Anticorps antiphosphatidylsérine et résultats cliniques chez les patients ayant subi un accident vasculaire cérébral ischémique aigu
Introduction
L’accident vasculaire cérébral est la principale cause de décès et d’invalidité dans le monde.1 Les biomarqueurs permettant d’identifier les patients présentant un risque élevé de mauvais résultats cliniques aideraient à sélectionner les patients pour une surveillance agressive et des interventions thérapeutiques. Les anticorps antiphospholipides (aPL) sont une famille hétérogène d’anticorps dirigés contre les phospholipides et les protéines de liaison aux phospholipides.2 La présence de ces anticorps est la caractéristique de laboratoire du syndrome des antiphopholipides, une maladie auto-immune caractérisée par une susceptibilité aux thromboembolies vasculaires ou à la perte fœtale.3 Les anticorps anticardiolipine (aCL) et les anticorps anticoagulants lupiques sont les membres les plus fréquemment étudiés et ont été associés à un risque accru d’événements thrombo-occlusifs récurrents et de décès après un AVC dans certaines études, mais pas dans toutes.4-Récemment, des études ont suggéré que les anticorps dirigés contre la phosphatidylsérine (anticorps antiphosphatidylsérine) pourraient être un marqueur utile du syndrome.9-12 Des études de population ont montré une association indépendante de l’aPS avec l’AVC ischémique.13 Cependant, on ne sait pas encore si l’aPS influence les résultats de l’AVC. Nous avons cherché à examiner l’association de l’aPS avec les résultats cliniques dans une grande cohorte de patients ayant subi un AVC ischémique aigu.
Méthodes
Participants
Cette étude a été tirée du CATIS (China Antihypertensive Trial in Acute Ischemic Stroke), un essai clinique randomisé mené dans 26 hôpitaux à travers la Chine d’août 2009 à mai 2013. La conception de CATIS a été décrite en détail ailleurs.14 En bref, un total de 4071 patients âgés de ≥22 ans ayant subi un premier accident vasculaire cérébral ischémique confirmé par une tomodensitométrie ou une imagerie par résonance magnétique du cerveau dans les 48 heures suivant l’apparition des symptômes, et ayant une pression artérielle systolique (PA) comprise entre 140 et <220 mm Hg ont été recrutés. Les patients ont été répartis au hasard pour recevoir un traitement antihypertenseur (visant à abaisser la PA systolique de 10 % à 25 % dans les 24 heures suivant la randomisation, à atteindre une PA <140\90 mm Hg dans les 7 jours, et à maintenir ce niveau pendant l’hospitalisation) ou dans le groupe témoin (pas de médicaments antihypertenseurs pendant l’hospitalisation). Ont été exclus les patients présentant une PA systolique ≥220 ou une PA diastolique ≥120 mm Hg, une insuffisance cardiaque sévère, un infarctus du myocarde aigu ou un angor instable, une fibrillation auriculaire, une dissection aortique, une sténose cérébrovasculaire ou une hypertension résistante, ceux qui étaient dans un coma profond et ceux qui étaient traités par un traitement thrombolytique intraveineux14. Pour la présente étude, 1058 participants ont été exclus parce qu’ils n’ont pas offert d’échantillons de sang, ou que les échantillons collectés ont été hémolysés pendant le stockage ou le transport, ou encore que les aPL n’ont pas été mesurés. Finalement, 3013 participants ont été inclus dans l’analyse.
L’étude a été approuvée par les comités de révision institutionnels de l’Université de Soochow en Chine et de l’Université de Tulane aux États-Unis. Un consentement écrit a été obtenu de tous les participants à l’étude.
