영아 농축 가와사키병 코호트에서의 치료 전 관상동맥 침범: 시점 조정 분석 및 내부 모델 검증

요약

본 후향적 연구는 영유아가 다수 포함된 가와사키병 코호트에서 블라인드 처리된 3분절 관상동맥 재측정과 입원 시 이용 가능한 데이터의 시점 조정 분석을 결합하였습니다. 이 연구는 치료 전 연관성과 치료 후 결과를 구분하고, 부트스트랩 낙관성(bootstrap optimism)을 정량화하며, 본 모델은 내부적으로만 검증되었으므로 심장초음파 검사를 대체할 수 없음을 강조합니다.

초록

가와사키병(KD)에서 관상동맥 침범(CAI)은 시간에 따라 변하지만, 발표된 일부 위험 모델은 치료 전 소견과 치료 후에야 알 수 있는 변수들을 결합하여 사용합니다. 본 후향적 단일 센터 연구에서는 영유아 비중이 높은 코호트를 대상으로 정맥용 면역글로불린(IVIG) 투여 전 관상동맥 침범과 관련된 입원 시 가용 인자들을 조사하고, 시점 조정 모델을 내부적으로 평가했습니다. 2022년 1월부터 2025년 12월까지 칭다오 여성아동병원에서 치료받은 어린이 중 치료 전 임상 데이터, 실험실 측정값 및 저장된 심초음파 영상을 사용할 수 있는 경우를 대상으로 했습니다. 임상 데이터와 관상동맥 분류 내용을 알지 못하는 두 명의 소아 심장 전문의가 좌주관상동맥(LMCA), 좌전하행동맥(LAD) 근위부, 우관상동맥(RCA) 근위부를 재측정했습니다. Dallaire Z-score를 계산하였으며, 치료 전 최대 Z-score가 2.0 이상인 경우를 관상동맥 침범(CAI)으로 정의했습니다. 전체 모델에는 연령, 심초음파 검사 당시의 발병일, C-반응성 단백질(CRP), 적혈구 침강 속도(ESR), 혈소판 수 및 사지 변화가 포함되었습니다. 편입 편향과 시간적 편향을 줄이기 위해 완전/불완전 가와사키병 상태 및 IVIG 저항성은 예측 변수 후보에서 제외했습니다. 216명의 환자(중앙값 연령 5.7개월) 중 44명(20.4%)이 치료 전 관상동맥 침범을 보였습니다. 간명한 모델에서는 CRP(10 mg/L당 조정 오즈비 [aOR] 1.151; 95% 신뢰구간 [CI] 1.031–1.286), ESR(10 mm/h당 aOR 1.158; 95% CI 1.001–1.339), 발병일(1일당 aOR 1.130; 95% CI 1.020–1.252)이 유지되었습니다. 수신자 조작 특성 곡선 아래 면적(AUC)의 겉보기 값은 0.745였으며, 1,000회의 붓스트랩 재표본 추출 후 0.710으로 감소했습니다. 붓스트랩 보정 보정 기울기는 0.82였습니다. 데이터 기반 임계값에서 양성 예측도는 37.8%, 음성 예측도는 92.1%였습니다. 사지 변화는 시점 조정 후 독립적인 연관성이 없었습니다. 이 모델은 코호트 특이적인 중간 정도의 성능을 보였으며, 단독 검사나 심초음파의 대체제로 사용되어서는 안 됩니다. 임상 적용 전 독립적인 검증이 필요합니다.

서론

가와사키병(KD)은 원인이 완전히 밝혀지지 않은 급성 소아 혈관염으로, 특히 관상동맥를 침범하는 경향이 있습니다^1,2. 발생률은 지역별로 큰 차이를 보이며, 동아시아 인구 집단에서 가장 높게 나타납니다³. 관상동맥 염증은 일시적인 확장을 일으키거나 동맥류 형성을 유발할 수 있으며, 그 결과로 발생하는 혈관 리모델링은 급성 발열성 질환 이후까지 영향을 미칠 수 있습니다^2,4. 관상동맥 이상은 임상적으로 증상이 나타나지 않을 수 있으므로, KD가 의심되는 소아의 초기 평가 및 추적 관찰에는 경흉부 심초음파 검사가 핵심적인 역할을 합니다².

영아, 특히 6개월 미만의 영아는 전형적인 점막피부 소견이 적게 나타날 수 있으며 관상동맥 이상 빈도가 더 높을 수 있습니다⁵. 이는 서로 연관된 두 가지 과제를 야기합니다. 첫째, 인식이 늦어지면 초기 심초음파 검사 시점이 발병 후 더 늦은 날짜로 밀리게 되어 관상동맥 확장이 더 뚜렷하게 보일 가능성이 높아집니다. 둘째, 불완전 가와사키병(incomplete KD)으로의 임상적 분류 자체에 보조적인 심초음파 소견이 포함될 수 있습니다. 따라서 심초음파 검사 시점을 무시하거나 완전/불완전 가와사키병 상태를 관상동맥 침범 모델에 직접 입력하여 분석하는 경우, 시간적 혼란 변수나 포함 편향(incorporation bias)의 영향을 받을 수 있습니다.

수많은 연구에서 CRP, ESR, 연령, 혈소판 수, 임상적 표현형 및 기저 심초음파 측정치를 관상동맥 결과의 예측 인자로 평가해 왔습니다^6,7. 본 연구에서는 IVIG 투여 전 이미 존재했던 관상동맥 침범과 관련하여 일상적으로 이용 가능한 치료 전 변수들을 평가하였으며, 이를 위해 눈가림 처리된 3분절 관상동맥 재측정, 심초음파 검사 시 발병일 보정, 치료 후 변수 제외 및 부트스트랩 보정 모델 평가를 수행하였습니다. 구체적으로 입원 시 이용 가능한 정보만을 사용하여 IVIG 전 이미 존재했던 관상동맥 침범과의 연관성을 식별하였으며, 눈가림 재검토 프로토콜을 통해 LMCA, LAD 및 RCA를 측정하였습니다. 또한 치료 전 심초음파 검사 시의 발병일을 명시적으로 보정하였고, 모델 개발에서 치료 후 변수를 제외하였으며, 겉보기 성능과 부트스트랩 보정 성능을 구분하였습니다. 이러한 선택은 예측 모델 연구에서 흔히 발생하는 낙관적이거나 임상적으로 모호한 추론의 원인들을 해결하기 위한 것입니다^8,9.

따라서 일차적인 목적은 영유아 비중이 높은 KD 코호트에서 치료 전 CAI와 연관된 입원 시 확인 가능한 요인들을 식별하고, 간결하게 조정된 시점 기반 모델을 내부적으로 평가하는 것이었습니다. 이차적인 목적은 IVIG 저항성을 치료 전 이미 측정된 관상동맥 결과의 예측 인자가 아니라, 이후의 질병 경과 특성으로서 별도로 조사하는 것이었습니다.

