Déclaration d’éthique
Cette étude a été approuvée par l’Agence de protection des données avec l’approbation n° 2013-41-2569. Selon la loi danoise, le consentement éclairé n’est pas requis pour une étude basée sur un registre basée sur des données anonymisées.
Population étudiée
Les registres nationaux de la santé au Danemark fournissent un lien précis entre les informations personnelles (y compris les données démographiques, les facteurs socio-économiques et les dossiers médicaux) et les résidents danois grâce aux numéros d’identification uniques attribués. [15]. La description détaillée des différents registres danois a été décrite dans le fichier complémentaire 1 : tableau S1.
Cette étude de cohorte basée sur la population comprenait tous les individus nés au Danemark entre le 1er janvier 1978 et le 31 décembre 2018 (N=2 548 983). Nous avons exclu les mortinaissances (n=11 562), progéniture avec âge gestationnel à la naissance 315 jours (n=87 403), ou progéniture avec des informations manquantes sur le sexe (n=1265). Un total de 2 448 753 paires mère-enfant ont finalement été inclus pour les analyses de données. Le suivi de la progéniture a commencé à la naissance et s’est terminé si l’un des événements suivants s’est produit : le premier diagnostic de diabète, l’émigration du Danemark, le décès ou la fin du temps le 31 décembre 2018, selon la première éventualité.
Expositions
Les données sur la HDP maternelle ont été extraites de la combinaison du registre national danois des patients et du registre médical des naissances [15], en utilisant la Classification internationale des maladies (CIM ; CIM-8 de 1978 à 1993 et CIM-10 depuis 1994) (Fichier supplémentaire 1 : Tableau S2). La HDP a ensuite été classée en prééclampsie modérée, prééclampsie sévère, syndrome HELLP, prééclampsie non précisée, éclampsie, hypertension chronique et hypertension gestationnelle. HTA chronique [16] (CIM-8 codes 40009, 40019, 40029, 40039, 40099, 40199 ; CIM-10 codes I10-I13, I15, O10, O11) a été défini comme le diagnostic d’hypertension avant cette grossesse ou avant 20 semaines de gestation, et hypertension [16] (CIM-8 codes 63700, 76029 ; CIM-10 codes O13, O16) comme diagnostic d’hypertension après 20 semaines de gestation sans protéinurie. La définition de la prééclampsie a évolué depuis 2014 [17]. D’une importance particulière pour notre étude, en tant que signe d’atteinte rénale, la protéinurie n’a plus été requise pour un diagnostic de prééclampsie selon les directives internationalement acceptées [17]. Nous avons extrait les données sur la prééclampsie à partir de la combinaison du registre national danois des patients et du registre médical des naissances [15] sur la base des codes CIM (codes CIM-8 63703, 63704, 63709, 63719 ; codes CIM-10 O14.0, O14.1, O14.2, O14.9, O15). Pour les femmes ayant plus d’un diagnostic de sous-types HDP, nous les avons classées en fonction de la hiérarchie : prééclampsie, hypertension chronique et hypertension gestationnelle [18]. Il convient de noter que, dans cette étude, nous nous sommes concentrés uniquement sur les HDP survenues pendant la grossesse pour la progéniture index, ce qui signifie que, pour chaque progéniture, si la mère a été diagnostiquée avec HDP pendant la grossesse correspondante, alors nous avons défini cette descendant à être exposé, et si la mère n’a pas reçu de diagnostic de HDP au cours de la grossesse correspondante (y compris la mère ayant reçu un diagnostic de HDP lors d’autres grossesses), nous avons défini cette progéniture comme non exposée.
Résultats
Le résultat d’intérêt était le diabète chez les descendants, y compris le diabète de type 1, le diabète de type 2 et le diabète gestationnel. Les informations sur le diabète ont été extraites du registre national danois du diabète, du registre national danois des patients et du registre national danois des ordonnances. [15], en utilisant les codes CIM et les codes de classification Anatomique Thérapeutique Chimique (ATC) (ICD-8 249, 250, 63.74, Y6449 ; ICD-10 E10, E11, O24, H36.0 ; ATC A10A, A10B) (Fichier supplémentaire 1 : Tableau S3). Étant donné que le diabète a été enregistré à l’aide d’un code unique (250) jusqu’en 1978-1986, deux approches ont été utilisées pour distinguer le diabète de type 1 et de type 2 au cours de cette période : (1) le code spécifique pour le diabète de type 1 ou de type 2 appliqué plus tard ou ( 2) l’âge de début du diabète (début <30 ans pour le type 1, et ≥30 ans pour le type 2) [19, 20].
