Risques d’AVC, ses sous-types et la fibrillation auriculaire associés aux agonistes des récepteurs du peptide 1 de type glucagon par rapport aux inhibiteurs du cotransporteur sodium-glucose 2 : une étude de cohorte en population réelle à Hong Kong | Diabétologie cardiovasculaire

Conception de l’étude et source de données

Cette étude de cohorte rétrospective à l’échelle de la population a utilisé les dossiers médicaux électroniques de la base de données de la Hong Kong Hospital Authority. L’Autorité hospitalière est l’organisme statutaire qui fournit des services de santé publique dans les cliniques externes et tous les hôpitaux publics de Hong Kong, couvrant 90 % de tous les soins secondaires et tertiaires sur le territoire. [9]. Le service est disponible pour tous les résidents de Hong Kong (> 7,3 millions) [10]. Les dossiers médicaux électroniques des patients comprennent les données démographiques, les enregistrements de décès, les tests de laboratoire, les diagnostics de maladies, les procédures, les dossiers de distribution des médicaments, les admissions à l’hôpital, les consultations externes et les visites aux urgences. Les données de cette base de données ont été couramment utilisées dans la recherche liée au diabète [10, 11]. Les patients atteints de diabète de type 2 pris en charge dans les cliniques de santé publique de l’Autorité hospitalière bénéficient d’un dépistage régulier des complications du diabète. Au cours de chaque séance de dépistage des complications diabétiques, les patients sont évalués cliniquement et ont des examens de laboratoire pour déterminer leur contrôle du diabète, ses facteurs de risque cardiovasculaire associés et la présence de complications diabétiques [10, 12]. Les comorbidités sont également enregistrées par les cliniciens sous forme de codes de diagnostic de la Classification internationale des soins primaires, deuxième édition (CIPC-2) ou de la Classification internationale des maladies, neuvième révision, modification clinique (CIM-9-CM) lorsque les patients se rendent à une clinique ou sont hospitalisé. L’utilisation de médicaments fait référence aux dossiers de distribution de l’autorité hospitalière lorsque les patients se rendent à une clinique ou sont hospitalisés.

Critères d’inclusion et d’exclusion du sujet

Nous avons inclus les patients atteints de diabète de type 2 pris en charge dans toutes les cliniques ambulatoires et en hospitalisation dans tous les hôpitaux relevant de l’Autorité hospitalière entre le 1er janvier 2008 et le 31 décembre 2020 (Fig. 1). La date de début a été fixée au 1er janvier 2008 car la première prescription de GLP-1RA remonte à 2008 et celle de SGLT2i à 2015, respectivement. Cela a permis de capturer tous les patients atteints de diabète de type 2 nouvellement initiés à ces deux classes d’agents antidiabétiques.

Le diagnostic de diabète de type 2 a été défini par les codes ICPC-2 « T90 », les codes ICD-9-CM « 250.x0 » et « 250.x2 », ou le dossier de distribution des médicaments antidiabétiques oraux.

L’exposition d’intérêt était l’utilisation du SGLT2i par rapport au GLP-1RA. Les patients ayant au moins un dossier de dispensation de SGLT2i ou de GLP-1RA ont été inclus. Ils ont été classés dans le groupe SGLT2i ou GLP-1RA. Les patients qui avaient déjà reçu du SGLT2i et du GLP-1RA ont été affectés au groupe du nouveau médicament antidiabétique initié plus tôt. Dans cette étude, la conception d’un nouvel utilisateur comparateur actif a été adoptée et, par conséquent, aucun groupe placebo n’a été inclus. La date index de chaque patient a été fixée à la date d’initiation du SGLT2i ou du GLP-1RA. Les patients âgés de moins de 18 ans avaient une insuffisance rénale terminale (taux de filtration glomérulaire estimé[eGFR]< 15 ml/min/1,73 m²dialyse ou transplantation rénale) à la date index ou avant, ou ayant co-initié le SGLT2i et le GLP-1RA à la date index ont été exclus de l’étude.

Après application des critères d’inclusion et d’exclusion, un total de 38 543 patients éligibles ont été identifiés et affectés aux groupes SGLT2i (n = 35 546) et GLP-1RA (n = 2997).

Mesures des résultats

Le critère de jugement principal était tous les événements d’AVC, consistant en AVC hémorragiques et ischémiques. Les critères de jugement secondaires comprenaient l’AVC hémorragique, l’AVC ischémique, la FA incidente et l’AVC cardio-embolique.

Les AVC hémorragiques, ischémiques et la FA ont été identifiés par les codes ICD-9-CM « 430 » à « 432.x », « 433.x » à « 438.x » et « 427.31 », respectivement. L’AVC cardio-embolique a été identifié parmi les AVC ischémiques, à l’aide des caractéristiques cardio-emboliques TOAST décrites dans l’étude de Guan et al. à l’aide de la base de données de santé électronique [13]. Pour les patients qui avaient des antécédents d’AVC avant la date index, l’accident vasculaire cérébral incident était identifié si les codes de diagnostic pertinents figuraient comme diagnostic principal dans les dossiers d’hospitalisation.

