Cette étude présente un flux de travail clinique rétrospectif permettant d'estimer le risque d'hypertension pulmonaire chez les patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique, en utilisant des variables cliniques couramment disponibles et un modèle prédictif basé sur un nomogramme.
Article de recherche
Nomogramme basé sur des données de routine pour estimer le risque d'hypertension pulmonaire chez les patients âgés présentant une exacerbation aiguë de la bronchopneumopathie chronique obstructive
Dans cet article
Résumé
Résumé
L'hypertension pulmonaire est une complication cliniquement importante chez les patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique, mais l'estimation précoce du risque reste difficile dans les établissements hospitaliers de première ligne et à ressources limitées. Cette étude de cohorte rétrospective a élaboré et évaluée en interne un nomogramme basé sur des données de routine pour estimer le risque d'hypertension pulmonaire. Un total de 230 patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique entre mai 2023 et mai 2025 ont été analysés. Les patients ont été classés en groupes sans hypertension pulmonaire et avec hypertension pulmonaire selon les résultats de l'échocardiographie transthoracique. Les caractéristiques démographiques, les comorbidités, les indices de la numération formule sanguine, les marqueurs de la coagulation, les marqueurs inflammatoires et les marqueurs de stress cardiaque ont été comparés entre les groupes. Les prédicteurs candidats ont été sélectionnés à l'aide d'une analyse univariée, d'une évaluation de la pertinence clinique, d'une évaluation de la redondance et d'une régression logistique multivariée. Quatre variables—le rapport neutrophiles-lymphocytes, le peptide natriurétique de type B, le D-dimère et les antécédents d'asthme—étaient indépendamment associées à l'hypertension pulmonaire et ont été intégrées au nomogramme principal. Le modèle a montré une bonne discrimination, avec une aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur de 0,82. L'analyse de la courbe décisionnelle a indiqué un bénéfice net potentiel pour des probabilités seuils d'environ 1 % à 70 %. Les résultats de calibration nécessitent une interprétation prudente en raison d'un écart résiduel de calibration. Ce flux de travail propose une approche pratique pour la stratification précoce du risque d'hypertension pulmonaire chez les patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique. Toutefois, une validation externe et un recalibrage du modèle sont nécessaires avant une application clinique plus large.
Introduction
La maladie pulmonaire obstructive chronique est une affection respiratoire chronique fréquente caractérisée par une limitation persistante du flux d'air, des symptômes respiratoires et des épisodes récurrents de détérioration clinique. Elle demeure une cause majeure de morbidité, de mortalité et de charge pour les systèmes de santé dans le monde entier1. L'exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique correspond à une aggravation aiguë des symptômes respiratoires, notamment la dyspnée, la toux et la production de crachats, et est fréquemment déclenchée par une infection, une exposition environnementale ou d'autres agressions aiguës2. Chez les patients âgés, les exacerbations aiguës surviennent souvent en présence d'une multimorbidité, d'une réserve cardiaque et pulmonaire altérée, d'une inflammation systémique et d'une tolérance physiologique réduite, ce qui augmente la difficulté d'une évaluation précoce du risque.
L'hypertension pulmonaire est une complication importante de la maladie pulmonaire obstructive chronique, en particulier lors des exacerbations aiguës. Son développement est associé à l'hypoxie chronique, au remodelage vasculaire pulmonaire, à un dysfonctionnement endothélial, à une activation inflammatoire et à une postcharge ventriculaire droite accrue3. Une pression élevée dans l'artère pulmonaire a été observée chez des patients présentant une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique et peut aggraver l'insuffisance respiratoire, la surcharge du cœur droit, la durée d'hospitalisation et la survie4. Cet impact pronostique est particulièrement important chez les patients âgés et chez ceux souffrant d'une maladie cardioréspiratoire avancée5,6. L'identification précoce des patients présentant un risque accru d'hypertension pulmonaire pourrait donc permettre une surveillance plus étroite, une évaluation échocardiographique rapide et une orientation vers une évaluation cardioréspiratoire complémentaire.
La cathétérisation cardiaque droite reste la référence standard pour confirmer l'hypertension pulmonaire ; toutefois, son caractère invasif, son coût, ses exigences techniques et sa disponibilité limitée restreignent son utilisation comme procédure de dépistage initiale dans de nombreux hôpitaux de premier recours et de niveau départemental7. L'échocardiographie transthoracique est couramment utilisée comme méthode d'évaluation non invasive, mais sa fiabilité peut être compromise par une hyperinflation, des fenêtres acoustiques médiocres et des modifications emphysémateuses chez les patients atteints de maladie pulmonaire obstructive chronique8. Bien que ces limitations n'altèrent pas la valeur clinique de l'échocardiographie, elles soulignent la nécessité d'un flux de travail simple d'estimation du risque, pouvant être appliqué avant ou en parallèle avec une évaluation fondée sur l'imagerie.
Des variables cliniques et de laboratoire courantes peuvent aider à répondre à ce besoin. Le rapport neutrophiles-lymphocytes est calculé à partir des résultats de la numération formule sanguine complète et reflète l'équilibre entre l'inflammation induite par les neutrophiles et la régulation immunitaire liée aux lymphocytes9. Il a été associé à l'activité de la maladie et à des résultats défavorables dans les affections pulmonaires et cardiovasculaires10. Le peptide natriurétique de type B est un marqueur facilement disponible du stress pariétal myocardique, de la surcharge de pression du ventricule droit et de la souffrance cardiopulmonaire11. Le D-dimère reflète l'activation de la coagulation et la fibrinolyse secondaire, et peut augmenter pendant les exacerbations aiguës en raison de l'hypoxémie, des infections, des lésions endothéliales et de la mobilité réduite12. Toutefois, aucun biomarqueur unique ne semble capable de refléter intégralement le profil de risque de l'hypertension pulmonaire chez les patients âgés présentant une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique.
Un nomogramme offre un moyen pratique de traduire un modèle de prédiction multivarié en une estimation de risque individualisée. Contrairement à la simple présentation des coefficients de régression, il permet d’intégrer plusieurs prédicteurs au niveau du patient dans un outil cliniquement interprétable13. Des études cliniques antérieures ont utilisé des modèles fondés sur des nomogrammes pour faciliter l’évaluation du risque au chevet du patient, mais leur utilité dépend d’une sélection transparente des prédicteurs, d’une calibration et d’une validation adéquates, ainsi que d’une interprétation prudente14. L’originalité de la présente étude réside dans l’élaboration d’un flux de travail basé sur des données de routine destiné aux patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la bronchopneumopathie chronique obstructive, en intégrant des informations inflammatoires, liées au stress cardiaque, à la coagulation et au phénotype des voies respiratoires dans un nomogramme pratique. L’étude visait à identifier des prédicteurs cliniques associés à une hypertension pulmonaire définie par échocardiographie et à construire un modèle validé en interne pour une stratification précoce du risque, plutôt que pour un diagnostic définitif.
Protocole
Le protocole de l'étude a été examiné et approuvé par le Comité d'éthique de l'Hôpital de médecine traditionnelle chinoise du comté de Santai, dans la province du Sichuan (n° d'approbation : 2025003). L'étude a été menée conformément aux principes de la Déclaration d'Helsinki. Un consentement éclairé écrit a été obtenu auprès de chaque patient ou d'un proche parent avant leur inclusion dans l'étude. Cette étude de cohorte rétrospective a passé en revue les dossiers cliniques de patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique (AECOPD) dans le service de pneumologie et de soins critiques de l'Hôpital de médecine traditionnelle chinoise du comté de Santai entre mai 2023 et mai 2025. L'objectif de l'étude était d'identifier des prédicteurs cliniques couramment disponibles d'hypertension pulmonaire (PH) et de développer un nomogramme permettant une estimation individualisée du risque de PH. Les instruments de laboratoire, le système d'échographie, les fournitures pour prélèvement sanguin, les outils d'extraction des données et les logiciels statistiques utilisés dans cette procédure sont indiqués dans le Tableau des matériaux.
1. Dépistage des patients et évaluation des critères d'éligibilité
Les patients hospitalisés ayant reçu un diagnostic de exacerbation aiguë de la BPCO (AECOPD) au moment de la sortie pendant la période d'étude ont été sélectionnés à l'aide du système électronique des dossiers médicaux hospitalisés. Chaque dossier a été examiné afin de confirmer que le patient avait au moins 60 ans et que le diagnostic de bronchopneumopathie chronique obstructive était conforme aux critères diagnostiques de l'Initiative mondiale pour la maladie pulmonaire obstructive chronique de 202115. Une AECOPD était définie comme une aggravation aiguë des symptômes respiratoires nécessitant une hospitalisation et un traitement complémentaire. Pour les patients ayant fait plus d'une admission pour AECOPD pendant la période d'étude, seule la première hospitalisation éligible a été incluse.
