Cette étude transversale décrit les associations conditionnelles aux covariables entre le rapport de la masse musculaire squelettique appendiculaire sur la surface de graisse viscérale et la densité minérale osseuse chez des adultes atteints de diabète de type 2.
Article de recherche
Rapport entre la masse musculaire squelettique appendiculaire et la surface graisseuse viscérale et densité minérale osseuse dans le diabète de type 2 : une étude transversale
Dans cet article
Résumé
Résumé
La fragilité osseuse est fréquente dans le diabète de type 2 (DT2), mais l'indice de masse corporelle seul ne reflète pas l'équilibre entre la masse musculaire appendiculaire et l'adiposité viscérale. Cette étude transversale rétrospective a examiné l'association entre le rapport de la masse musculaire squelettique appendiculaire sur la surface de graisse viscérale (SVR) et la densité minérale osseuse (DMO) chez des adultes hospitalisés atteints de DT2. Un total de 2 820 dossiers a été inclus dans les analyses descriptives, et 2 798 dossiers comportant des données complètes sur la DMO et les covariables du modèle 5 ont été inclus dans les analyses de régression. La masse musculaire squelettique appendiculaire et la surface de graisse viscérale ont été mesurées par analyse multifréquence d'impédance bioélectrique, tandis que la DMO de la colonne lombaire, du col fémoral et de la hanche totale a été évaluée par absorptiométrie à rayons X à double énergie. Dans des modèles linéaires entièrement ajustés, chaque augmentation de 1 écart-type du SVR était associée à une DMO plus élevée au niveau de la colonne lombaire (0,017 g/cm2 ; IC 95 %, 0,007–0,027 ; P = 0,001), du col fémoral (0,027 g/cm2 ; IC 95 %, 0,019–0,035 ; P < 0,001) et de la hanche totale (0,028 g/cm2 ; IC 95 %, 0,020–0,036 ; P < 0,001). Les graphiques par tertiles spécifiques au sexe n'ont pas reproduit le modèle monotone observé avec les tertiles globaux, qui étaient fortement déséquilibrés selon le sexe. Des modèles de splines cubiques naturelles ont détecté une non-linéarité aux trois sites (tous les P pour la non-linéarité < 0,001), avec une DMO prédite en augmentation qui s'aplatissait aux valeurs plus élevées du SVR. Les intervalles de confiance robustes HC3 étaient similaires aux estimations principales. Ces résultats décrivent des associations conditionnelles transversales et n'établissent ni de causalité, ni de résistance osseuse, ni de prédiction de fracture, ni seuil clinique du SVR.
Introduction
L'ostéoporose est caractérisée par une faible masse osseuse, une détérioration de l'architecture microscopique de l'os et une prédisposition accrue aux fractures de fragilité1,2. Le risque de fracture dépend de l'âge, du sexe, de la prédisposition héréditaire, de la composition corporelle et des maladies métaboliques3. Dans le cas du diabète de type 2 (DT2), la densité minérale osseuse surfacique (DMO) peut être conservée ou augmentée malgré un risque accru de fracture ; par conséquent, la DMO dans cette population doit être interprétée comme un phénotype squelettique plutôt que comme une mesure directe de la résistance osseuse ou de la probabilité de fracture4.
Le muscle, le tissu adipeux et l'os forment un système musculosquelettique-métabolique interdépendant. La perte de masse musculaire squelettique peut réduire la charge mécanique et modifier la signalisation des myokines, tandis que l'adiposité viscérale peut contribuer à des voies inflammatoires et des voies liées aux adipokines impliquées dans le remodelage osseux5,6. Étant donné que l'indice de masse corporelle (IMC) et les mesures du tour de taille ne quantifient pas séparément la masse musculaire appendiculaire et la graisse viscérale, un ratio composite de composition corporelle peut fournir des informations complémentaires tout en restant une exposition statistique plutôt qu'un mécanisme biologique distinct7,8.
La communication entre muscle et os fournit un contexte biologique supplémentaire pour évaluer les mesures composites de composition corporelle en relation avec la DMO9. Des études antérieures ont examiné directement le rapport masse musculaire squelettique appendiculaire/surface de graisse viscérale (SVR) en lien avec la DMO. Liu et al. ont évalué l'association entre le rapport masse musculaire squelettique appendiculaire/surface de graisse viscérale (SVR) et la DMO ainsi que l'ostéoporose dans une population adulte générale, tandis que Guo et al. ont étudié 422 patients chinois atteints de DT2 et rapporté des associations dépendantes de l'âge et du sexe avec la DMO et la probabilité estimée de fracture sur 10 ans10,11.
