L’utilisation d’anticholinergiques est associée à une mortalité plus faible mais pas à un risque accru de fracture de la hanche chez les patients atteints de la maladie de Parkinson : une étude de cohorte rétrospective | BMC Gériatrie

Source de données

Les données utilisées dans cette étude sont basées sur les données de réclamation de l’assurance maladie nationale obligatoire, qui est gérée et fournie par le Centre de collaboration pour les applications d’information sur la santé du ministère de la Santé et du Bien-être social de Taiwan. Cette base de données complète contient des données sur les soins de santé de plus de 99 % de la population du pays, notamment des données démographiques, les dates des visites cliniques, les codes de diagnostic, les ordonnances d’ordonnance et les dépenses associées. Les diagnostics ont été codés selon la Classification internationale des maladies, neuvième révision, modification clinique et la Classification statistique internationale des maladies et des problèmes de santé connexes, 10e révision pour chaque réclamation d’assurance enregistrée. Cette étude a été approuvée par le comité d’examen institutionnel de l’hôpital E-Da.

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Cohorte de la maladie de Parkinson

Les patients âgés de 50 ans ou plus atteints de la maladie de Parkinson (MP) nouvellement diagnostiquée entre le 1er janvier 2000 et le 31 décembre 2015 sans diagnostic préalable de MP dans leur dossier médical depuis au moins deux ans ont été inclus. Nous avons identifié les patients ayant reçu un diagnostic de MP (code CIM-9 332, code CIM-10 G20). Au moins un des critères d’inscription suivants devait être rempli pour être inclus dans l’étude : (1) une ou plusieurs admissions de patients hospitalisés avec diagnostic de MP, ou (2) trois visites ambulatoires ou plus au cours d’une période de six mois, chacune avec un diagnostic de MP. Cette approche a été choisie pour augmenter la spécificité du diagnostic de la MP. La date d’indexation a été fixée à un an après la date du premier diagnostic de MP afin de laisser le temps de commencer le traitement et d’atténuer le biais de temps immortel. Les critères d’exclusion pour les sujets de l’étude étaient : (i) les patients atteints de MP secondaire (code CIM-9-CM 332.1, code CIM-10-CM G21) ; (ii) d’autres maladies mentales, y compris les troubles psychotiques organiques séniles et préséniles (code ICD-9-CM 290, code ICD-10-CM F05-F07), les troubles schizophréniques (code ICD-9-CM 295, code ICD-10-CM). F20-F25) et psychoses affectives (code ICD-9-CM 296, code ICD-10-CM F30-F39); (iii) maladie cérébrovasculaire (code CIM-9-CM 430-438, code CIM-10-CM I60-I69) avant la date du diagnostic de MP. La cohorte PD a ensuite été divisée en deux cohortes : la cohorte anticholinergique antiparkinsonienne (cohorte PD avec AA), définie par la prescription continue d’AA au moins 90 jours dans l’année précédant la date d’indexation, et la cohorte anticholinergique non antiparkinsonienne (PD sans AA). cohorte), définie par le fait de ne jamais avoir reçu de prescription d’AA pendant toute la période d’étude. La prescription des anticholinergiques antiparkinsoniens a été définie selon le code chimique anatomique thérapeutique (code ATC N04AA). Les AA ont été appariés selon un rapport de 1:1 avec la cohorte PD sans AA en fonction de l’âge, du sexe, de la date d’indexation et du score de propension aux comorbidités. Nous avons fixé la date d’indexation à un an après un nouveau diagnostic de MP, période pendant laquelle nous avons évalué l’état de l’utilisation des AA pour atténuer le biais de temps immortel dans les études observationnelles.

Cohorte de la maladie non parkinsonienne

Les participants du groupe témoin ont été sélectionnés à partir de la même base de données sur la base du fait qu’ils n’avaient jamais contracté la maladie de Parkinson (MP) ni reçu de prescription d’agents anticholinergiques (AA) antiparkinsoniens pendant toute la période d’étude. Ils ont été appariés individuellement selon un rapport de 4 : 1 avec la cohorte PD en fonction de l’âge, du sexe, de la date d’indexation et du score de propension aux comorbidités.