Les patients ont été inclus lorsqu'ils répondaient à tous les critères suivants : âge d'au moins 60 ans ; hospitalisation pour une exacerbation aiguë de la BPCO entre mai 2023 et mai 2025 ; échocardiographie transthoracique disponible durant l'hospitalisation index ; prélèvement sanguin veineux au premier jeûne disponible après l'admission ; et informations cliniques, biologiques et échocardiographiques complètes nécessaires à la construction du modèle. Les patients ont été exclus s'ils présentaient une insuffisance hépatique sévère, une maladie rénale au stade terminal, une malignité active, une hypertension pulmonaire attribuable à d'autres causes connues, une maladie cardiaque gauche primaire, une maladie du tissu conjonctif telle que la sclérodermie systémique, une tuberculose pulmonaire active, ou des variables essentielles manquantes requises pour la classification des résultats ou la construction du modèle.
Avant que les dossiers ne soient supprimés en raison d'informations incomplètes, l'âge, le sexe, les antécédents de tabagisme, d'alcoolisme, d'allergie médicamenteuse, d'hypertension artérielle, de diabète sucré, de maladie coronarienne, d'asthme, de bronchiectasie, d'infection pulmonaire, d'emphysème, d'insuffisance respiratoire, d'insuffisance cardiaque, le statut échocardiographique de PH, les paramètres de la numération formule sanguine, l'albumine, la créatinine, la protéine C-réactive ultrasensible, le D-dimère, le fibrinogène, le peptide natriurétique de type B et le ratio neutrophiles-lymphocytes ont été vérifiés. Le nombre de dossiers dépistés et exclus, les motifs d'exclusion ainsi que les cas finalement inclus ont été enregistrés afin d'établir le diagramme de flux de sélection des patients (Figure 1).
Figure 1 : Sélection des patients et constitution de la cohorte. Le diagramme de flux illustre l'identification des dossiers, l'évaluation des critères d'éligibilité, les exclusions et le regroupement final des patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique (AECOPD). Les patients ont été classés dans le groupe sans HP ou dans le groupe HP selon les résultats de l'échocardiographie transthoracique. Abréviations : AECOPD, exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique ; HP, hypertension pulmonaire. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
2. Regroupement clinique et définition diagnostique de l'hypertension pulmonaire
Les patients inclus ont été classés dans un groupe sans HP ou dans un groupe HP selon les résultats de l'échocardiographie transthoracique réalisée pendant l'hospitalisation. Le cadre diagnostique était fondé sur les recommandations de 2015 de la Société européenne de cardiologie et de la Société européenne de pneumologie concernant l'hypertension pulmonaire16. L'échocardiographie transthoracique au repos a été utilisée comme base diagnostique dans ce jeu de données rétrospectif. Les examens ont été réalisés par des médecins échocardiographes formés, en utilisant des vues parasternales, apicales et sous-costales standard. L'interprétabilité échocardiographique a été revue avant l'affectation aux groupes, car des fenêtres acoustiques médiocres sont fréquentes chez les patients atteints de bronchopneumopathie chronique obstructive. Un dossier était considéré comme approprié pour la classification de l'HP lorsque le signal Doppler du reflux tricuspidien était mesurable ou lorsque la taille du ventricule droit, l'épaisseur de sa paroi et sa fonction systolique pouvaient être évaluées à partir de vues cardiaques interprétables.
La pression artérielle pulmonaire systolique a été estimée à l'aide de la vélocité maximale du reflux tricuspidien et de la pression auriculaire droite estimée. La pression auriculaire droite a été estimée à partir du diamètre de la veine cave inférieure et de son collapsus inspiratoire lorsque les deux mesures étaient disponibles. Une hypertension pulmonaire (HP) a été définie par une pression artérielle pulmonaire systolique estimée d'au moins 40 mmHg. Lorsque la pression artérielle pulmonaire systolique ne pouvait pas être estimée de façon fiable, le classement en HP nécessitait des signes échocardiographiques indirects d'atteinte du ventricule droit, notamment un agrandissement du ventricule droit, une hypertrophie du ventricule droit, une dysfonction systolique du ventricule droit, un aplatissage du septum interventriculaire ou un agrandissement de l'artère pulmonaire. Les dossiers échocardiographiques comportant des images floues, des signaux Doppler de reflux tricuspidien non traçables ou des anomalies incohérentes du cœur droit ont été revus par un deuxième médecin échocardiographiste avant l'attribution définitive au groupe. Les dossiers restant ininterprétables après cette révision ont été exclus de l'analyse finale. Dans la cohorte finale, 230 patients âgés répondaient aux critères d'éligibilité ; 120 patients ont été assignés au groupe sans HP, et 110 patients au groupe HP.
3. Extraction des variables démographiques et cliniques
Toutes les données cliniques ont été extraites du système électronique des dossiers médicaux des patients hospitalisés à l’aide d’un formulaire standardisé de collecte de données. Le sexe, l’âge, les antécédents de tabagisme, les antécédents d’alcoolisme, les antécédents d’allergie médicamenteuse, l’hypertension artérielle, le diabète sucré, la maladie coronarienne, l’asthme, la bronchectasie, l’infection pulmonaire, l’emphysème, l’insuffisance respiratoire et l’insuffisance cardiaque ont été notés. Les antécédents de tabagisme étaient définis comme une consommation au cours de la vie d’au moins 100 cigarettes, et les antécédents d’alcoolisme comme une consommation régulière d’alcool au moins deux fois par semaine.
L'infection pulmonaire a été diagnostiquée en intégrant les symptômes respiratoires, les signes physiques, les résultats d'imagerie thoracique et, lorsque disponible, les éléments microbiologiques. L'insuffisance cardiaque a été diagnostiquée selon les manifestations cliniques, les signes physiques, les taux de peptide natriurétique de type B et les résultats échocardiographiques. Les informations concernant les comorbidités ont été vérifiées à l'aide des diagnostics de sortie, des comptes rendus d'évolution, des rapports d'imagerie, des rapports de laboratoire et des dossiers de consultation, lorsque disponibles.
4. Collecte et traitement des variables de laboratoire
L'échantillon sanguin veineux à jeun prélevé le matin suivant l'admission à l'hôpital a été utilisé comme source de données de laboratoire. Ce moment correspondait au premier prélèvement sanguin matinal après l'admission et avant tout ajustement habituel du traitement diurne, lorsque ces informations étaient disponibles dans le dossier médical. Les paramètres de la numération formule sanguine, les indices biochimiques, les marqueurs de coagulation, les marqueurs inflammatoires et les marqueurs de stress cardiaque ont été extraits du système d'information laboratoriale de l'hôpital.
Le nombre de neutrophiles, le nombre de lymphocytes, le nombre de plaquettes, le volume plaquettaire moyen et le coefficient de variation de la largeur de la distribution des hématies ont été enregistrés à partir du compte rendu d'hémogramme. Le rapport neutrophiles-lymphocytes a été calculé comme suit :
L'albumine, la créatinine, le D-dimère, le fibrinogène, la protéine C-réactive à haute sensibilité et le peptide natriurétique de type B ont été relevés à partir des rapports de laboratoire correspondants. Des unités de mesure cohérentes ont été utilisées pour l'ensemble des données : l'albumine en g/L, la créatinine en µmol/L, la protéine C-réactive à haute sensibilité en mg/L, le D-dimère en µg/mL, le fibrinogène en g/L, le nombre de neutrophiles, le nombre de lymphocytes et le nombre de plaquettes en ×109/L, le volume plaquettaire moyen en fL, et le peptide natriurétique de type B en pg/mL.
5. Nettoyage et préparation des données
Le jeu de données a été examiné avant l'analyse statistique. Chaque enregistrement inclus a été vérifié quant à l'éligibilité, l'affectation au groupe, l'exhaustivité du laboratoire, l'interprétabilité échocardiographique et la disponibilité des prédicteurs candidats. Les identifiants personnels directs ont été supprimés, et un numéro d'identification d'étude a été attribué à chaque patient. Les enregistrements en double, les hospitalisations répétées, les étiquettes de groupe incohérentes, les dates impossibles et les valeurs de laboratoire invraisemblables ont été vérifiés par rapport au dossier médical électronique original et au rapport de laboratoire. Aucune imputation n'a été effectuée pour les variables d'issue ou de prédiction clés, car le modèle final était basé sur une analyse de cas complets.