La nouveauté de cette étude réside dans son évaluation complète du rapport masse squelettique sur masse grasse viscérale (SVR) au sein d'une vaste cohorte d'adultes atteints de DT2. En examinant la densité minérale osseuse à trois sites squelettiques cliniquement pertinents et en intégrant un ajustement séquentiel des covariables, des analyses standardisées et stratifiées par sexe, une évaluation simultanée des composantes musculaires et de la masse grasse viscérale, une modélisation par splines non linéaires et des analyses de sensibilité rigoureuses, cette étude fournit une caractérisation plus rigoureuse et cliniquement contextualisée de l'association entre l'équilibre de la composition corporelle et la santé squelettique chez les patients diabétiques de type 2. La présente étude enrichit cette littérature en utilisant un ensemble de données plus vaste provenant d'un centre unique de patients hospitalisés en endocrinologie (2 820 dossiers), trois critères de jugement relatifs à la DMO à des sites spécifiques, un ajustement séquentiel des covariables, des analyses standardisées et stratifiées par sexe, des modèles simultanés des composantes masse musculaire squelettique appendiculaire (ASM)/surface de la masse grasse viscérale (VFA), ainsi que des tests d'interaction préspécifiés dans des sous-groupes. Les auteurs n'ont pas connaissance de chevauchement entre la cohorte actuelle et les ensembles de données rapportés dans ces études. Nous avons émis l'hypothèse qu'un SVR plus élevé serait associé positivement à la DMO du rachis lombaire, du col fémoral et de la hanche totale.
Protocole
Cette étude rétrospective a été approuvée par le comité d'éthique du deuxième hôpital populaire de Changzhou (n° d'approbation KY017-01) et réalisée conformément à la Déclaration d'Helsinki. L'exigence de consentement éclairé écrit a été levée car l'analyse utilisait des dossiers cliniques anonymisés. L'étude comprenait des dossiers allant de 2017 à 2022.
Conception de l'étude et dossiers
Cette analyse rétrospective transversale a utilisé les dossiers de patients hospitalisés du service d'endocrinologie du Deuxième hôpital populaire de Changzhou, Hôpital affilié n°3 de l'Université médicale de Nanjing. Le fichier de sélection comprenait 3 495 dossiers après un nettoyage préliminaire, et l'unité d'analyse était le dossier d'un patient hospitalisé. Le DT2 a été défini par le diagnostic d'hospitalisation documenté dans le dossier médical électronique.
Les dossiers ont été exclus en cas d'âge inférieur à 18 ans ou supérieur à 80 ans ; d'alanine aminotransférase ou d'aspartate aminotransférase d'au moins 120 U/L ; de DFG inférieur à 30 mL/min/1,73 m2 ; d'hémoglobine inférieure à 90 g/L ; de thyrotropine inférieure à 0,3 µIU/L ou d'au moins 10 µIU/L ; ou en cas d'infection chronique active, de maladie inflammatoire, de malignité, d'immobilité physique extrême ou d'une autre affection susceptible de fausser de manière significative l'évaluation de la composition corporelle ou de la DMO. Un total de 366 dossiers a été éliminé en raison d'informations manquantes sur les analyses de laboratoire ou la composition corporelle, et 309 dossiers ont été exclus selon des critères cliniques ou de qualité des données préétablis, laissant 2 820 dossiers pour les analyses descriptives. Vingt-deux dossiers ne comportaient aucune des trois extrémités de la DMO et ont été exclus de la régression, laissant 2 798 dossiers complets pour chaque modèle de site squelettique.
Les variables structurées ont été extraites du dossier médical électronique et mises en forme. Les définitions des variables et les résumés de la qualité des données ont été examinés indépendamment, et toute divergence a été résolue par consensus avant l'analyse statistique.
Mesures cliniques et de laboratoire
L’âge, le sexe, la durée du diabète, le statut tabagique, la consommation d’alcool, la pression artérielle et les mesures anthropométriques ont été extraits des dossiers médicaux électroniques. Le poids corporel et la taille ont été mesurés à l’aide d’un équipement calibré tandis que les participants portaient des vêtements légers et étaient pieds nus. L’IMC a été calculé comme le poids en kilogrammes divisé par la taille en mètres carrés. La circonférence abdominale a été mesurée au niveau du nombril, la circonférence des hanches au niveau de la saillie maximale des fesses, et le rapport taille-hanches comme le rapport entre la circonférence abdominale et la circonférence des hanches. La pression artérielle au repos a été obtenue après 10 min de repos en position assise à l’aide d’un tensiomètre automatique.
Toutes les mesures cliniques, de laboratoire, de composition corporelle et de DMO ont été effectuées au cours de la même hospitalisation initiale. Un prélèvement sanguin veineux a été réalisé après un jeûne nocturne, dans les 24 heures suivant l'admission.
Dosages sanguins
Des échantillons de sang veineux ont été prélevés après un jeûne nocturne, dans les 24 heures suivant l'admission. L'hémoglobine a été mesurée à l'aide d'un analyseur d'hématologie automatisé. L'alanine aminotransférase, l'aspartate aminotransférase, la gamma-glutamyl transférase, l'acide urique sérique, la créatinine, les triglycérides, le cholestérol total, le cholestérol HDL (lipoprotéines de haute densité) et le cholestérol LDL (lipoprotéines de basse densité) ont été dosés à l'aide d'un analyseur biochimique automatisé. L'hémoglobine glyquée (HbA1c) a été mesurée par chromatographie liquide à haute performance. L'hormone stimulant la thyroïde, la triiodothyronine libre et la thyroxine libre ont été quantifiées par immunoessai chimiluminescent. Le débit de filtration glomérulaire estimé (DFGe) a été calculé à l'aide de l'équation de créatinine CKD-EPI (Collaboration pour l'épidémiologie des maladies rénales chroniques) 2021.