프로토콜

본 연구는 칭다오 여성아동병원 윤리심의위원회의 승인을 받았습니다(승인 번호 QFELLY-YJ-2026-145). 본 회고적 연구는 기존의 익명화된 임상 데이터를 사용하였고 추가적인 중재가 포함되지 않았으므로, 개별 고지된 동의서 제출 요구 사항은 면제되었습니다. 본 연구는 헬싱키 선언을 준수하여 수행되었습니다.

연구 설계 및 샘플링 프레임

본 후향적 코호트 연구에는 2022년 1월 1일부터 2025년 12월 31일 사이에 칭다오 여성아동병원 영유아과에서 치료받은 KD 환아들이 포함되었습니다. 영유아과는 영아 및 아주 어린 소아의 입원을 선호하며, 이에 따라 본 코호트는 모든 연령대의 병원 KD 환자군보다 연령대가 상당히 낮을 것으로 예상되었습니다. 따라서 본 연구는 인구 기반 표본이라기보다 영유아가 집중된 진료과 코호트였습니다.

연구 기간 동안 잠재적으로 적격한 모든 기록을 스크리닝하였습니다. 선정 기준은 KD의 임상적 진단, 첫 IVIG 주입 전 실시한 심초음파 검사, 그리고 분석에 사용된 치료 전 변수들에 대한 완전한 데이터 확보였습니다. 스크리닝된 230명의 환자 중 14명은 필수 실험실 검사 또는 심초음파 측정치 중 하나 이상이 누락되어 제외되었으며, 최종적으로 216건의 완전한 사례가 남았습니다. 결측치 대체는 수행되지 않았습니다. 모든 적격 사례가 포함되었으므로 전향적 표본 크기 계산은 수행하지 않았으며, 관찰된 44건의 CAI 이벤트 수를 고려하여 모델 복잡도를 제한하였습니다.

진단 정의 및 임상 데이터

KD는 연구 기간 동안 적용된 2017년 미국심장협회(AHA) 기준을 사용하여 진단하였습니다². 완전 KD는 일반적인 임상 기준에 따라 정의하였으며, 불완전 KD는 다른 진단 가능성을 고려한 후에도 설명되지 않는 장기간의 발열이 있고 주요 특징이 적은 소아를 대상으로 AHA 진단 알고리즘을 사용하여 식별하였습니다. 보조적인 심초음파 소견이 불완전 KD 진단에 기여할 수 있으므로, 완전/불완전 상태는 기술적 특성으로 처리하였으며 일차 다변량 모델에서 사전적으로 제외하였습니다.

발열 시작일을 의무 기록에서 추출하여 발병 1일 차로 지정하였다. 인구통계학적 및 임상적 변수에는 연령, 성별, 신장, 체중, 최고 체온, 총 발열 기간, 기침, 설사, 구토, 과민성, 입술의 붉어짐 또는 갈라짐, 딸기 혀, Bacillus Calmette-Guérin 흉터 홍반, 다형성 발진, 양측 비삼출성 결막 충혈, 사지 변화 및 경부 림프절 병증이 포함되었다. 치료 전 첫 심장 초음파 검사 시행일의 발병 일수를 직접 기록하였으며, 이를 보정 분석의 시점 변수로 사용하였다.

입원 후 IVIG 투여 전의 초기 실험실 수치를 사용하였다. 측정 항목은 백혈구 수(x 10⁹/L), 호중구 백분율, 헤모글로빈 농도(g/L), 혈소판 수(x 10⁹/L), CRP(mg/L) 및 ESR(mm/h)이었다. 전혈구 계산 및 CRP는 병원 임상 검사실에서 제조사 일치 시약, 교정물 및 대조군이 포함된 주요 소아 혈액학/CRP 플랫폼을 사용하여 생성되었으며, CRP는 라텍스 강화 면역탁도법으로 측정되었다. ESR은 검사실의 일상적인 Westergren 기반 절차에 따라 보고되었다. 본 연구는 4년간의 후향적 코호트 연구였으므로, 시약 및 대조군 로트는 시간이 지남에 따라 다양했으며 연구 변수로 취급하지 않았다. 데이터는 표준화된 양식을 사용하여 추출되었으며 분석 전 원본 기록과 대조 확인하였다. 장비 및 시약 시스템에 대한 자세한 내용은 재료 표에 제공되어 있다.

처치 관련 변수

급성 발열기 동안, 환자들은 기관의 치료 경로에 따라 총 2 g/kg의 IVIG와 30–50 mg/kg/day의 아스피린을 투여받았습니다. 해열 후, 아스피린 용량은 3–5 mg/kg/day로 감량되었습니다.

발병 10일 이후의 첫 IVIG 투여 시작 시점은 기술적인 치료 타이밍 변수로 기록되었습니다. IVIG 저항성은 원본 기록 및 이전 KD 연구¹⁰에서 사용된 조작적 정의에 따라, 초기 IVIG 투여 완료 후 최소 36시간 이후에 발생하는 38.0 °C 이상의 지속적 또는 재발성 발열로 정의되었습니다. 이러한 상태는 치료 후에만 알 수 있으므로, 치료 전 CAI 모델에는 포함될 수 없으며 이후의 질병 경과 특성으로만 분석되었습니다.

심장 초음파 재검토 및 관상동맥 측정

포함된 모든 환자를 대상으로 저장된 전처치 전 경흉부 심초음파 영상을 재검토하였다. 기관의 의료영상 저장전송시스템(PACS)에서 저장된 루프 영상을 추출하여 전자 캘리퍼스로 재측정하였다. 소아 심초음파 측정 원칙¹¹에 따라, 표준 흉골연 단축 단면도 및 변형 뷰를 사용하여 LMCA, LAD 근위부 및 RCA 근위부를 시각화하였다. 내강 직경은 혈관 경계가 가장 뚜렷한 프레임을 사용하여 이완기 말에 내벽에서 내벽까지 측정하였으며, 입구의 깔때기 모양 부분, 분지점 및 눈에 띄게 가늘어지는 원위부 분절은 제외하였다.

LMCA는 구멍(ostium)과 분지점 사이의 직선 구간에서 측정하였고, LAD는 LMCA 분지점 바로 원위부이자 첫 번째 주요 측가지 이전 지점에서 측정하였으며, RCA는 기시점에서 약 3–5 mm 원위부에서 측정하였습니다. 기술적으로 적절한 심장 주기 3회가 확보된 경우, 해당 측정값들의 평균을 내었습니다. 동일한 입원 시 기록된 신장과 체중을 Haycock 방정식¹²을 사용하여 체표면적을 계산하는 데 사용하였습니다. 그 후 Dallaire 및 Dahdah 방정식¹³을 사용하여 분절별 Z-score를 산출하였습니다.

