Le score d’épaisseur de l’intima-média carotidienne, le score calcique positif des artères coronaires et l’incidence de maladie coronarienne : l’étude multiethnique d’athérosclérose (II)

Revue : Journal of the American Heart Association
Auteurs : Joseph F. Polak, Moyses Szklo, Daniel H. O’Leary.
Date de publication : 21 janvier 2017

Mots clés : score calcique, intima média adventice, sonde matricielle, scores d’Agatston, cardiologie.

Mesures de l’artère carotide

L’imagerie a été effectuée avec les participants couchés sur le dos, la tête tournée à 45° loin du côté ciblé par l’image et les images étaient ensuite enregistrées sur une bande vidéo Super-VHS. L’image de l’artère carotide commune a été prise à 45° de la verticale avec le début du sinus paraissant à gauche de l’image. L’image de l’artère carotide interne a été prise en 3 projections centrées sur le diviseur de flux de l’artère carotide interne : antérieure, latérale (à 45°), et postérieure. Des instructions ont été communiquées aux échographistes pour faire des petits ajustements au plan d’imagerie afin de capturer la plus large épaisseur possible des parois (plaque), qu’elle soit localisée sur la paroi proche ou lointaine du sinus carotidien ou de l’artère carotide interne proximale. Une sonde matricielle (M12L, General Electric, Waukesha, WI) a été effectuée avec une fréquence de 13 MHz pour l’artère carotide commune et de 9 MHz pour l’artère carotide interne, et avec 2 zones focales à un débit de trame 32 trames/seconde.

Les mesures de l’artère carotide ont été effectuées en double aveugle à l’Ultrasound Reading Center à Boston, Ma. Les images vidéo ont ensuite été examinées et les trames qui montraient des interfaces de paroi claires sur une image proche du plus petit diamètre télédiastolique de l’artère ont été numérisées sur un poste de travail. L’épaisseur intima-média de l’artère carotide commune a été mesurée sur les parois proche et lointaine des artères carotides commune (1 projection) et interne (3 projections) en utilisant des tracés continus des interfaces intima-lumen et média-adventice dessinés à la main, qui ont ensuite été traités par un algorithme décrit précédemment. La moyenne des épaisseurs moyennes de l’intima-média de la paroi lointaine de l’artère carotide commune ainsi que les valeurs maximales des épaisseurs intima-média des parois proche et lointaine de l’artère carotide interne visibles des deux côtés ou sur la projection ont été utilisées dans ces analyses.

Nous avons ajusté les mesures d’épaisseur intima-média pour prendre en compte les différences inter-observateur en rajoutant des termes de biais déterminés auparavant aux mesures d’un lecteur donné. Des balayages répliqués en aveugle ont été effectués sur 150 participants avec les mêmes lecteurs ; les coefficients de corrélation intra-classe étaient de 0.92 pour l’épaisseur intima-média de l’artère carotide commune et de 0.88 pour l’épaisseur intima-média de l’artère carotide interne. La reproductibilité inter-observateur a été évaluée sur les ensembles d’images de 74 participants (coefficients de corrélation intra-classe de 0.81 pour l’épaisseur intima-média de l’artère carotide commune et de 0.88 pour l’épaisseur intima-média de l’artère carotide interne). Toutes les différences appariées entre les ensembles de lectures n’ont pas montré une divergence significative de 0.

Calcul d’un score d’épaisseur intima-média

Toutes les valeurs mesurées de l’épaisseur intima-média ont été ajustées pour l’âge, séparément pour les hommes et les femmes ainsi que pour les 4 races/ethnicités avec un programme calculant des références de croissance en utilisant la méthode des moindres carrés (poêle H, Cole TJ. LMSchartmaker, version 2.54 ; 2011). Cette méthode est utilisée dans la génération des données normatives pour les mesures anthropomorphiques. Les paramètres numériques spécifiques à l’âgé ainsi produits ont été utilisés de façon séparée dans le calcul du niveau de centile de l’épaisseur intima-média moyenne de la paroi lointaine de l’artère carotide commune et de l’épaisseur maximale de l’intima-média de l’artère carotide interne correspondant aux valeurs d’épaisseur intima-média de l’âge du participant. À titre d’exemple, les figures 1A et 1B respectivement, illustrent le centile 50% racial/ethnique de l’épaisseur intima-média des artères carotide commune et interne chez les hommes en fonction de l’âge. On a ensuite calculé la moyenne de ces 2 scores centiles (ramenés à l’échelle 0-1) pour dériver un score global d’épaisseur intima-média selon la formule suivante : [centile de l’épaisseur intima-média de l’artère carotide commune + centile de l’épaisseur intima-média de l’artère carotide interne / 2].

