Résultats

La durée moyenne de suivi des 6 261 personnes étudiées était de 7,9 ans (avec un écart type de 2,8 ans) et il y avait 1 873 décès. Le tableau 1 montre les caractéristiques démographiques de base de la cohorte. Dans l’ensemble, les pourcentages de personnes présentant des preuves spirométriques de BPCO étaient les suivants: Stade d’OR 1: 16%, stade d’OR 2: 12%, stade d’OR 3 ou 4: 3% et restriction: 8%.

Les figures 2 à 5 montrent les courbes de survie de Kaplan–Meier basées sur la gravité de la BPCO, à la fois pour l’ensemble de la population et stratifiées par le statut de fumeur. Dans tous les cas, toute altération de la fonction pulmonaire était associée à un risque accru de décès.

Comme prévu, les risques relatifs associés à la BPCO augmentaient avec la gravité croissante de la BPCO. Dans tous les cas, l’ordre relatif de gravité a été conservé dans le SRR résultant. Cependant, comme on peut le voir, le groupe de stade 1 présentait un risque relatif qui, dans 3 des 4 cas, était en fait inférieur à celui du groupe de référence (stade 0), bien que les différences ne soient ni pratiquement ni statistiquement significatives. Nous revenons sur cette question dans la discussion. Ceux qui présentaient une maladie pulmonaire restrictive (DLR) ou des symptômes de BPCO, mais aucun diagnostic formel, présentaient tous deux un risque de décès uniformément accru par rapport à ceux qui n’avaient pas de maladie pulmonaire.

D’autres analyses (non illustrées), utilisant des modèles qui (a) ne tenaient compte que de l’âge, du sexe et de la BPCO, et (b) étaient basées sur différents sous-ensembles de données, ont donné des résultats similaires. Une analyse distincte des fumeurs de pipe et de cigare (non illustrée) a révélé que leur risque de mortalité était similaire à celui des fumeurs (RR = 1,0) et plus élevé que celui des anciens fumeurs (RR = 1,1).

D’autres analyses (non montrées) ont révélé que l’effet de la BPCO ne semblait pas varier selon le sexe, la race ou les études collégiales. Autrement dit, il n’y a pas eu d’interactions significatives. Mais cela variait selon l’âge, comme nous l’avons émis, les personnes âgées ayant un RR inférieur à celui des personnes plus jeunes (résultats non présentés). Cela était vrai pour les personnes atteintes de BPCO de stade 2 et 3 ou 4, et parmi les fumeurs actuels, anciens et jamais fumeurs, à une exception près (cela n’a pas été le cas pour les anciens fumeurs atteints de BPCO modérée). Nous commentons plus en détail cette question au cours de la discussion.

La dernière ligne du tableau 3 montre le taux de mortalité pour le groupe de référence composite : femmes, 50-59 ans, non caucasiennes, études collégiales, aucune maladie pulmonaire, jamais fumeur (premier modèle seulement), nombre d’années de tabagisme faible (modèles 1 à 3 seulement), poids normal et aucune autre condition médicale. Comme on peut le voir, même les fumeurs actuels « en bonne santé », avec de faibles années de paquet, ont un taux de mortalité de base beaucoup plus élevé que ceux qui n’ont jamais fumé (0,0103 contre 0,0041). En comparaison, nous notons que les taux de mortalité annuels correspondants à l’âge de 55 ans pour la population générale féminine des États-unis28 et la population assurée (au moment de la souscription)31 sont respectivement de 0,0048 et 0,0009. C’est-à-dire que le meilleur groupe envisagé par les modèles est légèrement meilleur que la population générale, mais que la mortalité n’est pas aussi faible que celle des assurés récemment assurés (qui ont en outre démontré un travail sanguin normal, une analyse d’urine et un électrocardiogramme).

Le RRs du tableau 3 peut également être utilisé pour calculer le taux de mortalité pour n’importe quelle combinaison de niveaux des covariables du modèle. Par exemple, en utilisant le groupe ”Tous », le taux de mortalité chez un homme de 75 ans, caucasien, sans études collégiales, sans maladie pulmonaire, fumeur, années moyennes, poids normal, sans conditions médicales est 0.0060 * 1.3 * 1.0 * 1.2 * 4.5 * 1.0 * 1.5 * 1.1 * 1.0 = 0.0695.

Nous avons utilisé le modèle du tableau 3 pour calculer les taux de mortalité de divers groupes d’hommes caucasiens de 65 ans ayant des études collégiales, un poids normal et aucune condition médicale (pour les groupes de fumeurs, nous avons supposé de faibles années de travail, et pour le groupe « tous”, nous avons supposé « jamais fumeur”). Ces taux sont indiqués dans le tableau 4.

Nous avons calculé les EDR implicites dans le tableau 4 en soustrayant de chacun le taux de mortalité de la population générale masculine des États-Unis à l’âge de 65 ans (0,0186). Les EDR obtenus sont présentés dans le tableau 5. Comme on peut le voir, celles-ci sont plus petites que les EDR du tableau 2 pour les groupes « tous”, anciens et jamais, et plus élevées pour certains des groupes de fumeurs. Sinon, il n’y a pas de motif clair. Le fait que les EDR diffèrent entre les tableaux est compréhensible, car les premiers sont bruts (ou peut-être confondus) tandis que les seconds sont au moins partiellement ajustés pour les facteurs des modèles du tableau 3 (c’est-à-dire calculés après avoir pris en compte les facteurs des modèles, y compris l’absence de conditions médicales).

