Complément alimentaire – Association des modèles alimentaires avec la récidive du cancer et la survie chez les patients atteints d’un cancer du côlon de stade III | Cancer colorectal | JAMA


Le contexte Des facteurs alimentaires ont été associés au risque de développer un cancer du côlon, mais l’influence du régime alimentaire sur les patients atteints d’une maladie établie est inconnue.

Objectif Déterminer l’association des régimes alimentaires avec les récidives du cancer et la mortalité des survivants du cancer du côlon.

Conception, environnement et patients Étude observationnelle prospective de 1009 patients atteints d’un cancer du côlon de stade III qui ont été inscrits à un essai randomisé de chimiothérapie adjuvante (CALGB 89803) entre avril 1999 et mai 2001. Les patients ont indiqué leur apport alimentaire à l’aide d’un questionnaire de fréquence alimentaire semi-quantitative pendant et 6 mois après la chimiothérapie adjuvante. Nous avons identifié 2 principaux régimes alimentaires, prudents et occidentaux, par analyse factorielle. La tendance prudente se caractérisait par des apports élevés de fruits et légumes, de volaille et de poisson; le modèle occidental était caractérisé par des apports élevés en viande, en matières grasses, en grains raffinés et en dessert. Les patients ont été suivis pour la récidive du cancer ou la mort.

Principales mesures des résultats Survie sans maladie, survie sans récidive et survie globale par régime alimentaire.

Résultats Au cours d’un suivi médian de 5,3 ans pour la cohorte globale, 324 patients ont eu une récidive du cancer, 223 patients sont décédés avec une récidive du cancer et 28 sont décédés sans récidive du cancer documentée. Une consommation plus élevée d’un régime alimentaire occidental après le diagnostic de cancer a été associée à une survie sans maladie significativement pire (récidives du cancer du côlon ou décès). Comparés aux patients du quintile inférieur du schéma alimentaire occidental, ceux du quintile supérieur ont connu un rapport de risque ajusté (AHR) pour une survie sans maladie de 3,25 (intervalle de confiance à 95% [CI], 2.04-5.19; P pour tendance <.001). Le régime alimentaire occidental était associé à un détriment similaire de la survie sans récidive (AHR, 2,85; IC à 95%, 1,75-4,63) et de la survie globale (AHR, 2,32; IC à 95%, 1,36-3,96]), en comparant les quintiles les plus élevés aux plus bas ( P pour tendance <.001). La réduction de la survie sans maladie avec un régime alimentaire occidental n'a pas été significativement modifiée par le sexe, l'âge, le stade nodal, l'indice de masse corporelle, le niveau d'activité physique, le statut de performance de base ou le groupe de traitement. En revanche, le régime alimentaire prudent n'était pas significativement associé à la récidive du cancer ou à la mortalité.

Conclusions Une consommation plus élevée d’un régime alimentaire occidental peut être associée à un risque plus élevé de récidive et de mortalité chez les patients atteints d’un cancer du côlon de stade III traités par chirurgie et chimiothérapie adjuvante. Des études supplémentaires sont nécessaires pour délimiter les composants d’un tel régime qui présentent l’association la plus forte.

Les recherches épidémiologiques et scientifiques indiquent que le régime alimentaire et d’autres facteurs liés au mode de vie ont une influence significative sur le risque de développer un cancer du côlon.1, 2 Cependant, l’influence du régime alimentaire et d’autres facteurs liés au mode de vie sur l’issue des patients atteints d’un cancer du côlon établi est largement inconnue. Les patients diagnostiqués avec un cancer sont très motivés à rechercher des informations sur l’alimentation, l’activité physique, l’utilisation de compléments alimentaires et les thérapies nutritionnelles complémentaires.3-6 Deux essais contrôlés randomisés portant sur des patientes atteintes d’un cancer du sein à un stade précoce ont fourni des résultats mitigés sur l’impact des changements alimentaires après le diagnostic et les résultats du cancer du sein.7, 8 En revanche, peu d’études ont évalué l’influence de l’alimentation sur la récidive et la survie du cancer du côlon.

L’analyse factorielle a été utilisée pour examiner les régimes alimentaires globaux au-delà des aliments et nutriments individuels et le risque de plusieurs cancers.9-12 Des régimes alimentaires spécifiques ont été associés au développement d’un cancer colorectal dans des études cas-témoins et des études de cohorte.13-18 Dans 2 grandes études de cohorte prospectives, l’augmentation de la consommation d’un régime occidental (caractérisée par des apports plus élevés de viandes rouges et transformées, de bonbons et de desserts, de frites et de céréales raffinées) était associée à un risque significativement accru de cancer du côlon alors qu’un régime prudent ( des apports plus élevés de fruits, de légumes, de légumineuses, de poisson, de volaille et de grains entiers) étaient associés de façon non négligeable à un risque réduit.13, 16