Mesures
Les caractéristiques démographiques et les antécédents médicaux ont été recueillis. La gravité de l’AVC a été évaluée à l’aide de l’échelle NIHSS (National Institutes of Health Stroke Scale) par des neurologues formés au départ.15 L’AVC ischémique a été classé en athérosclérose des grandes artères (embolie/thrombose), embolie cardiaque (embolique) et occlusion lacunaire des petites artères (lacunaire) en fonction des symptômes et des données d’imagerie.16 Trois mesures de la tension artérielle ont été effectuées par des infirmières formées au départ selon un protocole commun adapté des procédures recommandées par l’American Heart Association.17
Des échantillons de sang à jeun ont été prélevés après au moins 8 heures de jeûne dans les 24 heures suivant l’admission. Tous les échantillons de sang ont été conservés à -80°C jusqu’au test. Les échantillons ont été testés pour l’aPS et l’aCL en utilisant les kits ELISA suivants : QUANTA Lite ACA IgG III (troisième génération) et QUANTA Lite Phosphatidylserine IgG. Tous les tests ELISA ont été fabriqués par INOVA Diagnostics, San Diego, CA. Les résultats ont été rapportés en unités standard (GPL pour les IgG-aCL et GPS pour les IgG-aPS). Une unité GPL ou GPS est équivalente à 1 ug/mL. La valeur seuil de positivité était IgG-aPS ≥11 GPS.
Évaluation des résultats
Les participants ont été suivis en personne au mois 3 par des neurologues et des infirmières formés ignorant l’affectation du traitement. Le résultat primaire était une combinaison de décès et d’invalidité majeure (score de 3 à 6 sur l’échelle de Rankin modifiée).18 Les résultats secondaires étaient le décès, l’invalidité majeure, la récurrence d’un accident vasculaire cérébral fatal et non fatal, et les événements vasculaires (par exemple, décès d’origine vasculaire, accident vasculaire cérébral non fatal, infarctus du myocarde non fatal, angine de poitrine hospitalisée et traitée, insuffisance cardiaque congestive hospitalisée et traitée, et maladie artérielle périphérique hospitalisée et traitée). Tous les décès ont été confirmés par les certificats de décès. Les données hospitalières ont été extraites pour les accidents vasculaires cérébraux et les événements vasculaires récurrents. Le comité d’évaluation des résultats, en aveugle par rapport à l’affectation des traitements, a examiné et jugé les accidents vasculaires cérébraux récurrents et les événements vasculaires sur la base des critères établis dans l’essai ALLHAT (Antihypertensive and Lipid-Lowering Treatment to Prevent Heart Attack Trial).
Analyse statistique
Tous les participants ont été classés en 2 groupes : aPS positif et aPS négatif. Les caractéristiques de base ont été comparées entre les 2 groupes à l’aide de tests χ2, de tests t de Student ou de tests rank-sum de Wilcoxon, selon le cas. La régression logistique et les modèles de risques proportionnels de Cox ont été utilisés pour analyser l’association entre l’aPS et les résultats de l’étude, le cas échéant. Une régression logistique ordinale a été utilisée pour estimer l’association entre l’aPS et un score de 1-U plus élevé sur l’échelle de Rankin modifiée. La preuve d’interactions entre le traitement et l’aPS pour chaque résultat a été étudiée en ajoutant un terme d’interaction (aPS×traitement) dans les modèles statistiques. Des modèles de régression spline ont été utilisés pour examiner la forme de l’association entre l’aPS et les résultats en ajustant une fonction spline cubique restreinte avec 4 nœuds (5e, 35e, 65e et 95e percentiles).19 Dans les modèles multivariables, nous avons ajusté l’âge, le sexe, les scores NIHSS de base (>4 par rapport à ≤4, un seuil conventionnel pour les AVC légers ou mineurs15,20 ou en tant que variable continue), le délai entre le début de l’AVC et l’hospitalisation, la PA systolique, le tabagisme, la consommation d’alcool, le diabète sucré, les sous-types d’AVC ischémique, l’intervention antihypertensive et les niveaux d’aCL de base. L’indice net de reclassification et l’amélioration de la discrimination intégrée ont été calculés pour évaluer la valeur prédictive de l’ajout de l’aPS aux facteurs de risque conventionnels.21 Toutes les analyses ont été effectuées à l’aide du logiciel statistique SAS (version 9.3 ; Cary, NC). Une valeur bilatérale de P<0,05 a été considérée comme statistiquement significative.
