Inhibiteurs de la pompe à protons et risque de maladie rénale chronique : preuves issues d'études observationnelles

Abstrait:Des études épidémiologiques antérieures ont soulevé l'inquiétude selon laquelle l'utilisation d'inhibiteurs de la pompe à protons (IPP) est associée à un risque accru de maladies rénales. À ce jour, aucune méta-analyse complète n'a été menée pour évaluer l'association entre les IPP et le risque d'insuffisance rénale chronique (IRC). Par conséquent, nous avons mené une revue systématique et une méta-analyse pour aborder l'association entre les IPP et l'IRC. La recherche principale a été effectuée dans les bases de données les plus populaires, telles que PubMed, Scopus et Web of Science. Toutes les études observationnelles ont évalué le risque d'IRC chez les utilisateurs d'IPP, et les non-utilisateurs ont été pris en compte pour l'inclusion. Deux évaluateurs ont procédé à l'extraction des données et évalué le risque de biais. Des modèles à effets aléatoires ont été utilisés pour calculer les tailles d’effet groupées. Au total, 6 829 905 participants issus de 10 études observationnelles ont été inclus. Par rapport à l'utilisation sans IPP, l'utilisation d'IPP était significativement associée à un risque accru d'IRC (RR 1,72, IC à 95 % : 1,02–2,87,p = 0.03). Cette méta-analyse mise à jour a montré que l'IPP était significativement associé à un risque accru d'IRC. Une association a été observée de la même manière parmi les études de qualité modérée. Jusqu'à ce que d'autres essais contrôlés randomisés (ECR) et études biologiques confirment ces résultats, le traitement par IPP ne devrait pas arrêter les patients atteints de reflux gastro-œsophagien (RGO). Cependant, il convient de faire preuve de prudence lors de la prescription à des patients présentant une maladie rénale à haut risque.

Mots clés : inhibiteurs de la pompe à protons ;maladie du rein; maladie rénale chronique;maladie rénale aiguë; méta-analyse

1. Introduction

L’incidence et la prévalence mondiales des maladies rénales augmentent régulièrement, imposant un fardeau important et devenant la huitième cause de morbidité et de mortalité. Les maladies rénales constituent un problème de santé publique mondial ; on prévoit qu’elle deviendra la cinquième cause de mortalité dans le monde d’ici 2040 [1,2]. Les maladies rénales aiguës et chroniques (IRC) sont les deux principaux types de maladies rénales et elles sont associées à un fardeau économique important et à des déficits de qualité de vie. Leincidence et prévalence de la MRCvarient à l’échelle mondiale [3] ; cependant, le risque de MRC progressive est 60 % plus élevé chez les personnes vivant dans le quartile socio-économique le plus bas que chez les personnes vivant dans le quartile le plus élevé [4].

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Les inhibiteurs de la pompe à protons (IPP) sont l'un des médicaments les plus prescrits pour traiter les troubles gastro-intestinaux liés à l'acidité [5,6]. Il est rapporté que le nombre de prescriptions d'IPP par an aux États-Unis a doublé depuis 2000, avec des dépenses annuelles estimées à 13,5 milliards USD [7,8]. Un nombre croissant de publications ont soulevé des inquiétudes quant à l'utilisation inappropriée des IPP (25 à 70 %) [9-11]. Des études antérieures ont rapporté un risque accru de fractures de la hanche [12], de pneumonie communautaire [13], de cancer du pancréas [5] et de cancer gastrique [14] chez les utilisateurs d'IPP. Des études récentes ont également trouvé un lien avec un risque accru d'IRC chez les utilisateurs d'IPP [15-17]. Bien que le mécanisme biologique de leur association reste flou, plusieurs mécanismes possibles peuvent expliquer l’association entre l’utilisation d’IPP et l’IRC [18-20].

Cette étude actuelle visait à fournir une revue systématique et une méta-analyse complètes et mises à jour pour examiner l'association entre l'IPP et l'IRC. De plus, nous avons également cherché à évaluer s'il existe une différence dans l'association selon la région, la conception de l'étude, la qualité méthodologique, le sexe et les types d'IPP.