Les variables continues ont été examinées en fonction de leurs caractéristiques de distribution. Les variables normalement distribuées ont été résumées par la moyenne ± l'écart-type ; les variables non normalement distribuées par la médiane avec l'intervalle interquartile ; et les variables catégorielles par les effectifs et les pourcentages. Avant la modélisation multivariée, les variables cliniquement liées ont été analysées pour détecter les redondances. Le nombre de neutrophiles et le nombre de lymphocytes ont été examinés conjointement avec le ratio neutrophiles/lymphocytes ; l'infection pulmonaire a été examinée conjointement avec le nombre de neutrophiles, la protéine C-réactive de haute sensibilité et le ratio neutrophiles/lymphocytes ; l'insuffisance cardiaque a été examinée conjointement avec le peptide natriurétique de type B et les résultats échocardiographiques cardiaques ; le D-dimère et le fibrinogène ont été examinés comme variables liées à la coagulation ; et le nombre de plaquettes, le volume plaquettaire moyen et le coefficient de variation de la largeur de distribution des hématies ont été examinés comme variables hématologiques.
6. Comparaison univariée entre groupes
Les caractéristiques démographiques, les comorbidités, les indicateurs de laboratoire et les variables de regroupement échocardiographiques ont été comparés entre les groupes sans HP et avec HP. Un test t pour échantillons indépendants a été utilisé pour les variables continues normalement distribuées. Le test U de Mann-Whitney a été utilisé pour les variables continues non normalement distribuées. Le test χ2 ou le test exact de Fisher a été utilisé pour les variables catégorielles, selon les effectifs théoriques par cellule. Une valeur P bilatérale inférieure à 0,05 a été considérée comme statistiquement significative. Les variables présentant des différences significatives entre les groupes ont été prises en compte pour une évaluation multivariée, conjointement avec les prédicteurs cliniquement pertinents.
7. Analyse de régression logistique multivariée
Une régression logistique binaire a été utilisée pour identifier les prédicteurs indépendants associés à l'hypertension pulmonaire (PH) chez les patients âgés atteints d'une exacerbation aiguë de la BPCO (AECOPD). Le statut de la PH a été utilisé comme variable dépendante. Les prédicteurs continus ont été saisis dans leurs unités de mesure d'origine, et les prédicteurs catégoriels ont été codés sous forme de variables binaires. Les variables candidates ont été sélectionnées en fonction des résultats univariés et de leur pertinence clinique. Les variables présentant une valeur P < 0,05 dans la comparaison univariée ont d'abord été identifiées, puis évaluées pour détecter toute redondance, leur interprétabilité et leurs chevauchements cliniques.
Les variables candidates initiales comprenaient la protéine C-réactive de haute sensibilité, le D-dimère, le coefficient de variation de la largeur de distribution des globules rouges, le nombre de plaquettes, le volume plaquettaire moyen, le ratio neutrophiles-lymphocytes, le peptide natriurétique de type B, la maladie coronarienne et les antécédents d'asthme. Le nombre de neutrophiles et le nombre de lymphocytes n'ont pas été inclus conjointement avec le ratio neutrophiles-lymphocytes, car ils constituent les composantes de ce ratio. L'infection pulmonaire et l'insuffisance cardiaque ont été évaluées lors de l'analyse de redondance. Afin d'examiner si leur exclusion influençait l'interprétation du modèle, une analyse de sensibilité a été réalisée en ajoutant l'infection pulmonaire et l'insuffisance cardiaque à l'ensemble des prédicteurs principaux. Les estimations de régression, la discrimination, l'étalonnage et le bénéfice net clinique ont été comparés entre les modèles principal et de sensibilité.
La multicolinéarité entre les prédicteurs candidats a été évaluée à l'aide des facteurs d'inflation de la variance. Les variables catégorielles ont été codées avant le calcul, et les variables continues ont été saisies dans les mêmes unités que celles utilisées pour la modélisation par régression. Un facteur d'inflation de la variance inférieur à 5 a été considéré comme indiquant l'absence de multicolinéarité sévère. Les coefficients de régression, les erreurs standards, les valeurs de χ2 de Wald, les rapports de cotes, les intervalles de confiance à 95 %, les valeurs P et les facteurs d'inflation de la variance ont été rapportés pour les variables incluses dans le modèle multivarié.
8. Construction du nomogramme
Le nomogramme a été construit à partir des prédicteurs indépendants retenus dans le modèle de régression logistique multivariée. Les prédicteurs finaux étaient le D-dimère, le ratio neutrophiles-lymphocytes, le peptide natriurétique de type B et les antécédents d'asthme. Le modèle de régression logistique a été converti en un nomogramme basé sur un système de points à l'aide du logiciel R et du package rms. Un objet de distribution des données a été généré pour l'ensemble de données utilisé dans la modélisation, le modèle de régression logistique a été ajusté, et les coefficients de régression ont été utilisés pour attribuer des points à chaque prédicteur. Pour chaque patient, les points correspondant au D-dimère, au ratio neutrophiles-lymphocytes, au peptide natriurétique de type B et aux antécédents d'asthme ont été additionnés afin d'obtenir un score total, qui a ensuite été associé à la probabilité estimée d'hypertension pulmonaire (PH).
Le nomogramme a été interprété à l'aide de procédures standard basées sur des points, décrites dans des études antérieures sur les modèles de prédiction clinique17,18. La valeur du D-dimère du patient, le ratio neutrophiles-lymphocytes, la valeur du peptide natriurétique de type B et le statut asthmatique ont été repérés sur leurs axes respectifs. Une ligne verticale a été tracée depuis chaque valeur prédictive jusqu'à l'échelle de points. Les points ont été additionnés pour obtenir le score total, puis une ligne verticale a été tracée depuis l'échelle du score total jusqu'à l'axe de la probabilité prédite, afin d'obtenir la probabilité estimée individualisée de PH. Le patient illustratif utilisé dans le manuscrit a été sélectionné parmi des valeurs situées dans ou près de la distribution clinique observée dans la cohorte.
9. Évaluation des performances du modèle
La discrimination du modèle a été évaluée à l'aide de l'analyse de la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur et de la surface sous la courbe. La surface sous la courbe a été rapportée avec un intervalle de confiance à 95 %. Le nomogramme a été comparé aux prédicteurs individuels et à un modèle combinant des marqueurs de laboratoire quantitatifs. La calibration a été évaluée en comparant les probabilités prédites aux résultats observés de PH. Une courbe de calibration a été générée à l'aide d'un rééchantillonnage bootstrap. L'ordonnée à l'origine de calibration, la pente de calibration, l'erreur absolue moyenne, le score de Brier et le test de Hosmer-Lemeshow ont été rapportés. L'ordonnée à l'origine de calibration corrigée par bootstrap et la pente de calibration corrigée par bootstrap ont également été calculées. Le test de Hosmer-Lemeshow a été interprété conjointement avec la courbe de calibration et les indices quantitatifs de calibration.
L'utilité clinique a été évaluée à l'aide d'une analyse de courbe de décision. Le bénéfice net a été tracé en fonction des probabilités seuils et comparé aux stratégies de référence « traiter tous » et « ne traiter aucun ». La plage de probabilité seuil dans laquelle le modèle offrait un bénéfice net supérieur à celui des stratégies de référence a été identifiée.
10. Validation interne et reproductibilité
Une validation interne a été réalisée à l'aide d'un rééchantillonnage bootstrap avec 1 000 répétitions. Pour chaque répétition bootstrap, le modèle a été réajusté et testé afin d'estimer le degré d'optimisme concernant la performance du modèle. Les indices de discrimination et de calibration corrigés pour l'optimisme ont été calculés et rapportés conjointement avec la performance apparente du modèle.
Les analyses statistiques ont été réalisées à l'aide de logiciels statistiques standards et de la version 4.5.2 de R. Des packages R ont été utilisés pour la modélisation par régression logistique, la construction de nomogrammes, l'analyse de la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur, l'évaluation de la calibration, la validation interne et l'analyse de la courbe de décision. Le nomogramme a été construit à l'aide du package rms dans R.
Résultats
Dépistage des patients et caractéristiques de la cohorte
Au total, 230 patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique (AECOPD) ont satisfait aux critères d'éligibilité et ont été inclus dans l'analyse finale. Selon l'évaluation par échocardiographie transthoracique, 120 patients ont été affectés au groupe sans hypertension pulmonaire (non-HP), et 110 patients au groupe avec hypertension pulmonaire (HP) (Figure 1). Les caractéristiques générales au baseline étaient globalement comparables entre les groupes. Aucune différence statistiquement significative n'a été observée concernant la répartition par sexe, l'âge, les antécédents de tabagisme, d'alcoolisme, d'allergie médicamenteuse, d'hypertension artérielle ou de diabète sucré (tous les P > 0,05 ; Tableau 1). La maladie coronarienne était plus fréquente dans le groupe HP que dans le groupe non-HP (13,64 % contre 4,17 %, P = 0,017), de même que l'asthme (29,09 % contre 15,00 %, P = 0,011), l'infection pulmonaire (78,18 % contre 1,67 %, P < 0,001) et l'insuffisance cardiaque (65,45 % contre 15,00 %, P < 0,001 ; Tableau 1).
