Framingham Risk Score pour la coronaropathie « dure »

Contexte clinique

Le Framingham Risk Score pour la coronaropathie « dure » a été développé pour réunir les facteurs de risque établis dans un système de score unique, propre à chaque sexe, et fournir ainsi une estimation du risque absolu à 10 ans d'infarctus du myocarde ou de décès coronaire. L'instrument répond à un besoin de prévention primaire : la décision d'instaurer un traitement hypolipémiant ou antihypertenseur chez un patient sans maladie cardiovasculaire connue repose sur un arbitrage entre risque absolu et bénéfice thérapeutique, arbitrage difficile à faire intuitivement lorsque plusieurs facteurs de risque se conjuguent.

Le système de score a servi de base historique aux catégories de risque du NCEP ATP III et a dominé la pratique de prévention primaire en Amérique du Nord dans les années 2000. En Europe, il a été largement remplacé par SCORE et, dans les recommandations nord-américaines, par les Pooled Cohort Equations, mais il reste un instrument de référence que de nombreux cliniciens connaissent et qui figure dans plusieurs référentiels plus anciens mais encore utilisés.

Calcul du Framingham Risk Score

Le score repose sur des tables de points propres au sexe, où chaque facteur de risque apporte un nombre de points dépendant du sexe et, pour le cholestérol total et le tabagisme, également de la tranche d'âge. Les variables retenues sont :

• Sexe : homme ou femme (tables de points distinctes)
• Âge : 20 à 79 ans
• Cholestérol total : points stratifiés sur l'âge
• HDL-cholestérol : points selon le sexe
• Pression artérielle systolique : points distincts pour une pression non traitée et pour une pression traitée
• Traitement antihypertenseur en cours : oui ou non
• Fumeur actuel : oui ou non

Le score total s'obtient par :

$$\text{Score total} = P_{\text{âge}} + P_{\text{cholestérol total}} + P_{\text{HDL}} + P_{\text{pression systolique}} + P_{\text{tabagisme}}$$

où $P_{\text{pression systolique}}$ est pris dans la colonne « traitée » ou « non traitée » selon que le patient reçoit ou non un traitement antihypertenseur. Le score total est ensuite converti en risque estimé à 10 ans de coronaropathie « dure » au moyen d'une table propre au sexe.

La cohorte de dérivation comprenait 2 489 hommes et 2 856 femmes, âgés de 30 à 74 ans, issus de la Framingham Heart Study [1]. La durée de suivi était de 12 ans, période au cours de laquelle 383 hommes et 227 femmes ont développé une coronaropathie, définie par un infarctus du myocarde, un décès coronaire ou un angor instable. La cohorte était majoritairement blanche et d'âge moyen. Les auteurs ont constaté que la méthode catégorielle par points (avec les catégories tensionnelles du JNC-V et les catégories de cholestérol du NCEP) avait une performance comparable à celle d'un modèle fondé sur des variables continues, ce qui a justifié le format sous forme de table [1].

Interprétation en pratique

Le risque prédit à 10 ans se traduit en conduite clinique selon les recommandations en vigueur, et non selon une règle fixe intrinsèque à l'instrument. Les seuils historiquement utilisés, sur lesquels reposait le NCEP ATP III, peuvent se résumer ainsi :

Il importe de noter que ces bandes proviennent du NCEP ATP III et ne constituent pas une propriété intrinsèque du score de Framingham. Les recommandations modernes, en particulier les recommandations nord-américaines de 2018, sont passées aux Pooled Cohort Equations et à un seuil de traitement par statine de 7,5 % de risque à 10 ans de maladie cardiovasculaire athéroscléreuse, seuil qui n'est pas directement transposable au score de Framingham pour la coronaropathie « dure ».

Validation et performance

Le Framingham Risk Score est l'un des instruments de risque les plus validés en externe de la médecine clinique. Une revue systématique de 2024 a identifié 98 études ayant évalué la règle de Wilson, dont 40 études de validation externe [2]. Parmi elles, 67,5 % jugeaient la performance de l'instrument insuffisante dans la population étudiée, mais quatre études seulement ont tenté de mettre le modèle à jour par recalibration ou réestimation des paramètres [2].