2. Protocole d’étude des méthodes :

Notre étude a été menée et rapportée selon la méta-analyse de la liste de contrôle des études observationnelles en épidémiologie (MOOSE) [21].

Stratégie de recherche : Nous avons effectué une recherche systématique d'études observationnelles dans PubMed, Scopus et Web of Science, jusqu'au 25 novembre 2022. Les combinaisons de mots-clés suivantes ont été utilisées : inhibiteur(s) de la pompe à protons et maladie rénale chronique. Nous n'avons pas restreint la langue lors de la recherche initiale. La stratégie de recherche a été élaborée à la suite d'une discussion avec des experts possédant 5 ans d'expérience dans la réalisation de revues systématiques et de méta-analyses. De plus, une recherche manuelle a été effectuée dans les listes de références des revues et méta-analyses précédemment publiées afin d'identifier les études manquantes.

Éligibilité à l'étude : Nous avons examiné tous les types d'études observationnelles évaluant l'association entre l'utilisation d'IPP et le risque d'IRC. Les études ont été incluses si elles étaient (i) publiées en anglais, (ii) fournissaient des informations claires sur les utilisateurs d'IPP et les critères d'inclusion pour l'IRC, et (iii) fournissaient suffisamment d'informations pour calculer une taille d'effet groupée.

Les études ont été exclues s'il s'agissait d'articles de synthèse, de rapports, de recherches sur les animaux, de résumés de conférences, d'éditoriaux, de rapports de cas ou d'études sans groupe de comparaison. Deux auteurs (CCW et MHL) ont examiné indépendamment tous les titres, résumés et textes intégraux de toutes les études incluses. Toute divergence au cours du processus de sélection de l’étude a été résolue grâce à une discussion avec un troisième auteur.

Extraction de données : les deux mêmes auteurs ont développé le formulaire d'extraction de données pour collecter des informations pertinentes à partir d'articles sélectionnés en texte intégral. Les informations suivantes ont été extraites des études sélectionnées : (i) informations de base : nom de l'auteur, année de publication et origine ; (ii) population : taille de l’échantillon, source de données, âge et sexe ; (iii) méthodes : conception de l'étude, critères d'inclusion et d'exclusion, durée de l'étude, durée de suivi et ajustements pour tenir compte des facteurs de confusion ; (iv) résultat : tailles d'effet avec des intervalles de confiance (IC) à 95 %.

Évaluation du biais de risque : Nous avons évalué la qualité des études incluses à l'aide de l'échelle de Newcastle-Ottawa recommandée par la bibliothèque Cochrane [22]. Il évalue la qualité des études non randomisées sur la base de la sélection des patients, de la comparabilité et de la vérification de l'exposition ou du résultat d'intérêt. Un système d'étoiles est utilisé pour juger de la qualité de l'étude avec un maximum de 9 étoiles (4 étoiles pour la sélection, 2 étoiles pour la comparabilité et 3 étoiles pour le résultat). Une étude avec 9 étoiles a été classée comme étant de haute qualité, 7 à 8 étoiles comme modérée et<7 stars as low quality [5,12,23]. 

Analyse statistique : L'analyse statistique a été réalisée à l'aide du logiciel de méta-analyse complète (CMA). Les risques relatifs (RR) regroupés avec des intervalles de confiance à 95 % ont été estimés à l'aide d'un modèle à effets aléatoires basé sur la méthode DerSimonian-Laird. Nous avons dessiné des graphiques forestiers pour représenter l'interprétation visuelle des estimations regroupées avec des IC à 95 %. Le test Cochran Q et la statistique I2 ont été calculés pour évaluer le degré d'hétérogénéité entre les études. Le niveau de signification pour la taille de l’effet a été considéré comme p < 0,05.

3. Identification des résultats de l’étude :

La figure 1 montre l'organigramme du processus de sélection des études dans cette étude. La recherche dans les bases de données électroniques a donné 1 131 articles ; 312 d’entre eux ont été exclus pour cause de duplication. De plus, 802 articles ont été exclus en raison de titres ou de résumés non pertinents. Ainsi, 17 articles en texte intégral ont été examinés et 7 études ont été en outre exclues parce qu'il s'agissait de revues, et non d'une comparaison d'intérêt, et parce que leurs plans d'étude étaient inéligibles. Finalement, 10 études ont été incluses dans cette méta-analyse [15,24–32

Figure 1. Lignes directrices PRISMA pour la stratégie de recherche de l'association entre le risque d'IPP et de MRC.