La qualité des échocardiographies a été évaluée avant l'attribution aux groupes. Parmi les patients finalement inclus, le signal Doppler du reflux tricuspidien était mesurable chez 198 patients (86,1 %). Chez les 32 patients restants (13,9 %), la classification de l'hypertension pulmonaire était basée sur des anomalies structurelles ou fonctionnelles du cœur droit interprétables. Les dossiers de 21 patients ont été revus par un deuxième médecin échocardiographe en raison de fenêtres acoustiques limitées ou de signaux de reflux tricuspidien incomplets, et six dossiers sont restés ininterprétables et ont été exclus avant la constitution finale de la cohorte.
| Variable | Groupe sans HP | Groupe HP (n = 110) | Z/t/χ² | Valeur de p |
| (n = 120) | ||||
| Hommes, n (%) | 83 (69,17) | 64 (58,18) | 3,003 | 0,099 |
| Âge, années | 74,54 ± 7,92 | 74,68 ± 7,17 | -0,144 | 0,886 |
| Antécédents de tabagisme, n (%) | 55 (45,83) | 47 (42,73) | 0,224 | 0,691 |
| Antécédents d’alcoolisme, n (%) | 46 (38,33) | 37 (33,64) | 0,549 | 0,494 |
| Antécédents d’allergie médicamenteuse, n (%) | 6 (5,00) | 1 (0,91) | 3,255 | 0,122 |
| Hypertension, n (%) | 42 (35,00) | 37 (33,64) | 0,047 | 0,89 |
| Diabète sucré, n (%) | 12 (10,00) | 21 (19,09) | 3,86 | 0,06 |
| Maladie coronarienne, n (%) | 5 (4,17) | 15 (13,64) | 6,482 | 0,017 |
| Asthme, n (%) | 18 (15,00) | 32 (29,09) | 6,698 | 0,011 |
| Bronchiectasie, n (%) | 14 (11,67) | 22 (20,00) | 3,019 | 0,102 |
| Infection pulmonaire, n (%) | 2 (1,67) | 86 (78,18) | 142,241 | <0,001 |
| Emphysème, n (%) | 3 (2,50) | 0 (0,00) | 2,786 | 0,248 |
| Insuffisance respiratoire, n (%) | 33 (27,50) | 41 (37,27) | 2,512 | 0,122 |
| Insuffisance cardiaque, n (%) | 18 (15,00) | 72 (65,45) | 61,338 | <0,001 |
| Albumine, g/L | 36,38 ± 4,41 | 35,77 ± 4,09 | 1,084 | 0,279 |
| Créatinine, µmol/L | 68,75 (58,30, 83,05) | 66,75 (52,28, 82,03) | -0,951 | 0,341 |
| CRP-hs, mg/L | 8,15 (2,15, 48,58) | 12,60 (4,57, 90,03) | -2,11 | 0,035 |
| D-dimère, µg/mL | 0,415 (0,27, 0,68) | 0,61 (0,37, 1,41) | -3,212 | 0,001 |
| Fibrinogène, g/L | 3,97 (2,90, 4,88) | 4,04 (3,09, 5,04) | -0,94 | 0,347 |
| Numération des neutrophiles, ×109/L | 5,51 (3,67, 7,58) | 7,31 (4,78, 12,61) | -3,533 | <0,001 |
| Numération des lymphocytes, ×109/L | 1,12 (0,79, 1,59) | 0,85 (0,59, 1,25) | -3,252 | 0,001 |
| RDW-CV, % | 13,60 (13,00, 14,30) | 14,10 (13,30, 14,92) | -2,637 | 0,008 |
| Numération des plaquettes, ×109/L | 200,00 (163,00, 252,00) | 180,50 (143,00, 209,00) | -2,783 | 0,005 |
| Volume moyen des plaquettes, fL | 10,00 (9,10, 11,47) | 10,75 (9,70, 11,72) | -2,793 | 0,005 |
| Ratio NLR | 4,49 (2,76, 9,30) | 8,54 (4,73, 15,57) | -4,357 | <0,001 |
| BNP, pg/mL | 59,75 (41,45, 89,40) | 135,50 (64,65, 632,00) | -6,5 | <0,001 |
Tableau 1 : Comparaison des caractéristiques cliniques entre les groupes sans HP et avec HP. Ce tableau résume les caractéristiques de base, les comorbidités, les marqueurs inflammatoires, les indicateurs de coagulation, les indices hématologiques et les marqueurs de stress cardiaque chez les patients âgés atteints d'une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique (AECOPD). Les variables continues sont exprimées en moyenne ± écart-type ou en médiane avec l'intervalle interquartile ; les variables catégorielles sont indiquées en nombre et pourcentage. Abréviations : AECOPD, exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique ; HP, hypertension pulmonaire ; hs-CRP, protéine C-réactive de haute sensibilité ; RDW-CV, coefficient de variation de la largeur de distribution des globules rouges ; NLR, rapport neutrophiles-lymphocytes ; BNP, peptide natriurétique de type B.
Différences de laboratoire entre les groupes non-HP et HP
Le groupe HP présentait une charge plus élevée en matière d'inflammation, de coagulation, d'hématologie et de stress cardiaque (Tableau 1). La médiane de la protéine C-réactive de haute sensibilité était plus élevée dans le groupe HP que dans le groupe non-HP (12,60 mg/L contre 8,15 mg/L, P = 0,035). Le rapport neutrophiles/lymphocytes (NLR) était également plus élevé dans le groupe HP (8,54 contre 4,49, P < 0,001), avec un nombre de neutrophiles plus élevé (7,31 × 109/L contre 5,51 × 109/L, P < 0,001) et un nombre de lymphocytes plus faible (0,85 × 109/L contre 1,12 × 109/L, P = 0,001). La D-dimère était plus élevée dans le groupe HP (0,61 µg/mL contre 0,415 µg/mL, P = 0,001). Le nombre de plaquettes était plus faible dans le groupe HP (180,50 × 109/L contre 200,00 × 109/L, P = 0,005), tandis que le volume plaquettaire moyen (10,75 fL contre 10,00 fL, P = 0,005) et le coefficient de variation de la largeur de distribution des hématies (14,10 % contre 13,60 %, P = 0,008) étaient plus élevés. Le BNP différait également nettement entre les groupes, avec une valeur médiane de 135,50 pg/mL dans le groupe HP et de 59,75 pg/mL dans le groupe non-HP (P < 0,001). L'albumine, la créatinine et le fibrinogène ne différaient pas de manière significative entre les groupes (tous les P > 0,05 ; Tableau 1).
Sélection des prédicteurs et régression logistique multivariée
Treize variables ont montré des différences significatives entre les groupes dans l'analyse univariée et ont été examinées conjointement avec les prédicteurs cliniquement pertinents. Le nombre de neutrophiles et le nombre de lymphocytes n'ont pas été inclus avec le NLR car ils constituaient les composantes du ratio. L'infection pulmonaire et l'insuffisance cardiaque ont été évaluées lors de l'évaluation de la redondance en raison de leur chevauchement respectif avec les marqueurs inflammatoires et la BNP. Neuf variables ont été intégrées au modèle principal de régression logistique multivariée : la protéine C-réactive à haute sensibilité, le D-dimère, le coefficient de variation de la largeur de distribution des globules rouges, le nombre de plaquettes, le volume plaquettaire moyen, le NLR, la BNP, la maladie coronarienne et les antécédents d'asthme. Tous les facteurs d'inflation de la variance étaient inférieurs à 5, indiquant une absence de multicolinéarité sévère ; la valeur la plus élevée était de 2,16 pour la BNP (Tableau 2).