Nous avons donc examiné l’influence de 2 régimes alimentaires distincts, occidentaux et prudents, sur la récidive et la survie du cancer dans une large cohorte de patients atteints de cancer du côlon de stade III inscrits à un essai clinique de chimiothérapie adjuvante postopératoire parrainé par le National Cancer Institute (NCI).19 Dans cet essai, nous avons collecté de manière prospective des données détaillées sur l’apport alimentaire et en suppléments, la taille, le poids, l’activité physique, l’utilisation de médicaments, le tabagisme et les antécédents familiaux qui ont été mis à jour pendant la conduite de l’essai. De plus, parce que les données sur le stade pathologique, le statut de performance, le traitement postopératoire et le suivi ont été soigneusement saisies dans cet essai, l’effet simultané des caractéristiques de la maladie et l’utilisation d’un traitement adjuvant ont pu être évalués.

Les patients de cette étude de cohorte prospective étaient des participants à l’essai de traitement adjuvant du cancer du côlon de groupe B (CALGB) financé par le NCI pour le cancer du côlon de stade III comparant la thérapie avec le fluorouracile et la leucovorine hebdomadaires à la thérapie avec l’irinotécan, le fluorouracile et la leucovorine hebdomadaires (CALGB 89803) .19 Entre avril 1999 et mai 2001, 1264 patients ont été inscrits à l’essai de traitement. Un questionnaire auto-administré capturant le régime alimentaire et les habitudes de vie a été donné aux patients au milieu de leur traitement adjuvant (4 mois après la résection chirurgicale) et 6 mois après la fin du traitement adjuvant (14 mois après la résection chirurgicale). En tant qu’amendement au protocole, une enquête sur l’alimentation et le mode de vie a été activée après l’inscription des 87 premiers patients; par conséquent, seuls les 1177 patients suivants se sont vu proposer l’étude complémentaire sur le régime alimentaire et le mode de vie. La figure illustre l’adhésion à la fin des questionnaires et la dérivation de la taille finale de l’échantillon de 1009 patients pour cette étude. Pour être inclus dans ces analyses, les patients devaient avoir rempli au moins le questionnaire 1, déclaré un apport calorique réaliste et avoir moins de 70 éléments vierges (sur 131) sur les questionnaires de fréquence des aliments (le nombre médian d’éléments manquants était de 1 pour le premier questionnaire et 0 pour le deuxième questionnaire). La race ou l’origine ethnique a été autodéclarée et enregistrée dans la base de données de l’hôpital de chaque centre participant. Ces données ont été communiquées par chaque centre participant au Centre statistique CALGB.

Les patients de l’essai de traitement (et donc de cette étude complémentaire) étaient éligibles s’ils avaient subi une résection chirurgicale complète de la tumeur primaire dans les 56 jours suivant l’entrée dans l’étude, avaient des métastases régionales des ganglions lymphatiques (cancer du côlon de stade III), mais aucune preuve de métastases à distance . De plus, les patients devaient avoir un indice de performance de base du Eastern Cooperative Oncology Group de 0 à 2 (ambulatoire)20 et ont une fonction médullaire, rénale et hépatique adéquate. Tous les patients ont signé un consentement éclairé, approuvé par le comité d’examen institutionnel de chaque site.

Les patients de ces analyses ont rempli des questionnaires semi-quantitatifs sur la fréquence des aliments (SFFQ) élaborés, testés et affinés par Willett et al.21, 22 Les patients ont terminé le SFFQ au milieu de leur cours de chimiothérapie adjuvante et environ 6 mois après la fin du traitement adjuvant. Le questionnaire comprenait 131 aliments, suppléments vitaminiques et minéraux et des sections ouvertes pour d’autres suppléments et aliments non spécifiquement répertoriés. Notre questionnaire a été modifié pour s’enquérir de l’apport alimentaire moyen au cours des 3 derniers mois. Nous nous sommes renseignés sur les céréales exactes pour le petit-déjeuner, les suppléments de multivitamines, la margarine et l’huile végétale utilisés pour la friture ou la cuisson. Pour chaque aliment, une taille d’unité ou de portion couramment utilisée (par exemple, 1 œuf ou tranche de pain) a été spécifiée, et on a demandé aux participants à quelle fréquence, en moyenne au cours des 3 derniers mois, ils avaient consommé cette quantité de chaque aliment. Il y avait jusqu’à 9 réponses possibles, allant de jamais à 6 fois ou plus par jour. Nous avons calculé les apports nutritionnels en multipliant la fréquence de consommation de chaque aliment par la teneur en éléments nutritifs des portions spécifiées, en utilisant des valeurs de composition provenant de sources du ministère de l’Agriculture complétées par d’autres données, y compris les composants de vitamines spécifiques et de céréales pour petit déjeuner.23 Nous avons inclus des suppléments à l’apport total de nutriments spécifiques. Toutes les valeurs nutritives ont été ajustées en fonction de l’énergie en utilisant la méthode des résidus.24 Nous avons précédemment validé cette SFFQ chez des patients cancéreux sous chimiothérapie.25