Résultats
La plupart des caractéristiques de base étaient équilibrées entre les participants ayant subi un dosage de l’aPS et ceux n’ayant pas subi de dosage (tableau I dans le supplément de données en ligne). Sur les 3013 patients testés, 651 (21,6 %) ont été classés comme positifs pour l’aPS et 2362 (78,4 %) comme négatifs pour l’aPS (tableau 1). Par rapport aux patients aPS négatifs, les patients aPS positifs avaient tendance à être plus âgés, à fumer et à boire, à avoir des niveaux plus élevés d’aPS et d’aCL, et une fréquence plus élevée de NIHSS >4. Les autres variables étaient similaires entre les 2 groupes de comparaison (tous les P>0,05).
| Caractéristiques | aPS négatif (n=2362) | aPS positif (n=651) | Valeur P |
|---|---|---|---|
| Age, ans | 61.5 (10,8) | 63,8 (10,9) | <0,001 |
| Homme | 1516 (64,0) | 406 (62,4) | 0.44 |
| Temps entre le début et l’hospitalisation, h* | 10 (4-24) | 11 (5-24) | 0,74 |
| Score NIHSS à l’admission* | 4 (2-8) | 5 (3-8) | 0.03 |
| Score NIHSS à l’admission >4 | 1145 (48,6) | 349 (53,6) | 0,02 |
| Tension artérielle à l’admission, mm Hg | |||
| Systolique | 165.7 (16,9) | 165,6 (16,2) | 0,92 |
| Diastolique | 96,1 (11.0) | 95,6 (10,9) | 0,29 |
| Indice de masse corporelle, kg/m2 | 24,9 (3.1) | 24,9 (3,2) | 0,96 |
| Consommation actuelle de cigarettes | 887 (37,6) | 218 (33,5) | 0,06 |
| Consommation actuelle d’alcool | 749 (31.7) | 162 (24,9) | 0,001 |
| Histoire des maladies | |||
| Hypertension | 1871 (79,0) | 502 (77,1) | 0.30 |
| Hyperlipidémie | 174 (7,4) | 47 (7,2) | 0,90 |
| Diabète sucré | 437 (18,5) | 103 (15,8) | 0.11 |
| Coronaropathie | 246 (10,4) | 75 (11,5) | 0,42 |
| Sous-type d’AVC ischémique† | |||
| Thrombotique | 1838 (77.6) | 492 (75,6) | 0,27 |
| Embolique | 119 (5,0) | 37 (5,7) | 0,50 |
| Lacunaire | 466 (19.7) | 138 (21,2) | 0,39 |
| Intervention antihypertensive | 1177 (49,7) | 330 (50,7) | 0,66 |
| aPS, GPS* | 4.7 (2,8-7,1) | 16,0 (12,7-22,6) | <0,001 |
| aCL, GPL* | 5,0 (4,0-6,6) | 8,1 (5,9-12,2) | <0.001 |
Les données ont été présentées sous forme de moyenne (ET) ou de n (%), sauf indication contraire. aCL indique anticorps anticardiolipine ; aPS, anticorps antiphosphatidyl serine ; GPL, unités d’anticorps anticardiolipine IgG ; GPS, unités d’anticorps antiphosphatidyl serine IgG ; et NIHSS, échelle d’accident vasculaire cérébral des National Institutes of Health (scores compris entre 0 et 42).
*Les données ont été présentées sous forme de médiane (écart interquartile).
†Neuf patients présentant à la fois des sous-types thrombotiques et emboliques ; 64 patients présentant des sous-types thrombotiques et lacunaires ; 5 patients présentant des sous-types emboliques et lacunaires ; et 1 patient présentant les 3 sous-types.
