Quoi de neuf ?
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La durée de l’insuffisance cardiaque (IC) augmente le risque de mortalité toutes causes confondues et de mort cardiaque subite. Cependant, la proportion de décès dus à la mort cardiaque subite et à la mort non subite est restée la même avec une plus longue durée d’HF. L’effet d’un cardioverteur-défibrillateur implantable n’est pas modifié par la durée de l’HF.
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L’effet d’un cardioverteur-défibrillateur implantable n’est pas modifié par la durée de l’HF.
QUELLES SONT LES IMPLICATIONS CLINIQUES ?
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Le risque relatif de mort cardiaque subite est resté le même avec une durée plus longue de l’HF.
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Malgré la longue durée de l’HF, les patients ne survivent pas au risque de mort cardiaque subite ; ainsi, l’implantation d’un cardioverteur-défibrillateur implantable peut être envisagée même tardivement dans l’évolution de la maladie.
Introduction
Malgré les progrès du diagnostic et du traitement, les patients atteints d’insuffisance cardiaque (IC) ont un taux de mortalité accru1. La majorité des décès sont dus à une insuffisance progressive de la pompe ou à des arythmies malignes.2 La durée de l’HF est un facteur de risque de mortalité toutes causes confondues, de mortalité cardiovasculaire et d’hospitalisation.3,4 L’évolution des modes de décès au fil du temps n’est pas bien décrite. D’une part, les patients souffrant d’HF de longue durée peuvent souffrir d’une fibrose myocardique progressive et de la génération de substrats arythmiques au fil du temps ; d’autre part, les patients qui ont vécu longtemps avec une HF sans arythmie maligne pourraient avoir un risque relativement plus faible de mourir soudainement.5 Par conséquent, la durée de l’HF pourrait influencer le risque et le mode de décès, et les survivants à long terme de l’HF chronique pourraient représenter un phénotype à faible risque pour les arythmies ventriculaires fatales.
Comme le risque de mort cardiaque subite (MSC) pourrait changer avec la durée de l’HF, l’impact de l’implantation d’un cardioverteur-défibrillateur implantable (CID) pourrait également être différent entre les patients qui ont souffert d’HF pendant de nombreuses années et les patients qui viennent d’être uptitrés dans le traitement médical optimal. La présente étude porte sur la façon dont la durée de l’HF est associée au risque de décès toutes causes confondues et de DSC chez les patients atteints d’insuffisance cardiaque systolique non ischémique, et sur la question de savoir si l’effet de l’implantation d’un DAI est lié à la durée de l’HF.
Méthodes
Dispositif d’étude et patients
L’étude DANISH (Danish Study to Assess the Efficacy of ICDs in Patients with Non-ischemic Systolic Heart Failure on Mortality) était une étude randomisée multicentrique étudiant le rôle de l’implantation d’un DAI chez les patients atteints d’insuffisance cardiaque systolique non ischémique. Les critères d’inclusion étaient une fraction d’éjection ventriculaire gauche ≤35% et des niveaux accrus (>200 pg/mL) de peptide pro-narétique cérébral N-terminal (NT proBNP). L’exclusion d’une origine ischémique de l’HF a été faite par coronarographie (96% des patients), angiographie par tomodensitométrie ou imagerie nucléaire de perfusion myocardique. Les patients ont été randomisés pour recevoir un DAI ou un contrôle. La conception et les principaux résultats ont été publiés précédemment.6,7
Suivi et points finaux
La durée de l’HF était basée sur les entretiens avec les patients et revue par le médecin incluant les patients de l’essai au moment de la randomisation et exprimée en mois. Pour qu’un patient soit inclus dans DANISH, il n’y avait pas de durée minimale requise d’HF, mais les patients devaient être uptitrés dans le traitement médical optimal.