Densité minérale osseuse et composition corporelle
La densité minérale osseuse projectée a été mesurée au niveau de la colonne lombaire, du col fémoral et de la hanche totale gauche à l’aide d’un système d’absorptiométrie à rayons X à double énergie et a été exprimée en g/cm2. Des protocoles standardisés d’acquisition antéropostérieure de la colonne lombaire et du fémur proximal ont été utilisés. Avant l’exploration, les participants ont retiré tous objets métalliques et ont été positionnés en décubitus dorsal par des technologues radiologiques formés. Pour l’acquisition de la colonne lombaire, les jambes ont été soutenues afin de réduire la lordose lombaire, et les vertèbres lombaires ont été incluses dans la région d’analyse prédéfinie. Pour l’acquisition du fémur proximal, la jambe gauche a été tournée vers l’intérieur et stabilisée à l’aide du dispositif de positionnement fourni par le fabricant, afin d’obtenir des régions standardisées du col fémoral et de la hanche totale.
Tous les examens ont été revus par des opérateurs formés afin de détecter les mouvements du patient, les interférences métalliques, les acquisitions incomplètes, le positionnement anatomique et le placement de la région d'intérêt. Les examens présentant des mouvements importants, des erreurs de positionnement ou des artefacts pouvant invalider l'estimation de la DMO ont été répétés lorsque cela était cliniquement faisable ou exclus de l'ensemble de données analytiques. Une étalonnage quotidien avec un fantôme et des contrôles de qualité systématiques ont été effectués avant les examens cliniques, conformément aux instructions du fabricant et aux procédures opérationnelles standard de l'hôpital. Les images ont été analysées à l'aide du logiciel d'analyse fourni par le fabricant.
La composition corporelle a été évaluée à l’aide d’un analyseur d’impédance bioélectrique multifréquence. L’appareil utilise une analyse multifréquence bioélectrique segmentaire directe avec un système tactile à huit électrodes et des mesures d’impédance à 1, 5, 50, 250, 500 et 1 000 kHz. Les mesures ont été effectuées le matin après un jeûne nocturne et après avoir vidé la vessie, avant le petit-déjeuner et toute activité physique intense. Les participants ont été mesurés pieds nus et vêtus de vêtements légers. Les paumes des mains et les plantes des pieds ont été nettoyées avant la mesure afin d’assurer un bon contact avec les électrodes. Les participants se tenaient debout, les talons correctement positionnés sur les électrodes des pieds, tenaient les électrodes des mains avec les pouces placés sur les contacts prévus, maintenaient les bras écartés du tronc et restaient immobiles et silencieux pendant toute la durée de la mesure.
La masse musculaire squelettique appendiculaire et la surface de la graisse viscérale ont été obtenues à partir du rapport de composition corporelle généré par l'appareil. La surface de la graisse viscérale était une estimation dérivée d'un algorithme propriétaire basé sur les mesures d'impédance bioélectrique et les caractéristiques des participants ; elle n'a pas été quantifiée directement par tomodensitométrie, imagerie par résonance magnétique ou absorptiométrie à rayons X à double énergie. Le rapport muscle squelettique sur graisse viscérale (SVR) a été calculé en divisant la masse musculaire squelettique appendiculaire (kg) par la surface de la graisse viscérale (VFA) estimée par analyse d'impédance bioélectrique (BIA) (cm2), avec des unités en kg/cm2. Dans la cohorte descriptive de 2 820 dossiers, la valeur brute de SVR était de 0,207 ± 0,090 kg/cm2 (médiane, 0,195 ; étendue, 0,063–0,766), et les seuils des tertiles globaux étaient de 0,1518 et 0,2361 kg/cm2. La VFA variait de 18,9 à 270,6 cm2 ; aucune valeur nulle ou négative de VFA n'était présente. Aucun seuil prédéfini pour une VFA très faible, aucune règle de winsorisation ni aucun critère d'exclusion supplémentaire pour les rapports extrêmes n'a été appliqué ; toutes les valeurs finies ont été analysées. Le SVR a été interprété comme une exposition composite sous forme de rapport reflétant le muscle par rapport à l'adiposité viscérale, et non comme un mécanisme biologique indépendant. Le SVR standardisé selon la cohorte a été calculé selon la formule suivante : (SVR − moyenne de la cohorte) / écart-type de la cohorte.
Analyse statistique
Les variables continues ont été résumées par la moyenne ± l'écart type (ET) ou la médiane (intervalle interquartile), et les variables catégorielles par n (%). Selon les tertiles de RVS, les variables continues approximativement normales ont été comparées par une analyse de variance, les variables asymétriques par le test de Kruskal-Wallis, et les variables catégorielles par le test du chi-deux. Le modèle linéaire principal pour chaque critère d'évaluation de la DMO était le suivant : DMO = β0 + β1(score z du RVS) + β2(âge) + β3(sexe) + β4(IMC) + β5(rapport taille-hanche) + β6(durée du diabète) + β7(hémoglobine) + β8(DFG) + β9(alanine aminotransférase [ALT]) + β10(aspartate aminotransférase [AST]) + ε. Les modèles séquentiels 1 à 5 ont conservé les définitions indiquées dans le tableau 2. L'âge et le sexe ont été considérés comme des facteurs de confusion démographiques. L'IMC et le rapport taille-hanche ont été inclus comme covariables relatives à la corpulence et à l'adiposité abdominale, mais pourraient partiellement se situer sur la voie reliant la composition corporelle à la DMO. La durée du diabète, l'hémoglobine, le DFG, l'ALT et l'AST ont été inclus comme covariables relatives à l'état clinique et pourraient également être des corrélats en aval. Par conséquent, le modèle 5 estime une association conditionnelle aux covariables plutôt qu'un effet causal total.
