O penfigoide bolhoso (PB) e a fibrilação atrial (FA) compartilham mecanismos subjacentes comuns envolvendo inflamação crônica, mas sua relação não é clara.
ObjetivoAvaliar o risco de FA incidente em indivíduos com PB.
MétodosEste estudo de coorte nacional utilizou o Banco de Dados de Pesquisa do Seguro Nacional de Saúde de Taiwan de 2011 a 2019. Adultos recém‐diagnosticados com PB foram identificados e inicialmente pareados por idade e sexo com controles sem PB. A ponderação de probabilidade inversa estabilizada foi aplicada para equilibrar as características basais entre as coortes. Modelos de riscos proporcionais de Cox foram usados para estimar as razões de risco (HR) e os intervalos de confiança de 95% (IC 95%) para FA incidente. Análises de subgrupos foram realizadas por idade e sexo, juntamente com diversas análises de sensibilidade.
ResultadosDurante o período de seguimento, a FA ocorreu em 510 dos 9.554 pacientes no grupo com PB e em 1.902 dos 52.015 indivíduos no grupo sem PB, correspondendo a uma incidência de 15,03 e 7,99 por 1.000 pessoas‐ano, respectivamente. O PB foi associado a risco aumentado de FA incidente (HR=1,83; IC 95% 1,66–2,02). Essa associação persistiu em todas as análises estratificadas por idade e sexo. Os achados foram consistentes em múltiplas análises de sensibilidade.
Limitações do estudoA indisponibilidade de dados sobre potenciais fatores de confusão, como fatores de estilo de vida (tabagismo, consumo de álcool, obesidade) e gravidade da doença.
ConclusõesO PB está associado a risco aumentado de FA. O reconhecimento precoce da FA e o encaminhamento oportuno para cardiologia podem ser justificados em pacientes com PB que apresentem sintomas sugestivos.
Penfigoide bolhoso (PB) é dermatose bolhosa autoimune crônica que afeta predominantemente idosos, caracterizada pela formação de bolhas subepidérmicas e inflamação sistêmica.1,2 Embora seja principalmente afecção dermatológica, evidências emergentes sugerem a associação entre PB e aumento de comorbidades cardiovasculares, incluindo insuficiência cardíaca e arritmias.3,4 Essas associações podem ser mediadas por inflamação crônica, desregulação imunológica e fatores de risco compartilhados, como idade avançada e comorbidades.5,6
A fibrilação atrial (FA), a arritmia cardíaca sustentada mais comum, está fortemente associada a estados inflamatórios sistêmicos.7,8 Os processos inflamatórios contribuem para a remodelação estrutural e elétrica dos átrios, aumentando assim a suscetibilidade à arritmogênese.9,10 Dada a inflamação sistêmica crônica inerente ao PB, existe uma ligação fisiopatológica plausível com a FA. No entanto, a associação entre PB e FA incidente permanece insuficientemente investigada.
Este estudo de coorte nacional visa avaliar o risco de FA incidente em pacientes com PB, utilizando banco de dados em larga escala e aplicando métodos epidemiológicos robustos para esclarecer essa possível relação.
MétodosFonte de dadosEste estudo de coorte nacional foi conduzido utilizando dados de solicitações obtidos do Banco de Dados de Pesquisa do Seguro Nacional de Saúde (NHIRD, National Health Insurance Research Database) de Taiwan. O NHIRD compreende informações abrangentes de saúde de aproximadamente 23,6 milhões de indivíduos, representando mais de 99% da população taiwanesa. Sua validade e utilidade em pesquisas epidemiológicas foram bem estabelecidas em inúmeros estudos publicados.11–17 Uma descrição concisa do NHIRD é fornecida na Nota S1 dos Materiais Suplementares, com detalhes metodológicos adicionais disponíveis em publicações anteriores.18,19 As informações de diagnóstico e procedimento foram identificadas utilizando os sistemas de codificação da Classificação Internacional de Doenças, Modificação Clínica – CID‐9‐CM para dados anteriores a 2016 e CID‐10‐CM posteriormente. O protocolo do estudo foi revisado e aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa do Hualien Tzu Chi Hospital (Aprovação n° IRB110‐170‐C). Em virtude da natureza anonimizada e criptografada dos dados do NHIRD, a exigência de consentimento livre e esclarecido foi formalmente dispensada. Este estudo foi conduzido em conformidade com as diretrizes do Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE).