Le critère d’évaluation primaire était le décès toutes causes confondues, et le critère d’évaluation secondaire était le SCD. Tous les points finaux ont été jugés selon les critères précédemment rapportés par un comité de point final clinique.7 Le SCD a été défini comme un décès survenant de manière inattendue chez un patient précédemment stable, un décès survenant dans l’heure suivant l’apparition ou l’aggravation des symptômes, ou un décès sans témoin, dans lequel les patients ont été vus vivants pour la dernière fois <72 heures avant le décès sans aucun signe de maladie ou de symptômes menaçant le pronostic vital, et lorsque les circonstances suggéraient une mort soudaine (par exemple lorsqu’un patient a été trouvé dans son lit). Tous les décès non cardiaques et tous les décès cardiaques non causés par un DSC ont été classés ensemble comme des décès non soudains.
Les données de suivi pour tous les résultats étaient disponibles jusqu’à la fin du suivi le 30 juin 2016 et les patients sans événement ont été censurés à droite ici.
Statistiques
Les patients ont été divisés en quartiles de durée d’HF au départ (Q1, ≤8 mois ; Q2, 9≤18 mois ; Q3, 19≤65 mois ; Q4, ≥66 mois). Les caractéristiques de base des groupes ont été comparées avec le test de tendance pour les variables catégorielles et le test de Spearman pour les variables continues. Les résultats ont été analysés avec l’utilisation de méthodes de temps à événement. Toutes les analyses ont été effectuées dans la population en intention de traiter. Les données du T1 servent de référence dans toutes les analyses, sauf indication contraire. Les courbes d’incidence cumulée ont été calculées pour la mortalité toutes causes confondues, ainsi que pour les MCS et les décès non soudains à l’aide d’analyses de Kaplan-Meier prenant en compte les risques concurrents. Afin d’illustrer le risque de MCS et de décès non soudain sans l’effet de traitement de l’implantation d’un DAI, ces courbes d’incidence cumulative sont présentées pour la population du groupe témoin. Les différences dans la distribution du mode de décès entre les groupes de durée de l’HF ont été évaluées à l’aide de tableaux de fréquence et du test de χ2. Les taux d’incidence annualisés ont été estimés par régression de Poisson et ont été exprimés en événements pour 100 patients-années. Dans un modèle de régression de Cox, nous avons testé l’interaction entre la durée de l’HF, à la fois comme variable continue et comme variable catégorielle groupée selon les quartiles de durée de l’HF, et la stratégie de traitement, avec et sans contrôle des facteurs de risque connus. Le modèle de régression de Cox a été utilisé sur la variable transformée en log2 de la durée de l’HF. Tous les modèles multivariables ont été ajustés en fonction de l’âge, du sexe, du DAI, de la thérapie de resynchronisation cardiaque (CRT), de la classe de la New York Heart Association, de la fraction d’éjection ventriculaire gauche, de l’indice de masse corporelle, du débit de filtration glomérulaire estimé, de la fibrillation auriculaire permanente, de l’hypertension, du diabète sucré, de la cause de l’HF, du NT-proBNP et de la durée du QRS. Les variables non linéaires (durée de l’HF et NT-proBNP) ont été transformées en log2. Toute la période de suivi a été utilisée dans l’analyse de régression de Cox. Les hypothèses de risques proportionnels ont été testées avec les résidus de Schoenfeld pour tous les modèles et aucune violation n’a été constatée. Le critère d’Akaike a été utilisé pour trouver le modèle le plus parcimonieux pour décrire la relation entre la durée de l’HF et le décès. Le fait que les patients aient été divisés en tertiles, quartiles ou quintiles n’a pas affecté de manière significative les résultats des analyses basées sur la durée de l’HF divisée en catégories. Les valeurs bilatérales de P<0,05 ont été considérées comme statistiquement significatives. Toutes les analyses ont été effectuées avec le logiciel SAS version 9.4 (SAS Institute) et le logiciel R version 3.3.1 (R Project for Statistical Computing).
Les données ne seront pas mises à la disposition d’autres chercheurs dans le but de reproduire les résultats ou de reproduire la procédure en raison de contraintes liées à la recherche sur les sujets humains. Les méthodes d’analyse seront mises à disposition sur demande.
Ethique
L’étude a été réalisée conformément aux principes de la Déclaration d’Helsinki. Les patients n’ont été recrutés qu’après avoir donné leur consentement éclairé. L’étude a été approuvée par le comité d’éthique scientifique régional de la région de la capitale (H-D-2007-0101) et par l’Agence danoise de protection des données.