Un facteur d'inflation de la variance (VIF) inférieur à 5 a été considéré comme acceptable. Étant donné que les trois modèles principaux utilisaient les mêmes 2 798 enregistrements et la même matrice de conception, les VIF étaient identiques pour tous les paramètres de dose efficace : durée du diabète 1,25, hémoglobine 1,57, DFG 1,64, IMC 2,01, âge 2,13, rapport taille-hanche 2,50, sexe 2,51, AST 2,80, ALT 3,05 et réponse virologique soutenue standardisée 3,48.
Les modèles par sous-groupe ont utilisé le jeu de covariables du modèle 5 après suppression de la variable de stratification : le sexe a été retiré des modèles stratifiés par sexe, l’âge des modèles stratifiés par âge, l’IMC des modèles stratifiés par IMC, la durée du diabète des modèles stratifiés par durée, et l’eTFR des modèles stratifiés par fonction rénale. La catégorie de contrôle glycémique n’était pas une covariable du modèle 5, de sorte que les covariables du modèle 5 ont été conservées dans cette analyse. Les modèles stratifiés par sexe et l’interaction sexe ont utilisé des scores z SVR spécifiques au sexe ; toutes les autres analyses de sous-groupes ont utilisé le SVR standardisé à la cohorte. Chaque modèle d’interaction a ajouté des indicateurs de sous-groupe et des termes produits SVR-par-sous-groupe, puis a été comparé au modèle correspondant à effets principaux à l’aide d’un test F imbriqué. Une correction de Benjamini-Hochberg a été appliquée à l’ensemble des 18 tests d’interaction (trois critères d’évaluation de la DMO × six facteurs de sous-groupe).
Aucun calcul de puissance a priori n’a été effectué, car tous les dossiers éligibles provenant de la période rétrospective fixe ont été analysés. La précision a été évaluée à l’aide d’intervalles de confiance bilatéraux à 95 %. Les hypothèses du modèle linéaire ont été vérifiées à l’aide de graphiques des résidus par rapport aux valeurs ajustées, de graphiques quantile-quantile (Q-Q), d’analyses échelle-emplacement, de la distance de Cook, du test de Breusch-Pagan et de diagnostics des résidus standardisés. Des intervalles de confiance robustes à l’hétéroscédasticité de type HC3 ont été calculés dans le cadre d’une analyse de sensibilité. La non-linéarité a été testée en comparant le modèle 5 à un terme d’exposition en spline cubique naturelle à 3 degrés de liberté [df] à l’aide d’un test F partiel ; des analyses à 4 degrés de liberté et centrées sur les percentiles 2e–98e ont permis d’évaluer la sensibilité de la forme. Les prédictions moyennes pour la population ont été présentées sur les percentiles 2e–98e de la SVR brute.
Résultats
Sélection des dossiers et échantillons analytiques
Parmi les 3 495 dossiers hospitalisés de DT2 disponibles après un premier nettoyage, 366 ont été exclus car des champs essentiels relatifs aux analyses de laboratoire ou à la composition corporelle étaient incomplets, et 309 ont été exclus selon des critères cliniques ou de qualité des données prédéfinis, laissant 2 820 dossiers pour les analyses descriptives. Au sein de cette cohorte, 22 dossiers ne comportaient aucune des trois mesures de DMO et ont été exclus de la régression. Les mêmes 2 798 dossiers ont été utilisés pour chaque analyse du modèle 5 selon le site squelettique. La proportion de données manquantes pour les variables principales était la suivante : âge 0/2 820 (0 %), sexe 0 (0 %), IMC 2 (0,071 %), rapport taille-hanche 0 (0 %), durée du diabète 0 (0 %), hémoglobine 0 (0 %), eGFR 0 (0 %), ALT 0 (0 %), AST 0 (0 %), SVR 0 (0 %) et chaque critère de DMO 22 (0,78 %). Les deux valeurs d’IMC manquantes se trouvaient parmi les 22 dossiers avec données de DMO manquantes, aucune perte supplémentaire de dossier n’a donc été enregistrée pour le modèle 5 (Figure 1).
Enregistrer les caractéristiques selon les tertiles de RSV
La cohorte descriptive comprenait 1 620 dossiers d’hommes et 1 200 de femmes hospitalisés, avec un âge moyen de 58,02 ± 11,97 ans. Les seuils empiriques séparant les tertiles mondiaux de RSV étaient de 0,1518 et 0,2361. Les tertiles globaux présentaient un déséquilibre marqué selon le sexe : les dossiers de femmes/hommes comptaient 773/167 dans le tertile 1, 344/596 dans le tertile 2 et 83/857 dans le tertile 3. À mesure que les tertiles globaux augmentaient, l’âge moyen, l’IMC et le rapport taille-hanche diminuaient, tandis que la proportion de dossiers masculins augmentait (Tableau 1).