População do estudoTodos os indivíduos com idade ≥ 20 que receberam um novo diagnóstico de PB de um dermatologista entre 2011 e 2019 foram considerados elegíveis para inclusão. O diagnóstico de PB foi definido como (1) pelo menos três diagnósticos ambulatoriais dentro de um período de um ano; ou (2) um único diagnóstico de alta hospitalar, identificado usando o código CID‐9‐CM 694.5 ou o código CID‐10‐CM L12. Esses critérios diagnósticos foram previamente validados e estão associados a alto valor preditivo positivo de 98%.20,21 Foram excluídos participantes com diagnóstico de PB antes de 2010 para garantir que pacientes recém‐diagnosticados fossem recrutados.
A coorte exposta consistiu em pacientes com PB, enquanto a coorte não exposta compreendeu indivíduos sem PB. Para evitar sobreposição de diagnósticos, foram excluídos da coorte não exposta os indivíduos que apresentavam diagnósticos documentados de outras dermatoses bolhosas (códigos CID‐9‐CM: 694.0–694.4, 694.6, 694.8, 694.9; códigos CID‐10‐CM: L10, L11, L13, L14). Cada paciente com PB foi pareado por idade e sexo com quatro indivíduos da coorte não exposta para, inicialmente, construir grupos de exposição com distribuições de idade e sexo comparáveis. A data índice para os pacientes com PB foi definida como a data do primeiro diagnóstico. Os controles da coorte não exposta receberam a mesma data índice que os casos de PB correspondentes. Foram excluídos todos os indivíduos com histórico de FA anterior à data índice.
DesfechosO desfecho primário avaliado foi o surgimento de FA (CID‐9‐CM: 427.31; CID‐10‐CM: I48.0, I48.1, I48.2, I48.91). A validade desses códigos diagnósticos para FA foi previamente confirmada com alto valor preditivo positivo.22 Um evento de desfecho foi definido como diagnóstico realizado em consulta ambulatorial ou internação. Todos os participantes foram acompanhados desde a data índice até a ocorrência de FA, óbito ou 31 de dezembro de 2020 (última data do banco de dados), o que ocorresse primeiro.
Covariáveis e fatores de confusãoOs dados demográficos basais foram obtidos a partir das solicitações de reembolso do NHIRD. Foram identificadas e selecionadas todas as comorbidades e o uso de medicamentos na linha basal (tabelas S1 e S2 nos materiais suplementares) como potenciais fatores de confusão, em consonância com estudos anteriores.23–25 As comorbidades preexistentes foram estabelecidas por meio de diagnósticos de alta ou diagnósticos confirmados pelo menos duas vezes em serviços ambulatoriais no ano anterior à data índice, utilizando os códigos CID‐9‐CM, CID‐10‐CM e de procedimentos. O Índice de Comorbidade de Charlson foi aplicado a essas comorbidades preexistentes para avaliar o estado geral de saúde sistêmica dos participantes. O uso de medicamentos na linha basal foi definido como a prescrição de um medicamento por um mínimo de 30 dias no ano anterior à data índice. Os níveis de renda mensal foram categorizados com base nos prêmios do NHI, que estão vinculados à renda.
Análises estratificadasForam realizadas análises estratificadas por idade e sexo. Para a análise estratificada por idade, os participantes do estudo foram divididos em estratos de<65 anos e ≥ 65 anos, com base na média de idade geral da população do estudo. Para a análise estratificada por sexo, os participantes foram categorizados em estratos masculino e feminino de acordo com a categorização binária de sexo nos registros do banco de dados.