Dans le modèle principal, quatre variables sont restées indépendamment associées à l'hypertension pulmonaire (HP) chez les patients âgés atteints d'une exacerbation aiguë de la BPCO (Tableau 2). Le D-dimère était associé à des cotes plus élevées d'HP (OR = 1,251, IC 95 % : 1,001–1,563, P = 0,049), de même que le rapport neutrophiles/lymphocytes (NLR) (OR = 1,043, IC 95 % : 1,003–1,083, P = 0,033), le BNP (OR = 1,003, IC 95 % : 1,001–1,005, P < 0,001) et les antécédents d'asthme (OR = 3,054, IC 95 % : 1,489–6,267, P = 0,002). La protéine C-réactive de haute sensibilité, le coefficient de variation de la largeur de distribution des globules rouges, le nombre de plaquettes, le volume plaquettaire moyen et la maladie coronarienne n'étaient pas indépendamment associés à l'HP après ajustement (tous les P > 0,05 ; Tableau 2).
| Variable | B | ER | Wald χ2 | OR (IC à 95 %) | Valeur-p | IVF |
| hs-CRP | -0,002 | 0,002 | 1,099 | 0,998 (0,995, 1,002) | 0,295 | 1,22 |
| D-dimère | 0,224 | 0,114 | 3,877 | 1,251 (1,001, 1,563) | 0,049 | 1,16 |
| RDW-CV | 0,088 | 0,124 | 0,504 | 1,092 (0,856, 1,393) | 0,478 | 1,31 |
| Numération des plaquettes | -0,003 | 0,002 | 1,281 | 0,997 (0,993, 1,002) | 0,258 | 1,44 |
| Volume plaquettaire moyen | 0,096 | 0,088 | 1,197 | 1,101 (0,927, 1,309) | 0,274 | 1,37 |
| Rapport NLR | 0,042 | 0,02 | 4,545 | 1,043 (1,003, 1,083) | 0,033 | 1,53 |
| BNP | 0,003 | 0,001 | 13,58 | 1,003 (1,001, 1,005) | <0,001 | 2,16 |
| Maladie coronarienne | 0,662 | 0,637 | 1,078 | 1,938 (0,556, 6,759) | 0,299 | 1,18 |
| Antécédents d'asthme | 1,117 | 0,367 | 9,271 | 3,054 (1,489, 6,267) | 0,002 | 1,11 |
| Constante | -3,285 | 2,13 | 2,378 | — | 0,123 | — |
Tableau 2 : Modèle principal de régression logistique multivariée pour l'hypertension pulmonaire. Ce tableau présente les coefficients de régression, les erreurs standards, les valeurs de χ2 de Wald, les rapports de cotes, les intervalles de confiance à 95 %, les valeurs P et les facteurs d'inflation de la variance. Le d-dimère, le NLR, le BNP et les antécédents d'asthme sont restés indépendamment associés à l'HP. Abréviations : HP, hypertension pulmonaire ; SE, erreur standard ; OR, rapport de cotes ; CI, intervalle de confiance ; VIF, facteur d'inflation de la variance ; NLR, rapport neutrophiles-lymphocytes ; BNP, peptide natriurétique de type B.
Analyse de sensibilité incluant l'infection pulmonaire et l'insuffisance cardiaque
Un modèle de sensibilité a été construit en ajoutant l'infection pulmonaire et l'insuffisance cardiaque à l'ensemble prédicteur principal (Tableau 3). L'infection pulmonaire est restée fortement associée à l'HP (OR = 24,80, IC à 95 % : 5,62–109,44, P < 0,001), et l'insuffisance cardiaque était également associée à l'HP (OR = 3,36, IC à 95 % : 1,52–7,43, P = 0,003). Après l'ajout de ces deux variables, les associations du BNP et du NLR se sont atténuées mais sont restées concordantes en termes de direction. Le d-dimère et les antécédents d'asthme ont également conservé des associations positives. Le modèle de sensibilité présentait une discrimination apparente supérieure à celle du modèle principal (AUC = 0,91, IC à 95 % : 0,87–0,95), mais il introduisait un important recouvrement avec les états diagnostiques inflammatoires et cardiaques. Par conséquent, le modèle à quatre variables a été conservé comme nomogramme principal, tandis que le modèle de sensibilité a été rapporté afin d'illustrer l'influence de l'infection pulmonaire et de l'insuffisance cardiaque sur l'interprétation du modèle.
Construction du nomogramme
Un nomogramme a été construit à l'aide des quatre prédicteurs indépendants retenus dans le modèle principal de régression logistique multivariée : le D-dimère, le NLR, le BNP et les antécédents d'asthme (Figure 2A). Chaque prédicteur contribuait à une valeur en points selon son coefficient de régression, et le score total était associé à la probabilité prédite individualisée de PH. Le cas illustratif a été revu afin d'éviter des valeurs très éloignées de la distribution clinique observée. Dans l'exemple révisé, un patient âgé hospitalisé pour une exacerbation aiguë de la BPCO présentait un taux de D-dimère de 0,90 µg/mL, un NLR de 10,0, un taux de BNP de 230 pg/mL et des antécédents d'asthme. Le score total estimé était de 173 points, correspondant à une probabilité de PH de 78,4 % sur le nomogramme (Figure 2B).
Figure 2 : Nomogramme pour l'évaluation du risque d'hypertension pulmonaire chez les patients âgés atteints d'une exacerbation aiguë de la BPCO. (A) Le nomogramme a été élaboré à partir du D-dimère, du rapport neutrophiles/lymphocytes (NLR), du peptide natriurétique de type B (BNP) et des antécédents d'asthme. Chaque prédicteur s'est vu attribuer un nombre de points, et le score total a été associé à la probabilité prédite d'hypertension pulmonaire. (B) Un exemple révisé montre un D-dimère = 0,90 µg/mL, un NLR = 10,0, un BNP = 230 pg/mL et des antécédents d'asthme = Oui, correspondant à 173 points et à une probabilité estimée d'hypertension pulmonaire de 78,4 %. Abréviations : AECOPD, exacerbation aiguë de la bronchopneumopathie chronique obstructive ; PH, hypertension pulmonaire ; NLR, rapport neutrophiles/lymphocytes ; BNP, peptide natriurétique de type B. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Discrimination du modèle de prédiction
Le nomogramme à quatre variables a atteint une aire sous la courbe caractéristique de la performance du récepteur de 0,82, avec un intervalle de confiance à 95 % de 0,760 à 0,874 (Figure 3A). En comparaison, le D-dimère seul avait une aire sous la courbe de 0,623, le LNR seul avait une aire sous la courbe de 0,666, et le BNP seul avait une aire sous la courbe de 0,748. Un modèle combinant les trois marqueurs quantitatifs a donné une aire sous la courbe de 0,793 (Figure 3B). Ainsi, le nomogramme a montré une meilleure discrimination que chaque marqueur individuel et une discrimination légèrement supérieure à celle du modèle à trois marqueurs.
Figure 3 : Courbes caractéristiques de la performance du récepteur pour le nomogramme et les prédicteurs quantitatifs. (A) Le nomogramme à quatre variables a atteint une AUC de 0,82, avec un intervalle de confiance à 95 % de 0,760 à 0,874. (B) Les valeurs d’AUC étaient de 0,623 pour le D-dimère, de 0,666 pour le NLR, de 0,748 pour le BNP et de 0,793 pour le modèle combiné des marqueurs quantitatifs. Abréviations : ROC, courbe caractéristique de la performance du récepteur ; AUC, aire sous la courbe ; NLR, rapport neutrophiles-lymphocytes ; BNP, peptide natriurétique de type B. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Étalonnage et validation interne
Une validation interne a été réalisée à l'aide d'un rééchantillonnage bootstrap avec 1 000 répétitions. L'analyse de calibration a comparé les probabilités prédites de PH aux résultats observés de PH (Figure 4). L'ordonnée à l'origine apparente de la calibration était de 0,0000 et la pente apparente de la calibration était de 1,0000. Après correction par bootstrap, l'ordonnée à l'origine de calibration était de -0,08 et la pente de calibration était de 0,86. L'erreur moyenne absolue de calibration était de 0,054 et le score de Brier était de 0,1878. Le test de Hosmer-Lemeshow était statistiquement significatif (P = 0,0005), indiquant une déviation résiduelle de calibration. Par conséquent, malgré une bonne discrimination, les résultats de calibration ont été interprétés avec prudence, et une recalibration pourrait être nécessaire avant une utilisation dans d'autres contextes.
Figure 4 : Courbe de calibration du nomogramme de prédiction de l'hypertension pulmonaire. La courbe de calibration compare les probabilités prédites et observées d'hypertension pulmonaire. Les courbes apparente et corrigée par rééchantillonnage bootstrap ont été générées à l'aide de 1 000 rééchantillonnages bootstrap. Le score de Brier était de 0,1878 et le test de Hosmer-Lemeshow était significatif (P = 0,0005), indiquant une déviation résiduelle de calibration. Abréviations : PH, hypertension pulmonaire ; HL, Hosmer-Lemeshow. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Utilité clinique évaluée par analyse de courbe de décision
L'analyse de la courbe de décision a montré que la courbe du nomogramme restait supérieure aux stratégies de référence « traiter tous » et « ne traiter aucun » sur une plage de probabilité seuil d'environ 1 % à 70 % (Figure 5). Cette observation suggère un bénéfice net potentiel pour l'identification des patients âgés atteints d'une exacerbation aiguë de la BPCO qui pourraient nécessiter un examen échocardiographique plus approfondi, une surveillance cardiorespiratoire ou une évaluation diagnostique supplémentaire. Étant donné que le modèle n'a été validé qu'en interne, les résultats de la courbe de décision ont été interprétés comme une preuve préliminaire d'utilité clinique, plutôt que comme une démonstration du bénéfice de son application en pratique.