Implicite le tableau 5 montre que les EDR pour la BPCO sont plus élevés chez les fumeurs que chez les non-fumeurs ou les non-fumeurs. Par exemple, chez les fumeurs actuels, le EDR pour la BPCO de stade 3 ou 4 comparé à la BPCO légère est de 0,0601 −0,0109 = 0,0492 alors que pour les non−fumeurs, il n’est que de 0,0010 – (-0,0077) = 0,0087. Il s’agit d’un exemple de « super-additivité”, où le risque associé à deux facteurs (ici, le tabagisme et la BPCO) est supérieur à la somme des risques distincts associés à ces facteurs. La super-additivité est également observée, par exemple, en ce qui concerne le tabagisme et le diabète. Nous revenons sur cette question dans la discussion.

Nous avons ensuite utilisé les taux du tableau 4 pour calculer l’espérance de vie des 24 groupes (hommes). Les taux indiqués ont été utilisés pour l’âge de 65 ans. Étant donné que nous avons constaté que le RR diminue avec l’âge (et que le EDR augmente avec l’âge), l’hypothèse d’un EDR constant ou d’un RR constant avec l’âge n’était pas justifiée. Bien sûr, nous aurions pu utiliser le modèle du tableau 3 pour calculer les taux de mortalité à tous les âges. Pourtant, comme on vient de le noter, le RR diminue avec l’âge. Ainsi, l’utilisation de taux basés sur des modèles à tous les âges surestimerait la mortalité et, par conséquent, sous-estimerait l’espérance de vie. Nous avons opté pour une position médiane : l’utilisation de l’espérance de vie proportionnelle (ELP).18,29 On peut montrer que cette méthode a des implications pour l’EDR à tous les âges, 18,29 sur lesquels il s’ensuit que notre approche ici pourrait s’appuyer également sur les taux du tableau 4 ou les EDR du tableau 5. Pour les femmes, les taux de mortalité correspondants sont indiqués au tableau 6 et les EDR au tableau 7.

Vie les attentes fondées sur les taux des tableaux 4 et and55 sont données dans le tableau 8. Comme on peut le voir, le meilleur groupe – jamais fumeur sans maladie pulmonaire significative et sans condition médicale – a une espérance de vie de 17,8 années supplémentaires. Sans surprise, ce chiffre est supérieur au chiffre correspondant dans la population générale des États-Unis (16,8 ans). En revanche, les fumeurs actuels sans maladie pulmonaire ont une espérance de vie de 14,3 ans, soit 3,5 ans de moins que 17,8, similaire à celle de Doll et de ses collègues.32 Comme prévu, la présence de BPCO diminue encore l’espérance de vie.

Les fumeurs actuels atteints de MPOC de stade 1 ont une espérance de vie de 14,0 ans, soit 0,3 ans de moins. Les fumeurs atteints de BPCO de stade 2 ont une espérance de vie de 12,1 ans, soit 2,2 ans de moins. Les personnes atteintes de BPCO de stade 3 ou 4 ont une espérance de vie de 8,5 ans, soit 5,8 ans de moins. Les anciens fumeurs perdent 0,5 année pour avoir fumé, 1,4 année supplémentaire pour la BPCO de stade 2 et 5,6 années supplémentaires pour la BPCO de stade 3 ou 4, par rapport aux personnes autrement similaires qui n’ont pas de maladie pulmonaire. En revanche, les fumeurs ne perdent que 0.7 ans pour la BPCO de stade 2 et 1,3 ans pour la BPCO de stade 3 ou 4. Les deux cas avec une augmentation de l’espérance de vie pour la BPCO par rapport à l’absence de maladie pulmonaire (BPCO de stade 1 chez les anciens fumeurs et les non-fumeurs) sont sans aucun doute tous deux dus aux erreurs-types relativement importantes (non représentées) dans les estimations respectives des paramètres de stade 1 du tableau 3. Les erreurs types sont beaucoup plus petites pour les autres paramètres. En résumé, les années de vie perdues en raison des stades 2, 3 ou 4 de la BPCO sont importantes chez les fumeurs actuels et anciens, et modestes chez les non-fumeurs et ceux atteints de BPCO de stade 1.

Le tableau 9 montre les valeurs correspondantes pour les femmes (en utilisant les taux de mortalité du tableau 6 ou les EDR du tableau 7). Comme pour les hommes, les réductions de l’espérance de vie sont significatives tant pour les fumeurs que pour ceux atteints de BPCO de stade 2, 3 ou 4. Par exemple, les non-fumeurs atteints de BPCO de stade 3 ou 4 perdent 1,9 an de vie, tandis que les fumeurs atteints de BPCO de stade 3 ou 4 perdent 9,0 ans, soit 44% des 20,3 ans obtenus pour un non-fumeur sans maladie pulmonaire. Les espérances de vie des tableaux 8 et and99 sont représentées graphiquement dans les figures 6 et and77.

Comme indiqué, les modèles du tableau 3 peuvent être utilisés pour calculer les taux de mortalité, et donc l’espérance de vie, pour toutes les combinaisons des covariables. Nous pourrions ainsi construire des tableaux similaires aux tableaux 8 et and99 pour les personnes âgées de 55 ou 75 ans, ou celles atteintes de diabète.