Análises estatísticasFoi utilizada a ponderação de probabilidade inversa (PPI) estabilizada, método baseado em escore de propensão, para equilibrar as características basais entre as coortes e mitigar potenciais fatores de confusão.26,27 Um escore de propensão foi calculado para cada paciente usando modelos de regressão logística multivariada que incorporaram todas as covariáveis listadas na tabela 1, estimando assim a probabilidade de exposição ao PB. Posteriormente, a PPI estabilizada foi realizada individualmente para cada comparação, abrangendo análises gerais, estratificadas e de sensibilidade, antes do início de qualquer análise de dados. A aplicação de pesos estabilizados é crucial para evitar o aumento artificial do tamanho amostral e para garantir estimativa precisa da variância.28,29 Embora os controles tenham sido inicialmente selecionados usando protocolo de pareamento por idade e sexo de 1:4 para construir grupos de estudo com distribuições comparáveis de idade e sexo, as análises subsequentes foram conduzidas dentro de uma estrutura de coorte ponderada. Essa abordagem de PPI gera uma pseudopopulação na qual as covariáveis basais são balanceadas entre os grupos de estudo e, portanto, as estimativas de efeito refletem comparações ponderadas entre as coortes.
Dados demográficos da população do estudo após ponderação de probabilidade inversa estabilizada
| Característicasa | Coorte PB(n=9.554)a | Coorte não PB (n=52.015)a | DMPb |
|---|---|---|---|
| Idade média (DP), anos | 76,6 (12,2) | 78,0 (12,4) | 0,109 |
| Sexo (%) | |||
| Feminino | 4.734 (49,6) | 24.149 (46,4) | 0,062 |
| Masculino | 4.820 (50,5) | 27.866 (53,6) | 0,062 |
| Nível de renda (NTD) (%) | |||
| Financeiramente dependente | 4.525 (47,4) | 25.826 (49,7) | 0,046 |
| 15840–24999 | 2.649 (27,7) | 15.217 (29,3) | 0,034 |
| 25000–44999 | 1.436 (15) | 6.683 (12,9) | 0,063 |
| ≥ 45000 | 944 (9,9) | 4.289 (8,3) | 0,057 |
| Índice de comorbidade de Charlson médio (DP) | 1,5 (1,6) | 1,7 (2,6) | 0,085 |
| Comorbidades (%) | |||
| Diabetes mellitus | 2.418 (25,3) | 14.082 (27,1) | 0,040 |
| Hipertensão | 4.376 (45,8) | 21.783 (41,9) | 0,079 |
| Acidente vascular encefálico | 1.522 (15,9) | 10.456 (20,1) | 0,109 |
| Insuficiência cardíaca | 454 (4,8) | 2.304 (4,4) | 0,015 |
| Doença arterial coronária | 1.349 (14,1) | 5.743 (11) | 0,093 |
| DPOC | 995 (10,4) | 6.119 (11,8) | 0,043 |
| Doença renal crônica | 731 (7,7) | 5.330 (10,3) | 0,091 |
| Cirrose | 100 (1,1) | 561 (1,1) | 0,003 |
| Hiperlipidemia | 2.082 (21,8) | 9.615 (18,5) | 0,083 |
| Gota | 493 (5,2) | 2083 (4) | 0,055 |
| Malignidade | 717 (7,5) | 3.359 (6,5) | 0,041 |
| Disfunção da tireoide | 140 (1,5) | 791 (1,5) | 0,005 |
| Demência | 1.022 (10,7) | 8.306 (16) | 0,155 |
| Epilepsia | 144 (1,5) | 2.171 (4,2) | 0,161 |
| Esquizofrenia | 45 (0,5) | 654 (1,3) | 0,085 |
| Ansiedade | 678 (7,1) | 2.571 (4,9) | 0,091 |
| Depressão | 206 (2,2) | 798 (1,5) | 0,047 |
| Transtorno bipolar | 98 (1) | 385 (0,7) | 0,031 |
| Doença autoimune | 199 (2,1) | 772 (1,5) | 0,045 |
| Uso basal de medicamentos (%) | |||
| Antipsicóticos | 903 (9,5) | 7.198 (13,8) | 0,137 |
| Estatinas | 2.109 (22,1) | 8.856 (17) | 0,128 |
| IECA/BRA | 3.271 (34,2) | 16.174 (31,1) | 0,067 |
| β‐bloqueadores | 1.873 (19,6) | 7.936 (15,3) | 0,115 |
| BCC | 2.694 (28,2) | 12.363 (23,8) | 0,101 |