Résultats
Dans DANISH, 1116 patients ont été randomisés pour recevoir un DCI (556 patients) ou un contrôle (560 patients). Des informations sur la durée de l’HF étaient disponibles pour tous les patients. La durée médiane de l’HF était de 18 mois (allant de 1 à 360 mois). Les caractéristiques de base selon les quartiles de durée de l’HF sont présentées dans le tableau 1. Les patients présentant la plus longue durée d’HF étaient plus âgés, plus souvent des hommes, et dans une classe supérieure de la New York Heart Association. La cause de l’HF et la prévalence des comorbidités (hypertension, fibrillation auriculaire, diabète sucré, obésité et insuffisance rénale) étaient différentes. La durée médiane des QRS était la plus élevée chez les patients présentant la plus longue durée d’HF, tout comme le taux d’implantation de TRC. Au total, 721 patients avaient déjà été hospitalisés en raison d’une HF, dont 188 patients (65 %), 172 patients (63 %), 164 patients (60 %) et 197 patients (71 %) de Q1 à Q4, respectivement, P pour la tendance 0,08.
| Q1 : Durée de l’HF ≤8 Mo |
Q2 : Durée de l’HF 9≤18 Mo |
Q3 : Durée de l’HF 19≤65 Mo |
Q4 : Durée de l’HF ≥66 Mo |
Valeur P pour la tendance | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Patients, n | 290 | 276 | 272 | 278 | …. | ||||||
| Age médian, y (IQR) | 61 (53-67) | 63 (55-70) | 65 (59-72) | 65 (59-71) | <0.0001 | ||||||
| Randonné à un DCI, n (%) | 141 (49) | 128 (46) | 137 (50) | 150 (54) | 0.14 | ||||||
| CRT, n (%) | 169 (58) | 142 (52) | 152 (56) | 182 (65) | 0.05 | ||||||
| TDM préexistant, n (%) | 0 (0) | 1 (0) | 5 (2) | 13 (5) | 0.001 | ||||||
| Hommes, n (%) | 199 (69) | 184 (67) | 205 (75) | 221 (80) | 0.0006 | ||||||
| LVEF, % | 24 (20-29) | 25 (20-30) | 25 (20-30) | 24 (20-30) | 0.50 | ||||||
| Tension artérielle médiane, mm Hg (IQR) | |||||||||||
| Systolique | 120 (110-134) | 125 (114-141) | 128 (115-142) | 124 (108-136) | 0.42 | ||||||
| Diastolique | 73 (66-80) | 74 (68-82) | 76 (68-83) | 73 (64-81) | 0.93 | ||||||
| IMC médian, kg/m2 (IQR) | 26 (23-29) | 26 (24-30) | 27 (24-31) | 28 (25-31) | <0.0001 | ||||||
| Médiane du NT-pro BNP, pg/mL (IQR) | 1262 (559-2229) | 994 (512-2022) | 1045 (577-1964) | 1537 (680-2845) | 0.03 | ||||||
| Durée médiane du QRS, msec (IQR) | 146 (110-164) | 140 (104-165) | 144 (116-166) | 150 (120-170) | 0.01 | ||||||
| Du DFGe médian, mL/min par 1,73 m2 (IQR) | 78 (63-96) | 76 (59-92) | 72 (60-92) | 65 (50-84) | <0.0001 | ||||||
| Classe NYHA, n (%) | <0.0001 | ||||||||||
| II | 179 (62) | 167 (61) | 131 (48) | 120 (43) | |||||||
| III | 108 (37) | 105 (38) | 139 (51) | 153 (55) | |||||||
| IV | 3 (1) | 4 (1) | 2 (1) | 5 (2) | |||||||
| Maladies coexistantes, n (%) | |||||||||||
| Hypertension | 72 (25) | 96 (35) | 96 (35) | 84 (30) | 0.16 | ||||||
| Fibrillation auriculaire permanente | 30 (10) | 56 (20) | 76 (28) | 86 (31) | <0.0001 | ||||||
| Diabète sucré | 43 (15) | 34 (12) | 60 (22) | 74 (27) | <0.0001 | ||||||