Dans les 3 mois, 15 patients ont été perdus de vue, 751 ont eu une issue composite de décès ou de handicap majeur (83 sont décédés), 53 ont développé un AVC récurrent et 84 ont subi des événements vasculaires (tableau 2). Les patients dont l’aPS était positif présentaient un risque plus élevé d’issue composite de décès ou d’invalidité majeure, de décès et d’invalidité majeure. Après ajustement des facteurs de confusion possibles et de l’aCL de base, les odds ratios ou les rapports de risque (intervalle de confiance à 95 %) associés à un aPS positif étaient de 1,35 (1,07-1,71), 1,63 (0,99-2,69) et 1,25 (0,98-1,59) pour l’issue composite de décès ou d’invalidité majeure, de décès et d’invalidité majeure, respectivement (tableau 2, modèle multivariable 2). Les analyses de régression logistique ordinale n’ont pas mis en évidence d’association indépendante entre la positivité de l’aPS et la probabilité d’un score supérieur de 1 U sur l’échelle de Rankin modifiée (tableau 2). Il n’y avait pas d’association significative entre le statut aPS et les récidives d’AVC et d’événements vasculaires. Les résultats sont restés similaires lorsque le NIHSS a été ajusté en tant que variable continue (tableau 2, modèle multivariable 3). Les analyses de sous-groupes n’ont révélé aucune hétérogénéité significative pour le résultat primaire entre les bras de l’essai et les sous-types d’AVC pathogènes (tableau II dans les données complémentaires en ligne). Les tests statistiques d’interaction entre le statut aPS et le traitement antihypertenseur sur chaque résultat de l’étude n’étaient pas significatifs (tous les P>0,05).
| Résultats | aPS négatif (n=2362) | aPS positif (n=651) | Modèle non ajusté | Modèle multivariable 1 | Modèle multivariable 2 | Modèle multivariable 3 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| OR ou HR (IC 95 %) | P Value | OR ou HR (IC 95 %) | P Value | OR ou HR (IC 95 %) | . CI) | P Value | OR ou HR (95% CI) | P Value | ||
| Statut | ||||||||||
| Décès et invalidité majeure, n (%)* | 562 (23.9) | 189 (29.1) | 1.30 (1.07-1.58) | 0.008 | 1.24 (1.00-1.54) | 0.05 | 1.35 (1.07-1.71) | 0.01 | 1.38 (1.07-1.78) | 0.01 |
| Échelle de Rankin modifiée, n (%) | ||||||||||
| 0 (pas de symptômes) | 434 (18,5) | 121 (18,6) | 1,81 (1,01-1,38)‡ | 0,04 | 1,07 (0,92-1.26)‡ | 0,23 | 1,08 (0,91-1,29)‡ | 0,36 | 1,07 (0,90-1,27)‡ | 0,48 |
| 1 (aucun handicap significatif) | 811 (34.5) | 198 (30,5) | ||||||||
| 2 (handicap léger) | 541 (23.0) | 142 (21,9) | ||||||||
| 3 (handicap modéré) | 296 (12.6) | 91 (14,0) | ||||||||
| 4 (handicap modérément grave) | 159 (6.8) | 50 (7,7) | ||||||||
| 5 (handicap grave) | 51 (2.2) | 21 (3,2) | ||||||||
| 6 (mort) | 56 (2,4) | 27 (4.2) | ||||||||
| Décès, n (%) | 56 (2,4) | 27 (4.2) | 1.85 (1.16-2.93) | 0.009 | 1.61 (1.01-2.57) | 0.05 | 1.63 (0.99-2.69) | 0.05 | 1.40 (0.83-2.36) | 0.20 |
| Handicap majeur, n (%) | 506 (21,6) | 162 (24,9) | 1,21 (0,99-1,48) | 0,07 | 1,15 (0,92-1,43) | 0,23 | 1,25 (0.98-1,59) | 0,07 | 1,24 (0,97-1,59) | 0,09 |