두 명의 숙련된 소아 심장 전문의가 임상 증상, 검사 결과, 치료 반응 및 기존 심초음파 분류를 알지 못하는 맹검 상태에서 각 분절을 독립적으로 재측정하였습니다. 관찰자 간 절대 차이가 0.2 mm를 초과하거나 관상동맥 Z-score 범주를 벗어나는 불일치가 발생한 경우, 저장된 루프 영상을 함께 검토하여 합의된 측정값을 도출하였습니다. 두 조건에 모두 해당하지 않는 경우에는 두 측정값의 평균을 사용하였습니다. 관찰자 간 재현성은 LMCA, LAD, RCA에 대해 급내 상관 계수를 사용하여 각각 정량화하였습니다.

관상동맥 결과 정의

관상동맥 상태는 IVIG 투여 전 실시한 첫 번째 검사에서 LMCA, LAD 및 RCA의 최대 Z-score를 사용하여 할당되었습니다. 분류는 AHA 프레임워크²를 따랐습니다: 침범 없음(no involvement), Z-score <2.0; 확장만 있음(dilation only), Z-score 2.0 ~ <2.5; 소동맥류(small aneurysm), Z-score 2.5 ~ <5.0; 중동맥류(medium aneurysm), Z-score 5.0 ~ <10.0 및 절대 직경 <8 mm; 그리고 거대동맥류(giant aneurysm), Z-score ≥10.0 또는 절대 직경 ≥8 mm. 일차 이분형 결과인 치료 전 CAI는 최대 Z-score ≥2.0으로 정의되었습니다. CAI는 이분형 분석 결과로 사용되었으며, 확장 및 소, 중, 거대동맥류는 관상동맥 표현형을 설명하기 위해 별도로 분류되었습니다. 민감도 분석에서는 더 구체적인 동맥류 임계값인 최대 Z-score ≥2.5를 사용하였습니다.

통계 분석 및 모델 개발

연속형 변수는 분포 형태를 평가하여 적절하게 평균 ± 표준 편차 또는 중앙값과 사분위 범위로 요약하였다. 그룹 간 비교에는 연속형 변수의 경우 독립 표본 t-검정 또는 Mann-Whitney U 검정을 사용하였고, 범주형 변수의 경우 카이제곱 검정 또는 Fisher의 정확 검정을 사용하였다. 모든 검정은 양측 검정으로 수행되었으며, p < 0.05를 통계적으로 유의한 것으로 간주하였다.

예측 인자 선택은 단변량 P 값에만 근거하지 않았습니다. 전체 시점 조정 로지스틱 회귀 모델에는 연령, 치료 전 심초음파 검사 당시의 발병일, CRP, ESR, 혈소판 수 및 사지 변화가 포함되었는데, 이는 이러한 변수들이 치료 전에 가용한 정보였으며 인구통계학적, 시간적, 염증성, 혈액학적 및 임상적 인식 영역을 대표했기 때문입니다. 통합 편향을 줄이기 위해 KD 완결/미완결 상태는 제외되었습니다. IVIG 저항성 및 발병 10일 이후의 IVIG 투여는 입원 후 또는 치료 후 변수였으므로 제외되었습니다. 다중공선성을 평가하기 위해 분산 팽창 요인(variance inflation factors)을 검토하였습니다. 모델 복잡성은 이분법적 예측 모델에 대한 현대적인 표본 크기 원칙¹⁴에 비추어 해석되었습니다.

그 후 자동 단계적 선택법을 사용하지 않고 간명한 모델을 정의하였다. 연령, 혈소판 수 및 말단 부위 변화는 전체 모델에서 독립적인 연관성이 없음을 확인하고, 이들을 제거하더라도 CRP, ESR 및 발병일의 계수가 실질적으로 변하지 않으며 겉보기 판별력이 감소하지 않음을 확인한 후에만 제거하였다. 오즈비는 CRP 10 mg/L 증가, ESR 10 mm/h 증가, 혈소판 수 50 x 10⁹/L 증가, 연령 1개월 증가 및 발병일 1일 추가 당으로 보고하였다.

모델 식별능은 수신자 조작 특성 곡선 아래 면적(AUC)과 95% 신뢰구간으로 정량화하였다. AUC는 DeLong 방법을 사용하여 비교하였다. 보정 성능은 보정 절편, 보정 기울기, Brier 점수 및 Hosmer-Lemeshow 통계량으로 설명하였다. 내부 검증에는 1,000개의 부트스트랩 샘플을 사용하여 AUC의 낙관주의(optimism)를 추정하고, 낙관주의가 보정된 식별능 및 보정 지수를 얻었으며, 겉보기 값(apparent value)과 보정 값(corrected value)을 각각 별도로 보고하였다^9,15.

개발 코호트에서 Youden 지수를 최대화한 확률 임계값은 민감도, 특이도, 양성 및 음성 예측도, 우도비의 기술적 계산에만 사용되었습니다. 비율에 대해서는 Wilson 신뢰 구간을 계산하였습니다. 임계값이 동일한 코호트 내에서 선택 및 평가되었으므로, 이를 임상적 조치 임계값으로 해석하지 않았으며 저위험, 중위험 또는 고위험 범주를 미리 지정하지 않았습니다.

민감도 분석에서는 결과 변수를 최대 Z-score ≥2.5로 재정의하고, 코호트를 완전한 KD 사례자로 제한하였으며, 12개월 미만 아동을 대상으로 모델을 반복 수행하였습니다. 12개월 이상 아동의 경우 이벤트 발생 수가 적어 별도의 다변량 모델을 적합시키지 않았습니다. 보고는 TRIPOD 성명서⁸를 지침으로 하였습니다. 분석은 Python 3.11.9와 NumPy 1.26.4, pandas 2.2.2, SciPy 1.13.1, statsmodels 0.14.2, scikit-learn 1.5.1, Pingouin 0.5.4, Matplotlib 3.9.1 및 seaborn 0.13.2를 사용하여 수행되었습니다. DeLong 비교는 NumPy를 이용하여 구현되었습니다. 기술 통계 분석 및 데이터 표 작성에는 IBM SPSS Statistics 26.0이 사용되었습니다.