| Obésité* | 54 (19) | 67 (24) | 88 (32) | 95 (34) | <0.0001 | ||||||
| Affection rénale† | 61 (21) | 72 (26) | 69 (25) | 117 (42) | <0.0001 | ||||||
| Cause d’insuffisance cardiaque, n (%) | 0.02 | ||||||||||
| Idiopatique | 230 (79) | 209 (75) | 211 (78) | 199 (72) | |||||||
| Valvulaire | 2 (1) | 10 (4) | 9 (3) | 20 (7) | |||||||
| Hypertension | 30 (10) | 30 (11) | 24 (9) | 33 (12) | |||||||
| Autre | 28 (10) | 27 (10) | 28 (10) | 26 (9) | |||||||
| Médication, n (%) | |||||||||||
| β-Bloqueur | 265 (91) | 258 (94) | 253 (93) | 250 (90) | 0.52 | ||||||
| Inhibiteur de l’ECA ou ARA | 281 (97) | 267 (97) | 262 (96) | 267 (96) | 0.54 | ||||||
| MRA | 164 (57) | 149 (54) | 154 (57) | 179 (64) | 0.05 | ||||||
| Amiodarone | 12 (4) | 15 (5) | 16 (6) | 23 (8) | 0.04 | ||||||
ACE indique enzyme de conversion de l’angiotensine ; ARA, antagoniste des récepteurs de l’angiotensine ; IMC, indice de masse corporelle ; TRC, thérapie de resynchronisation cardiaque ; DFGe, débit de filtration glomérulaire estimé ; HF, insuffisance cardiaque ; DCI, défibrillateur cardioverteur implantable ; IQR, intervalle interquartile ; FEVG, fraction d’éjection ventriculaire gauche ; ARM, antagoniste des récepteurs des minéralocorticoïdes ; NT-proBNP, peptide natriurétique pro-cérébral N-terminal ; NYHA, New York Heart Association ; et Q1-Q4, quartiles.
*L’obésité est définie par un IMC >30 kg/m2.
†L’insuffisance rénale est définie par un DFGe <60 ml/min par 1,73 m2.
Pendant un suivi médian de 67,6 mois, 251 patients sont décédés. Les courbes d’incidence cumulative des décès toutes causes confondues et des MCS en fonction des quartiles de durée de l’HF sont présentées dans les figures 1A et 1B. L’incidence des décès toutes causes confondues (P<0,0001) et des MCS (P=0,0008) augmente avec la durée de l’HF. Le modèle le meilleur et le plus parcimonieux de la relation, évalué par le critère d’information d’Akaike, était une relation linéaire entre la durée de l’HF transformée en logarithme et le rapport de risque (tableau I du supplément de données). Un doublement de la durée de l’HF augmentait le risque de décès toutes causes confondues avec un HR de 1,33 (IC 95 %, 1,23-1,43 ; P<0,0001), Figure 2. En outre, la figure 2 montre le risque relatif de décès en fonction de la durée de l’HF pendant le suivi en fonction de la durée de l’HF au moment de la randomisation. Dans l’analyse multivariable, un doublement de la durée de l’HF est resté un prédicteur indépendant de décès toutes causes confondues HR de 1,27 (95% CI, 1,17-1,38 ; P<0,001). Le risque de MCS augmente également avec la durée de l’HF. Un doublement de la durée de l’HF augmentait le risque de MCS avec un HR de 1,36 (IC à 95 %, 1,18-1,56 ; P<0,0001), et cela restait significatif dans le modèle ajusté HR de 1,29 (IC à 95 %, 1,11-1,50 ; P=0,0007), présenté dans le tableau 2. Les détails complets de l’ajustement du modèle sont présentés dans le tableau II du supplément de données.
