大多數心衰患者可能在心肌梗死後出現了收縮功能障礙。
結論
在英國的這項大型隊列研究中，使用了來自初級和醫院護理的相關EHRs，約四分之一的人在首次心肌梗死存活後的中位4年內發展為心衰。年齡增長、更高的社會經濟剝奪、高血壓史、糖尿病、心房顫動、外周動脈疾病、COPD、吸煙和初次出現的STEMI是心肌梗死後新發心衰的獨立決定因素。
參考文獻
腳注
貢獻者JMIHG, AFS, LP, SK, MPR, SD, ADS, RSP, CPG, AWH, JGC, HH和FWA對研究的想法和設計有貢獻。JMIHG提取並準備數據進行分析。AFS和JMIHG進行了分析。JMIHG起草了手稿，對AFS, LP, SK, MPR, SD, ADS, RSP, CPG, AWH, JGC, HH和FWA進行了修訂。FWA為擔保人
資金本研究由英國國家衛生研究所(pr - pg -0407-10314)、威康信托基金會(086091/Z/08/Z)、醫學研究委員會預後研究戰略夥伴關係(G0902393/99558)和法爾健康信息研究所支持，由醫學研究委員會(MR/K006584/1)資助，與英國關節炎研究、英國心髒基金會、英國癌症研究、經濟和社會研究委員會合作，工程和自然科學研究理事會、國家衛生研究所、國家社會關懷和衛生研究所(威爾士議會政府)、首席科學家辦公室(蘇格蘭政府衛生理事會)和威康信托基金會。部分工作由創新藥物倡議2聯合承諾資助，資助協議編號116074,BigData@Heart。AFS由UCLH NIHR生物醫學研究中心資助，是UCL跳板人口健康科學研究員。HH是NIHR高級研究員，並得到了NIHR大學學院醫院/倫敦大學學院生物醫學研究中心的支持。FWA由Dekker獎學金-初級工作人員2014t001 -荷蘭心髒基金會和倫敦大學學院醫院NIHR生物醫學研究中心支持。
相互競爭的利益沒有宣布。
病人的同意獲得的。
倫理批準CALIBER已獲得倫理批準(補充方法)。本研究符合《赫爾辛基宣言》，獲得了獨立科學谘詢委員會(ISAC) MHRA數據庫研究(協議號14_198R)和MINAP學術小組的批準，並在ClinicalTrials.gov (NCT02384213)．
出處和同行評審不是委托;外部同行評審。
數據共享聲明如欲索取原始資料，可向水務署(http://cprd.com)．
請求的權限
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