Figure 5 : Analyse de courbe décisionnelle du nomogramme de prédiction de l'hypertension pulmonaire. L'analyse de courbe décisionnelle a montré que le nomogramme offrait un bénéfice net potentiel pour des probabilités seuils allant d'environ 1 % à 70 %, par rapport aux stratégies de traitement systématique et d'absence de traitement. Abréviations : DCA, analyse de courbe décisionnelle ; PH, hypertension pulmonaire. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Résultats globaux du modèle
Le risque d'hypertension pulmonaire (PH) chez les patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la BPCO était associé à des informations liées à l'inflammation, à la coagulation, au stress cardiaque et aux maladies des voies respiratoires. Le rapport neutrophiles/lymphocytes (NLR), le peptide natriurétique cérébral (BNP), le D-dimère et les antécédents d'asthme étaient indépendamment associés à la PH et ont été intégrés dans un nomogramme présentant une bonne discrimination. L'analyse de sensibilité a montré que l'infection pulmonaire et l'insuffisance cardiaque étaient fortement associées à la PH, mais leur inclusion augmentait le recouvrement avec les marqueurs inflammatoires et de stress cardiaque. La courbe de calibration n'était pas entièrement optimale, notamment en raison de la significativité du test de Hosmer-Lemeshow. Ces résultats soutiennent l'utilisation du nomogramme comme outil de stratification du risque validé en interne, nécessitant une validation externe et une éventuelle recalibration avant une utilisation clinique plus large.
DISPONIBILITÉ DES DONNÉES :
L'ensemble de données soutenant les résultats de cette étude a été déposé dans le référentiel Figshare et est accessible publiquement à l'adresse suivante : https://doi.org/10.6084/m9.figshare.32765667.v1 .
| Élément d'analyse | Abaque principal à quatre variables | Modèle de sensibilité incluant l'infection pulmonaire et l'insuffisance cardiaque |
| Prédicteurs inclus | D-dimère, RNN, BNP, antécédents d'asthme | D-dimère, RNN, BNP, antécédents d'asthme, infection pulmonaire, insuffisance cardiaque |
| OR de l'infection pulmonaire (IC à 95 %) | Non inclus | 24,80 (5,62, 109,44) |
| OR de l'insuffisance cardiaque (IC à 95 %) | Non inclus | 3,36 (1,52, 7,43) |
| Sens du D-dimère | Positif | Positif |
| Sens du RNN | Positif | Positif mais atténué |
| Sens du BNP | Positif | Positif mais atténué |
| Sens des antécédents d'asthme | Positif | Positif |
| AUC (IC à 95 %) | 0,82 (0,760, 0,874) | 0,91 (0,87, 0,95) |
| Score de Brier | 0,1878 | 0,146 |
| Ordonnée à l'origine apparente de la courbe de calibration | 0 | 0 |
| Pente apparente de la courbe de calibration | 1 | 1 |
| Ordonnée à l'origine corrigée par bootstrap de la courbe de calibration | -0,08 | -0,05 |
| Pente corrigée par bootstrap de la courbe de calibration | 0,86 | 0,89 |
| Erreur moyenne absolue de calibration | 0,054 | 0,041 |
| Valeur-p de Hosmer-Lemeshow | 0,0005 | 0,021 |
| Plage de seuil de la courbe de décision avec bénéfice net | Environ 1 % à 70 % | Environ 2 % à 75 % |
| Rôle du modèle | Abaque principal | Analyse de sensibilité uniquement |
Tableau 3 : Analyse de sensibilité et indicateurs de validation interne. Ce tableau compare le nomogramme principal à quatre variables avec le modèle de sensibilité qui incluait en outre l'infection pulmonaire et l'insuffisance cardiaque. Les indicateurs de discrimination, de calibration, le test de Hosmer-Lemeshow, la plage de la courbe de décision et les indicateurs corrigés par rééchantillonnage avec remise sont présentés. Abréviations : AUC, aire sous la courbe ROC (caractéristique de fonctionnement du récepteur) ; OR, rapport de cotes ; CI, intervalle de confiance ; NLR, rapport neutrophiles-lymphocytes ; BNP, peptide natriurétique de type B.
Discussion
Cette étude a mis au point un nomogramme basé sur des données de routine afin d'estimer le risque d'hypertension pulmonaire (PH) chez les patients âgés hospitalisés pour une exacerbation aiguë de la maladie pulmonaire obstructive chronique (AECOPD). Quatre variables facilement disponibles, à savoir le rapport neutrophiles-lymphocytes (NLR), le peptide natriurétique de type B (BNP), le D-dimère et les antécédents d'asthme, ont été retenues dans le modèle principal. Le nomogramme présentait une meilleure discrimination que les marqueurs quantitatifs isolés et un bénéfice net potentiel sur une large gamme de seuils. Toutefois, la calibration n'était pas entièrement optimale, comme l'indiquaient le test de Hosmer-Lemeshow significatif et les résultats de calibration corrigés par bootstrap. Par conséquent, le modèle doit être interprété comme un outil de stratification du risque validé en interne, plutôt que comme un substitut diagnostique ou un instrument clinique prêt à être mis en œuvre.
Les prédicteurs sélectionnés sont biologiquement plausibles dans l'hypertension pulmonaire (PH) associée aux exacerbations aiguës de la BPCO. Le rapport neutrophiles/lymphocytes (NLR) reflète l'équilibre entre l'inflammation induite par les neutrophiles et la régulation immunitaire liée aux lymphocytes. Lors des exacerbations aiguës de la BPCO, ce ratio a été décrit comme un marqueur cliniquement accessible de la charge inflammatoire et de l'activité de la maladie19. Chez les patients atteints de BPCO compliquée d'hypertension pulmonaire, un NLR élevé a également été associé à une atteinte vasculaire pulmonaire et à un statut clinique plus sévère20. Le peptide natriurétique de type B (BNP) a ajouté une dimension différente à l'évaluation du risque. Chez les patients BPCO, une élévation des peptides natriurétiques peut refléter une surcharge de pression du ventricule droit, une dysfonction cardiaque concomitante ou un stress cardiopulmonaire plus généralisé21. Le D-dimère représentait la composante liée à la coagulation dans le modèle. Des études antérieures ont associé une élévation du D-dimère à un risque accru de mortalité après une exacerbation aiguë de la BPCO, soutenant ainsi sa valeur comme marqueur de risque systémique aigu22. Des biomarqueurs fondés sur l'inflammation, incluant les indices dérivés du D-dimère et de la numération sanguine, ont également été évalués pour prédire l'hypertension pulmonaire durant les exacerbations aiguës de la BPCO23. Ces résultats appuient l'interprétation selon laquelle le risque d'hypertension pulmonaire dans cette cohorte était déterminé par des informations relatives à l'inflammation, au stress cardiaque, à la coagulation et au phénotype des voies respiratoires, plutôt que par une seule voie physiopathologique.
La littérature plus large soutient davantage la pertinence translationnelle des marqueurs inflammatoires et liés à la coagulation utilisés en routine. Le D-dimère a été étudié comme marqueur de la gravité thrombo-inflammatoire et de la mortalité intra-hospitalière dans la COVID-1924. Les indices dérivés du NLR ont également été évalués comme prédicteurs de la progression et de la mortalité chez les patients gravement atteints de COVID-1925. Les variations du fibrinogène et du D-dimère ont été discutées en lien avec les troubles de la coagulation et la prise de décision concernant l'anticoagulation lors d'inflammations virales systémiques26. Ces études ne prouvent pas que les mêmes mécanismes fonctionnent de manière identique dans l'hypertension pulmonaire associée à l'AECOPD. Elles soutiennent toutefois la notion plus générale selon laquelle les indices hématologiques et de coagulation de routine peuvent capter des signaux de réponse de l'organisme cliniquement pertinents dans diverses maladies inflammatoires pulmonaires et systémiques.
Les antécédents d'asthme ont été la seule comorbidité retenue dans le nomogramme principal. Cette observation pourrait refléter un sous-groupe présentant une inflammation des voies respiratoires, un remaniement structural, une hypersecretion de mucus et une vulnérabilité accrue aux exacerbations. Chez les patients âgés atteints de BPCO, des antécédents d'asthme pourraient indiquer un phénotype de maladie des voies respiratoires plus complexe plutôt qu'un simple diagnostic associé. La conception rétrospective ne permet pas de confirmer un mécanisme de chevauchement asthme-BPCO, mais l'association observée suggère que la présence d'antécédents d'asthme devrait être prise en compte lors de l'évaluation du risque d'hypertension pulmonaire durant une hospitalisation pour exacerbation aiguë de la BPCO.
