Association positive de l’indice triglycéride-glucose avec l’hypertension d’apparition récente chez les adultes : une étude de cohorte nationale en Chine | Diabétologie cardiovasculaire

Conception de l’étude, population et Source de données

La population étudiée a été tirée de la cohorte CHNS, qui a été décrite précédemment ailleurs [29]. Les données, ainsi que les documents d’étude qui appuient les conclusions de cette étude, sont disponibles sur le site Web du CHNS (http://www.cpc.unc.edu/projects/china). En bref, le CHNS est une cohorte continue, à grande échelle, prospective et à plusieurs étapes établie en 1989 parmi la population chinoise. En 2015, l’étude longitudinale avait recruté 42 829 personnes de 388 communautés dans 15 provinces et villes/districts autonomes. Les provinces incluses dans le CHNS constituaient 47% de la population chinoise [30]. À ce jour, 10 vagues de suivi (en 1989, 1991, 1993, 1997, 2000, 2004, 2006, 2009, 2011 et 2015) ont été réalisées. Lors de chaque cycle d’enquête de suivi, des informations sur la démographie, la socio-économie, l’alimentation, les habitudes de vie (y compris le tabagisme et la consommation d’alcool) et la santé médicale ont été enregistrées par du personnel formé.

Étant donné que les mesures sanguines ont été disponibles pour la première fois en 2009, nous avons utilisé 3 séries de données CHNS de 2009 à 2015 dans cette étude actuelle. Parmi 9 549 participants éligibles en 2009, nous avons d’abord exclu ceux qui n’avaient pas d’informations spécifiques au sexe (n = 1), qui avaient moins de 18 ans (n ​​= 849) ou qui étaient enceintes (n = 62). Sur les 8 637 participants, nous avons en outre exclu les participants sans indice TyG (n = 29) ou données de pression artérielle (n = 121). De plus, les participants qui ont reçu un diagnostic d’hypertension en 2009 (n = 2 636) ou qui n’ont pas eu de visites de suivi (n = 998) ont également été exclus. De plus, les participants qui avaient un apport énergétique alimentaire extrême (< 800 ou > 8 000 kcal/j pour les hommes et < 600 ou > 6 000 kcal/j pour les femmes) (n = 77) ou sans autres covariables de base (n = 176, fichier supplémentaire 4 : tableau S1) ont également été exclus. Enfin, un total de 4 600 participants ont été inclus dans l’analyse (Fig. 1).

L’étude a été approuvée par les comités d’examen institutionnels de l’Université de Caroline du Nord à Chapel Hill, de l’Institut national de la nutrition et de la sécurité alimentaire et du Centre chinois de contrôle et de prévention des maladies. Chaque participant a fourni son consentement éclairé écrit. L’étude est conforme à la Déclaration d’Helsinki et à la déclaration STROBE (Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology) [31] a été suivi dans le rapport de cette étude.

Questionnaire standard et examens

Un questionnaire standard a été utilisé pour évaluer les données démographiques et socioéconomiques, y compris le sexe, l’âge, la résidence urbaine (oui ou non), la région (la région a été divisée en nord ou sud en fonction de la ligne Qinling Mountains-Huaihe River), l’état matrimonial ( marié, célibataire, fenêtré ou autres), niveau d’éducation (analphabétisme, école primaire, collège ou lycée ou plus), profession (agriculteur, ouvrier, chômeur ou autres), statut tabagique et alcoolique (oui ou non). Le poids corporel et la taille, la taille et les hanches et la tension artérielle ont été mesurés par un personnel formé à l’étude. L’indice de masse corporelle (IMC) a été calculé comme le poids (kg)/taille (m) au carré. Le rapport taille/hanches (WHR) a été calculé en fonction de la taille (m)/hanches (m). Le surpoids était défini comme un IMC > 24 kg/m² chez les adultes chinois.

Le questionnaire sur l’hypertension artérielle diagnostiquée par un médecin et le traitement antihypertenseur comprenait les questions suivantes : « (1) Un médecin vous a-t-il déjà dit que vous souffriez d’hypertension artérielle ? Si oui, (2) depuis combien de temps l’avez-vous ? et (3) prenez-vous actuellement des médicaments antihypertenseurs ? » En Chine, l’hypertension a été définie comme une pression artérielle systolique clinique (PAS) de 140 mmHg ou plus, et/ou une pression artérielle diastolique (PAD) de 90 mmHg ou plus sans l’utilisation de médicaments antihypertenseurs selon les directives chinoises pour la prévention et le traitement de l’hypertension (versions 1999, 2005, 2010 et 2018). Dans l’ensemble, tous les médecins ont utilisé les mêmes critères pour le diagnostic clinique et le traitement de l’hypertension au cours de la période de suivi.