Définitions des variables

Les variables pour l’ajustement confondant comprenaient les données démographiques, les paramètres cliniques, les comorbidités et l’utilisation de médicaments au cours des six mois précédant la date index. Ceux-ci ont été inclus en raison de leur pertinence clinique. Les paramètres cliniques comprenaient l’hémoglobine A1c (HbA1c), la glycémie à jeun, la pression artérielle systolique et diastolique, le cholestérol à lipoprotéines de basse densité, le rapport cholestérol total/cholestérol à lipoprotéines de haute densité, les triglycérides, l’indice de masse corporelle (IMC), le DFGe (≥ 60 ou < 60 mL/min/1,73 m²), albuminurie (normale si rapport albumine créatinine urinaire[ACR]< 3,4 mg/mmol Cr ; microalbuminurie si ACR urinaire ≥ 3,4 à < 34 mg/mmol Cr ; et macroalbuminurie si ACR urinaire ≥ 34 mg/mmol Cr), et durée du diabète. Les comorbidités comprenaient l'insuffisance cardiaque congestive, l'AVC hémorragique et ischémique, la maladie pulmonaire obstructive chronique, la maladie hépatique, l'hypoglycémie sévère, la FA, la maladie vasculaire (y compris la maladie coronarienne et la maladie vasculaire périphérique), la rétinopathie diabétique et la neuropathie diabétique. L'utilisation de médicaments comprenait des antidiabétiques, des antihypertenseurs et des hypolipidémiants, des antiplaquettaires et des anticoagulants.

Des données complètes sur la démographie, le statut de comorbidité et les dossiers de prescription de médicaments ont été extraites, tandis que le taux d’achèvement des paramètres de laboratoire variait de 62,9 à 99,2 %. Les taux d’achèvement des données des covariables de base entre les groupes de traitement sont présentés dans le fichier supplémentaire 1 : tableau S1.

analyses statistiques

En ce qui concerne les caractéristiques de base des patients, les variables continues ont été rapportées sous forme de moyenne avec écart type (SD) tandis que les variables catégorielles ont été rapportées sous forme de nombre avec pourcentage. L’imputation multiple par équation enchaînée a été utilisée pour imputer les covariables de base manquantes [14, 15]. Chaque donnée manquante a été imputée cinq fois à l’aide de variables connues ou imputées. Cinq ensembles de données complets ont été générés et analysés indépendamment, et les résultats analysés ont été regroupés en une estimation globale en utilisant la règle de Rubin [16]. L’appariement des scores de propension un à un a été effectué pour comparer les patients qui avaient initié le SGLT2i ou le GLP-1RA à l’équilibre clinique. Un modèle de régression logistique a été ajusté pour estimer le score de propension des patients en utilisant les covariables de base. Les patients des groupes SGLT2i et GLP-1RA ont été appariés par paires en utilisant le score de propension avec un calibre de 0,001. Une différence moyenne standardisée absolue (ASMD) ≤ 0,1 de la covariable de base indiquait l’équilibre des covariables entre les deux groupes [17].

Chaque patient inclus a eu un suivi complet et a été observé depuis la date index jusqu’à l’un des événements suivants : (i) la survenue d’événements ; (ii) le décès ; (iii) ajout ou changement de traitements à d’autres expositions à l’étude (par exemple, les patients qui ont été initiés au SGLT2i en premier et qui sont passés au GLP-1RA ont été censurés à la date de début du GLP-1RA, et vice versa) ; ou (iv) la date de fin d’études (c’est-à-dire le 31 décembre 2020), selon la première éventualité. Des modèles de régression des risques de proportion de Cox ont été construits pour estimer le rapport des risques (HR) et l’intervalle de confiance (IC) à 95 % de chaque résultat entre les deux groupes. En outre, le rapport des taux d’incidence (IRR) pour chaque résultat a été estimé par des modèles de régression de Poisson.

Des analyses en sous-groupes ont été réalisées par stratification selon le sexe (homme et femme), le groupe d’âge (< 60 et ≥ 60 ans), l'HbA1c (< 8 et ≥ 8 %), les antécédents d'AVC, les antécédents de FA et la durée du diabète (< 10 et ≥ 10 ans). Des tests d'interaction entre les nouveaux médicaments antidiabétiques et les sous-groupes ont été effectués.

Des analyses de sensibilité ont été menées pour vérifier si des résultats cohérents étaient obtenus avec différentes approches analytiques : (i) analyse sans censure sur le changement de traitement ; (ii) inclusion des patients avec une durée de suivi ≥ 1 an ; (iii) inclusion des patients ayant au moins deux dossiers de dispensation dans les 12 mois ; (iv) inclusion des seuls patients qui ont été initiés au SGLT2i ou au GLP-1RA en 2015 ou après ; (v) analyse « tel que traité », censure lorsque les patients ont cessé de recevoir le traitement index ; (vi) analyse utilisant un ajustement de régression pour contrôler les facteurs de confusion au lieu de l’appariement des scores de propension ; et (vii) analyse sans ajustement des covariables en utilisant soit l’appariement du score de propension, soit l’ajustement de régression.

Toutes les analyses statistiques ont été effectuées à l’aide de la version 14.0 de Stata (StataCorp, College Station, Texas). les valeurs de p < 0,05 ont été considérées comme statistiquement significatives. L'étude actuelle a été rapportée conformément à la ligne directrice de STrengthening the Reporting of OBservational studies in Epidemiology (STROBE).