L'étude précise également le rôle de l'infection pulmonaire et de l'insuffisance cardiaque. Les deux variables ont montré de fortes associations univariées avec l'HP et sont restées influentes dans l'analyse de sensibilité. Leur exclusion du nomogramme principal n'avait pas pour but de minimiser leur importance clinique. En réalité, l'infection pulmonaire chevauche en partie les marqueurs inflammatoires, et l'insuffisance cardiaque chevauche en partie la BNP et les anomalies cardiaques échocardiographiques. L'inclusion de ces variables augmentait la performance apparente, mais accroissait également la redondance clinique. Le nomogramme à quatre variables a donc été conservé comme modèle principal afin de mettre l'accent sur des prédicteurs précoces et mesurables de routine, tandis que le modèle de sensibilité a été utilisé pour montrer comment l'infection pulmonaire et l'insuffisance cardiaque influençaient l'interprétation du modèle.
La contribution principale de cette étude est pratique plutôt que mécanistique. Un nomogramme basé sur des points peut traduire les résultats d'une régression multivariée en une estimation visuelle individualisée de la probabilité d'HTAP. Un rapport transparent est essentiel pour les modèles de prédiction clinique, en particulier lorsqu'un modèle est proposé pour la stratification du risque plutôt que pour une inférence causale27. Le document TRIPOD Explanation and Elaboration insiste également sur la nécessité de rapporter intégralement la sélection des prédicteurs, la performance du modèle, sa validation et son applicabilité clinique28. Dans des études cliniques récentes, des outils fondés sur des nomogrammes ont été utilisés pour soutenir l'estimation individualisée du risque au chevet du patient dans les contextes cardiovasculaires29. Des approches similaires de prédiction du risque ont également été proposées pour les patients âgés subissant une chirurgie non programmée, soulignant l'intérêt croissant pour des outils de prédiction clinique interprétables30. Dans la présente étude, le test significatif de Hosmer-Lemeshow et la pente de calibration corrigée par bootstrap indiquent que les probabilités prédites pourraient nécessiter une recalibration avant d'être utilisées en dehors du contexte de développement. Ainsi, le nomogramme peut aider à identifier les patients qui justifient un examen échocardiographique plus approfondi ou une surveillance cardiopulmonaire, mais il ne doit pas remplacer l'évaluation fondée sur les recommandations ou la cathétérisation cardiaque droite lorsque un diagnostic définitif est requis.
Plusieurs limites doivent être reconnues. Premièrement, il s'agissait d'une étude rétrospective monocentrique, et des biais de sélection, des informations manquantes ainsi que des pratiques diagnostiques propres au centre ont pu influencer les résultats. Deuxièmement, l'hypertension pulmonaire a été définie par échocardiographie transthoracique plutôt que par cathétérisme cardiaque droit. Bien que l'échocardiographie soit largement utilisée en pratique courante, des limitations liées à la fenêtre acoustique chez les patients BPCO peuvent entraîner des erreurs d'estimation des pressions ou une mauvaise classification des résultats. Troisièmement, le modèle n'a été validé qu'en interne ; aucune cohorte externe n'était disponible. Quatrièmement, les indices de fonction pulmonaire, les paramètres des gaz du sang artériel, l'exposition aux médicaments, les antécédents d'exacerbations, les variables issues de l'imagerie, la réponse au traitement et les résultats à long terme n'ont pas été intégrés complètement. Cinquièmement, la valeur significative du test de Hosmer-Lemeshow indique une déviation résiduelle de calibration ; par conséquent, les probabilités prédites absolues doivent être interprétées avec prudence.
Des schémas d'étude alternatifs pourraient approfondir le test de l'hypothèse. Une cohorte prospective multicentrique pourrait standardiser les prélèvements sanguins, le contrôle de qualité de l'échocardiographie et les définitions des prédicteurs. Une étude d'exactitude diagnostique utilisant la cathétérisation cardiaque droite dans un sous-groupe représentatif pourrait préciser l'ampleur des erreurs de classification des résultats. Des études de délai jusqu'à l'événement pourraient examiner si les mêmes variables prédisent la mortalité, les réadmissions, la progression de l'hypertension pulmonaire ou l'insuffisance cardiaque droite. Une modélisation comparative pourrait également évaluer si l'ajout de paramètres fonctionnels pulmonaires, de gaz du sang, de tomodensitométrie ou d'échocardiographie du cœur droit améliore la prédiction par rapport aux quatre variables de routine.
Les travaux futurs devraient se concentrer sur la validation externe, le recalibrage et l'utilisabilité clinique. Le modèle devrait être testé dans des hôpitaux présentant des mélanges de cas patients variés, des plateformes de laboratoire différentes et des flux de travail échocardiographiques hétérogènes. Si les performances restent stables, ce flux de travail pourrait aider au triage précoce des patients âgés atteints d'une exacerbation aiguë de la BPCO qui pourraient nécessiter une surveillance cardiopulmonaire plus étroite ou une évaluation spécialisée. À ce stade, le nomogramme offre une approche pratique et reproductible d'estimation du risque, mais une mise en œuvre plus large exige une validation prospective et une évaluation de l'impact des décisions guidées par le modèle sur la prise en charge des patients.
Déclarations de divulgation
Les auteurs déclarent ne pas avoir d'intérêts financiers concurrents ni d'autres conflits d'intérêts liés à ce travail.
Contributions des auteurs
Mingfeng Wu : conception de l'étude, supervision et mise en œuvre, rédaction et révision du manuscrit, coordination des responsabilités de l'équipe ; Li Zhang : collecte et organisation des données, analyse statistique, rédaction du manuscrit ; Xiong Wang : collecte des données et rédaction du manuscrit ; Sshaohua Xu : analyse statistique et révision du manuscrit ; Li Xie : révision du manuscrit.
Remerciements
Cette étude a été soutenue par les projets de recherche scientifique de l'Administration provinciale de médecine traditionnelle chinoise du Sichuan, notamment Exploration pratique de la construction d'un modèle de prédiction de l'hypertension pulmonaire chez les patients âgés atteints de bronchopneumopathie chronique obstructive basé sur le ratio NLR (subvention n° 25MSZX321) et élaboration d'un modèle de service de laboratoire pour une communauté médicale de district et recherche sur les réponses politiques pilotées par la « livraison par drone + diagnostic assisté par intelligence artificielle » (Subvention n° 25MSZX322). Les auteurs remercient l'hôpital de médecine traditionnelle chinoise du comté de Santai pour son soutien à cette étude.