Apports nutritionnels alimentaires

Les valeurs alimentaires individuelles, y compris les apports énergétiques, glucidiques, lipidiques et protéiques, ont été évaluées à l’aide de 3 jours consécutifs (attribués au hasard du lundi au dimanche et équilibrés de manière égale sur les 7 jours de la semaine pour chaque unité d’échantillonnage) de rappels alimentaires de 24 heures par des nutritionnistes formés. [30]. De plus, le rappel alimentaire a été validé comme une approche efficace pour qualifier l’apport nutritionnel quotidien des sujets. De plus, les apports alimentaires dans l’enquête de 2009 ont été calculés à l’aide de la version 2004 des tableaux de composition des aliments chinois (FCT). Plus de détails sur le rappel alimentaire ont été décrits sur le site officiel du CHNS.

Mesures de la pression artérielle

Lors de chaque enquête de suivi, des mesures de pression artérielle en position assise ont été obtenues par du personnel de recherche formé après que les participants se soient reposés pendant 5 minutes à l’aide d’un manomètre à mercure, en suivant la méthode standard avec des brassards de taille appropriée. Des mesures en triple sur le même bras ont été prises dans une pièce calme et lumineuse. Les moyennes de SBP et DBP des 3 mesures indépendantes ont été utilisées dans l’analyse.

Prélèvements et mesures d’échantillons sanguins

Les participants ont été invités à jeûner pendant 8 à 12 h avant toutes les collectes d’échantillons de sang. Un total de 12 ml de sang d’un participant a été stocké et mesuré dans le laboratoire du ministère de la Santé de l’hôpital de l’amitié Chine-Japon. TG, cholestérol total sérique (TC), cholestérol à lipoprotéines de haute densité (HDL-C) et cholestérol à lipoprotéines de basse densité (LDL-C) ont été mesurés par la méthode enzymatique. Le FBG a été mesuré à l’aide de la glucose oxydase. Les lipides et le glucose ont été analysés avec un analyseur biochimique automatique (Hitachi 7600, Kyowa, Japon). Des méthodes de mesure d’autres biomarqueurs, y compris l’hémoglobine glycosylée (HbA1c), l’azote uréique du sang (BUN), l’acide urique, l’hémoglobine, la créatinine sérique (SCr), la protéine C réactive à haute sensibilité (hsCRP) et l’insuline sanguine à jeun (FBI), ont été décrit ailleurs [30].

Le diabète sucré (DM) a été défini comme un diabète auto-déclaré diagnostiqué par un médecin, prenant des hypoglycémiants oraux/injection d’insuline, FBG ≥ 7,0 mmol/l ou HbA1c ≥ 6,5 % par l’American Diabetes Association (ADA) [32]. L’insuffisance rénale chronique (IRC) a été définie comme un débit de filtration glomérulaire estimé (DFGe) <� 60 ml/min/1,73 m² à l’aide de l’équation de collaboration sur l’épidémiologie des maladies rénales chroniques (CKD-EPI) [33].

Exposition

L’indice TyG a été calculé comme suit : ln (TG (mg/dL) × FBG (mg/dL) / 2) [9].

Résultat

Le critère de jugement de l’étude était l’hypertension d’apparition récente, définie comme une PAS moyenne ≥ 140 mmHg et/ou une PAD moyenne ≥ 90 mmHg, ou un diagnostic d’hypertension par un médecin, ou des traitements pour l’hypertension au cours du suivi conformément aux critères de l’OMS.

Gestion des variables manquantes

La distribution des variables manquantes a été présentée dans le fichier supplémentaire 4 : tableau S1. Pour tenir compte de la faible proportion de données manquantes, nous n’avons inclus que les participants avec des données complètes dans notre analyse principale. Cependant, afin de contrôler l’impact des valeurs manquantes de certains indicateurs biochimiques, la méthode d’imputation forestière aléatoire a été utilisée pour imputer les variables manquantes afin de mener une analyse supplémentaire.

analyses statistiques

Le test de normalité de Shapiro-Wilk et le test de Bartlett ont été utilisés pour détecter la distribution normale et l’homogénéité de la variance des variables continues, respectivement. Les variables continues ont été présentées sous forme de moyenne ± écart-type (ET) pour les données normalement distribuées comparées à l’aide de l’ANOVA à un facteur ou d’une médiane (intervalle interquartile [IQR]) pour les données qui n’étaient pas normalement distribuées comparées à l’aide du test de Kruskal-Wallis. Les données catégorielles ont été présentées sous forme de nombre (pourcentage) et comparées à l’aide de Pearson χ² test.