La DMO moyenne a augmenté selon les tertiles de SVR globale à chaque site squelettique, mais ce schéma descriptif coïncidait avec un déséquilibre marqué selon le sexe. Par conséquent, Figure 2 a été recalculée en utilisant des tertiles de SVR spécifiques au sexe (seuils : hommes, 0,2094 et 0,2739 ; femmes, 0,1174 et 0,1562). Chez les hommes, la DMO moyenne a diminué légèrement selon les tertiles spécifiques au sexe au niveau de la colonne lombaire (1,056, 1,020 et 1,002 g/cm2 ; P < 0,001), du col fémoral (0,824, 0,812 et 0,803 g/cm2 ; P = 0,030) et de la hanche totale (0,974, 0,961 et 0,943 g/cm2 ; P < 0,001). Chez les femmes, les différences selon les tertiles n'étaient pas statistiquement significatives au niveau de la colonne lombaire (P = 0,382), du col fémoral (P = 0,180) ou de la hanche totale (P = 0,077). Ces graphiques sont présentés de manière descriptive ; les associations ajustées ont été évaluées dans des modèles multivariés continus (Tableau 1 et Figure 2).
L'assurance qualité de la pression artérielle a permis d'identifier cinq valeurs de PAS et huit valeurs de PAD déjà manquantes avant le nettoyage. Dix enregistrements ont déclenché au moins une règle de plausibilité ou de cohérence par paire ; des drapeaux chevauchants ont entraîné la suppression de sept valeurs supplémentaires de PAS et de neuf valeurs supplémentaires de PAD, ce qui donne 12 valeurs de PAS nettoyées manquantes et 17 valeurs de PAD nettoyées manquantes. Le journal d'audit non identifiable est fourni dans le Tableau supplémentaire 1.
Association entre le RVS et la DMO site-spécifique
Dans les analyses non ajustées, un RVS standardisé plus élevé était positivement associé à la DMO au niveau du rachis lombaire, du col fémoral et de la hanche totale. L'ampleur des estimations variait selon les modèles d'ajustement successifs, reflétant les corrélations entre le RVS, le sexe, la corpulence et l'adiposité abdominale. Néanmoins, des associations positives ont été observées aux trois sites squelettiques dans le modèle entièrement ajusté, qui incluait l'âge, le sexe, l'IMC, le rapport taille-hanche, la durée du diabète, l'hémoglobine, le DFG, l'alanine aminotransférase et l'aspartate aminotransférase.
Chaque augmentation de 1 DS de la RSV était associée à une DMO du rachis lombaire plus élevée de 0,017 g/cm2 (β = 0,017 ; IC 95 %, 0,007–0,027 ; P = 0,001), à une DMO du col fémoral plus élevée de 0,027 g/cm2 (β = 0,027 ; IC 95 %, 0,019–0,035 ; P < 0,001) et à une DMO totale de la hanche plus élevée de 0,028 g/cm2 (β = 0,028 ; IC 95 %, 0,020–0,036 ; P < 0,001). Chaque modèle comprenait 2 798 dossiers de patients hospitalisés (Tableau 2 et Figure 3).
Dans les modèles à composantes simultanées ajustés pour les covariables du modèle 5, l'ASM standardisé était positivement associé à la DMO de la colonne lombaire (0,045 g/cm2 ; IC à 95 %, 0,034–0,056), à la DMO du col fémoral (0,050 g/cm2 ; IC à 95 %, 0,042–0,058) et à la DMO de la hanche totale (0,049 g/cm2 ; IC à 95 %, 0,040–0,057). Les coefficients VFA standardisés correspondants étaient respectivement de 0,002 g/cm2 (IC à 95 %, −0,013 à 0,016), −0,005 g/cm2 (IC à 95 %, −0,016 à 0,006) et −0,019 g/cm2 (IC à 95 %, −0,031 à −0,007). Ces modèles à composantes restent des associations conditionnelles transversales.
Les estimations de sensibilité robustes HC3 étaient de 0,017 g/cm2 (IC à 95 %, 0,007–0,027 ; P < 0,001) pour la colonne lombaire, de 0,027 g/cm2 (IC à 95 %, 0,019–0,035 ; P < 0,001) pour le col fémoral, et de 0,028 g/cm2 (IC à 95 %, 0,019–0,037 ; P < 0,001) pour la DMO totale de la hanche, en étroite concordance avec les estimations principales basées sur le modèle.