| Diuréticos | 1.296 (13,6) | 6.465 (12,4) | 0,034 |
| AINEs | 2.076 (21,7) | 7.805 (15) | 0,174 |
| Corticosteroides | 766 (8) | 7.609 (14,6) | 0,210 |
| IBP | 687 (7,2) | 2.961 (5,7) | 0,061 |
| Metformina | 1.390 (14,6) | 7.203 (13,9) | 0,020 |
| Sulfonilureia | 1.063 (11,1) | 4.573 (8,8) | 0,078 |
| TZDs | 245 (2,6) | 915 (1,8) | 0,055 |
| Inibidores da DPP‐4 | 1.148 (12) | 6.148 (11,8) | 0,006 |
| Inibidores de SGLT2 | 92 (1) | 448 (0,9) | 0,012 |
| GLP‐1 RAs | 9 (0,1) | 44 (0,1) | 0,003 |
| Meglitinida | 258 (2,7) | 1.601 (3,1) | 0,023 |
| IAG | 307 (3,2) | 1.449 (2,8) | 0,025 |
| Insulina | 421 (4,4) | 2.754 (5,3) | 0,042 |
AINEs, anti‐inflamatórios não esteroides; BCC, bloqueadores dos canais de cálcio; BRA, bloqueadores dos receptores da angiotensina II; DMP, diferença média padronizada; DPOC, doença pulmonar obstrutiva crônica; DPP‐4, dipeptidil peptidase‐4; GLP‐1 RAs, agonistas do receptor do peptídeo semelhante ao glucagon‐1; IAG, inibidores da alfa‐glicosidase; IBP, inibidores da bomba de prótons; IECA, inibidores da enzima conversora de angiotensina; NTD, New Taiwan dollar; DP, desvio‐padrão; PB, penfigoide bolhoso; SGLT2, cotransportador de sódio‐glicose‐2; TZDs, tiazolidinedionas.
As diferenças basais entre as coortes de estudo foram avaliadas usando a diferença média padronizada (DMP), com valor <0,1 significando diferença não significante. Modelos de regressão de riscos proporcionais de Cox, incorporando PPI, foram empregados para estimar as razões de risco (HR, hazard ratio). Foram estimadas as curvas de incidência cumulativa usando o método de Kaplan‐Meier com PPI. Para verificar as diferenças na sobrevida entre pacientes com e sem PB, foi utilizado o teste de log‐rank. A significância estatística foi definida como valor de p bicaudal <0,01 em virtude do grande tamanho amostral e das múltiplas comparações entre subgrupos. Todas as análises estatísticas para este estudo de coorte foram conduzidas utilizando o software SAS (versão 9.4; SAS Institute).
Análises de sensibilidadePara confirmar a robustez da análise primária, foram realizadas múltiplas análises de sensibilidade. Primeiro, se alguma covariável permanecesse desequilibrada entre as coortes após a PPI estabilizada, ela era incluída no modelo de regressão para ajuste adicional. Segundo, reconhecendo que a mortalidade poderia ser um risco concorrente, particularmente para pacientes idosos, foram utilizados modelos de riscos proporcionais de subdistribuição de Fine‐Gray para estimar as HR de subdistribuição, considerando o óbito como evento de risco concorrente.30 Em terceiro lugar, para determinar se os resultados da presente pesquisa poderiam ser influenciados ou enviesados por potenciais valores extremos nos pesos, foram realizadas análises de sensibilidade adicionais aplicando truncamento de peso: qualquer peso> 5 foi reduzido a esse limite.31
ResultadosInicialmente, foram incluídos 61.569 participantes do banco de dados. Após a aplicação da PPI estabilizada, a coorte exposta compreendeu 9.554 pacientes com PB e a coorte não exposta incluiu 52.015 controles sem PB. A maioria das características basais foi adequadamente equilibrada entre as coortes do estudo após a PPI estabilizada (tabela 1). Os dados demográficos das coortes do estudo antes da PPI estabilizada são apresentados na tabela S3 dos materiais suplementares.