Détermination des modèles alimentaires

Pour identifier les régimes alimentaires, nous avons appliqué l’analyse factorielle aux données du SFFQ dans chaque cohorte. Les aliments figurant sur les questionnaires ont été regroupés en 39 groupes d’aliments prédéfinis (tableau 1), comme indiqué précédemment.9, 10,13, 16 Des aliments similaires au profil nutritionnel ont été combinés (par exemple, les épinards, l’iceberg ou la laitue pommée, et la romaine ou la laitue frisée ont été combinés en «légumes à feuilles vertes»). Certains aliments n’étaient pas combinés si leur profil nutritionnel était unique (p. Ex. Pizza). Les patients qui ont rempli le premier questionnaire ont été inclus dans ces analyses. Le délai médian entre l’entrée dans l’étude (qui devait se situer dans les 8 semaines suivant la chirurgie) et la fin du premier questionnaire était de 3,5 mois (intervalle de 95%, 2,5-5,0 mois). Seuls les patients qui n’ont pas connu de récidive ou qui sont décédés avant le premier questionnaire ont été inclus dans ces analyses. Pour éviter les biais dus à la détérioration de la santé immédiatement avant la récidive ou le décès, nous avons également exclu des analyses les patients qui ont connu l’un ou l’autre des événements dans les 90 jours suivant l’évaluation alimentaire (figure). Nous avons mis à jour les expositions alimentaires sur la base des résultats du deuxième questionnaire en utilisant la moyenne cumulative comme décrit précédemment,26 mais pondéré proportionnellement au temps entre le premier et le deuxième questionnaire, puis au temps entre le deuxième questionnaire et la période de survie sans maladie. Par exemple, si un patient a rempli le premier questionnaire à 4 mois, le deuxième questionnaire à 14 mois et a eu une récidive du cancer à 30 mois, le temps total entre le premier questionnaire et la récidive du cancer était de 26 mois et 38% de ce temps était entre le premier et le deuxième questionnaire et 62% de ce temps était entre le deuxième questionnaire et la récidive. Nous avons donc calculé la consommation de fruits totaux comme suit: fruits totaux = (fruits totaux au premier questionnaire × 0,38) + {[(total fruit at first questionnaire + total fruit at second questionnaire)/2] × 0,62}.

L’analyse factorielle (composante principale) a été réalisée en utilisant la procédure factorielle dans le logiciel SAS (version 9.1, SAS Institute Inc, Cary, Caroline du Nord). Les facteurs ont été mis en rotation par une transformation orthogonale (fonction de rotation Varimax en SAS). L’analyse factorielle agrège les variables corrélées. Les facteurs obtenus sont des combinaisons linéaires des variables incluses, expliquant autant de variation que possible dans les variables d’origine. Nous avons retenu 2 facteurs, basés sur une valeur propre de plus de 1,5 et l’interprétabilité des facteurs dérivés, et nous avons étiqueté ces 2 facteurs comme les modèles prudents et occidentaux, comme décrit précédemment.9, 10,13, 27-30 Ces termes ont été largement rapportés dans la littérature et ont donc été conservés pour cohérence avec d’autres études. Les scores individuels pour les 2 modèles représentent les valeurs estimées pour chaque participant en fonction de leur consommation d’aliments et de la charge en facteurs des aliments (c.-à-d., Corrélations avec les modèles). Les déterminations des scores du régime alimentaire étaient ignorées des caractéristiques des patients et des tumeurs et des critères de survie.

La validité et la reproductibilité des scores des habitudes alimentaires ont été précédemment examinées dans une cohorte de 127 hommes en bonne santé.9 Le coefficient de corrélation de Pearson pour une comparaison entre 2 questionnaires de fréquence des aliments (administrés à un an d’intervalle) et les enregistrements de régime (corrigés pour la variation d’une semaine à l’autre dans les enregistrements de régime) variait de 0,45 à 0,74 pour les régimes alimentaires prudents et occidentaux, respectivement.

Dans cette étude auxiliaire, le critère d’évaluation principal était la survie sans maladie, définie comme le temps écoulé entre la fin du SFFQ et la récurrence de la tumeur, la survenue d’une nouvelle tumeur primitive du côlon ou le décès quelle qu’en soit la cause. De plus, nous avons défini la survie sans récidive comme le temps écoulé entre la fin du premier questionnaire et la récurrence de la tumeur ou l’apparition d’une nouvelle tumeur primitive du côlon. Pour une survie sans récidive, les patients décédés sans récidive tumorale connue ont été censurés lors de la dernière évaluation documentée par le médecin traitant. Enfin, la survie globale a été définie comme le temps écoulé entre la fin du premier questionnaire et le décès quelle qu’en soit la cause.

