Réponse du remodelage ventriculaire gauche aux inhibiteurs du SGLT2 dans l’insuffisance cardiaque : une méta-analyse mise à jour d’études contrôlées randomisées | Diabétologie cardiovasculaire

Résultats de recherche et caractéristiques de base

Au total, 9 études répondaient aux critères d’inclusion et ont été analysées dans cette méta-analyse (organigramme détaillé dans la figure 1). Les caractéristiques de base des études incluses sont résumées dans le tableau 1. L’année de publication variait de 2020 à 2022. Au total, 1 385 patients ont été inclus, dont 685 avaient été affectés au SGLT2i (empagliflozine dans 3 études, dapagliflozine dans 1 étude, canagliflozine dans 3 études, Ipragliflozine dans 1 étude et Luseogliflozine dans 1 étude ; Tableau 1). L’âge moyen des patients variait entre 56,2 et 73,2 ans et 89,7 % des sujets étaient des hommes. Au total, 987 patients (dans 7 études) souffraient de DT2 avec HFrEF, tandis que trois études (398 patients) ont rapporté des données sur le DT2 avec HFpEF. Sur les 9 études incluses, 8 ont rapporté des données sur un traitement concomitant par des inhibiteurs du système rénine-angiotensine (RAS). [angiotensin-converting enzyme inhibitors (ACEi), angiotensin-receptor blockers (ARBs), angiotensin-receptor-neprilysin inhibitors (ARNI)]et les bêtabloquants (Tableau 1). Utilisation d’inhibiteurs RAS (89,8 % contre 90,4 %, P.= 0,7086) et les bêtabloquants (94 % versus 94,1 %, P.= 0,937) ne différait pas significativement entre les patients assignés aux inhibiteurs du SGLT2 et aux témoins. La durée du suivi variait de 3 à 12 mois (médiane xxxxxx). L’imagerie VG a été réalisée avec CMR dans 3 études [10, 14, 15]et le reste par échocardiographie [6, 8, 9, 12, 16, 18].

Évaluation du risque de biais

Le risque d’évaluation de biais est rapporté en détail dans les données matérielles supplémentaires (Tableaux supplémentaires-S1 et Figure-S1). Le risque global de biais était faible dans la plupart des ECR.

Volume télédiastolique du ventricule gauche et indice de volume

Cinq études ont rapporté des données sur le LVEDV et l’indice LVEDV [10, 12, 14, 15, 18]1 étude a rapporté des données uniquement sur le LVEDV [6]et 1 étude a rapporté des données uniquement sur l’indice LVEDV [8]. Par conséquent, un total de 6 études ont rapporté des données sur le LVEDV [6, 10, 12, 14, 15, 18] (n = 951). Les données regroupées de ces études ont montré que, par rapport aux témoins, le LVEDV a diminué de manière significative après SGLT2i de -10,59 mL (IC à 95 % : -17,27 à -3,91 ; z = -3,11, P.= 0,0019, figure-2A). Cet effet n’a pas été observé lorsque le LVEDV a été indexé par BSA [MD = 3.54 (95% CI: -9.16 to 2.07; z = -1.24, P = 0.2163, Figure-3A). According to the Q-test, (LVEDV: Q test = 17.10, P = 0.0043, tau² = 43.26, I² = 80.8%; LVEDV-index: Q = 17.44, P = 0.0037, tau² = 36.83, I² = 71.3%) the true outcome appears to be heterogeneous. Subgroup analyses showed no significant difference in the mean reduction of LVEDV measured by either imaging method (CMR versus echocardiographic studies; Q = 0.07, P = 0.7916; Supplemental Figure-S2, top), or time to follow-up re-evaluation (Q = 0.04, P = 0.8329; Supplemental Figure-S2, bottom), while the effect on LVEDV was more evident for HFrEF than for HFpEF patients (Q = 4.65, P = 0.0310; Supplemental Figure-S2, center). Neither the rank correlation nor the regression test indicated any funnel plot asymmetry (P = 0.4655 and P = 0.8121, respectively, Supplemental Table-S1).

Left ventricular end-systolic volume and volume-index

A total of 6 studies reported data on LVESV [6, 10, 12, 14, 15, 18] (n = 951). Parmi elles, cinq études ont rapporté des données sur le LVESV et l’indice LVESV. [10, 12, 14, 15, 18]1 étude a rapporté des données uniquement sur le LVESV [6]et 1 étude a rapporté des données uniquement sur l’indice LVESV [8]. Les DM observés allaient de −0,50 à -26,10. La DM moyenne estimée basée sur le modèle à effets aléatoires était de − 8,80 mL (IC à 95 % : -16,91 à -0,69) ; figure 2B); par conséquent, le résultat moyen différait significativement de l’hypothèse « zéro » (z = -2,13, p = 0,0334) dans le groupe SGLT2i par rapport aux témoins. Cet effet est resté significatif lorsque LVESV a été indexé par BSA [MD = -5.34 mL (95% CI: -9.00 to -1.69; z = -2.86, P = 0.0042; Figure-3B). According to the Q-test, (LVESV: Q test = 38.11, P < 0.0001, tau² = 79.83, I² = 86.9%; LVESV-index: Q = 14.79, P = 0.0113, tau² = 12.91, I² = 66.2%), once again the true outcomes appear to be heterogeneous.