No geral, a FA de início recente foi identificada em 510 dos 9.554 pacientes com PB, em comparação com 1.902 dos 52.015 controles, com taxas de incidência de 15,03 e 7,99 por 1.000 pessoas‐ano, respectivamente (tabela 2). A duração média do seguimento foi de 3,03 anos. Os pacientes com PB apresentaram risco significantemente maior de FA incidente em comparação com os controles (HR=1,83; IC 95% 1,66–2,02; p <0,001), como mostrado na tabela 2. A figura 1 ilustra as curvas de incidência cumulativa, com a coorte de PB apresentando incidência cumulativa maior de desenvolvimento de FA (p <0,001, teste de log‐rank).
Risco de fibrilação atrial incidente em pacientes com penfigoide bolhoso com análises de sensibilidade
| Comparação (análise principal) | Pacientes (n) | Eventos (n) | Pessoas‐ano em risco | TIa | HRb | IC 95% | p‐valor |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Coorte PB | 9.554 | 510 | 33.948 | 15,04 | 1,83 | 1,66–2,02 | <0,001 |
| Coorte não PB | 52.015 | 1.902 | 238.010 | 7,99 | 1,00 | Referência | |
| Análises de sensibilidade | HRb | IC 95% | p‐valor | ||||
| Ajuste adicional para covariáveis com DMP> 0,1c | 1,88 | 1,70–2,08 | <0,001 | ||||
| Modelo de risco de subdistribuição de Fine‐Gray | 1,47 | 1,33–1,62 | <0,001 | ||||
| PPI com truncamento de peso para pesos superiores a 5 | 1,99 | 1,80–2,21 | <0,001 |
DMP, diferença média padronizada; HR, razão de risco; IC, intervalo de confiança; PB, penfigoide bolhoso; TI, taxa de incidência.
A tabela 3 apresenta os resultados das análises estratificadas por idade e sexo. O risco aumentado de FA incidente associado ao PB permaneceu significante naqueles com idade ≥ 65 (HR=1,98; IC 95% 1,79–2,19; p <0,001), mas não naqueles com idade <65 (HR=1,61; IC 95% 1,01–2,58; p=0,0467). Quando estratificada por sexo, a associação entre PB e aumento do risco de AF também permaneceu significante tanto para participantes do sexo masculino (HR=2,46; IC 95% 2,14–2,83; p <0,001) quanto do sexo feminino (HR=1,55; IC 95% 1,35–1,78; p <0,001).
Risco de fibrilação atrial incidente em pacientes com penfigoide bolhoso em comparação com controles, estratificado por idade e sexo
| Desfechos | Coorte PB | Coorte não PB | HRb (IC 95%) | p‐valor | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Eventos (n) | TIa | Eventos (n) | TIa | |||
| Idade | ||||||
| <65 anos | 23 | 2,97 | 70 | 1,82 | 1,61 (1,01–2,58) | 0,0467 |
| ≥ 65 anos | 493 | 18,6 | 1.808 | 9,1 | 1,98 (1,79–2,19) | <0,001 |
| Sexo | ||||||
| Feminino | 254 | 15,9 | 1055 | 9,9 | 1,55 (1,35–1,78) | 0,0055 |
| Masculino | 263 | 14,6 | 781 | 5,8 | 2,46 (2,14–2,83) | <0,001 |
HR, razão de risco; IC, intervalo de confiança; PB, penfigoide bolhoso.
Como demonstrado na tabela 2, as análises de sensibilidade apoiaram consistentemente os principais achados. A análise de sensibilidade, que incluiu ajuste adicional para covariáveis desequilibradas após PPI, mostrou risco aumentado semelhante de FA entre pacientes com PB (HR=1,88; IC 95% 1,70–2,08; p <0,001). A análise que considerou a mortalidade como risco concorrente, usando modelos de riscos proporcionais de subdistribuição de Fine‐Gray, também revelou resultado comparável (HR=1,47; IC 95% 1,33–1,62; p <0,001). Além disso, a análise de sensibilidade que aplicou truncamento de pesos> 5 também apresentou achado consistente (HR=1,99; IC 95% 1,80–2,21; p <0,001).