Dans l’essai de traitement (comparant 2 schémas de chimiothérapie), il n’y avait aucune différence statistique dans la survie sans maladie ou globale entre les groupes de traitement.19 Par conséquent, les données pour les patients des deux groupes de traitement ont été combinées et analysées en fonction des quintiles de chaque régime alimentaire. Régression des risques proportionnels de Cox31 a été utilisé pour déterminer l’impact simultané d’autres variables potentiellement associées au résultat. Nous avons utilisé des covariables variant dans le temps pour ajuster les calories totales, l’activité physique et l’indice de masse corporelle (calculé en poids en kilogrammes divisé par la taille en mètres carrés) avec mise à jour à partir du deuxième questionnaire. D’autres covariables (y compris l’âge à l’entrée dans l’étude, le sexe, le nombre de ganglions lymphatiques positifs, l’état de performance de base, la présence d’une perforation ou d’une obstruction intestinale au moment de la chirurgie, les antécédents de tabagisme, le groupe de traitement et le changement de poids entre le premier et le deuxième questionnaire) étaient également sont entrées dans le modèle en tant que covariables fixes. Les covariables avec des variables manquantes ont été codées avec des variables indicatrices dans les modèles ajustés. Nous avons testé les tendances linéaires entre les quintiles du modèle alimentaire en attribuant à chaque participant la valeur médiane du quintile et en modélisant cette valeur comme une variable continue, conformément aux études antérieures.dix, 29, 30 Les modèles de régression de Cox ont été testés et ont satisfait à l’hypothèse de proportionnalité. Un niveau de signification inférieur à 0,05 a été considéré comme statistiquement significatif. Tout P les valeurs sont bilatérales et n’ont pas été ajustées pour des comparaisons multiples.

La taille de l’échantillon pour la cohorte a été déterminée par l’essai clinique comparant 2 régimes de chimiothérapie pour les patients atteints d’un cancer du côlon de stade III. Cependant, dans un calcul post hoc de la puissance basé sur la taille connue de l’échantillon et le nombre d’événements pour une survie sans maladie pour ces analyses, nous avions 80% de puissance pour détecter des ratios de risque (HR) de 0,6 (protecteur) ou 1,7 (nuisible) et 95% de puissance pour détecter des FC de 0,5 et 2,0, en comparant les quintiles les plus élevés aux plus bas.

L’enregistrement des patients et la collecte des données cliniques ont été gérés et des analyses ont été effectuées par le CALGB Statistical Center. Toutes les analyses étaient basées sur la base de données de l’étude qui a été gelée le 7 mars 2007.

Les participants à l’étude provenaient d’une étude multicentrique de chimiothérapie adjuvante postopératoire chez des patients atteints d’un cancer du côlon de stade III ayant subi une résection chirurgicale à visée curative. Nous avons identifié 2 principaux régimes alimentaires avec la procédure d’analyse factorielle. Le premier modèle (prudent) était caractérisé par des apports élevés de fruits, légumes, grains entiers, légumineuses, volaille et poisson et le deuxième modèle (occidental) était caractérisé par des céréales raffinées, des viandes transformées et rouges, des desserts, des produits laitiers riches en matières grasses et les frites (tableau 1). Pour les deux modèles, les scores plus élevés (et donc le quintile supérieur) indiquent une consommation plus élevée de ce régime particulier. Il convient de noter que les modèles prudents et occidentaux n’étaient pas corrélés (coefficient de corrélation de Spearman r = 0,02).

Des scores plus prudents ont été détectés chez les patients qui étaient plus actifs physiquement (à la fois au premier et au deuxième questionnaire), avaient un indice de masse corporelle plus faible 6 mois après le traitement adjuvant (deuxième questionnaire) et étaient moins susceptibles de fumer actuellement des cigarettes. Les femmes ont également tendance à suivre un régime alimentaire plus prudent. Des scores occidentaux plus élevés ont été observés chez les hommes, les blancs et les fumeurs passés ou actuels. Les niveaux d’activité physique enregistrés 6 mois après le traitement adjuvant n’étaient pas en corrélation avec le schéma alimentaire occidental, bien que les patients avec des scores occidentaux plus élevés étaient relativement plus actifs que ceux avec des scores occidentaux inférieurs pendant le traitement adjuvant (premier questionnaire). En revanche, d’autres caractéristiques, en particulier les caractéristiques tumorales connues pour prédire le pronostic, ne variaient pas de manière significative en fonction des quintiles des scores des schémas alimentaires (tableau 2 et tableau 3). De même, le changement de poids entre le premier et le deuxième questionnaire n’était pas significativement associé à l’un ou l’autre des schémas.