결과

연구 코호트 및 사전 처리 특성

선별 검사를 받은 230명의 아동 중, 최소 하나 이상의 치료 전 실험실 검사 또는 심초음파 측정값이 누락된 14명을 제외하여 총 216명의 환자를 분석 대상으로 하였다(그림 1). 연령 중앙값은 5.7개월(사분위 범위 [IQR], 3.6–8.9개월)이었으며, 183명의 환자(84.7%)가 12개월 미만, 207명(95.8%)이 24개월 미만으로 확인되어 본 코호트가 영아 중심으로 구성되었음을 입증하였다. 전체적으로 123명의 환자(56.9%)가 남성이었다. 정맥 내 면역글로불린(IVIG) 투여 전 최대 관상동맥 Z-score가 2.0 이상인 경우로 정의한 치료 전 관상동맥 침범(CAI)은 44명의 환자(20.4%; 95% 신뢰구간 [CI], 15.5%–26.2%)에서 나타났다. CAI는 12개월 미만 아동 183명 중 39명(21.3%)과 12개월 이상 아동 33명 중 5명(15.2%; p = 0.490)에서 발생하였다.

CAI가 없는 환자와 비교했을 때, CAI가 있는 환자들은 질병 경과 중 첫 사전 치료 심초음파 검사를 더 늦게 받았으며(질병 발생 중앙값 6.0 [IQR, 5.0–9.0] vs. 5.0 [IQR, 4.0–7.0]; p = 0.028), 가와사키병(KD)의 완전 기준을 충족하는 비율이 더 낮았고(52.3% vs. 74.4%; p = 0.006), 사지 변화가 나타나는 빈도 또한 더 낮았습니다(59.1% vs. 79.1%; p = 0.010). 연령, 성별, 신장, 체중, 최고 체온, 총 발열 기간 및 기타 기록된 임상적 특징은 두 그룹 간에 유의미한 차이가 없었습니다(표 1).

심초음파 소견 및 관상동맥 표현형

총 216명의 환자를 대상으로 저장된 전처치 심초음파 영상을 블라인드 방식으로 재검토하였으며, 여기에는 좌주관상동맥(LMCA), 근위부 좌전하행동맥(LAD), 그리고 근위부 우관상동맥(RCA)이 포함되었습니다. 각 분절에 대한 관찰자 간 일치도는 높게 나타났습니다. 급내 상관계수는 LMCA의 경우 0.93 (95% CI, 0.90–0.95), LAD의 경우 0.90 (95% CI, 0.86–0.93), RCA의 경우 0.92 (95% CI, 0.89–0.94)였습니다. LMCA와 RCA의 Z-score가 모두 <2.0이면서 단독으로 LAD Z-score만 ≥2.0인 환자는 없었으므로, LAD를 포함하더라도 환자 수준의 CAI 분류에는 변화가 없었습니다.

치료 전 CAI가 있었던 44명의 환자 중, 관상동맥 Z-score의 최대 중앙값은 2.81(IQR, 2.40–3.16)이었다. 15명의 환자(34.1%)는 확장(Z-score 2.0 ~ <2.5)만 나타냈고, 26명(59.1%)은 소동맥류(Z-score 2.5 ~ <5.0), 3명(6.8%)은 중등도 동맥류(Z-score 5.0 ~ <10.0)를 보였다. 거대 동맥류(Z-score ≥10.0)는 확인되지 않았다. LMCA, LAD, RCA는 각각 28명(63.6%), 18명(40.9%), 31명(70.5%)의 환자에서 침범되었다. 18명의 환자(40.9%)는 1개 분절 침범, 19명(43.2%)은 2개 분절 침범, 7명(15.9%)은 3개 분절 침범을 보였다(표 2 및 그림 2).

처치 전 실험실 소견

CAI 환자는 치료 전 CRP 농도(77.06 mg/L [IQR, 55.30–94.31] vs. 49.28 mg/L [IQR, 33.73–75.51]; p < 0.001), ESR 수치(61.00 mm/h [IQR, 48.50–83.00] vs. 52.00 mm/h [IQR, 39.75–74.50]; p = 0.019) 및 혈소판 수(400.00 x 10⁹/L [IQR, 327.25–510.75] vs. 358.00 x 10⁹/L [IQR, 290.75–421.50]; p = 0.017)가 더 높았습니다. WBC 수(p = 0.422), 호중구 백분율(p = 0.754) 및 헤모글로빈 농도(p = 0.162)는 유의미한 차이를 보이지 않았습니다(표 1 및 그림 3).

시간 조정 다변량 분석

시간적 교란 요인을 해결하고 통합 편향(incorporation bias)을 방지하기 위해, 관상동맥 소견이 불완전 가와사키병(KD)의 분류에 기여할 수 있으므로 완전/불완전 KD 상태는 예측 모델에 포함하지 않았습니다. 전체 시간 조정 모델에는 연령, 치료 전 심초음파 검사 시점의 발병일, CRP, ESR, 혈소판 수 및 사지 변화가 포함되었습니다. 다중공선성은 검출되지 않았습니다(모든 분산팽창요인 <1.8). 이 모델에서 CRP(10 mg/L당 조정 오즈비 [aOR], 1.146; 95% CI, 1.021–1.286; p = 0.021)와 발병일(일당 aOR, 1.124; 95% CI, 1.012–1.249; p = 0.029)은 CAI와 독립적인 연관성을 유지했습니다. 사지 변화의 연관성은 조정 전 OR 0.382에서 aOR 0.612(95% CI, 0.274–1.367; p = 0.231)로 약화되었으며, ESR은 경계성 유의성을 보였습니다(10 mm/h당 aOR, 1.146; 95% CI, 0.990–1.327; p = 0.067). 연령과 혈소판 수는 CAI와 독립적인 연관성이 없었습니다(표 3).

연령, 혈소판 수 및 사지 변화를 제외하더라도 CRP, ESR 또는 발병 기간에 대한 추정치는 실질적으로 변하지 않았으며, 겉보기 판별력 또한 실질적으로 감소하지 않았습니다(AUC, 간소화 모델 0.745 vs. 전체 모델 0.752; p = 0.611). 따라서 최종 간소화 입원 모델에는 치료 전 심초음파 검사 시점의 CRP, ESR 및 발병 기간이 유지되었습니다. CRP가 10 mg/L 증가할 때마다 CAI의 확률은 15.1% 증가했으며(aOR, 1.151; 95% CI, 1.031–1.286; p = 0.012), ESR이 10 mm/h 증가할 때마다 15.8% 증가하였고(aOR, 1.158; 95% CI, 1.001–1.339; p = 0.048), 발병 기간이 1일 추가될 때마다 13.0% 증가하였습니다(aOR, 1.130; 95% CI, 1.020–1.252; p = 0.020). 44건의 CAI 사례와 3개의 유지된 예측 변수를 기준으로, 변수당 이벤트 비율(EPV)은 14.7이었습니다.