DiscussãoO presente estudo de coorte nacional demonstrou que pacientes com PB apresentaram risco 1,83 vezes maior de desenvolver FA em comparação com indivíduos sem PB. Padrão semelhante de risco elevado de FA foi observado em análises estratificadas por idade e sexo, embora a associação em indivíduos com menos de 65 anos não tenha sido estatisticamente significante no limiar aplicado. Além disso, múltiplas análises de sensibilidade apoiaram consistentemente a robustez da associação entre PB e FA incidente.
O risco elevado de FA observado entre pacientes com PB pode ser atribuído à interação complexa entre inflamação sistêmica crônica e mecanismos fisiopatológicos mediados por autoimunidade. O PB é caracterizado por ativação imune sustentada e níveis circulantes elevados de citocinas pró‐inflamatórias, como interleucina‐6, fator de necrose tumoral‐α e interleucina‐1β.32,33 Essas citocinas promovem a remodelação estrutural atrial, estimulando a proliferação de fibroblastos e a deposição de matriz extracelular, levando à fibrose atrial e à interrupção das vias normais de condução miocárdica.34,35 Concomitantemente, a inflamação sistêmica induz estresse oxidativo e disfunção endotelial, comprometendo a integridade eletrofisiológica dos miócitos atriais e facilitando a geração anormal de impulsos e reentrada.36 Além disso, mecanismos autoimunes, incluindo mimetismo molecular e potencial reatividade cruzada com antígenos cardíacos, podem contribuir para lesão miocárdica e remodelação elétrica.37 Coletivamente, esses processos estabelecem um substrato pró‐arrítmico que predispõe indivíduos com PB à FA. Esses achados ressaltam a importância da vigilância cardiovascular proativa nessa população vulnerável de pacientes.
Estudos anteriores investigaram a associação de PB com comorbidades relacionadas à FA. Um estudo de coorte conduzido por Yang et al. mostrou que o PB apresenta risco aumentado de acidente vascular encefálico (AVE; HR=2,37; IC 95% 1,78–3,15) e, particularmente, de AVE isquêmico.38 Um estudo de coorte populacional da Dinamarca demonstrou que pacientes com doença bolhosa autoimune apresentam risco elevado de arritmia (HR=1,16; IC 95% 1,02–1,32).39 Em pacientes com pênfigo, um estudo de Namazi et al. indicou que a duração máxima da onda P e a dispersão da onda P foram significantemente maiores do que as do grupo controle.40
Que seja de conhecimento dos autores, este estudo é o primeiro a investigar a associação entre PB e FA. O principal ponto forte da presente pesquisa é o estudo de coorte em larga escala, utilizando dados nacionais da prática clínica real. Múltiplas análises de sensibilidade foram realizadas e confirmaram as análises robustas com resultados consistentes. No entanto, o presente estudo apresenta algumas limitações. Primeiramente, como é inerente a estudos baseados em registros, o NHIRD utilizado na presente análise foi limitado pela falta de dados sobre certos potenciais fatores de confusão não mensurados. Especificamente, não foi possível ajustar para fatores de estilo de vida (p. ex., tabagismo, consumo de álcool, obesidade/índice de massa corporal) e características clínicas detalhadas, como a gravidade específica do PB ou a quantidade de corticosteroides utilizada. Além disso, os dados sobre disparidades raciais não foram coletados, o que impediu a análise dos resultados em diferentes grupos raciais. Mesmo que a PPI tenha sido aplicada para minimizar os potenciais efeitos de confusão, ainda existe a possibilidade de fatores de confusão residuais. Em segundo lugar, os diagnósticos de PB e insuficiência cardíaca (IC) basearam‐se principalmente em códigos de CID. Embora esses códigos tenham demonstrado alto valor preditivo positivo, ainda pode ter havido erros de classificação. Em terceiro lugar, como a presente coorte foi extraída de um único banco de dados nacional, a generalização dos presentes achados para outros grupos étnicos ou regiões geográficas permanece indeterminada. Estudos futuros envolvendo populações diversas e diferentes contextos de saúde são necessários para validar esses resultados.