| Décès et durée de l’HF | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Événements (Nbre.) | Taux de mortalité annuel pour 100 années-personnes | Taux de mortalité non ajusté (IC 95 %) | Valeur P | Taux de mortalité ajusté* (IC 95 %) | Valeur P | ||
| Mortalité toutes causes confondues | |||||||
| .cause | 251 | ||||||
| Doublement de la durée de l’HF | .33 (1.23-1.43) | <0.0001 | 1.27 (1.17-1.37) | <0.0001 | |||
| Durée de l’HF ≥66 mo | 96 | 7,59 (6,21-9,27) | 3,05 (2,07-4,49) | <0.0001 | 2,26 (1,51-3,39) | <0,0001 | |
| Durée de l’HF 19≤65 mo | 78 | 5,45 (4,76-7,42) | 2,35 (1,58-3,50) | <0.0001 | 1,96 (1,30-2,97) | 0,001 | |
| Durée de l’HF 9≤18 mo | 42 | 3,01 (2,22-4,07) | 1,18 (0,76-1,85) | 0.46 | 0,97 (0,61-1,53) | 0,89 | |
| Durée de l’HF ≤8 mo | 35 | 2,52 (1,81-3,50) | 1,00 (Réf.) | … | 1.00 (Réf.) | … | |
| Mort cardiaque subite | 70 | ||||||
| Doublement de la durée de l’HF | 1.36 (1,18-1,56) | <0,0001 | 1,26 (1,09-1,48) | 0,002 | |||
| Durée de l’HF ≥66 mo | 29 | 2,29 (1,59-3.30) | 3,52 (1,67-7,44) | 0,001 | 2,43 (1,10-5,34) | 0,03 | |
| Durée de l’HF 19≤65 mo | 20 | 1,52 (0,98-2.36) | 2,32 (1,05-5,09) | 0,04 | 1,94 (0,85-4,40) | 0,12 | |
| Durée de l’HF 9≤18 mo | 12 | 0,86 (0,49-1.51) | 1,30 (0,55-3,08) | 0,55 | 1,07 (0,44-2,60) | 0,87 | |
| Durée de l’HF ≤8 mo | 9 | 0,65 (0,34-1.24) | 1,00 (Réf.) | … | 1,00 (Réf.) | … | |
L’IMC indique l’indice de masse corporelle ; CRT, thérapie de resynchronisation cardiaque ; eGFR, débit de filtration glomérulaire estimé ; HF, insuffisance cardiaque ; HR, hazard ratio ; ICD, défibrillateur cardioverteur implantable ; LVEF, fraction d’éjection ventriculaire gauche ; NT-proBNP, N-terminal pro-brain natriuretic peptide ; et NYHA, New York Heart Association.
*Ajusté pour l’âge, le sexe, l’implantation d’un DAI, le traitement par TRC, la classe NYHA, la FEVG, l’IMC, le DFGe, la fibrillation auriculaire permanente, l’hypertension, le diabète sucré, la cause de l’insuffisance cardiaque, le NT-proBNP et la durée du QRS.
Figure 1. Courbes d’incidence cumulée de la mortalité toutes causes confondues (A) et de la mort cardiaque subite (MSC ; B) en fonction des quartiles (Q1-Q4) de durée de l’insuffisance cardiaque (IC). Les quartiles d’HF ont été définis comme suit : Q1, durée d’HF ≤8 mo ; Q2, durée d’HF 9≤18 mo ; Q3, durée d’HF 19≤65 mo ; Q4, durée d’HF ≥66 mo.
Figure 2. Relation entre la durée de l’insuffisance cardiaque et le risque de mortalité toutes causes confondues. L’axe des abscisses indique la durée de l’insuffisance cardiaque en années, l’axe des ordonnées les rapports de risque (HR) pour la mortalité toutes causes confondues. La ligne horizontale grise pointillée indique un HR=1 ; la valeur de référence est à 12 mo. La ligne noire pleine illustre le risque de mortalité toutes causes confondues en fonction de la durée de l’insuffisance cardiaque, et les lignes rouges pointillées montrent l’IC à 95 %.