내부 모델 성능 및 임상적 해석 가능성

절약 모델(parsimonious model)의 겉보기 AUC는 0.745(95% CI, 0.684–0.832)였습니다. 1,000회의 부트스트랩 재표집 후, 평균 낙관도는 0.035였으며, 낙관도 보정 AUC는 0.710였습니다(그림 4). CRP와 ESR 단독의 AUC는 각각 0.684와 0.615였으며, CRP 단독 대비 겉보기 AUC의 소폭 수치 증가는 통계적 유의성에 도달하지 않았습니다(p = 0.118). 개발 코호트에서의 겉보기 보정 결과, 보정 기울기 1.00, 절편 0.00, Brier 점수 0.143, Hosmer-Lemeshow χ² 7.449(자유도 8; p = 0.489)를 나타냈습니다. 부트스트랩 보정을 통해 보정 기울기는 0.82로 감소했고, 보정 절편은 0.04, 보정 Brier 점수는 0.151로 나타나, 심각한 겉보기 보정 오류는 없었음에도 일부 과적합이 발생했음을 시사했습니다(그림 5).

데이터로부터 도출된 Youden 확률 임계값 0.186에서, 모델은 CAI 환자 44명 중 34명을 식별하였고, CAI가 없는 환자 172명 중 116명을 정확하게 분류하였습니다. 민감도는 77.3%, 특이도는 67.4%, 양성 예측도(PPV)는 37.8%, 음성 예측도(NPV)는 92.1%였습니다(표 4). 양성으로 분류된 90명의 환자 중 56명은 CAI가 없었으며, 따라서 검사 양성 환자 중 위양성 비율은 62.2%였습니다. 임계값이 동일한 코호트 내에서 도출되고 평가되었기 때문에 범주적 위험 층은 정의되지 않았습니다. 이렇게 내부적으로 도출된 임계값은 임상적 조치 임계값이 아니며, 본 모델은 단독 확진 검사나 치료 전 심초음파 검사의 대체제로 사용되어서는 안 됩니다. 독립적인 검증 코호트를 사용할 수 없었으며, 모든 성능 추정치는 이 단일 센터 개발 코호트 내부의 결과입니다.

교란 변수 및 민감도 분석

사지 변화는 162명의 환자에게서 나타났으며 54명에게서는 나타나지 않았습니다. 사지 변화가 있는 환자들은 전처치 심초음파 검사를 더 빨리 받았고(질병 발생일 중앙값, 5.0 vs. 6.0; p = 0.004), 완전한 KD 진단 기준을 충족하는 경우가 더 많았으며(123/162 [75.9%] vs. 28/54 [51.9%]; p = 0.002), 질병 발생 10일 이후에 IVIG를 투여받은 경우는 더 적었습니다(9/162 [5.6%] vs. 11/54 [20.4%]; p = 0.003). 이에 따라 보정되지 않은 CAI 유병률은 더 낮았습니다(26/162 [16.0%] vs. 18/54 [33.3%]; p = 0.011). 시기 보정 모델에서 통계적 유의성이 사라진 점과 더불어, 이러한 결과는 사지 변화가 독립적인 생물학적 보호 효과라기보다는 주로 전형적인 임상 표현형을 더 조기에 인식하게 했음을 나타냅니다.

결과 분석 대상을 관상동맥류(최대 Z-score ≥2.5; 29건의 이벤트)로 한정했을 때, CRP(10 mg/L당 aOR 1.160; 95% CI, 1.023–1.316; p = 0.021)와 발병일(일당 aOR 1.151; 95% CI, 1.026–1.292; p = 0.017)는 결과와 연관성이 유지된 반면, ESR은 그렇지 않았습니다(10 mm/h당 aOR 1.103; 95% CI, 0.936–1.300; p = 0.242). 가능한 통합 편향을 줄이기 위해 분석 대상을 완전한 KD 환자 151명으로 제한한 결과, 방향성은 유사하지만 정밀도는 낮은 추정치가 산출되었습니다. CRP는 CAI와 계속 연관되어 있었으나(10 mg/L당 aOR 1.142; 95% CI, 1.002–1.301; p = 0.046), ESR과 발병일은 통계적 유의성에 도달하지 못했습니다. 12개월 미만 환자 183명에서의 추정치는 전체 코호트의 추정치와 유사했습니다. 12개월 이상 아동의 경우 해당 하위 그룹에서 CAI 이벤트가 5건만 발생했으므로 별도의 모델을 적용하지 않았습니다(Table 5).

IVIG 저항성 및 이후의 질병 경과

IVIG 저항성은 치료 전 CAI가 있었던 환자 44명 중 13명(29.5%)과 CAI가 없었던 환자 172명 중 21명(12.2%)에서 발생했으며, 이는 보정되지 않은 OR 3.02(95% CI, 1.37–6.66; p = 0.009; 그림 6)에 해당한다. IVIG 저항성은 초기 치료가 완료된 후에만 정의되므로, 이는 오직 후속 질병 경과 특성으로만 분석되었으며 치료 전 CAI에 대한 입원 기반 모델의 예측 후보로는 고려되지 않았다.

데이터 가용성:

본 연구에 사용된 비식별화된 참여자 수준 데이터 및 분석 지원 파일은 합리적인 요청이 있을 경우 교신 저자로부터 제공받을 수 있습니다.

그림 1: 환자 흐름도. 스크리닝을 거친 아동 230명 중 치료 전 실험실 검사 또는 심초음파 측정값이 없는 14명을 제외하여, 분석 코호트에는 216명의 환자가 포함되었다. 44명의 환자는 치료 전 관상동맥 침범(CAI; 최대 Z-score ≥2.0)이 있었으며, 172명은 CAI가 없었다. 여기를 클릭하여 이 그림의 확대 버전을 확인하십시오.

그림 2: 치료 전 관상동맥 Z-점수 분포. (A) 좌주관상동맥(LMCA) 및 우관상동맥(RCA)의 환자별 Z-점수이며, Z = 2.0에 점선 기준선이 표시됨. 좌전강하동맥(LAD)은 환자 분류에 포함되었으며 표 2에 요약됨. (B) CAI 동반 환자와 비동반 환자의 최대 관상동맥 Z-점수 분포이며, 2.0, 2.5 및 5.0에 기준선이 표시됨. CAI 군의 최대 Z-점수 중앙값은 2.81이었음. 이 그림의 더 큰 버전을 보려면 여기를 클릭하십시오.

그림 3: 관상동맥 침범 유무에 따른 환자의 처치 전 실험실 파라미터. 박스 플롯이 포함된 바이올린 플롯을 통해 (A) 백혈구 수, (B) 중성구 백분율, (C) 헤모글로빈 농도, (D) 혈소판 수, (E) C-반응성 단백질 (CRP), 그리고 (F) 적혈구 침강 속도 (ESR)를 비교함. 해당 P 값은 각각 0.422, 0.754, 0.162, 0.017, <0.001, 및 0.019였음. 이 그림의 더 큰 버전을 보려면 여기를 클릭하십시오.