La population étudiée a été divisée en 4 groupes en fonction des quartiles de l’indice TyG de base. L’enquête de 2009 a été considérée comme une référence, et la période de suivi a commencé à partir de la référence jusqu’à la date de la première occurrence d’un résultat ou du dernier cycle d’enquête (en 2015) ou perdu de vue, qui est venu en premier. Le taux d’incidence de l’hypertension d’apparition récente a été exprimé pour 1 000 années-personnes. Les modèles de régression à risque proportionnel de Cox univariés et multivariés ont été réalisés pour identifier l’association de l’indice TyG avec l’hypertension d’apparition récente, et les rapports de risque (HR) ont été exprimés avec leurs intervalles de confiance à 95 % (IC à 95 %). Modèle 1 ajusté en fonction du sexe, de l’âge, de l’IMC, du WHR, de la SBP et de la DBP de base et du statut tabagique/alcoolique. Modèle 2 ajusté pour, en plus des variables incluses dans le modèle 1, la résidence urbaine, la région, l’état matrimonial, le niveau d’éducation, la profession, les apports alimentaires, la présence de DM et les variables biochimiques (y compris BUN, acide urique, eGFR, hémoglobine, hsCRP, TP, HDL-C, LDL-C, HbA1c et FBI). L’hypothèse des risques proportionnels a été testée en traçant les résidus de Schoenfeld en fonction du temps, suivi d’une inspection visuelle de l’uniformité. Le facteur d’inflation de la variance (VIF) [34] pour tous les prédicteurs de nos modèles était inférieur à 5 (Fichier supplémentaire 1 : Figure S1), ce qui indique l’absence de multicolinéarité significative. Nous avons également effectué une régression de Cox à spline cubique restreinte (RCS), avec 4 nœuds (5 h, 35e, 65e et 95e centiles de l’indice TyG), pour tester la linéarité et caractériser les relations niveau-réponse entre l’indice TyG et l’hypertension d’apparition récente.

Analyses de sous-groupes

Les éventuelles modifications de l’association entre index TyG et hypertension d’apparition récente ont été réalisées dans plusieurs sous-groupes. Les participants ont été stratifiés par âge (< 50 vs ≥ 50 ans), sexe, IMC (< 24 vs ≥ 24 kg/m²), WHR (< 0,85 [median] vs ≥ 0,85), statut tabagique, statut alcoolique, PAS (< 120 vs 120- < 140 mmHg), DBP (< 80 vs 80- < 90 mmHg), résidence (urbain vs rural), région (nord vs . sud), gras (< 70 [median] vs ≥ 70 g/j), protéines (< 63 [median] vs ≥ 63 g/j), glucides (< 288 [median] vs ≥ 288 g/j), et présence d'IRC (oui/non). Nous avons inclus un terme d'interaction dans le modèle pour chaque analyse afin d'évaluer la modification de la mesure de l'effet.

Analyse de sensibilité

La robustesse des résultats de l’étude a été vérifiée par diverses analyses de sensibilité. Premièrement, étant donné que le moment exact où le résultat s’est produit est difficile à saisir. Nous avons ajusté un modèle de Cox en utilisant des méthodes de censure d’intervalle [35] pour évaluer si les résultats ont été affectés. Deuxièmement, nous avons exclu les informations sur l’hypertension obtenues par le biais de questionnaires, y compris la présence ou l’absence d’hypertension et l’utilisation de médicaments antihypertenseurs, car il pourrait y avoir un biais de rappel. Troisièmement, nous avons réanalysé les données chez les participants limités à deux visites de suivi pour tester si la durée du suivi a un effet sur le résultat. De plus, nous avons modifié les seuils de diagnostic conformément aux directives de l’American College of Cardiology (ACC) et de l’American Heart Association (AHA). [36]. Dans cette partie, l’hypertension a été redéfinie comme une PAS moyenne ≥ 130 mmHg et/ou une PAD moyenne ≥ 80 mmHg, un diagnostic médical d’hypertension ou la prise de médicaments antihypertenseurs. Enfin, le score de propension (PS) des niveaux d’indice TyG (Q1 vs. Q2-Q4) a été estimé à l’aide d’un modèle de régression logistique dont les covariables ont été répertoriées dans le tableau 1, et une cohorte équilibrée de référence a été construite à l’aide de l’appariement du score de propension 1:1. (PSM) [37] méthode avec appariement au plus proche voisin sans remplacement et dans une largeur de curseur de 0,001. Une différence moyenne standardisée inférieure à 0,10 était considérée comme un équilibre satisfaisant entre les 2 groupes.

Analyses complémentaires

Nous avons effectué une analyse de la valeur E [38] pour évaluer l’étendue de la confusion non mesurée qui serait nécessaire pour annuler les résultats observés. De plus, compte tenu de l’impact du DM et de l’IRC sur l’incidence de l’hypertension, nous avons en outre exclu 651 personnes atteintes de DM et/ou d’IRC.

Toutes les analyses statistiques ci-dessus ont été réalisées à l’aide du logiciel R (version 4.1.2 ; http://www.r-project.org/). Un P bilatéral < 0,05 a été considéré comme statistiquement significatif dans toutes les analyses.