Schéma alimentaire occidental et récidive ou mort du cancer

Le suivi médian depuis la fin du premier questionnaire était de 5,3 ans. Au total, 324 des 1009 patients inclus dans cette analyse ont présenté une récidive de cancer, 223 patients sont décédés avec récidive de cancer et 28 sont décédés sans récidive de cancer documentée.

Le principal critère d’évaluation prédéfini de cette analyse était la survie sans maladie (récidive du cancer ou décès quelle qu’en soit la cause). Une consommation plus élevée d’un schéma alimentaire occidental chez les patients qui ont survécu sans progression de la maladie 3 mois après la fin du premier questionnaire a été associée à une augmentation significative du risque de récidive du cancer ou de mortalité (tableau 4), et cette relation est restée largement inchangée après ajustement pour d’autres prédicteurs de récidive du cancer. Comparés aux patients du quintile occidental de régime alimentaire le plus bas, ceux du quintile supérieur ont connu une fréquence cardiaque ajustée à plusieurs variables pour la récidive ou la mort de 3,25 (intervalle de confiance à 95% [CI], 2.04-5.19; P pour tendance <.001). Même si les patients du quintile supérieur du régime alimentaire occidental étaient exclus, le P pour la tendance était de 0,001.

Pour isoler l’influence du régime alimentaire occidental sur la récidive du cancer, nous avons utilisé le point final de la survie sans récidive et confirmé qu’une consommation plus élevée d’un régime alimentaire occidental conférait un risque considérablement accru de récidive du cancer (P pour tendance <0,001; Tableau 4). Les patients du quintile supérieur du schéma alimentaire occidental étaient 2,9 fois plus susceptibles de récidiver que ceux du quintile inférieur. De même, nous avons observé une mortalité globale significativement plus élevée avec l'augmentation du régime alimentaire occidental (ajusté P pour tendance <.001).

Pour tenir compte de la possibilité que les changements dans les habitudes alimentaires puissent refléter un cancer occulte ou un décès imminent, nous avons exclu les patients qui ont développé une récidive du cancer ou sont décédés dans les 90 jours suivant le premier questionnaire de nos analyses primaires. Pour résoudre davantage ce problème, nous avons répété les modèles de risque proportionnel de Cox après avoir exclu les patients qui ont développé une récidive du cancer ou sont décédés dans les 180 jours suivant la fin du SFFQ (n = 965) et nos résultats sont restés largement inchangés dans ce sous-ensemble. Les patients dans le quintile le plus élevé du schéma alimentaire occidental avaient un HR ajusté pour la récidive ou la mort du cancer de 3,58 (IC à 95%, 2,19-5,85), avec un ajustement P pour une tendance entre quintiles inférieurs à 0,001. De plus, les tests linéaires ajustés de la tendance de la récidive du cancer (survie sans récidive) et de la mortalité globale (survie globale) étaient tous deux inférieurs à 0,001. Alternativement, en n’imposant pas cette restriction et en commençant la survie sans maladie à partir de l’achèvement du SFFQ (n = 1035), la FC ajustée est de 3,29 (IC à 95%, 2,09-5,17; P pour la tendance <0,001), en comparant le quintile le plus élevé au quintile le plus bas.

Modèle alimentaire prudent et récidive ou mort du cancer

De la même manière, nous avons examiné l’association d’un modèle alimentaire prudent (catégorisé selon les apports élevés de fruits, légumes, grains entiers, légumineuses, volaille et poisson) à la récidive du cancer et à la mortalité (tableau 5). Contrairement au régime alimentaire occidental, le régime alimentaire prudent n’était pas significativement lié aux résultats des patients. La FC ajustée comparant les quintiles le plus élevé et le plus bas d’un régime alimentaire prudent était de 1,20 (IC à 95%, 0,83-1,75) pour une survie sans maladie (P pour tendance = 0,78). De même, aucune relation n’a été observée pour la survie sans récidive (P pour tendance = 0,84) ou survie globale (P pour la tendance = .54) à travers les apports du modèle alimentaire prudent.

Analyses stratifiées par des modificateurs d’effets potentiels

À la lumière de la relation significative entre le régime alimentaire occidental et la récidive et la mortalité cancéreuses, nous avons examiné les associations avec le régime alimentaire occidental à travers les strates d’autres prédicteurs potentiels des résultats pour les patients (tableau 6). L’effet du régime alimentaire occidental n’a pas été significativement modifié par l’âge, le sexe, l’indice de masse corporelle, le niveau d’activité physique, l’état de performance de base, le nombre de ganglions lymphatiques positifs ou le groupe de traitement.

Comme les régimes alimentaires prudents et occidentaux ne sont pas corrélés, nous avons considéré l’effet simultané des régimes occidentaux et prudents sur la survie sans maladie. Lorsque nous avons ajouté le régime prudent dans le modèle multivarié du régime occidental, nous avons continué à observer un résultat nettement pire avec l’augmentation de l’apport de régime alimentaire occidental (P pour une tendance à une survie sans maladie <0,001). En outre, le modèle alimentaire prudent n'a pas modifié l'effet du modèle alimentaire occidental (P pour l’interaction = 0,69).