그림 4: 치료 전 관상동맥 침범에 대한 수신자 조작 특성 곡선.곡선은 CRP 단독(AUC, 0.684), ESR 단독(AUC, 0.615), 그리고 치료 전 심초음파 검사 시의 CRP, ESR 및 발병일을 포함하는 간결한 입원 모델(겉보기 AUC, 0.745; 95% CI, 0.684–0.832)을 나타냅니다. 1,000회의 부트스트랩 재표본 추출 후, 결합 모델의 낙관주의 보정 AUC는 0.710이었습니다. 표시된 0.186의 확률 임계값은 개발 코호트에서 Youden 지수를 사용하여 도출되었습니다. 여기를 클릭하여 이 그림의 더 큰 버전을 확인하십시오.

그림 5: 간소화된 입원 모델의 보정. 관찰된 CAI 비율을 평균 예측 확률에 대해 도식화하였다. 개발 코호트에서의 겉보기 보정 결과, Hosmer-Lemeshow χ² 값은 7.449(자유도 8; p = 0.489), 보정 기울기는 1.00, 절편은 0.00이었다. 붓스트랩 보정 추정값은 기울기 0.82, 절편 0.04, Brier score 0.151이었다. 음영 처리된 영역은 95% 붓스트랩 신뢰구간을 나타낸다. 이 그림의 더 큰 버전을 보시려면 여기를 클릭하십시오.

그림 6: IVIG 저항성 및 말단 변화와 관련된 기술 분석. (A) IVIG 저항성은 CAI가 없는 환자보다 치료 전 CAI가 있는 환자에서 더 빈번하게 나타났다 (29.5% vs. 12.2%; p = 0.009). (B) 말단 변화가 있는 환자들은 완전한 KD 진단을 받은 경우가 더 많았고, 발병 10일 이후에 치료받은 경우는 더 적었으며, CAI의 보정 전 유병률은 더 낮았다. 이러한 비교는 기술적인 분석이며, 말단 변화는 간명한 예측 모델에 포함되지 않았다. 여기를 클릭하여 이 그림의 확대 버전을 확인하십시오.

변수	CAI 군 (n = 44)	No-CAI군 (n = 172)	p 값
연령 (개월), 중앙값 (사분위수 범위)	5.35 (3.85-8.13)	6.00 (3.39-9.00)	0.596
연령 <12개월, n (%)	39 (88.6)	144 (83.7)	0.490
남성, n (%)	25 (56.8)	98 (57.0)	0.985
신장 (cm), 중앙값 (사분위범위)	67.50 (61.00-70.75)	69.00 (64.00-72.00)	0.186
체중 (kg), 중앙값 (IQR)	7.65 (6.50-8.95)	8.05 (6.84-9.00)	0.411
전처치 전 심초음파 검사 시 질환 발생일, 중앙값 (사분위수 범위)	6.0 (5.0-9.0)	5.0 (4.0-7.0)	0.028
최고 발열 온도 (°C), 중앙값 (IQR)	39.60 (39.20-40.00)	39.70 (39.20-40.10)	0.407
총 발열 기간(일), 중앙값(IQR)	7.00 (5.00-9.00)	6.00 (5.00-8.00)	0.128
완전 KD, n (%)	23 (52.3)	128 (74.4)	0.006
기침, n (%)	22 (50.0)	79 (46.0)	0.629
설사, n (%)	18 (40.9)	57 (33.1)	0.334
구토, n (%)	14 (31.8)	47 (27.3)	0.555
과민성, n (%)	27 (61.4)	91 (52.9)	0.315
붉거나 갈라진 입술, n (%)	31 (70.5)	131 (76.2)	0.435
딸기 혀, n (%)	23 (52.3)	82 (47.7)	0.586
BCG 흉터 홍반, n (%)	26 (59.1)	97 (56.4)	0.747
다형 발진, n (%)	23 (52.3)	83 (48.3)	0.634
결막 충혈, n (%)	30 (68.2)	122 (70.9)	0.722
사지 변화, n (%)	26 (59.1)	136 (79.1)	0.010
경부 림프절병증, n (%)	13 (29.5)	47 (27.3)	0.769
백혈구 수 (×10⁹(/L), 중앙값 (사분위수 범위)	15.59 (12.08-19.55)	15.21 (11.25-18.45)	0.422
호중구 (%), 중앙값 (IQR)	60.70 (46.30-67.70)	56.60 (50.50-66.10)	0.754
헤모글로빈 (g/L), 중앙값 (IQR)	104.50 (98.00-112.00)	108.00 (100.00-115.00)	0.162
혈소판 수 (×10⁹(/L), 중앙값 (IQR)	400.00 (327.25-510.75)	358.00 (290.75-421.50)	0.017
CRP (mg/L), 중앙값 (IQR)	77.06 (55.30-94.31)	49.28 (33.73-75.51)	<0.001
적혈구 침강 속도(ESR) (mm/h), 중앙값 (사분위 범위)	61.00 (48.50-83.00)	52.00 (39.75-74.50)	0.019

표 1: 관상동맥 상태에 따른 치료 전 임상 및 실험실적 특성.값은 중앙값 (IQR) 또는 n (%)으로 표시됨. 모든 실험실 측정치와 심초음파 데이터는 IVIG 투여 전에 얻어짐. 연속 변수는 Mann-Whitney U 검정을 사용하여 비교하였으며, 범주형 변수는 적절한 경우 카이제곱 검정 또는 Fisher의 정확 검정을 사용하여 비교하였음. CAI는 LMCA, LAD 및 RCA 전체에서 최대 Z-score ≥2.0으로 정의됨. 약어: BCG = Bacillus Calmette-Guérin; CAI = 관상동맥 침범; CRP = C-반응성 단백질; ESR = 적혈구 침강 속도; IQR = 사분위수 범위; KD = 가와사키병; LAD = 좌전하행지; LMCA = 좌주관상동맥; RCA = 우관상동맥; WBC = 백혈구.

결과	값	정의 또는 참고 사항
최대 관상동맥 Z-점수	2.81 (2.40-3.16)	중앙값 (사분위수 범위)
확장만 수행	15 (34.1%)	2.0까지 <2.5
소동맥류	26 (59.1%)	2.5에서 <5.0
중형 뇌동맥류	3 (6.8%)	5.0까지 <10.0
거대 동맥류	0	≥10.0
LMCA 관여	28 (63.6%)	비배타적 세그먼트 수
LAD 침범	18 (40.9%)	단독 좌전하행지 침범 없음
RCA 관여	31 (70.5%)	비배타적 세그먼트 수
단일 분절 침범	18 (40.9%)	Z-점수 ≥2.0인 하나의 세그먼트
2분절 침범	19 (43.2%)	Z-점수 ≥2.0인 두 개의 세그먼트
3분절 침범	7 (15.9%)	LMCA, LAD 및 RCA 모두 침범됨
LMCA ICC (95% CI)	0.93 (0.90-0.95)	두 명의 눈가림 관찰자
LAD ICC (95% CI)	0.90 (0.86-0.93)	두 명의 눈가림 관찰자
RCA ICC (95% CI)	0.92 (0.89-0.94)	두 명의 눈가림 관찰자

표 2: 관상동맥 침범이 있는 44명의 환자에서 나타난 치료 전 관상동맥 소견. 관상동맥 범주는 LMCA, LAD 및 RCA 중 최대 Z-score를 기준으로 할당되었습니다. 분절별 수치는 상호 배타적이지 않습니다. 약어: CI = 신뢰 구간; ICC = 급내 상관계수; IQR = 사분위수 범위; LAD = 좌전하행지; LMCA = 좌주관상동맥; RCA = 우관상동맥.