Une revue systématique antérieure de 2007, fondée sur 25 cohortes de validation totalisant environ 128 000 participants, a trouvé que le calibrage variait fortement d'une population à l'autre [3]. Pour les cohortes des États-Unis, d'Australie et de Nouvelle-Zélande, le calibrage était bon, avec des rapports prédit/observé compris entre 0,87 et 1,08 pour les cinq plus grandes cohortes. Pour 18 cohortes européennes en revanche, une surestimation systématique du risque absolu existait, avec un coefficient de régression de 0,58 (IC 95 % 0,39 à 0,77), ce qui signifie que le score prédisait environ deux fois plus d'événements qu'il n'en était observé [3].

Une grande étude canadienne de 2020, portant sur 84 617 individus de l'Ontario sans maladie cardiovasculaire connue, a confirmé ce profil [4]. À 5 ans de suivi, la fréquence des événements observés était de 2,6 %, tandis que le score de Framingham prédisait 5,78 %, soit une surestimation d'environ 101 %. La statistique c était de 0,74, comparable à celle des Pooled Cohort Equations (0,73). La surestimation variait selon l'âge et l'origine ethnique [4].

Une méta-analyse sur données individuelles de l'Emerging Risk Factors Collaboration, portant sur 360 737 participants de 86 études prospectives de 22 pays, a comparé le score de Framingham à SCORE, aux Pooled Cohort Equations et au Reynolds Risk Score [5]. Avant recalibration, le score de Framingham surestimait le risque de 10 % en moyenne, moins que SCORE (52 %) et que les PCE (41 %). La discrimination était comparable pour les quatre algorithmes. Après une simple recalibration, adaptée au profil de facteurs de risque et à l'incidence des événements de la population cible, les différences de performance s'égalisaient pratiquement, et la proportion d'individus classés à haut risque passait de 29 à 39 % à 22 à 24 % pour tous les algorithmes [5].

En résumé : la discrimination est modérée et stable d'une population à l'autre, avec une statistique c comprise entre 0,69 et 0,74 dans les plus grandes validations externes [2, 4, 5]. Le calibrage dépend en revanche de la population et exige une recalibration pour fournir des estimations de risque absolu correctes en dehors de la cohorte de Framingham d'origine.

Limites

L'instrument ne prédit que la coronaropathie « dure », définie par l'infarctus du myocarde et le décès coronaire. Il ne couvre ni l'accident vasculaire cérébral, ni l'insuffisance cardiaque, ni l'artériopathie périphérique. Le score de Framingham plus récent pour le risque cardiovasculaire global (D'Agostino et al. 2008) a un critère plus large mais n'est pas celui que calcule cet outil.

La cohorte de dérivation était majoritairement blanche et d'âge moyen, recrutée dans une communauté suburbaine américaine à une époque où l'incidence de la coronaropathie était plus élevée qu'aujourd'hui. Cela explique une part de la surestimation systématique observée dans les populations européennes et nord-américaines modernes [3, 4, 5]. Le diabète figurait dans le modèle de Wilson d'origine mais ne constitue pas un champ du calculateur, ce qui peut conduire à sous-estimer le risque des patients diabétiques.

Les mésusages les plus fréquents sont : appliquer le score à des patients ayant déjà une maladie cardiovasculaire connue, ce à quoi il n'est pas destiné ; interpréter le pourcentage de risque absolu comme indépendant de la population, sans recalibration ; et l'utiliser pour décider d'une prévention de l'accident vasculaire cérébral, domaine qu'il ne couvre pas.

Sources

1. Wilson PWF, D'Agostino RB, Levy D, et al. Prediction of coronary heart disease using risk factor categories. Circulation. 1998;97(18):1837-47. PMID: 9603539
2. Ban JW, Abel L, Stevens R, et al. Research inefficiencies in external validation studies of the Framingham Wilson coronary heart disease risk rule: A systematic review. PLoS One. 2024;19(9):e0310321. PMID: 39269949
3. Eichler K, Puhan MA, Steurer J, et al. Prediction of first coronary events with the Framingham score: a systematic review. Am Heart J. 2007;153(5):722-31. PMID: 17452145
4. Ko DT, Sivaswamy A, Sud M, et al. Calibration and discrimination of the Framingham Risk Score and the Pooled Cohort Equations. CMAJ. 2020;192(17):E442-E449. PMID: 32392491
5. Pennells L, Kaptoge S, Wood A, et al. Equalization of four cardiovascular risk algorithms after systematic recalibration: individual-participant meta-analysis of 86 prospective studies. Eur Heart J. 2019;40(7):621-631. PMID: 30476079