Dans une cohorte de patients atteints d’un cancer du côlon de stade III traités par chirurgie et chimiothérapie adjuvante survivant sans récidive de cancer 3 mois après la fin d’un SFFQ, l’augmentation de la consommation d’un régime alimentaire occidental après le diagnostic était associée à un risque accru de récidive du cancer ou de décès. Comparés aux patients du niveau le plus bas, ceux du niveau le plus élevé de consommation de schémas occidentaux ont vu leur risque de récidive ou de décès tripler. En revanche, le régime alimentaire prudent n’était pas associé aux résultats de survie après résection curative du cancer du côlon de stade III.

Les recherches épidémiologiques et scientifiques indiquent que les facteurs alimentaires sont associés au risque de développer un cancer du côlon. Consommation de viande rouge,32-36 de l’alcool,37, 38 calcium et vitamine D,39-44 vitamine E,45-47 et l’acide folique37, 38,48, 49 font partie des éléments de l’alimentation qui semblent influencer le risque de développer la maladie. Les composants individuels du régime interagissent les uns avec les autres et la confusion peut rendre difficile l’identification d’un aliment ou d’un nutriment spécifique. L’analyse des tendances peut fournir des informations supplémentaires qui prennent en compte les effets combinés des aliments. Des régimes alimentaires spécifiques ont été associés au risque de cancer du côlon.12-16

Peu d’études ont évalué la relation entre l’alimentation et la récurrence et la survie du cancer du côlon. Dans une petite étude de patients atteints de cancer du côlon, Slattery et al50 ont observé une amélioration de la survie avec une augmentation de la consommation de calories, de graisses et de protéines. En revanche, un apport plus élevé en fibres était associé à une diminution de la survie. Parmi 148 patients atteints de cancer colorectal, Dray et al51 ont rapporté une amélioration de la survie avec une augmentation de la consommation de calories. Malheureusement, ces deux études étaient limitées par la petite taille de leurs échantillons, la population de patients hétérogènes qui comprenait tous les stades de la maladie, l’incapacité de s’adapter au traitement du cancer et la capacité limitée à s’adapter aux autres facteurs pronostiques. En fin de compte, la relation positive entre l’apport énergétique et la survie au cancer observée dans ces deux études peut avoir reflété l’inclusion de patients atteints d’un cancer disséminé plus avancé (stade IV) dont l’apport calorique a été compromis par leur charge de cancer.

Il existe plusieurs avantages à cette cohorte de patients atteints de cancer du côlon de stade III traités dans le cadre d’un essai clinique parrainé par le NCI. Premièrement, tous les patients avaient un cancer positif pour les ganglions lymphatiques, réduisant l’impact de l’hétérogénéité par stade de la maladie. Deuxièmement, le traitement et les soins de suivi ont été standardisés, et la date et la nature de la récidive ont été enregistrées de manière prospective. Des informations détaillées sur d’autres variables pronostiques ont toutes été systématiquement collectées à l’entrée dans l’étude. Enfin, nous avons mis à jour les données alimentaires pour refléter les changements de régime qui peuvent survenir après que les patients ont terminé le traitement adjuvant et se sont remis des effets du traitement.

Notre observation selon laquelle le schéma alimentaire occidental, mais pas le schéma prudent, est associée à la récidive du cancer et à la mortalité est cohérente avec la plupart des études de risque montrant principalement une relation entre le schéma occidental et le développement du cancer du côlon.12-14,16, 52 De plus, conformément à d’autres études, les tendances occidentales et prudentes n’étaient pas corrélées dans notre cohorte. Les régimes alimentaires occidentaux sont positivement corrélés avec les niveaux d’insuline sérique, de peptide C et de leptine.53 L’insuline et les facteurs de croissance analogues à l’insuline ont été associés à une croissance tumorale accrue et à l’antiapoptose.54 Après la résection d’un cancer du côlon de stade III, l’augmentation de l’apport du schéma occidental peut faciliter un milieu qui permet à la maladie microscopique résiduelle de proliférer et de se propager.

Les patients qui participent à des essais contrôlés randomisés peuvent différer de la population en général. Pour participer, les patients doivent répondre aux critères d’admissibilité, être sélectionnés comme candidats appropriés et être motivés à participer. Cependant, nous avons observé une variabilité raisonnable de l’apport alimentaire entre les participants. De plus, comme l’étude incluait des patients en Amérique du Nord, ainsi que des centres communautaires et universitaires, nos résultats devraient refléter la population générale des patients de stade III.