예측 변수	단변량 OR (95% CI);   p 값	전체 시점 조정 aOR (95% CI); p 값	간결 모델 aOR (95% CI); p 값
연령, 개월당	0.988 (0.944-1.034); 0.596	0.987 (0.928-1.050); 0.680	—
치료 전 심초음파 검사 시 발병일, 일당	1.097 (1.010-1.192); 0.028	1.124 (1.012-1.249); 0.029	1.130 (1.020-1.252); 0.020
CRP, 10 mg/L당	1.180 (1.079-1.291); <0.001	1.146 (1.021-1.286); 0.021	1.151 (1.031-1.286); 0.012
ESR, 10 mm/h당	1.119 (1.018-1.229); 0.019	1.146 (0.990-1.327); 0.067	1.158 (1.001-1.339); 0.048
혈소판 수, 50 ×10⁹/L당	1.103 (1.018-1.195); 0.017	1.019 (0.916-1.134); 0.729	—
완전 KD, 여부(예 vs 아니오)	0.376 (0.190-0.746); 0.006	미포함*	—
사지 변화, 유무(있음 vs 없음)	0.382 (0.189-0.773); 0.010	0.612 (0.274-1.367); 0.231	—

표 3: 치료 전 관상동맥 침범과의 단변량 및 다변량 연관성.전체 모델에는 연령, 발병일, CRP, ESR, 혈소판 수 및 사지 변화가 동시에 포함되었습니다. 간소화 모델에서는 CRP, ESR 및 발병일이 유지되었습니다. *관상동맥 소견이 불완전 KD 진단에 기여할 수 있으므로, 완전/불완전 KD 상태는 다변량 모델링에서 사전에 제외되었습니다. 약어: aOR, 조정 오즈비; CI = 신뢰 구간; CRP = C-반응성 단백질; ESR = 적혈구 침강 속도; KD = 가와사키병; OR = 오즈비.

측정	추정치	근거 수치 또는 95% 신뢰구간(CI)
확률 임계값	0.186	개발 코호트에서 유덴 지수(Youden index)에 의해 선정됨
진양성 / 위음성	34 / 10	CAI 환자 44명
진음성 / 위양성	116 / 56	CAI가 없는 환자 172명
민감도	77.3%	95% CI, 63.0%-87.2%
특이성	67.4%	95% CI, 60.1%-74.0%
양성 예측도	37.8%	95% CI, 28.5%-48.1%
음성 예측도	92.1%	95% CI, 86.0%-95.6%
양성 가능도비	2.37	—
음성 우도비	0.34	—

표 4: 데이터 유도 Youden 임계값에서의 겉보기 분류 성능.비율에 대한 신뢰 구간은 Wilson 방법을 사용하여 계산되었습니다. 임계값은 동일한 개발 코호트에서 선택 및 평가되었으며 외부 검증을 거치지 않았습니다. 약어: CAI = 관상동맥 침범; CI = 신뢰 구간.

분석	환자 / 사례	10 mg/L당 CRP, aOR (95% CI); p 값	10 mm/h당 ESR, aOR (95% CI); p 값	질환일, 조정 오즈비(95% 신뢰구간);  p 값	낙관주의 교정 AUC
1차 CAI 정의 (Z-score ≥2.0)	216 / 44	1.151 (1.031-1.286); 0.012	1.158 (1.001-1.339); 0.048	1.130 (1.020-1.252); 0.020	0.710
관상동맥류 (Z-점수 ≥2.5)	216 / 29	1.160 (1.023-1.316); 0.021	1.103 (0.936-1.300); 0.242	1.151 (1.026-1.292); 0.017	0.704
완전 KD 전용	151 / 23	1.142 (1.002-1.301); 0.046	1.116 (0.923-1.349); 0.257	1.127 (0.989-1.284); 0.073	0.687
연령 <12개월	183 / 39	1.148 (1.022-1.290); 0.020	1.164 (1.001-1.354); 0.048	1.136 (1.018-1.268); 0.023	0.706

표 5: 간소화된 입원 모델의 민감도 분석.각 모델에는 CRP, ESR 및 최초 치료 전 심초음파 검사 시의 발병일이 포함되었습니다. 내부 검증에는 1,000회의 부트스트랩 재표본 추출이 사용되었습니다. 관상동맥 소견이 불완전한 KD 진단에 기여할 수 있으므로, 잠재적인 통합 편향을 줄이기 위해 완전-KD 분석을 수행하였습니다. 약어: aOR = 보정 오즈비; AUC = 수신자 조작 특성 곡선 아래 면적; CAI = 관상동맥 침범; CI = 신뢰 구간; CRP = C-반응성 단백질; ESR = 적혈구 침강 속도; KD = 가와사키병.

토론

This study examined factors associated with coronary abnormalities present before IVIG in an infant-enriched KD cohort. Three admission-available variables—CRP, ESR, and illness day at the pretreatment echocardiogram—were retained in the parsimonious model. The inverse association observed for extremity changes in the unadjusted analysis weakened after adjustment for illness day and other covariates, and IVIG resistance was excluded from the model because it occurred after the coronary outcome had been measured. The methodological contribution of this study is the temporal separation of pretreatment and post-treatment information, adjustment for the timing of the initial echocardiogram, three-segment coronary assessment, and reporting of bootstrap-corrected model performance. Previous KD models have incorporated combinations of demographic characteristics, inflammatory markers, and baseline echocardiographic findings to predict subsequent coronary aneurysms, while other studies have confirmed associations between CRP and coronary lesions^6,7. The present outcome was cross-sectional pretreatment CAI rather than a later post-treatment aneurysm, and the candidate predictors were restricted to information available at the time of the pretreatment echocardiogram. This temporal ordering avoids treating post-treatment IVIG resistance as a predictor of a coronary outcome already documented before treatment. It also limits the interpretation: the model estimates association within this cohort and should not be described as a validated tool for forecasting future coronary disease.