Covariables

Les patients ayant reçu un diagnostic de fracture de la hanche ou d’une vertèbre avant la date d’indexation ont été exclus de l’étude. Les comorbidités ont été classées comme celles existant avant la date d’indexation et comprenaient l’hypertension (codes CIM-9-CM 401-405, codes ICD-10-CM I10-I15), le diabète sucré (code CIM-9-CM 250, CIM-10). -Code CM E08-E11, E13), BPCO (code CIM-9-CM : 490, 491, 492, 494, 496, code CIM-10-CM J44), maladie hépatique chronique (code CIM-9-CM : 490, 491, 492, 494, 496, code CIM-10-CM J44), maladie rénale chronique (code CIM-9-CM : Code CM 571-572, code CIM-10-CM K70-K77), tumeur maligne (codes CIM-9-CM 140-208, codes CIM-10-CM C00-C97, D00-D48), toxicomanie, alcoolisme et étourdissements (codes CIM-9-CM 291, 303-305, 386, 648, 790). , 965, V11.3, E850.0, E854.1, E935.0, E939.6, V654.2, codes CIM-10-CM F10-12, F14-19, R42), troubles visuels (codes CIM-9-CM 361-366, 368-371, 377-378, code CIM-10-CM H00-59), troubles endocriniens et malnutrition (code CIM-9-CM 240 − 242, 255, 262-269, 579, code ICD-10-CM E20-35), arthropathies (codes CIM-9-CM 711-716, codes ICD-10-CM M15-19, M45-49) et osseux fractures autres que la fracture de la hanche (codes CIM-9-CM 805-817, 821-825, 831-833, codes CIM-10-CM S22, S32, S42-S43, S52, S61-63, S72, S82). La fin de la période de suivi pour les trois analyses (cohortes non-PD versus PD avec AA, cohortes non-PD versus PD sans AA et PD sans AA versus PD avec cohortes AA) a été marquée le jour de la fracture de la hanche. , résiliation de l’inscription à partir de la base de données, décès ou jusqu’à la fin de cette étude.

Analyse statistique

Les caractéristiques de base et les comorbidités de toutes les cohortes ont été initialement analysées. L’analyse de survie traditionnelle ne prend généralement en compte qu’un événement à la fois (par exemple, le décès ou une fracture de la hanche), ce qui peut entraîner la négligence d’autres événements et la surestimation des estimations de risque qui en résultent. Ainsi, ces résultats ne doivent pas être directement interprétés et appliqués en milieu clinique. Pour surmonter ce problème, notre étude a considéré la mort à l’aide du modèle de risque de régression Fine et Gray pour calculer les risques de sous-distribution (sHR), et les valeurs p ont été déterminées à l’aide du test de Gray. L’étude a comparé les cohortes PD avec AA et PD sans AA à la cohorte non PD pour évaluer les différents risques de développer une fracture de la hanche avec un modèle stratifié de risques de régression Fine et Gray, en ajustant l’âge, le sexe, le jour d’indexation et les comorbidités.

L’étude a également utilisé le modèle stratifié des risques de régression Fine et Gray pour évaluer les risques variables de développer une fracture de la hanche entre les cohortes PD avec AA et PD sans AA et en ajustant l’âge, le sexe, le jour d’indexation et les comorbidités (en tant que variable dépendante du temps). . L’approche dépendante du temps a été menée pour vérifier l’inclusion de l’effet temporel et de la dose cumulée d’absorption du médicament. L’étude a utilisé le modèle de régression à risques proportionnels stratifiés de Cox pour déterminer les rapports de risque de décès pour la PD avec AA par rapport aux cohortes non-PD, la PD sans AA par rapport aux cohortes non-PD et la PD avec cohorte AA par rapport à la PD sans cohorte AA. La méthode de Kaplan – Meier a été utilisée pour déterminer l’incidence cumulée des fractures de la hanche et les différences entre les cohortes ont été testées à l’aide du test du log-rank. Tous les calculs de gestion des données et de sHR ont été effectués à l’aide du logiciel Statistical Analysis System (SAS) pour Windows (version 9.4 ; SAS Institute, Cary, Caroline du Nord). Le modèle de risque de régression Fine et Gray a été réalisé à l’aide du progiciel PHREG.