Nous ne pouvons pas complètement exclure la possibilité qu’une consommation plus élevée d’un régime alimentaire occidental reflète d’autres prédicteurs d’un mauvais pronostic. Cependant, nous n’avons observé aucune association significative entre le régime alimentaire et les prédicteurs associés à la récidive ou à la survie au cancer (étendue de l’invasion dans la paroi intestinale, nombre de ganglions lymphatiques positifs, perforation ou obstruction intestinale clinique, taux d’antigène carcinoembryonnaire préopératoire, degré de différenciation tumorale). Étant donné que les patients étaient inscrits à un essai clinique, ils ont tous commencé une chimiothérapie adjuvante à base de fluorouracile après la chirurgie, ainsi le traitement du cancer a été normalisé. De plus, l’effet néfaste d’un régime occidental à forte consommation est resté largement inchangé pour le nombre de ganglions lymphatiques positifs et l’état de performance de base. Nous avons récemment signalé que l’activité physique régulière améliorait les résultats dans cette cohorte,55, 56 cependant, la relation entre le régime alimentaire occidental et les résultats était similaire à tous les niveaux d’activité physique.

Nous avons considéré la possibilité que les patients malades (avec des récidives de cancer non détectées et une survie limitée) aient changé leur régime alimentaire en un régime qui pourrait être moins sain pour augmenter l’apport nutritionnel. Pour minimiser ce biais, nous avons exclu les récidives ou les décès dans les 90 jours suivant l’évaluation de l’activité physique dans l’analyse principale. De plus, nous continuons à voir une association même lorsque nous avons étendu cette restriction pour exclure les événements 6 mois après l’évaluation diététique. Enfin, comme tous les patients ont été suivis dans un essai clinique avec des visites de suivi et des tests prescrits, nous nous attendons à ce que peu de patients présentent des récidives non détectées sur de longues périodes, compte tenu de l’histoire naturelle relativement brève du cancer du côlon récurrent.

Étant donné que les patients qui ont un régime occidental à forte consommation après un diagnostic de cancer peuvent avoir eu un régime similaire avant le diagnostic, nous ne pouvons pas exclure la possibilité que les personnes préférant un régime occidental acquièrent des tumeurs biologiquement plus agressives. Néanmoins, comme indiqué ci-dessus, nous n’avons observé aucune association significative entre un régime alimentaire occidental et les caractéristiques liées à la tumeur associées à la récidive du cancer. De plus, les associations d’un régime occidental sont restées pratiquement inchangées entre les strates d’autres facteurs pronostiques.

Le régime alimentaire était autodéclaré dans cette étude. Le SFFQ de cette étude a été largement validé dans des populations saines21, 22 ainsi qu’une population de patients recevant une chimiothérapie cytotoxique.25 Le régime alimentaire a été enregistré avant toute connaissance des résultats liés au cancer du côlon, réduisant ainsi la probabilité de signaler des biais.

Des études ont montré une amélioration de la survie sans maladie chez les patients qui reçoivent une chimiothérapie adjuvante après la résection chirurgicale d’un cancer du côlon de stade III. Il s’agit de la première étude, à notre connaissance, dans une population potentiellement guérie de survivants du cancer du côlon à traiter l’effet du régime alimentaire. Comme il s’agissait d’une étude d’observation, la causalité ne peut pas et ne doit pas être tirée de ces données. Néanmoins, les données suggèrent qu’un régime caractérisé par des apports plus élevés de viandes rouges et transformées, de bonbons et de desserts, de frites et de céréales raffinées augmente le risque de récidive du cancer et diminue la survie. D’autres analyses sont en cours pour mieux délimiter des nutriments ou des groupes d’aliments spécifiques qui pourraient avoir l’association la plus forte.

Auteur correspondant: Jeffrey A. Meyerhardt, MD, MPH, Dana-Farber Cancer Institute, 44 Binney St, Boston, MA 02115 (jmeyerhardt@partners.org).

Les contributions de l’auteur: Le Dr Meyerhardt a eu un accès complet à toutes les données de l’étude et assume la responsabilité de l’intégrité des données et de l’exactitude de l’analyse des données.

Concept et conception de l’étude: Meyerhardt, Saltz, Hu, Fuchs.

Acquisition de données: Meyerhardt, Niedzwiecki, Hollis, Saltz, Nelson, Whittom, Hantel, Thomas, Fuchs.

Analyse et interprétation des données: Meyerhardt, Niedzwiecki, Hollis, Saltz, Mayer, Fuchs.

Rédaction du manuscrit: Meyerhardt, Niedzwiecki, Fuchs.

Révision critique du manuscrit pour un contenu intellectuel important: Meyerhardt, Niedzwiecki, Hollis, Saltz, Hu, Mayer, Nelson, Whittom, Hantel, Thomas, Fuchs.

analyses statistiques: Meyerhardt, Niedzwiecki, Hollis, Hu, Fuchs.