The exceptionally young age distribution reflects the departmental sampling frame. Most patients were admitted through the Department of Infants, which preferentially manages infants and very young children; therefore, the age distribution reflects the departmental referral pattern rather than the population distribution of KD in Qingdao or China. Infants may have incomplete presentations and a greater risk of coronary involvement⁵, but the narrow age range also reduces the ability to estimate age effects and restricts transportability. The reported odds ratios for CRP, ESR, and illness day, therefore, require confirmation in cohorts that include broader pediatric age groups, other hospital services, and different referral pathways. CRP remained associated with CAI in the primary model and in the analysis using the aneurysm threshold, whereas the association with ESR was weaker and did not persist when the outcome was restricted to Z-score ≥2.5. This pattern is consistent with CRP and ESR, reflecting overlapping but nonidentical aspects of the acute inflammatory response. It does not establish either marker as causal, nor does it make them novel KD biomarkers. Illness day was independently associated with CAI, emphasizing that coronary dimensions are observed within a changing disease process. A later initial echocardiogram provides more time for inflammation-related arterial enlargement to become detectable and may also mark delayed clinical recognition. The modest, statistically nonsignificant increase in apparent AUC over CRP alone further indicates that the combined model adds limited discrimination beyond a familiar inflammatory marker.

Extremity changes illustrate why timing and diagnostic structure matter. Patients with extremity changes underwent echocardiography earlier, more often met the complete KD criteria, and were less likely to be treated after illness day 10. Once illness day was included in the full model, the apparent protective association was attenuated and was no longer statistically significant. Extremity changes should therefore be interpreted as a marker of a readily recognizable clinical phenotype, rather than as a biological factor that protects the coronary arteries. Similarly, complete/incomplete KD status was not used as a predictor because coronary findings may help establish incomplete KD; entering that classification into a model for the same coronary findings would risk circular reasoning. The complete-KD sensitivity analysis provided a partial check on this concern and yielded directionally similar, although less precise, estimates. The blinded re-review of the LMCA, LAD, and RCA improved the completeness and reproducibility of coronary assessment. No patient had isolated LAD involvement that changed the patient-level CAI classification; nevertheless, three-segment coronary assessment minimizes the potential for outcome misclassification. A complete proximal three-segment examination is needed to avoid outcome misclassification and ensure reproducibility of the measurement protocol. The use of a single Z-score system also improved consistency between methods and results. Nevertheless, coronary Z-scores can vary among equations, particularly near category thresholds; external work should examine whether the findings are robust to other validated normalization systems.

The corrected performance estimates temper the clinical interpretation. The apparent AUC of 0.745 fell to 0.710 after bootstrap correction, and the corrected calibration slope of 0.82 indicated some overfitting. At the data-derived threshold, the positive predictive value was 37.8%, meaning that 62.2% of model-positive patients did not have pretreatment CAI. The negative predictive value was higher, but predictive values are prevalence-dependent and may change substantially in a broader KD population. The threshold was derived from the same data used to fit the model; no decision-curve analysis established net benefit, and no independent cohort was available. Accordingly, the model cannot support a rule-out pathway, replace pretreatment echocardiography, or justify a separate clinical risk category. At most, the findings identify variables that deserve attention while standard diagnostic and echocardiographic evaluation proceeds^2,16. IVIG resistance was more frequent among patients who already had CAI before treatment. Because the definition of resistance requires observation after the initial infusion, this association is best understood as a relationship between two markers of a more severe disease course rather than as evidence that resistance predicted pretreatment coronary status. The temporal separation used here should be maintained in future analyses. Studies interested in IVIG resistance as a predictor should define a subsequent coronary endpoint and ensure that the predictor is measured before that endpoint.

Several limitations remain. The retrospective, single-center design and restriction to one infant-focused department introduce selection bias and limit generalizability. Only 44 primary outcome events were available, so coefficient estimates and corrected calibration remain imprecise despite restricting the final model to three predictors. Fourteen screened patients were excluded in a complete-case analysis, and missingness may not have been random. The analysis assessed pretreatment coronary status at a single time point and did not evaluate subsequent regression, progression, thrombosis, or other long-term outcomes. Residual confounding by referral delay, prehospital care, intercurrent infection, and unmeasured laboratory factors is possible. Finally, the model underwent only bootstrap internal validation; it has neither independent validation nor demonstrated clinical net benefit⁹. Future work should use prospectively specified measurement procedures, enroll a broader age spectrum across multiple centers, preserve the temporal ordering of predictors and outcomes, and evaluate the locked model in a sufficiently large external cohort. External validation should report discrimination, calibration-in-the-large, calibration slope, and clinically relevant net benefit rather than relying on AUC alone. Any recalibration should be guided by observed performance in external cohorts.

To conclude, in this infant-enriched single-center KD cohort, higher pretreatment CRP and ESR and a later illness day at the initial echocardiogram were associated with the presence of CAI before IVIG. Extremity changes did not remain independently associated after adjustment for timing, and IVIG resistance was appropriately treated as a post-treatment disease-course characteristic. The parsimonious model showed moderate discrimination, evidence of optimism, and a low positive predictive value. These findings are cohort-specific, do not replace echocardiography, and require independent validation before any clinical application.

재료

이 논문에 사용된 재료 목록

이름	회사	카탈로그 번호	댓글
아스피린	Bayer HealthCare Co., Ltd.	장용 코팅 정제, 100 mg; H20120236
자동 혈액 및 CRP 분석기	Shenzhen Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd., China	BC-7500 CRP
심초음파 아카이브 및 측정 시스템	Institutional PACS / Samsung Medison	PACS/DICOM 아카이브; HS70A 전자 캘리퍼
ESR 측정 시스템	Institutional clinical laboratory	Westergren 기반 시스템
혈액 및 CRP 시약	Shenzhen Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd., China	제조사 일치 시약 및 대조군
IBM SPSS Statistics	IBM Corp., Armonk, NY, USA	Version 26.0
정맥용 면역글로불린	Shandong Taibang Biological Products Co., Ltd., China	Human Immunoglobulin (pH 4), 5%, 2.5 g/50 mL; S20013001
K2-EDTA 혈액 수집관	Institutional clinical laboratory	소아용 K2-EDTA 튜브
소아 심장 위상 배열 트랜스듀서	Samsung Medison Co., Ltd., Republic of Korea	PA4-12B, 4–12 MHz
Python 통계 환경	Python Software Foundation and open-source contributors	Python 3.11.9; NumPy 1.26.4; pandas 2.2.2; SciPy 1.13.1; statsmodels 0.14.2; scikit-learn 1.5.1; Pingouin 0.5.4; Matplotlib 3.9.1; seaborn 0.13.2
경흉부 심초음파 시스템	Samsung Medison Co., Ltd., Republic of Korea	HS70A