| Accident vasculaire cérébral récurrent, n (%) | 45 (1,9) | 9 (1,4) | 0,76 (0,37-1,56) | 0.46 | 0.75 (0.36-1.54) | 0.43 | 0.65 (0.30-1.41) | 0.28 | 0.67 (0.31-1.45) | 0.31 |
| Événements vasculaires,† n (%) | 64 (2,7) | 20 (3,1) | 1,12 (0,67-1,87) | 0,67 | 1.03 (0.61-1.73) | 0.91 | 0.97 (0.56-1.68) | 0.90 | 0.98 (0.56-1.72) | 0.94 |
| Par intervalle interquartile | ||||||||||
| Décès et invalidité majeure* | … | … | 1,07 (1,01-1,14) | 0.02 | 1.04 (0.98-1.12) | 0.22 | 1.10 (1.01-1.20) | 0.03 | 1.10 (1.01-1.21) | 0.03 |
| Échelle de Rankin modifiée ordinale | … | … | 1,07 (1,02-1,13)‡ | 0,004 | 1.04 (0.99-1.09)‡ | 0.23 | 1.05 (0.99-1.12)‡ | 0.09 | 1.03 (0.97-1.10)‡ | 0.33 |
| Mort | … | … | 1,18 (1,08-1,30) | 0,001 | 1,15 (1,04-1,27) | 0.008 | 1,19 (1,05-1,35) | 0,007 | 1,09 (0,97-1,23) | 0,16 |
| Handicap majeur | … | … | 1.04 (0.98-1.11) | 0.21 | 1.01 (0.94-1.08) | 0.86 | 1.05 (0.96-1.14) | 0,29 | 1,04 (0,95-1,14) | 0,38 |
| Accident vasculaire cérébral récurrent | … | … | 0.98 (0.79-1.22) | 0.86 | 0.97 (0.78-1.21) | 0.80 | 0.91 (0.70-1.17) | 0.45 | 0.91 (0.70-1.17) | 0,44 |
| Événements vasculaires† | … | … | 1,07 (0,93-1,23) | 0.35 | 1.04 (0.91-1.21) | 0.55 | 1.02 (0.85-1.22) | 0.83 | 1.00 (0.84-1.19) | 0.98 |
Modèle multivariable 1 : ajusté pour l’âge, le sexe, les scores NIHSS de base (>4 versus ≤4), le délai entre le début de l’accident et l’hospitalisation, la pression artérielle systolique à l’entrée, le tabagisme, la consommation d’alcool, les sous-types d’AVC ischémique, le diabète sucré, l’intervention antihypertensive versus le contrôle. Modèle 2 : modèle 1 plus anticorps anticardiolipine ; modèle 3 : modèle 2 avec NIHSS ajusté comme variable continue. aPS indique anticorps antiphosphatidylsérine ; CI, intervalle de confiance ; HR, hazard ratio ; OR, odds ratio ; et NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale.
*Score de 3 à 6 sur l’échelle de Rankin modifiée.
†Inclut les décès d’origine vasculaire, les accidents vasculaires cérébraux non mortels, les infarctus du myocarde non mortels, les angines de poitrine hospitalisées et traitées, les insuffisances cardiaques congestives hospitalisées et traitées et les artériopathies périphériques hospitalisées et traitées.
‡Odds d’un score plus élevé de 1-U sur l’échelle de Rankin modifiée.
Sur les analyses continues, 1 augmentation de l’intervalle interquartile de l’aPS était associée à une augmentation de 10% et 19% des risques pour le résultat composite de décès ou d’invalidité majeure (odds ratio ajusté, 1,10 ) et de décès (hazard ratio ajusté, 1,19 ; tableau 2, modèle multivariable 2). Les résultats sont restés statistiquement significatifs pour le critère composite de décès ou d’invalidité majeure lorsque le NIHSS a été ajusté en tant que variable continue (tableau 2, modèle multivariable 3). Nous n’avons trouvé aucune preuve d’interaction entre les aPS et l’intervention antihypertensive sur tous les résultats de l’étude (tous les P>0,05).