L’impact de la durée de l’HF sur le décès a également été analysé sur une période de suivi plus courte. Après 1 an, un doublement de la durée de l’HF augmentait le risque de décès toutes causes confondues avec un HR de 1,29 (IC 95 %, 1,20-1,39 ; P<0,0001) et restait un prédicteur indépendant de la mortalité toutes causes confondues dans l’analyse multivariée HR, 1,22 (IC 95 %, 1,13-1,32 ; P<0,001). Le risque de MCS augmente également avec la durée de l’HF après un an. Un doublement de la durée de l’HF a augmenté le risque de MCS avec un HR de 1,32 (IC à 95%, 1,15-1,52 ; P<0,0001), et cela est resté significatif dans le modèle ajusté HR, 1,26 (IC à 95%, 1,08-1,46 ; P=0,003) ; les données sont présentées dans les tableaux IV et V du supplément de données.
La durée de l’HF est restée un prédicteur significatif à la fois pour la mortalité toutes causes confondues et pour les MCS si nous avons analysé l’impact dans la seule partie jeune de la population (patients de moins de 70 ans). Le doublement de l’HF était un prédicteur indépendant dans l’analyse multivariée du HR de la mortalité toutes causes confondues, 1,25 (IC 95 %, 1,13-1,38 ; P<0,001) et du HR de la MCS, 1,36 (IC 95 %, 1,14-1,62 ; P=0,0007). D’autres détails sont fournis dans les tableaux V et VI du supplément de données.
La distribution du mode de décès (DSC versus mort non soudaine) n’a pas changé avec l’augmentation de la durée de l’HF pour la population globale (P=0,91), pour les patients randomisés dans le groupe témoin (P=0,35) ou pour les patients randomisés dans le groupe DCI (P=0,34). Dans l’ensemble de la population, la mort subite du nourrisson représentait 28 % des décès, avec 26 %, 29 %, 26 % et 30 % dans les périodes Q1 à Q4, respectivement, comme l’illustre la figure 3. Les courbes d’incidence cumulative des MCS et des décès non soudains pour les patients du groupe témoin en fonction des quartiles de durée de l’HF sont présentées dans les figures 4A à 4D. Chez les patients randomisés dans le groupe témoin, le taux d’incidence de MCS était de 1,12 événement pour 100 patients-années (IC 95 %, 0,56-2,23) au T1, de 1,24 (IC 95 %, 0,65-2,39) au T2, de 1,39 (IC 95 %, 0,73-2,68) au T3 et de 3,66 (IC 95 %, 2,36-5,68) au T4. Pour les décès non soudains, il était de 3,23 événements pour 100 patients-années (IC 95 %, 2,61-4,00) au T1, de 1,40 (IC 95 %, 0,75-2,60) au T2, de 2,48 (IC 95 %, 1,56-3,94) au T3 et de 5,31 (IC 95 %, 3,69-7,64) au T4. Les taux cumulatifs correspondants de DSC et de décès non soudains pour tous les patients et les patients randomisés pour un DCI sont présentés dans les figures IA à ID et IIA à IID du supplément de données. La figure 5A à 5D présente les courbes d’incidence cumulée pour les MCS et les décès non soudains et le bras de randomisation dans les quartiles.
Figure 3. Taux de mortalité annuels de mort cardiaque subite (SCD) et de mort non subite dans la population globale et selon les quartiles de durée de l’insuffisance cardiaque (Q1-Q4). La proportion de décès causés par une MCS est indiquée dans chaque colonne. La proportion de DSC n’a pas changé avec l’augmentation de la durée de l’insuffisance cardiaque (P=0,91). Les quartiles d’insuffisance cardiaque ont été définis comme suit : Q1, durée d’insuffisance cardiaque ≤8 mo ; Q2, durée d’insuffisance cardiaque 9≤18 mo ; Q3, durée d’insuffisance cardiaque 19≤65 mo ; Q4, durée d’insuffisance cardiaque≥66 mo).
Figure 4. Taux d’événements cumulatifs pour le mode de décès (mort cardiaque subite et mort non subite) pour les patients randomisés dans le groupe témoin selon les quartiles de durée de l’insuffisance cardiaque (Q1-Q4). A, Q1, durée d’insuffisance cardiaque ≤8 mo ; (B) Q2, durée d’insuffisance cardiaque 9≤18 mo ; (C) Q3, durée d’insuffisance cardiaque 19≤65 mo ; (D) Q4, durée d’insuffisance cardiaque ≥66 mo.