Analyses des sous-groupes et des associations continues
Pour la DMO totale de la hanche, le coefficient ajusté par augmentation de 1 DS de la RVS était de 0,024 g/cm2 (IC à 95 %, 0,010–0,039) parmi les dossiers du sous-groupe d’âge <50 ans, de 0,022 g/cm2 (IC à 95 %, 0,010–0,035) parmi ceux du sous-groupe 50–65 ans, et de 0,053 g/cm2 (IC à 95 %, 0,036–0,070) parmi ceux du sous-groupe >65 ans. Les estimations correspondantes étaient de 0,020 g/cm2 (IC à 95 %, 0,009–0,032) pour un IMC <24 kg/m2, de 0,050 g/cm2 (IC à 95 %, 0,035–0,066) pour un IMC de 24–28 kg/m2, et de 0,061 g/cm2 (IC à 95 %, 0,034–0,089) pour un IMC ≥28 kg/m2. Les tests d'interaction pour l'âge et l'IMC sont restés significatifs après correction FDR (les deux FDR P < 0,001), tout comme l'interaction avec le contrôle glycémique (FDR P = 0,003). Les interactions avec le sexe, la durée du diabète et la fonction rénale n'étaient pas significatives après correction FDR pour la DMO totale de la hanche. Ces résultats des sous-groupes étaient exploratoires (Figure 4).
Modèles de splines cubiques naturels (3 df) ont détecté une non-linéarité pour la DMO du rachis lombaire, du col fémoral et de la hanche totale (P pour une non-linéarité = 1,30 × 10⁻6, 6.90 × 10⁻10, et 8,97 × 10⁻16, respectivement). Les courbes ajustées augmentaient dans la majeure partie de la distribution de la RVS affichée et s'aplatissaient aux valeurs plus élevées ; la forme était conservée en utilisant 4 df et après restriction aux percentiles centraux 2e–98e. Les diagnostics des résidus ont révélé une certaine non-normalité et des signes d'hétéroscédasticité pour la DMO de la colonne lombaire (Breusch-Pagan P = 0,002), mais aucune observation n'avait une distance de Cook supérieure au seuil critique >1 (Figure supplémentaire 1 et Tableau supplémentaire 1). Les estimations de sensibilité robustes HC3 sont restées positives et similaires à celles du Modèle 5 (colonne lombaire, 0,017 ; col du fémur, 0,027 ; hanche totale, 0,028 g/cm²)2 par augmentation de 1-DS de la RSV ; Figure 5 et Tableau supplémentaire 1).
Figure 1. Diagramme de flux de style STROBE illustrant l'examen des dossiers et les échantillons d'analyse. L'unité d'examen était un dossier de patient hospitalisé. Sur les 3 495 dossiers disponibles après un nettoyage préliminaire, 366 ont été exclus en raison d'absences de données clés concernant les analyses de laboratoire ou la composition corporelle, et 309 ont été exclus selon des critères cliniques ou de qualité des données prédéfinis. La cohorte descriptive comprenait 2 820 dossiers. Vingt-deux dossiers présentant une absence des trois critères d'évaluation de la DMO ont été exclus de la régression, laissant 2 798 dossiers pour chaque modèle de site squelettique. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Figure 2. Répartition de la DMO stratifiée par sexe selon les tertiles spécifiques au sexe du rapport masse squelettique/volume (SVR) dans la cohorte complète (n = 2 798). Les graphiques en violon et en boîte montrent séparément la DMO de la colonne lombaire, du col fémoral et de la hanche totale chez les hommes et les femmes ; les points indiquent les moyennes des groupes et les étiquettes affichent la DMO moyenne. Les tertiles spécifiques au sexe ont utilisé comme seuils 0,2094 et 0,2739 kg/cm2 chez les hommes et 0,1174 et 0,1562 kg/cm2 chez les femmes. Les valeurs de p proviennent d'une analyse de variance à un facteur. La DMO est exprimée en g/cm2. Ces graphiques non ajustés ont un caractère descriptif. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Figure 3. Associations non ajustées et entièrement ajustées entre la RVS standardisée et la DMO totale de la hanche. Toutes les estimations ont utilisé n = 2 798 enregistrements. L'exposition était la RVS standardisée par cohorte, et les coefficients représentent la différence de DMO en g/cm2 par 1 écart-type (ET) de la RVS. Le modèle 5 incluait l'âge, le sexe, l'indice de masse corporelle (IMC), le rapport taille-hanche, la durée du diabète, l'hémoglobine, le débit de filtration glomérulaire estimé (DFGe), l'alanine aminotransférase (ALAT) et l'aspartate aminotransférase (ASAT). Les barres horizontales indiquent les intervalles de confiance bilatéraux de Wald à 95 % basés sur le modèle. Veuillez cliquer ici pour consulter une version agrandie de cette figure.
Figure 4. Associations exploratoires entre SVR standardisé et DMO totale de la hanche. La DMO totale de la hanche est présentée pour une meilleure lisibilité ; les résultats complets spécifiques à chaque site sont indiqués dans le Tableau 2 et le Tableau supplémentaire 1. Les points et les barres horizontales représentent les coefficients ajustés et les intervalles de confiance de Wald à 95 %. Les strates par sexe utilisent les scores z de SVR spécifiques au sexe ; les autres strates utilisent le SVR standardisé à la cohorte. Les analyses par sous-groupes sont de nature exploratoire. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Figure 5. Associations non linéaires ajustées entre la RVS et la DMO. Les lignes et les bandes ombrées montrent les prédictions moyennes de la population du modèle 5 et les intervalles de confiance à 95 % provenant de modèles de splines cubiques naturelles avec 3 df (degrés de liberté), affichés du 2e au 98e centile de la RVS brute. Les valeurs de p comparent le modèle de spline au modèle linéaire 5 correspondant à l’aide d’un test F partiel. Les courbes décrivent des associations transversales basées sur le modèle et n’établissent ni seuils ni effets causaux. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Tableau 1 : Caractéristiques cliniques, biochimiques, de densité osseuse et de composition corporelle de base stratifiées par tertile de RVS. Les valeurs sont exprimées en moyenne ± écart type (ET), médiane (intervalle interquartile) ou n (%), selon le cas. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce tableau.