Les modèles de régression spline multivariables ont suggéré une association linéaire entre les titres d’aPS et les risques de résultat composite de décès ou d’invalidité majeure (P pour la linéarité=0,03) et de décès (P pour la linéarité=0,02 ; figure). Les aPS sériques n’avaient pas d’association avec l’invalidité majeure, l’accident vasculaire cérébral récurrent et les événements vasculaires (Figure ; Figure I dans les données supplémentaires en ligne).
Figure. Association de l’anticorps IgG antiphosphatidylsérine avec les odds ratios ou les ratios de risque de décès et d’invalidité majeure, de décès et d’invalidité majeure. Analyses de régression multiple par spline des odds ratios ou des hazard ratios (ligne continue) et de leurs intervalles de confiance à 95 % (ligne pointillée) du résultat composite de décès et d’invalidité majeure, de décès et d’invalidité majeure associés à l’anticorps IgG antiphosphatidylsérine au départ parmi 3013 patients ayant subi un AVC ischémique aigu. A, décès et handicap majeur, (B) décès, et (C) handicap majeur.
L’ajout d’un aPS à un modèle de régression logistique composé de facteurs de risque conventionnels et d’un aCL a significativement amélioré la prédiction du risque pour l’issue composite du décès ou du handicap majeur (tableau 3). L’ajout du statut aPS (positif ou négatif) au modèle conventionnel a amélioré l’indice de reclassement net sans catégorie de 10,9 % (P=0,002) et l’amélioration de la discrimination intégrée de 0,2 % (P=0,04) pour le résultat composite de décès ou d’invalidité majeure. Lorsque les titres d’aPS ont été ajoutés au modèle en tant que variable continue, l’indice de reclassement net sans catégorie était de 11,3 % (P=0,006) et l’amélioration de la discrimination intégrée de 0,2 % (P=0,06).
| NRI (sans catégorie), % | NRI (catégorie), %* | IDI, % | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Estimation (IC 95 %) | Valeur P | Estimation (IC 95 %) | Valeur P | Estimation (IC 95 %) | Valeur P | |
| Décès et invalidité majeure† | ||||||
| Modèle conventionnel‡ | ||||||
| Modèle conventionnel+aPS positif | 10.9 (3,8 à 17,9) | 0,002 | 1,8 (0,6 à 3,1) | 0,004 | 0,2 (0,01 à 0,3) | 0.04 |
| Modèle conventionnel+titre aPS | 11,3 (3,2 à 19,3) | 0,006 | 0,8 (-0,3 à 1,9) | 0.14 | 0,2 (-0,01 à 0,3) | 0.06 |
| Mort | ||||||
| Modèle conventionnel‡ | ||||||
| Modèle conventionnel+aPS positif | 21.3 (0,9 à 41,7) | 0,04 | 3,8 (-2,4 à 10,0) | 0,23 | 0,2 (-0,1 à 0,6) | 0.23 |
| Modèle conventionnel+titre aPS | 15,8 (-5,9 à 37,4) | 0,15 | 3,8 (-1,4 à 9,1) | 0,15 | 0.4 (-0,2 à 0,9) | 0.18 |
| Invalidité majeure | ||||||
| Modèle conventionnel‡ | ||||||
| Modèle conventionnel+aPS positif | 8.1 (0,8 à 15,4) | 0.03 | 1,5 (0,2 à 2,7) | 0,02 | 0,09 (-0,02 à 0,2) | 0,10 |
| Modèle conventionnel+titre aPS | 4.9 (-3,5 à 13,3) | 0,25 | 0,8 (-0,2 à 1,7) | 0,12 | 0,04 (-0,02 à 0,1) | 0.23 |
aPS indique les anticorps antiphosphatidylsérine ; IC, intervalle de confiance ; IDI, indice de discrimination intégré ; et NRI, amélioration nette de la reclassification.
*Les patients ont été répartis en 3 catégories pour la classification du risque : <5%, 5% à 15%, et >15%.