Figure 5. Taux d’événements cumulatifs pour le mode de décès (mort cardiaque subite et mort non subite) pour tous les patients divisés selon la randomisation (défibrillateur cardioverteur implantable ou contrôle) en fonction des quartiles de durée d’insuffisance cardiaque (Q1-Q4). A, Q1, durée de l’insuffisance cardiaque ≤8 mo ; (B) Q2, durée de l’insuffisance cardiaque 9≤18 mo ; (C) Q3, durée de l’insuffisance cardiaque 19≤65 mo ; (D) Q4, durée de l’insuffisance cardiaque ≥66 mo.
Il n’y avait pas d’interaction entre la durée de l’IC et l’effet du DAI sur la mortalité toutes causes confondues, que la durée de l’IC soit traitée comme une variable continue (P=0,59) ou comme une variable catégorielle (Q1-Q4) (P=0,66). Le DCI n’a pas réduit de manière statistiquement significative le risque de mortalité toutes causes confondues dans aucun des quartiles de durée de l’IC, Q1 : HR, 0,98 (IC 95%, 0,51-1,91 ; P=0,96) ; Q2 : HR, 0,58 (IC 95%, 0,31-1,10 ; P=0,10) ; Q3 : HR, 1,08 (0,69-1,68 ; P=0,74) ; Q4 : HR, 0,71 (IC 95%, 0,47-1,05 ; P=0,09). De plus, il n’y avait pas d’interaction entre la durée de l’HF et l’effet du DCI sur la DSC, que la durée de l’HF soit traitée comme une variable continue (P=0,87) ou comme une variable catégorielle (Q1-Q4 ; P=0,62).
Tous les résultats statistiquement significatifs ont persisté si la durée de l’HF n’était pas log-transformée, présentée dans le tableau I du supplément de données. Les résultats étaient cohérents lorsque nous avons divisé les patients en fonction des tertiles de durée de l’HF, illustrés dans les figures IIIA et IIIB du supplément de données.
Discussion
Cette étude a démontré qu’avec une durée plus longue de l’HF, le risque de mortalité toutes causes confondues et de MCS augmentait, et que la proportion de décès causés par la MCS restait la même. L’effet du DCI sur la mortalité toutes causes confondues n’a pas changé en fonction de la durée de l’HF. Étant donné que la proportion de décès causés par une MSC est restée inchangée avec la durée de l’HF, il semble qu’il n’y ait pas de réduction du risque relatif ou absolu de décès par arythmie associé au fait d’avoir déjà survécu longtemps à l’HF. Étant donné que le risque relatif de MSC est resté le même avec une durée plus longue et que l’effet de l’implantation d’un DAI ne peut réduire la mortalité toutes causes confondues qu’en réduisant la MSC, l’effet de l’implantation d’un DAI n’a pas été modifié par la durée de l’HF.
Les patients souffrant d’une HF de longue durée différaient considérablement des patients souffrant d’une HF de courte durée et présentaient une situation plus défavorable dans la majorité des paramètres de base, en correspondance avec les résultats précédents.3 L’âge est l’un des plus forts prédicteurs de la mortalité toutes causes confondues, mais bien qu’un âge plus élevé soit associé à une durée plus longue de l’HF, la durée de l’HF est restée un prédicteur significatif de décès après ajustement pour l’âge et plusieurs autres facteurs de risque connus ou après analyse uniquement chez les patients les plus jeunes. La distribution du mode de décès change avec l’âge et aussi avec le bénéfice d’un DAI.8,9 Cependant, malgré les différences d’âge entre les groupes, cela ne s’est pas traduit par un risque différent de DSC dans les quartiles d’HF.
Dans les essais cliniques de patients atteints d’HF chronique, la durée de l’HF est rarement rapportée, et les patients sont souvent inclus quelle que soit la durée de l’HF. Cependant, l’efficacité de traitements spécifiques peut varier en fonction de la durée de l’HF. Par exemple, une durée plus longue de l’HF est associée à de plus mauvais résultats après une assistance circulatoire mécanique et un traitement par TRC.4,10 Dans notre étude, la proportion de patients recevant un TRC était différente dans les quartiles et augmentait avec la durée de l’HF. Il est démontré que la TRC réduit la mortalité toutes causes confondues mais aussi les MSC chez les patients atteints d’HF.11,12 Comme les patients n’ont pas été randomisés pour la TRC, il n’est pas certain que le ratio de MSC ait été influencé.