Covariables
Les facteurs de confusion potentiels comprenaient l’année civile de naissance (1978–1987, 1988–1997, 1998–2007 et 2008–2018), l’âge de la mère à l’accouchement (<20, 20–24, 25–29, 30–34 et ≥35 ans ), pays d'origine de la mère (d'origine danoise vs autre), lieu de résidence de la mère à la naissance (Copenhague, grandes villes de ≥100 000 habitants et autres), niveau d'instruction de la mère (0-9, 10-14 et ≥15 ans), cohabitation maternelle à la naissance (célibataire vs cohabitation), catégories de revenus maternels à la naissance (aucun revenu, trois tertiles), IMC maternel avant grossesse (<18,5 kg/m2 [underweight]18,5–24,9 kg/m2 [normal weight]25,0–29,9 kg/m2 [overweight]≥30,0 kg/m2 [obesity]), tabagisme maternel (oui vs non), statut de singleton (oui vs non), parité (1, 2 et ≥3 enfants), sexe de la progéniture (masculin vs féminin), antécédents de diabète maternel avant l’accouchement (oui vs . non), et antécédents paternels de diabète avant l’accouchement (oui vs non). Les données sur les caractéristiques maternelles et à la naissance ont été extraites du registre médical danois des naissances [15]et les facteurs socio-économiques ont été extraits de la base de données intégrée danoise pour la recherche longitudinale sur le marché du travail et du système d’état civil danois [15]. Les données sur les antécédents parentaux de la maladie ont été extraites du registre national danois des patients [15]. Les données manquantes sur les covariables ont été traitées par imputation multiple avec cinq répétitions.
analyses statistiques
Considérant les décès non liés au diabète comme des événements concurrents, nous avons effectué des analyses de risque concurrentes pour estimer l’incidence cumulée ajustée du diabète chez les descendants exposés et non exposés au HDP maternel en utilisant la probabilité inverse de l’approche de pondération du traitement. Une évaluation de l’hypothèse de risque proportionnel à l’aide de diagrammes log-moins-log a suggéré qu’il n’y avait pas de violation évidente. Des modèles de régression des risques proportionnels de Cox ont été utilisés pour calculer les HR avec des IC à 95 % afin d’évaluer l’association entre la HDP maternelle et le diabète chez la progéniture, avec l’âge de la progéniture comme échelle de temps. Pour le diabète de type spécifique, nous avons modélisé les différents sous-types de diabète individuellement et censuré les participants diagnostiqués avec d’autres types de diabète à la date du diagnostic. En nous concentrant sur le diabète gestationnel chez la progéniture, nous avons limité l’analyse à la progéniture femelle qui avait été enceinte et dont la date de suivi a commencé à l’âge de 15 ans [21]. Les termes d’interaction du HDP maternel avec les antécédents de diabète maternel sur le diabète de la progéniture ont été testés pour évaluer si l’association variait en fonction des antécédents de diabète maternel. Nous avons évalué l’association en fonction du moment du diagnostic maternel de HDP (diagnostiqué avant l’accouchement et diagnostiqué ≤ 1 an, 2 à 3 ans, 4 à 10 ans et 11 à 15 ans après l’accouchement) par rapport à l’absence de HDP maternelle. Nous avons divisé chaque observation en segments d’intervalles de temps en fonction de la période d’âge de la progéniture (0–9, 10–14, 15–19, 20–24 et ≥25 ans) et avons examiné l’association entre HDP maternelle et diabète chez la progéniture stratifiée selon le groupe d’âge de la progéniture [22].
De plus, nous avons effectué séquentiellement les cinq analyses de sensibilité suivantes pour tester la robustesse de nos résultats : (1) pour évaluer l’influence des facteurs de confusion potentiels mentionnés ci-dessus sur l’association entre la HDP maternelle et le diabète chez la progéniture, nous avons effectué des analyses stratifiées. (2) Nous avons en outre ajusté les antécédents d’hypertension paternelle. (3) Nous avons répété l’analyse principale en restreignant la population étudiée aux descendants nés après 1991 avec ajustement pour le tabagisme maternel (les données sur le tabagisme maternel étaient disponibles depuis 1991). (4) Compte tenu de la possibilité d’un diagnostic erroné, nous avons effectué une analyse après avoir exclu les mères diagnostiquées avec plusieurs types d’hypertension au cours d’une grossesse. (5) Pour explorer l’influence de l’obésité maternelle, nous avons ajusté pour l’obésité maternelle avant l’accouchement et répété l’analyse. (6) Nous avons restreint l’analyse aux descendants nés après 1994 pour évaluer l’influence des périodes de couverture des différents registres. (7) Nous avons en outre ajusté pour le faible poids à la naissance afin d’explorer l’influence potentielle du poids à la naissance sur l’association. (8) De plus, étant donné que le concept de prééclampsie a évolué depuis 2014, nous avons limité l’analyse aux descendants nés avant 2014 pour évaluer l’impact du concept de prééclampsie redéfini. (9) Compte tenu de l’erreur de classification potentielle entre le diabète de type 1 et de type 2 en utilisant l’âge d’apparition du diabète comme définition supplémentaire lorsque le code spécifique n’était pas disponible, nous avons reconduit l’analyse principale en excluant les patients diabétiques identifiés par l’âge. Toutes les analyses ont été effectuées à l’aide de SAS 9.4 (SAS Institute, Cary, NC) et Stata 15.1 (StataCorp, College Station, TX, USA). Un à deux queues P une valeur <0,05 était considérée comme statistiquement significative.