Matériaux
| Nom | Entreprise | Numéro de catalogue | Commentaires |
|---|---|---|---|
| Analyseur automatisé de biochimie clinique | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd. | BS-480 | Utilisé pour mesurer l'albumine sérique, la créatinine et la protéine C-réactive de haute sensibilité lors d'analyses de laboratoire clinique de routine. |
| Analyseur automatisé de coagulation | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd. | C3510 | Utilisé pour mesurer le D-dimère et le fibrinogène lors d'analyses de coagulation de routine. |
| Analyseur automatisé d'hématologie | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd. | BC-5380 | Utilisé pour mesurer le nombre de neutrophiles, le nombre de lymphocytes, le nombre de plaquettes, le volume plaquettaire moyen et le coefficient de variation de la largeur de distribution des globules rouges. |
| Analyseur d'immunodosage par chimiluminescence | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd. | CL-1200i | Utilisé pour mesurer le peptide natriurétique de type B lors d'analyses de laboratoire clinique de routine. |
| Réactifs, calibrateurs et contrôles d'immunodosage par chimiluminescence | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd. | Système de réactifs série CL | Utilisés pour les tests d'immunodosage par chimiluminescence et le contrôle qualité. |
| Réactifs, calibrateurs et contrôles de biochimie clinique | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd. | Système de réactifs série BS | Utilisés pour les dosages de biochimie clinique de routine effectués sur l'analyseur série BS. |
| Calibrateurs et contrôles de coagulation | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd. | Produit-spécifique* | Utilisés pour le contrôle qualité et l'étalonnage des dosages de coagulation. |
| Package dcurves | CRAN | dcurves | Utilisé pour réaliser une analyse de courbe décisionnelle et calculer le bénéfice net clinique selon différentes probabilités seuils. |
| Tubes de prélèvement sanguin veineux avec EDTA | BD | Tube Vacutainer K2EDTA (REF 367856) | Utilisé pour les analyses de numération formule sanguine complète. |
| Système de dossier médical électronique | Hôpital de médecine traditionnelle chinoise du comté de Santai | Non applicable | Utilisé pour extraire les caractéristiques démographiques des patients hospitalisés, les dossiers d'admission, les diagnostics de sortie, les comorbidités, les notes d'évolution, les comptes rendus d'imagerie, les consultations et les résultats cliniques. |
| Réactifs, calibrateurs et contrôles d'hématologie | Mindray Bio-Medical Electronics Co., Ltd. | Système de réactifs série BC | Utilisés pour les analyses de numération formule sanguine complète de routine et le contrôle qualité de l'analyseur. |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp. | Version 26.0 | Utilisé pour les statistiques descriptives, les comparaisons entre groupes et les analyses préliminaires de régression logistique. |
| Système d'information de laboratoire | Hôpital de médecine traditionnelle chinoise du comté de Santai | Non applicable | Utilisé pour extraire les indices d'hémogramme, les indices biochimiques, les marqueurs de coagulation, les marqueurs inflammatoires et les marqueurs de stress cardiaque. |
| Package pROC | CRAN | pROC | Utilisé pour l'analyse des courbes ROC (caractéristique de fonctionnement du récepteur) et l'estimation de l'aire sous la courbe. |
| Logiciel statistique R | R Foundation for Statistical Computing | Version 4.5.2 | Utilisé pour la modélisation par régression logistique, la construction de nomogrammes, l'analyse des courbes ROC, l'évaluation de la calibration, la validation interne par bootstrap et l'analyse de courbe décisionnelle. |
| Package ResourceSelection | CRAN | ResourceSelection | Utilisé pour réaliser le test d'ajustement de Hosmer-Lemeshow. |
| Package rms | CRAN (Frank E. Harrell Jr.) | rms | Utilisé pour la modélisation de régression, la construction de nomogrammes, l'évaluation de la calibration et la validation interne. |
| Tubes de prélèvement sanguin veineux avec séparateur de sérum | BD | Tube Vacutainer SST (REF 367820) | Utilisé pour les tests biochimiques sériques et les marqueurs inflammatoires. |
| Tubes de prélèvement sanguin veineux avec citrate de sodium | BD | Tube Vacutainer au citrate (REF 363080) | Utilisé pour les tests de coagulation, notamment le D-dimère et le fibrinogène. |
| Formulaire normalisé d'extraction des données cliniques | Créé par l'équipe de l'étude | Non applicable | Utilisé pour extraire des variables prédéfinies concernant les données démographiques, cliniques, biologiques et échocardiographiques à partir de dossiers rétrospectifs. |
| Système d'échocardiographie transthoracique | GE HealthCare | Vivid E95 | Utilisé pour estimer la pression artérielle pulmonaire systolique et évaluer la taille du ventricule droit, l'épaisseur de sa paroi et sa fonction systolique. |
Références
- Adeloye D, et al. Global, regional, and national prevalence of, and risk factors for, chronic obstructive pulmonary disease (COPD) in 2019: a systematic review and modelling analysis. Lancet Respir Med. 2022;10:447-58.
- Chronic Obstructive Pulmonary Disease Group of Chinese Thoracic Society, Chronic Obstructive Pulmonary Disease Committee of Chinese Association of Chest Physician. Guidelines for the diagnosis and management of chronic obstructive pulmonary disease, revised version 2021. Chin J Tuberc Respir Dis. 2021;44:170-205.
- Johnson S, et al. Pulmonary hypertension: a contemporary review. Am J Respir Crit Care Med. 2023;208:528-48.
- Munshi RF, Pellegrini JR Jr, Patel P, Anjum F. Impact of pulmonary hypertension in patients with acute exacerbation of chronic obstructive pulmonary disease and its effect on healthcare utilization. Pulm Circ. 2021;11(3):20458940211046838.
- Prins KW, et al. Disproportionate right ventricular dysfunction and poor survival in group 3 pulmonary hypertension. Am J Respir Crit Care Med. 2018;197:1496-9.
- Andersen KH, et al. Prevalence, predictors, and survival in pulmonary hypertension related to end-stage chronic obstructive pulmonary disease. J Heart Lung Transplant. 2012;31:373-80.
- Chen Y, et al. Right heart catheterization-related complications: a review of the literature and best practices. Cardiol Rev. 2020;28:36-41.
- Younis M, et al. Echocardiography and pulmonary hypertension in patients with chronic obstructive pulmonary disease undergoing lung transplantation evaluation. Am J Med Sci. 2024;367:95-104.
- Pascual-González Y, López-Sánchez M, Dorca J, Santos S. Defining the role of neutrophil-to-lymphocyte ratio in COPD: a systematic literature review. Int J Chron Obstruct Pulmon Dis. 2018;13:3651-62.
- Lee SJ, et al. Usefulness of neutrophil to lymphocyte ratio in patients with chronic obstructive pulmonary disease: a prospective observational study. Korean J Intern Med. 2016;31:891-8.
- Leuchte HH, et al. Brain natriuretic peptide is a prognostic parameter in chronic lung disease. Am J Respir Crit Care Med. 2006;173:744-50.
- Husebø GR, et al. Coagulation markers as predictors for clinical events in COPD. Respirology. 2021;26:342-51.
- Iasonos A, Schrag D, Raj GV, Panageas KS. How to build and interpret a nomogram for cancer prognosis. J Clin Oncol. 2008;26:1364-70.
- Balachandran VP, Gonen M, Smith JJ, DeMatteo RP. Nomograms in oncology: more than meets the eye. Lancet Oncol. 2015;16(4):e173-e180.
- Global Initiative for Chronic Obstructive Lung Disease. Global Strategy for the Diagnosis, Management, and Prevention of Chronic Obstructive Pulmonary Disease: 2021 Report. Global Initiative for Chronic Obstructive Lung Disease; Fontana; 2021.
- Galiè N, et al. 2015 ESC/ERS Guidelines for the diagnosis and treatment of pulmonary hypertension. Eur Heart J. 2016;37:67-119.
- Wu Z, Zhan S, Wang D, Tang C. A novel nomogram for predicting the risk of acute heart failure in intensive care unit patients with COPD. Chronic Obstr Pulm Dis. 2025;12(2):117-126.
- Cheng H, et al. A risk nomogram for predicting prolonged intensive care unit stays in patients with chronic obstructive pulmonary disease. Front Med. 2023;10:1177786.
- Zinellu A, et al. Clinical significance of the neutrophil-to-lymphocyte ratio and platelet-to-lymphocyte ratio in acute exacerbations of COPD: present evidence and future perspectives. Eur Respir Rev. 2022;31(166):220095.
- Jiang T, et al. Value of the neutrophil-to-lymphocyte ratio in chronic obstructive pulmonary disease complicated with pulmonary hypertension. J Int Med Res. 2023;51(1):3000605231200266.
- Hawkins NM, et al. B-type natriuretic peptides in chronic obstructive pulmonary disease: a systematic review. BMC Pulm Med. 2017;17:11.
- Hu G, et al. Prognostic role of D-dimer for in-hospital and 1-year mortality in exacerbations of COPD. Int J Chron Obstruct Pulmon Dis. 2016;11:2729-36.
- Zuo H, et al. Predictive value of novel inflammation-based biomarkers for pulmonary hypertension in the acute exacerbation of chronic obstructive pulmonary disease. Anal Cell Pathol (Amst). 2019;2019:5189165.
- Hayiroglu MI, Cicek V, Kilic S, Cinar T. Mean serum D-dimer level to predict in-hospital mortality in COVID-19 patients. Rev Assoc Med Bras (1992). 2021;67:1108-13.
- Guney BC, et al. Evaluation of N/LP ratio as a predictor of disease progression and mortality in COVID-19 patients admitted to the intensive care unit. Medeni Med J. 2021;36:241-8.
- Hayiroglu MI, Cinar T, Tekkesin AI. Fibrinogen and D-dimer variances and anticoagulation recommendations in COVID-19: current literature review. Rev Assoc Med Bras (1992). 2020;66:842-8.
- Collins GS, Reitsma JB, Altman DG, Moons KGM. Transparent reporting of a multivariable prediction model for individual prognosis or diagnosis: the TRIPOD statement. Ann Intern Med. 2015;162:55-63.
- Moons KGM, et al. Transparent reporting of a multivariable prediction model for individual prognosis or diagnosis: explanation and elaboration. Ann Intern Med. 2015;162(1):W1-W73.
- Kalenderoglu K, et al. Heart rate variability nomogram predicts atrial fibrillation in patients with moderate to high burden of premature ventricular complexes. Medicina (Kaunas). 2026;62:243.
- Cicek V, et al. A new risk prediction model for the assessment of myocardial injury in elderly patients undergoing non-elective surgery. J Cardiovasc Dev Dis. 2025;12(1):6.