Figure 1 : (A) Ces 4 courbe représentent les valeurs médianes ajustées de l’épaisseur intima-média de la paroi lointaine de l’artère carotide commune (épaisseur de l’intima-média) des 4 races/ethnicités qui font partie de l’étude multiethnique d’athérosclérose (MESA). Il y’a de légères différences. Les afro-américains ont des valeurs qui sont systématiquement plus élevées suivis par les hispaniques. Les blancs non hispaniques et les chinois-américains ont des valeurs similaires et plus faibles. (B) Ces 4 courbes représentent les valeurs médianes ajustées de l’épaisseur intima-média maximale de l’artère carotide interne des 4 races/ethnicités qui font partie de l’étude MESA. Les blancs non hispaniques, les hispaniques et les afro-américains ont des valeurs presque identiques. Les chinois-américains ont systématiquement les valeurs les plus faibles.

Mesure du score calcique des artères coronaires

On a mesuré le calcium des artères coronaires sur des images de tomodensitométrie à synchronisation cardiaque de la poitrine en utilisant soit des scanners de tomodensitométrie (3 centres) soit un système de tomodensitométrie multi-détecteur (3 centres). Tous les participants ont subis deux scans, on a ensuite calculé la moyenne des scores d’Agatston et les résultats obtenus ont été calibrés contre un fantôme contenant des densités connues de hydroxyapatite de calcium. Un score d’Agatston au-dessus de 0 est considéré positif.

Résultats

Les événements étaient identifiés pendant les examens de suivi et à travers des entretiens téléphoniques menés chaque 9 à 12 mois pour s’informer des potentielles admissions hospitalières, diagnostics de maladie cardiovasculaire ayant eu lieu en consultation externe ainsi que des décès. Nous nous sommes procuré des copies des certificats de décès, des dossiers médicaux d’hospitalisations et des diagnostics de maladie cardiovasculaire détectée en consultation externe. Deux médecins du comité des événements de l’étude MESA ont chacun revu de façon indépendante tous les dossiers médicaux pour les besoins de classification point final et pour affecter les dates d’incidence.

Une définition de la maladie coronarienne similaire à celle utilisée dans l’étude de Framingham a été utilisée dans ces analyses : une incidence d’angine, un infarctus du myocarde, un arrêt cardiaque ressuscité, et un décès suite soit à un événement de l’artère coronaire soit à une intervention coronarienne.

Analyses statistiques

Les valeurs moyennes et écart-types des variables continues et la distribution des variables dichotomiques en pourcentages dans chaque groupe ont été calculés. Nous avons exclu 314 participants (de la cohorte originale de 6814) de ces analyses de fait de l’absence de mesures ultrason ou de données concernant les facteurs de risque.

On a créé un modèle de référence de régression multivariée des risques proportionnels de Cox en rajoutant la race/ethnicité et le sexe aux composants du score de risque de Framingham pour la maladie coronarienne qui sont : l’âge, le diabète sucré, le tabagisme, la tension artérielle systolique, le cholestérol lié aux lipoprotéines de haute densité et le cholestérol total. Nous avons testé la valeur prédictive des centiles de l’épaisseur intima-média de l’artère carotide commune et l’artère carotide interne des participants respectifs en rajoutant ces variables de façon séparée au modèle de référence. Nous avons aussi évalué la valeur prédictive du score combiné d’épaisseur intima-média en rajoutant cette variable au (1) Modèle de référence et au (2) Modèle de référence augmenté du score calcique des artères coronaires (0 ou supérieur à 0 ajoutée comme variable prédictive. La validité des modèles des risques proportionnels a été déterminée en utilisant les résidus de Schoenfeld. La calibration a été estimée avec le score de Grønnesby et Borgan. Les statistiques C de Harrell ont été comparés pour estimer la hausse de la valeur prédictive. Dans une analyse de sensibilité, nous avons aussi ajouté le score calcique des artères coronaires (0 ou supérieur à 0), les traitements hypolipémiants, les traitements antihypertenseurs et le niveau d’éducation au modèle de référence et testé la valeur prédictive du modèle quand le score d’épaisseur intima-média était inclus.

Nous avons appliqué la même stratégie analytique cette fois, avec des modèles de régression logistique multivariée utilisant la maladie coronarienne comme résultat et prenant comme variables prédictives la race/ethnicité et le sexe rajoutés aux composants du score de risque de Framingham pour la maladie coronarienne et le score calcique des artères coronaires (0 ou supérieur à 0). On a vérifié la qualité de l’ajustement avec le test de Hosmer–Lemeshow (figures S1 à S3). On a ensuite généré la courbe ROC et les superficies sous les courbes ont été estimées et comparées. Dans une analyse de sensibilité nous avons aussi étudié l’effet de l’ajout du score d’épaisseur intima-média à un modèle plus complet avec le score calcique des artères coronaires (0 ou supérieur à 0, les traitements hypolipémiants, les traitements antihypertenseurs, et le niveau d’éducation ajoutés au modèle de base.

Les analyses statistiques ont été effectuées avec le logiciel statistique Stata 11.2 (StataCorp, College Station, TX). On a fixé le niveau de signification statistique à P=0.05. L’amélioration nette de la reclassification (NRI) a été calculée à l’aide d’un module supplémentaire de Stata développé par le centre de recherche clinique d’Uppsala. On a fixé les points de coupe pour les événements de 10 ans à 6% et 20% conformément à l’étude de Framingham et telle que décrit dans Pencina et al.