Tableau 2 : Résumé de la régression et des interactions pour l'association entre le SVR standardisé et la DMO. Le tableau comprend des modèles de régression séquentiels, des modèles stratifiés, des tests d'interaction, des tailles d'échantillon, des coefficients bêta, des intervalles de confiance à 95 % et des valeurs P. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce tableau.
Figure supplémentaire 1. Diagnostics du modèle pour les trois modèles linéaires entièrement ajustés. Les panneaux montrent les graphiques des résidus par rapport aux valeurs ajustées, les graphiques de quantiles normaux (Q–Q), l'échelle-localisation et les graphiques de la distance de Cook. Les lignes en pointillés de la distance de Cook indiquent 4/n ; aucune observation n'avait une distance de Cook >1. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Tableau supplémentaire 1. Analyses supplémentaires et résultats statistiques complémentaires. Ce tableau présente les analyses de sensibilité, les données manquantes, l'audit de la pression artérielle, les résumés par tertiles spécifiques au sexe, la disponibilité sur le terrain, la multiplicité des interactions, les diagnostics des modèles, les estimations robustes HC3 et les résultats des splines. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Fichier supplémentaire 1. Ensemble de données pour la reproductibilité de l'étude. Ce fichier supplémentaire contient le jeu de données analytiques anonymisé, les données brutes des figures et tableaux, le code d'analyse statistique, les résultats des modèles, les règles de qualité des données et les informations sur les versions des packages utilisés pour reproduire les analyses rapportées dans cette étude. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Discussion
Dans cette analyse transversale rétrospective, une SVR plus élevée était associée à une DMO surfacique plus élevée au niveau de la colonne lombaire, du col fémoral et de la hanche totale après ajustement sur les covariables. Le schéma apparent par tertiles globaux coïncidait avec un déséquilibre marqué selon le sexe et n'était pas reproduit dans les graphiques non ajustés spécifiques au sexe, soulignant l'importance des analyses continues ajustées. Les analyses par splines suggéraient des associations croissantes qui s'aplatissaient à des valeurs plus élevées de SVR, et les estimations robustes HC3 étaient similaires aux résultats principaux. Ces estimations représentent des associations conditionnelles aux covariables et ne doivent pas être interprétées comme une preuve que la modification de la SVR entraînerait un changement de la DMO.
Les résultats sont cohérents avec la notion plus large selon laquelle la fragilité squelettique diabétique est déterminée par plus que la DMO areolaire seule4. Ils s'alignent également sur des études antérieures ayant associé le rapport ASM sur VFA à la DMO dans des populations générales et diabétiques10,11. L'analyse actuelle apporte un jeu de données important monocentrique, trois résultats au niveau squelettique, un ajustement séquentiel des covariables et une visualisation par sous-groupes. Elle doit donc être interprétée comme confirmatoire et contextualisée sur le plan clinique, plutôt que comme une première étude dans ce domaine.
Le déséquilibre marqué entre les sexes à travers les tertiles mondiaux de SVR explique pourquoi leur gradient de DMO non ajusté ne devrait pas être interprété comme un effet d'exposition. Lorsque les tertiles ont été recalculés par sexe, les hommes ont montré des gradients inverses modérés, tandis que les femmes n'ont montré aucune différence statistiquement significative. En revanche, les modèles continus ajustés sur les covariables ont montré des associations positives. Ces résultats indiquent une sensibilité à la catégorisation de l'exposition, à la répartition par sexe et à la structure des covariables, et militent contre l'utilisation des tertiles descriptifs comme seuils cliniques.
Les analyses des composantes clarifient également l'interprétation du ratio. La masse grasse abdominale (ASM) était positivement associée aux trois critères de densité minérale osseuse (BMD) lorsque l'ASM et la graisse viscérale abdominale (VFA) étaient inclus simultanément, tandis que la VFA présentait une association inverse détectable uniquement au niveau de la hanche totale. Les interactions exploratoires impliquant l'âge, l'indice de masse corporelle (IMC) et le contrôle glycémique pour la BMD de la hanche totale sont restées significatives après correction par le taux de fausses découvertes (FDR), mais elles pourraient refléter des différences de distribution, une sélection, l'échelle de mesure ou un biais résiduel, et nécessitent une réplication indépendante.