Dans notre étude, l’effet de l’implantation d’un DAI n’a pas changé avec la durée de l’HF ; l’effet du DAI était neutre dans la cohorte globale et dans tous les sous-groupes avec une durée différente de l’HF.10 Dans les sous-groupes où l’effet de l’implantation d’un DAI a été démontré, tels que les jeunes patients atteints d’une FH systolique non ischémique, l’implantation d’un DAI reste donc pertinente, quelle que soit la durée de la FH.13,14 Plusieurs scores de risque pronostique ont été développés pour prédire les estimations de la mortalité toutes causes confondues chez les patients atteints d’une FH chronique. Seuls deux des principaux modèles bien validés incluent la durée de l’HF (CHARM et MAGGIC).15,16 Nos données suggèrent que la durée de l’HF est un prédicteur essentiel de la mortalité toutes causes confondues et fournit des informations supplémentaires au-delà de l’âge biologique. Cependant, comme la proportion de mode de décès n’a pas changé, la durée de l’HF ne peut pas être utilisée pour stratifier le type de décès et la thérapie liée au mode de décès attendu.
Limitations
Il s’agit d’une analyse post hoc, et la randomisation vers le DCI ou le contrôle n’a pas été stratifiée par la durée de l’HF. Il y a un élément de biais de sélection car les patients devaient être en vie et vus par un cardiologue pour être inclus dans l’essai. Nous avons décidé de log-transformer la durée de l’HF pour les régressions de Cox, avant que les analyses ne soient effectuées, car nous avons considéré que c’était biologiquement correct. Les résultats concernant l’impact pronostique de la durée de l’HF et la relation avec l’effet de l’implantation d’un DAI n’étaient pas significativement différents si nous utilisions la durée de l’HF non transformée en logarithme ou si nous classions la durée de l’HF différemment. Nos données ne concernent pas les patients atteints d’HF systolique non ischémique diagnostiquée de novo ou très récemment, car les patients devaient suivre un traitement médical optimal et stable pour être inclus dans l’étude DANISH. La durée de l’HF a été enregistrée au moment de la randomisation par les investigateurs mais aucune méthode formelle pour déterminer la durée de l’HF n’était décrite dans le protocole. Les taux de mortalité toutes causes confondues et d’événements de MCS étaient plus faibles que prévu, ce qui pourrait limiter l’applicabilité à une population d’HF présentant un risque de mortalité plus élevé.
Conclusions
La durée de l’HF augmentait significativement le risque de décès toutes causes confondues et de MCS indépendamment des facteurs de risque cardiovasculaire connus. La distribution du mode de décès n’a pas changé en fonction de l’allongement de la durée, et la proportion de DSC est restée égale dans le temps. Il n’y avait pas de différence dans l’effet de l’implantation d’un DAI avec une plus longue durée d’HF.
Sources de financement
Ce travail a été sponsorisé par la Fondation danoise du cœur (Hjerteforeningen) et la Fondation Lundbeck (Lundbeckfonden). L’essai DANISH (Defibrillators in Patients with Nonischemic Systolic Heart Failure on Mortality) a été soutenu par des subventions de Medtronic et St. Jude Medical.
Disclosures
Le Dr Nielsen est soutenu par la Fondation Novo Nordisk (NNF16OC0018658) et a reçu une subvention institutionnelle d’Abbott, Danemark. Le Dr Hastrup Svendsen fait état de subventions, d’honoraires personnels et autres de Medtronic et Biotronik ; d’honoraires personnels d’AstraZeneca, Boehringer Ingelheim et Bayer ; et de subventions de Gilead et St. Jude Medical. Les autres auteurs ne signalent aucun conflit.
Notes de bas de page
L’éditeur invité pour cet article était Kenneth B. Margulies, MD.
Le supplément de données est disponible à https://www.ahajournals.org/doi/suppl/10.1161/CIRCHEARTFAILURE.119.006022.
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