Obtention du financement: Meyerhardt, Mayer, Fuchs.

Support administratif, technique ou matériel: Meyerhardt, Saltz, Nelson, Fuchs.

Supervision de l’étude: Mayer, Fuchs.

Divulgations financières: Aucun signalé.

Financement / soutien: Cancer and Leukemia Group B (CALGB) 89803 a été financé en partie par des subventions du National Cancer Institute (CA31946) au CALGB (Richard L. Schilsky, MD, président) et au CALGB Statistical Center (Stephen George, PhD; CA33601) ainsi que le soutien de Pharmacia & Upjohn Company, maintenant Pfizer Oncology. Le Dr Meyerhardt est soutenu en partie par un prix K07 du National Cancer Institute (K07CA097992).

Rôle du sponsor: Les sponsors n’ont pas participé à la conception et à la conduite de l’étude; collecte, gestion, analyse et interprétation des données; ou la préparation, la révision ou l’approbation du manuscrit.

Centres cliniques: Baptist Cancer Institute CCOP, Memphis, Tennessee (Lee S. Schwartzberg, MD; CA71323); CCOP de Christiana Care Health Services Inc, Wilmington, Delaware (Stephen Grubbs, MD; CA45418); Université de Caroline du Nord, Chapel Hill (Thomas C. Shea, MD; CA47559); Université de Chicago, Chicago, Illinois (Gini Fleming, MD; CA41287); École de médecine de Dartmouth, Norris Cotton Cancer Center, Liban, New Hampshire (Marc S. Ernstoff, MD; CA04326); Duke University Medical Center, Durham, Caroline du Nord (Jeffrey Crawford, MD; CA47577); Institut du cancer Dana-Farber, Boston, Massachusetts (Eric P. Winer, MD; CA32291); Georgetown University Medical Center, Washington, DC (Edward Gelmann, MD; CA77597); Centres de cancérologie des Carolines, Greenville, Caroline du Sud (Jeffrey K. Giguere, MD; CA29165); University of Illinois MBCCOP, Chicago (Lawrence E. Feldman, MD; CA74811); University of Iowa, Iowa City (Gerald Clamon, MD; CA47642); North Shore-Long Island Jewish Medical Center, Manhasset, New York (Daniel R Budman, MD; CA35279); University of Maryland Greenebaum Cancer Center, Baltimore (Martin Edelman, MD; CA31983); University of Massachusetts Medical School, Worcester (William V. Walsh, MD; CA37135); Massachusetts General Hospital, Boston (Michael L. Grossbard, MD; CA12449); Mount Sinai Medical Center, Miami, Florida (Rogerio Lilenbaum, MD; CA45564); University of Minnesota, Minneapolis (Bruce A Peterson, MD; CA16450); University of Missouri, Ellis Fischel Cancer Center, Columbia (Michael C Perry, MD; CA12046); Mount Sinai School of Medicine, New York, New York (Lewis R. Silverman, MD; CA04457); Memorial Sloan-Kettering Cancer Center, New York, New York (Clifford Hudis, MD; CA77651); University of Nebraska Medical Center, Omaha (Anne Kessinger, MD; CA77298); Long Island Jewish Medical Center, Lake Success, New York (Marc Citron, MD; CA11028); Ohio State University Medical Center, Columbus (Clara D. Bloomfield, MD; CA77658); Rhode Island Hospital, Providence (William Sikov, MD; CA08025); Roswell Park Cancer Institute, Buffalo, New York (Ellis Levine, MD; CA02599); Southeast Cancer Control Consortium Inc CCOP, Goldsboro, North Carolina (James N. Atkins, MD; CA45808); Southern Nevada Cancer Research Foundation CCOP, Las Vegas (John Ellerton, MD; CA35421); Syracuse Hematology-Oncology Assoc CCOP, Syracuse, New York (Jeffrey Kirshner, MD; CA45389); University of Tennessee, Memphis (Harvey B. Niell, MD; CA47555); University of California, San Diego (Joanne Mortimer, MD; CA11789); University of California, San Francisco (Alan P. Venook, MD; CA60138); Vermont Cancer Center, Burlington (Hyman B. Muss, MD; CA77406); Wake Forest University School of Medicine, Winston-Salem, North Carolina (David D. Hurd, MD; CA03927); Walter Reed Army Medical Center, Washington, DC (Thomas Reid, MD; CA26806); Washington University School of Medicine, St Louis, Missouri (Nancy Bartlett, MD; CA77440); and Weill Medical College of Cornell University, New York, New York (Scott Wadler, MD; CA07968).

Avertissement: The contents of this article are solely the responsibility of the authors and do not necessarily represent the official views of the National Cancer Institute.

Additional Contributions: Walter Willett, MD, DrPH, at the Harvard School of Public Health, served as a nonpaid consultant for this study and provided expert comments on the analysis and the manuscript.

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