Em conclusão, o PB está associado a risco aumentado de FA, como evidenciado por este estudo de coorte de prática clínica. A avaliação cardiológica deve ser considerada para pacientes com PB que apresentem sintomas como palpitações, dispneia ou tontura. Eletrocardiogramas ou ecocardiogramas podem ser ferramentas valiosas para o diagnóstico e a estratificação de risco em pacientes com PB. Reconhecer o PB como condição potencial que exige maior vigilância da FA oferece uma oportunidade para intervenções direcionadas com o objetivo de reduzir a carga de AVE.
ORCID IDTai‐Li Chen: 0000‐0002‐5761‐8114
Wan‐Ting Huang: 0000‐0002‐6839‐1365
Chen‐Yi Wu: 0009‐0004‐5539‐8666
Ching‐Hui Loh: 0000‐0002‐3324‐0962
Huei‐Kai Huang: 0000‐0003‐3612‐653X
Suporte financeiroEste trabalho recebeu suporte financeiro do Hualien Tzu Chi Hospital (TCRD112‐024).
Contribuição dos autoresTai‐Li Chen: Concepção e planejamento do estudo; obtenção dos dados, ou análise e interpretação dos dados; análise estatística; elaboração e redação do manuscrito ou revisão crítica de conteúdo intelectual importante; aprovação da versão final do manuscrito.
Wan‐Ting Huang: Obtenção dos dados, ou análise e interpretação dos dados; análise estatística; elaboração e redação do manuscrito ou revisão crítica de conteúdo intelectual importante; aprovação da versão final do manuscrito.
Chen‐Yi Wu: Obtenção dos dados, ou análise e interpretação dos dados; elaboração e redação do manuscrito ou revisão crítica de conteúdo intelectual importante; aprovação da versão final do manuscrito.
Ching‐Hui Loh: Obtenção dos dados, ou análise e interpretação dos dados; elaboração e redação do manuscrito ou revisão crítica de conteúdo intelectual importante; aprovação da versão final do manuscrito.
Huei‐Kai Huang: Concepção e planejamento do estudo; obtenção dos dados, ou análise e interpretação dos dados; análise estatística; elaboração e redação do manuscrito ou revisão crítica de conteúdo intelectual importante; participação efetiva na orientação da pesquisa; aprovação da versão final do manuscrito.
Ching‐Chi Chi: Concepção e planejamento do estudo; obtenção dos dados, ou análise e interpretação dos dados; elaboração e redação do manuscrito ou revisão crítica de conteúdo intelectual importante; participação efetiva na orientação da pesquisa; aprovação da versão final do manuscrito.
Tai‐Li Chen, Huei‐Kai Huang e Ching‐Chi Chi tiveram acesso completo a todos os dados do estudo e são responsáveis pela integridade dos dados e pela precisão da análise dos dados.
Disponibilidade de dados de pesquisaTodo o conjunto de dados que dá suporte aos resultados deste estudo foi publicado no próprio artigo.
Conflito de interessesNenhum.
EditorHiram Larangeira de Almeida Jr.
Os autores agradecem ao Centro de Ciência de Dados de Saúde e Bem‐Estar do Ministério da Saúde e Bem‐Estar de Taiwan pela manutenção e processamento dos dados no banco de dados, e ao Centro de Ciência de Dados de Saúde e Bem‐Estar da Tzu Chi University por facilitar a extração de dados.
Como citar este artigo: Chen TL, Huang WT, Wu CY, Loh CH, Huang HK, Chi CC. Increased risk of atrial fibrillation among patients with bullous pemphigoid: a nationwide cohort study in Taiwan. An Bras Dermatol. 2026;101:501373.
Trabalho realizado no Centro de Epidemiologia e Bioestatística, Hualien Tzu Chi Hospital, Buddhist Tzu Chi Medical Foundation, Hualien, Taiwan.