Forest plots showing the effects of SGLT2 inhibitors on (A) LV end-diastolic volume; (B) LV end-systolic volume; (C) LV Ejection Fraction; (D) LV Mass Index; and (E) NT-proBNP.

Subgroup analyses showed no significant difference in the mean reduction of LVESV measured by either imaging method (Q = 0.45, P = 0.5020; Supplemental Figure-S3, top) and time to follow-up re-evaluation (Q = 0.01, P = 0.9994; Supplemental Figure-S3, bottom); however, the effect of SGLT2i on LVESV was more evident for HFrEF than for HFpEF patients (Q = 5.32, P = 0.0211; Supplemental Figure-S2, center). There was no funnel plot asymmetry by both the rank correlation and the regression test (P = 0.3481 and P = 0.6673, respectively, Supplemental Table-S1), suggesting no evidence of publication bias.

Forrest plot showing changes in end-diastolic volume index (A) and end-systolic volume index (B) from baseline to study endpoint in randomized controlled trials of heart failure patients treated with sodium glucose transporter-2 inhibitor therapy versus controls

Effects of SGLT2i on LVEF

LVEF data were available for all the 9 studies [6, 8,9,10, 12, 14,15,16, 18]. Les données regroupées de ces études ont montré que, sur la base du modèle à effets aléatoires, la FEVG augmentait significativement avec le traitement par SGLT2i par rapport aux témoins (DM + 1,99 %, IC à 95 % : 0,67 à 3,31, z = 2,95, P = 0,0031 ; Fig. 1C). Les effets sur la FEVG n’étaient pas homogènes d’une étude à l’autre (test Q = 27,51, P.= 0,0011, tau² = 2,62, I² = 67,3 %). Aucune différence significative dans l’augmentation moyenne de la FEVG entre les patients traités par SGLT2i et les témoins n’a été observée selon les analyses de sous-groupes basées sur la méthode d’imagerie, le phénotype de l’IC (HFrEF vs. HFpEF) et le délai de réévaluation de suivi (Figure 4). . Ni la corrélation de rang ni le test de régression n’ont indiqué une asymétrie du tracé en entonnoir (P = 0,3481 et P = 0,6673, respectivement, tableau supplémentaire-S1), ce qui suggère l’absence de preuve de biais de publication.

Graphique de Forrest montrant les changements dans la fraction d’éjection du VG entre le début et le point final de l’étude dans des essais contrôlés randomisés portant sur des patients atteints d’insuffisance cardiaque traités par un traitement par inhibiteur du transporteur sodium-glucose-2 par rapport aux témoins, selon des sous-groupes prédéfinis

Effets du SGLT2i sur l’indice de masse VG

Les informations sur l’indice LVM étaient disponibles dans 6 études [6, 9, 10, 12, 14, 15] (n = 640). L’analyse poolée de ces études selon un modèle à effets aléatoires a montré que le traitement par SGLT2i était associé à une diminution significative de l’indice de masse VG (DM = -5,34 g, IC à 95 % -9,76 à -0,92, z=-2,37, P = 0,0178, Figure-3A), sans aucune différence significative entre les sous-groupes analysés (Figure supplémentaire-S4). Même pour l’indice LVM, une hétérogénéité de l’effet SGLT2i a été observée dans toutes les études (test Q = 20,28, P.= 0,0011, tau² = 22,12, I² = 75,3 %).

Effets du SGLT2i sur les valeurs NT-proBNP

Au total, 6 études ont rapporté des données sur les valeurs du NT-proBNP [8,9,10, 16, 18] (n=1385). Le MD observé variait de − 2,93 à -490,0. La DM moyenne estimée basée sur le modèle à effets aléatoires était de − 198,28 pg/mL (IC à 95 % : -359,84 à -36,71 ; figure 3B) ; par conséquent, le résultat moyen différait considérablement de zéro (z = -2,41, P.= 0,0162) dans le groupe SGLT2i par rapport aux témoins. D’après le test Q, (test Q = 639,23, P.< 0,0001, tau² = 35147,7, I² = 99,2 %), le véritable résultat semble très hétérogène entre les études. Il n'y avait aucune preuve de biais de publication, comme l'indique un test de corrélation de rang et de régression non significatif (P.= 0,4524 et P.= 0,3161, respectivement, tableau supplémentaire-S1).

Analyse de sensibilité

Pour évaluer la robustesse de l’effet, des analyses de sensibilité ont été réalisées en utilisant la différence moyenne standardisée (DMS) pour les volumes VG, la FEVG et l’indice LVM. Les analyses ont montré que l’ampleur et la direction de l’effet restaient similaires, ce qui suggère que les tendances identifiées dans l’analyse principale sont restées inchangées (LVEDVCMS : -0,399 mL, IC à 95 %: -0,67 à -0,128, P = 0,0039 ; je [2]: 62,2%; LVESVCMS : -0,38 mL, IC à 95 %: -0,73 à -0,028, P = 0,0341 ; je [2]: 73,6%; FEVGCMS : +0,34 mL, IC à 95 %: 0,072 à 0,62, P = 0,0134 ; je [2]: 75,1%; Index LVMCMS : -0,37 mL, IC à 95 %: -0,65 à -0,088, P = 0,0102 ; je [2]: 61,9%) (Figure supplémentaire-S5).