†Score de l’échelle de Rankin modifiée de 3 à 6.
‡Le modèle conventionnel comprenait l’âge, le sexe, les scores de l’échelle de l’AVC des National Institutes of Health, le délai entre le début de l’AVC et l’hôpital, la pression artérielle systolique, le tabagisme actuel, la consommation d’alcool actuelle, les sous-types d’AVC ischémique, le diabète sucré et les anticorps anticardiolipine.
Nous avons également examiné l’association entre l’aCL et les résultats cliniques chez les patients ayant subi un AVC ischémique aigu (tableau III dans le supplément de données en ligne). Ni l’aCL positif (≥20 GPL) ni l’écart interquartile de l’aCL n’ont augmenté les risques de résultat composite de décès ou d’invalidité majeure, de décès, d’invalidité majeure, d’AVC récurrent et d’événements vasculaires (tous P>0,10).
Discussion
Notre étude a trouvé une association significative d’un aPS positif de base avec les risques de résultat composite de décès ou d’invalidité majeure dans les 3 mois suivant un AVC ischémique aigu. Cette association était indépendante des facteurs de risque établis pour le pronostic de l’AVC et des niveaux d’aCL de base. Nous avons également observé une association linéaire entre les titres d’aPS et les risques d’issue composite de décès ou de handicap majeur. De plus, l’ajout de l’aPS aux facteurs de risque conventionnels a amélioré la prédiction du risque pour l’issue primaire. Ces résultats indiquent que l’aPS pourrait être un marqueur précieux dans la prédiction des résultats de l’AVC chez les patients ayant subi un AVC ischémique aigu.
Les données provenant d’études de cohorte sur l’association de l’aPS avec le décès et le handicap après un AVC sont rares. Une petite étude de cohorte prospective menée chez 410 patients ayant subi un AVC ischémique a rapporté une association significative entre un aPS positif et le décès à 90 jours, avec un odds ratio de 1,77 (IC 95 %, 1,34-16,97), mais pas entre l’aCL et les résultats de l’étude22. Une autre étude de cohorte rétrospective menée chez 167 patients atteints d’AIT a révélé que les aPS étaient significativement associés à un résultat composite d’accident vasculaire cérébral ou de décès dans les 90 jours (odds ratio, 16,3 ), et l’association persistait après ajustement pour les covariables.23
La relation entre les aPL et les accidents vasculaires cérébraux récurrents reste discutable. Les premières études ont montré une augmentation du risque d’AVC récurrent associé aux aPL,24,25 mais les études ultérieures qui ont inclus un plus grand nombre de patients n’ont pas trouvé une telle association.8,26 L’étude Antiphospholipid Antibodies and Stroke Study (n=1770), une étude de cohorte prospective, a rapporté que l’immunoréactivité à l’aCL ou aux anticorps anticoagulants du lupus au moment d’un premier accident vasculaire cérébral ischémique n’influençait pas le risque d’événements thrombo-occlusifs ultérieurs au cours des deux années suivantes.8 Notre étude a examiné l’aPS et l’aCL et non les anticorps anticoagulants du lupus. Ni l’aPS ni l’aCL n’ont augmenté le risque d’AVC récurrent ou d’événements vasculaires.