Plusieurs voies biologiques peuvent expliquer le sens observé de l'association. Le muscle squelettique exerce une charge mécanique sur l'os et libère également des myokines qui influencent l'activité des ostéoblastes et des ostéoclastes9. En revanche, l'adiposité viscérale est associée à une résistance à l'insuline, à une inflammation systémique et à une altération de la signalisation des adipokines, facteurs qui pourraient tous perturber le remodelage osseux12,13. Le vieillissement et l'obésité peuvent également altérer l'intégrité du muscle squelettique et sa capacité régénérative14,15. Des voies génétiques et de différenciation mésenchymateuse partagées pourraient en outre relier l'ostéoporose, la sarcopénie, l'obésité et les maladies métaboliques16. Ces mécanismes suggèrent qu'un rapport squelettique-viscéral élevé pourrait représenter un environnement métabolique et mécanique plus favorable au maintien du squelette.
Sur le plan clinique, la SVR doit être considérée comme une information contextuelle sur la composition corporelle plutôt que comme un seuil diagnostique ou thérapeutique. L'étude n'a pas évalué les fractures, la résistance osseuse, la réponse au traitement ou le risque prospectif. Des données observationnelles connexes chez des femmes ménopausées atteintes de DT2 offrent un contexte supplémentaire17.
Cette étude présente plusieurs limites. Premièrement, sa conception transversale et monocentrique exclut toute inférence temporelle ou causale et limite la généralisabilité au-delà des patients hospitalisés en endocrinologie en Chine. L'analyse a été réalisée au niveau des dossiers ; les individus uniques et les réadmissions ne pouvaient pas être distingués, et un identifiant d'admission est apparu dans deux lignes conservées non identiques qui n'ont pas pu être validées par rapport aux dossiers sources. Deuxièmement, l'intervalle précis entre les mesures par analyse d'impédance bioélectrique (BIA), la densitométrie à rayons X à double énergie (DXA), l'anthropométrie et les analyses de laboratoire n'a pas été enregistré, bien que toutes les mesures aient été effectuées au cours de la même hospitalisation. Les versions historiques des logiciels des instruments et les estimations de précision spécifiques au centre n'étaient pas non plus disponibles. Troisièmement, la surface grasse viscérale (VFA) a été estimée par BIA, une méthode sensible à l'état d'hydratation et aux algorithmes de prédiction, et qui n'est pas équivalente aux mesures de compartiments basées sur tomodensitométrie, IRM ou DXA. Quatrièmement, un facteur de confusion résiduel est probable, car des informations suffisamment complètes n'étaient pas disponibles concernant l'activité physique, le statut ménopausique, les hormones sexuelles, la vitamine D, l'apport en calcium, les médicaments anti-ostéoporotiques et antidiabétiques, les glucocorticoïdes, les paramètres réno-osseux, la force musculaire, les chutes et d'autres facteurs liés au mode de vie ou au traitement. Cinquièmement, les formes des splines dépendent du modèle ; une non-normalité résiduelle et une hétéroscédasticité au niveau de la colonne lombaire étaient présentes, bien que les estimations robustes HC3 aient été similaires et qu'aucune observation n'ait présenté une distance de Cook >1. Enfin, les caractéristiques des 675 exclusions préalables à l'analyse n'ont pas pu être comparées, car seules les données agrégées sur les exclusions étaient disponibles. Des études prospectives multicentriques, avec des mesures standardisées effectuées le même jour, une évaluation de la graisse viscérale par imagerie, des covariables détaillées sur le traitement et le mode de vie, ainsi que des critères de jugement liés aux fractures ou à la qualité osseuse, sont nécessaires.
DISPONIBILITÉ DES DONNÉES :
L'ensemble de données analytiques dépersonnalisé, les données brutes des figures et des tableaux, le code d'analyse, les résultats des modèles, les règles de qualité des données et les informations sur les versions des packages ont été téléchargés avec la soumission révisée en tant que Fichier supplémentaire 1.
Déclarations de divulgation
Les auteurs déclarent qu’ils n’ont aucun intérêt concurrentiel.
Remerciements
Cette recherche a été financée par le projet de recherche clinique du centre médical de Changzhou, université médicale de Nanjing (subvention no CMCB202407).
Matériaux
| Nom | Entreprise | Numéro de catalogue | Commentaires |
|---|---|---|---|
| Analyseur de chimie automatisé | Siemens | ADVIA 2400 | Dosages biochimiques |
| Analyseur d'hématologie automatisé | Sysmex | XN-2800 | Mesures de l'hémoglobine et de la numération formule sanguine complète |
| Tensiomètre automatique | Omron | U703 | Mesure de la pression artérielle au repos |
| Analyseur d'immunodosage par chimiluminescence | Siemens | ADVIA Centaur XPT | Mesures des hormones thyroïdiennes |
| Scanner d'absorptiométrie à rayons X à double énergie | Hologic | EXPLORER | Mesures de la DMO au niveau de la colonne lombaire, du col fémoral et de la hanche totale |
| Balance de taille et de poids | Hengqi Inc. | RGZ-120-RT | Mesures anthropométriques |
| Analyseur de chromatographie liquide à haute performance | TOSOH | G8-90SL | Mesure de l'HbA1c |
| Analyseur multifréquence d'impédance bioélectrique | Biospace | InBody 720 | Mesures de la masse musculaire squelettique appendiculaire et de la surface de la graisse viscérale |
| Logiciel statistique R | R Foundation for Statistical Computing | Version 4.6.0 | Analyse statistique et génération de figures |
Références
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