Caractéristiques des études et évaluation de la qualité : Le tableau 1 présente les caractéristiques des études incluses. Parmi les 10 articles inclus dans cette étude, 7 étaient des études de cohorte et 3 étaient des études cas-témoins. La période de publication s’étendait de 2016 à 2022. Six études ont été menées dans des pays occidentaux et quatre dans des pays asiatiques. La taille de l'échantillon des études incluses était comprise entre 18 504 et 5 414 695. Toutes les études incluses utilisaient des protocoles standard pour identifier les utilisateurs d'IPP et d'IRC. Le score NOS moyen était de 8, avec un intervalle interquartile (IQR) de 7 à 9.

Inhibiteur de la pompe à protons et maladie rénale chronique : dix études ont examiné le risque d'IRC chez les utilisateurs d'IPP. L'utilisation d'IPP était significativement associée à un risque accru d'IRC par rapport aux utilisateurs non-IPP. Le RR groupé était de 1,72 (IC à 95 % : 1,02–2,87, p=0,03), avec une hétérogénéité significative entre les études (Q=8730,48, p < 0,001, Je2=99,88 %)

Analyse de sous-groupe : Nous avons également effectué des analyses complètes de sous-groupes des 10 études incluses en fonction de la conception de l'étude, de la région, de la qualité méthodologique, du sexe, des comorbidités, de la comédication et des types d'utilisation d'IPP (Tableau 2).

Sept études de cohorte et trois études cas-témoins ont évalué le risque d'IRC chez les utilisateurs d'IPP. L'analyse groupée ajustée des sept études de cohorte a montré un risque accru d'IRC chez les utilisateurs d'IPP par rapport aux non-utilisateurs d'IPP (RR : 1,69, IC à 95 % : 0,85–3,35, p=0. 13). Le RR groupé d'IRC parmi les utilisateurs d'IPP pour les études cas-témoins était de 1,57 (IC à 95 % : 1,20–2,05, p=0,001). L'hétérogénéité entre les études était Q=7784,31, p < 0,001 et I2=99,91 % et Q=83,62, p < 0,001 et I2=97 .60, respectivement.

Six études réalisées dans des pays occidentaux ont examiné l'impact du traitement par IPP sur le risque d'IRC. Le RR global global était de 1,28 (IC à 95 % : 1,17–1,40, p < 0.001), avec une hétérogénéité significative entre les études (Q=66. 03, p < 0,001, I2=90,91 %). De plus, le RR groupé pour les études asiatiques était de 2,25 (IC à 95 % : 0,74–6,81, p=0,14), avec une hétérogénéité significative entre les études (Q=4858,83, p {{26} }.001, je2=99.93 %).

Les RR regroupés globaux pour le risque d'IRC pour les méthodologies de qualité élevée et modérée étaient de 1,35 (IC à 95 % : 1,23–1,49, p < 0.001, nombre de études, n=4) et 1,97 (IC à 95 % : 0,95–4,07, p=0,06, n=6), respectivement. Trois études ont évalué le risque d'IRC chez les utilisateurs masculins d'IPP, et le RR groupé ajusté était de 1,14 (IC à 95 % : 1,01–1,28, p=0,03). De plus, quatre études ont évalué le risque d'IRC chez les utilisatrices d'IPP, et le RR groupé ajusté était de 0,95 (IC à 95 % : 0,63–1,42, p=0,80) (Figure 2).

Les études ont évalué le risque d'IRC avec l'ésoméprazole ; le RR groupé était de 1,32 (IC à 95 % : 1,23–1,42, p < 0.001), avec une hétérogénéité non significative (Q=0,82, p=0.66, je2=0). Les RR groupés pour les études utilisant le rabéprazole et l'ésoméprazole étaient de 1,50 (IC à 95 % : 1,20 à 1,87, p < 0,001, n=2), 1,53 (IC à 95 % : 1,24 à 1,89, p < 0,001, n {{34 }}).

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