La présente étude a trouvé une association significative entre un aPS positif et le résultat composite de décès ou d’invalidité majeure, et l’association semble être plus forte pour le décès que pour les autres résultats. Comme la plupart des décès (67,5 %) dans cette étude ont été causés par l’AVC index, un aPS positif pourrait détériorer la progression de l’AVC vers le décès. Nous avons également trouvé une association linéaire entre les niveaux d’aPS et le résultat composite de décès ou de handicap majeur, suggérant qu’il pourrait exister une relation dose-dépendante entre les titres d’aPS et les mauvais résultats de l’AVC. Le mécanisme précis par lequel les aPS influencent les résultats de l’AVC n’est pas clair. Plusieurs mécanismes physiopathologiques potentiels ont été proposés, y compris la toxicité neurologique, le dysfonctionnement endothélial, l’état d’hypercoagulation, l’activation du complément, l’état thrombotique et l’athérosclérose accélérée.27-30
Nos résultats n’ont pas été matériellement affectés par l’ajustement de l’aCL de base, ce qui suggère que l’association des aPL avec les résultats de l’AVC pourrait être sous-estimée si les aPS n’étaient pas pris en compte.31 Bien que l’importance clinique d’autres aPL non cardiolipines, y compris l’aPS, n’ait pas encore été démontrée de manière convaincante, si ces anticorps non cardiolipines sont associés à un risque accru d’AVC et à un mauvais pronostic d’AVC,13,32 l’importance des aPL dans l’AVC pourrait être encore plus grande. Pour les patients atteints du syndrome des antiphospholipides, le consensus est de traiter ceux qui développent une thrombose par un traitement anticoagulant oral à long terme et de prévenir les manifestations obstétriques par l’utilisation d’aspirine et d’héparine.33,34 Nous n’avons pas trouvé que les aPS positifs augmentaient les risques de récidive d’AVC et d’événements vasculaires, mais nous avons trouvé une association significative des aPS avec le décès ou l’invalidité majeure. Par conséquent, des études d’observation ou des essais cliniques spécifiquement conçus peuvent être envisagés pour examiner si le traitement anticoagulant après un AVC diminue le risque de décès ou d’invalidité majeure chez les patients présentant un aPS positif.
Notre étude présente certains points forts. Tout d’abord, il s’agit d’une grande étude d’observation issue d’un essai clinique randomisé avec des contrôles de qualité stricts dans la collecte des données et l’évaluation des résultats. Deuxièmement, nous avons ajusté l’aCL de base et d’autres facteurs de risque importants dans l’analyse de l’association de l’aPS avec les résultats de l’étude. Certaines limites doivent être discutées ici. Premièrement, cette étude est une analyse post hoc de l’étude CATIS ; par conséquent, un biais de sélection peut être inévitablement présent. Cependant, les caractéristiques de base des participants à cette étude étaient similaires à celles du China National Stroke Registry35, ce qui indique que le biais de sélection peut être minime. Deuxièmement, les aPS n’ont été testés qu’au départ, nous n’avons pas été en mesure d’examiner l’association entre les changements des aPS et les résultats de l’AVC chez les patients ayant subi un AVC ischémique aigu, bien qu’il n’ait pas été constaté que les aPS augmentaient au fil du temps au cours de la première semaine après l’AVC.36 Enfin, un test fonctionnel de la coagulation dépendante des phospholipides n’a pas été réalisé dans le cadre de l’étude pour discriminer le syndrome des antiphospholipides parmi les patients ayant subi un AVC ischémique.
Conclusions
Nous avons constaté qu’un aPS positif augmentait les risques de décès ou d’invalidité majeure 3 mois après un AVC ischémique aigu. L’ajout de l’aPS aux facteurs de risque conventionnels a légèrement amélioré la prédiction du risque de décès ou de handicap majeur chez les patients ayant subi un AVC ischémique aigu.
Remerciements
Nous remercions les participants à l’étude et leurs proches, ainsi que le personnel clinique de tous les hôpitaux participants pour leur soutien et leur contribution à ce projet.
Sources de financement
Cette étude a été soutenue par l’Université de Soochow, la Fondation nationale des sciences naturelles de Chine (subventions : 81172761 et 81320108026) et un projet de développement de programme académique prioritaire des établissements d’enseignement supérieur de Jiangsu, en Chine ; l’Université de Tulane et Collins C. Diboll Private Foundation, tous deux à la Nouvelle-Orléans, LA.
Disclosions
Aucune.
Notes de bas de page
*Les docteurs Bu et Peng ont contribué à parts égales.
Le supplément de données en ligne est disponible avec cet article à http://stroke.ahajournals.org/lookup/suppl/doi:10.1161/STROKEAHA.116.013827/-/DC1.
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