Le fait est daté : l’article a été mis en ligne le 11 février 2026 par le Journal of the American College of Cardiology, la revue de l’American College of Cardiology, plus connue sous son sigle JACC. Six mois plus tard, le 15 août 2026, une reprise francophone l’a remise en circulation avec un titre qui promet une réponse définitive, alors que le corps du texte, lui, rappelle qu’il s’agit d’une étude d’observation. Les pages qui suivent restituent les chiffres publiés, ramènent le risque relatif au risque absolu, nomment les limites que les auteurs reconnaissent eux-mêmes et disent ce qui ne change pas pour vous.
Ce que l’étude du 11 février 2026 a réellement mesuré
La publication primaire s’intitule « Effect of Low-Carbohydrate and Low-Fat Diets on Metabolomic Indices and Coronary Heart Disease in U.S. Individuals ». Elle est signée par Zhiyuan Wu et ses coauteurs et porte le DOI 10.1016/j.jacc.2025.12.038, l’identifiant permanent qui permet de retrouver un article scientifique. Elle a été mise en ligne le 11 février 2026, puis reprise dans le numéro imprimé du JACC daté de mai 2026, volume 87, numéro 20, pages 2764 à 2781. Il s’agit d’une seule et même publication, avec une date de mise en ligne et une date de parution papier : la date du fait est bien le 11 février 2026.
Le design est une analyse de cohortes prospectives observationnelles. Une cohorte, en épidémiologie, est un groupe de personnes suivies dans la durée : on enregistre leurs habitudes, puis on compte les événements de santé qui surviennent ensuite. Personne n’a été assigné à un régime, il n’y a eu ni tirage au sort ni intervention alimentaire organisée par les chercheurs. Les participants ont mangé ce qu’ils voulaient, et les auteurs ont regardé, après coup, ce qui distinguait statistiquement ceux qui ont développé une maladie du cœur de ceux qui ne l’ont pas développée.
Trois cohortes américaines ont été regroupées pour cette analyse : la Nurses’ Health Study, la Nurses’ Health Study II et la Health Professionals Follow-up Study. Au total, 198 473 participants ont été inclus, pour plus de 5,2 millions de personnes-années de suivi — une personne-année correspond à une personne suivie pendant un an. La durée de suivi est d’environ trente ans, et 20 033 cas de maladie coronarienne documentés ont été enregistrés sur cette période.
Le critère de jugement, c’est-à-dire l’événement que l’étude comptabilise, est la survenue d’une maladie coronarienne : l’atteinte des artères qui irriguent le muscle cardiaque, dont l’infarctus du myocarde est la manifestation la plus connue. Ce n’est ni la mortalité toutes causes confondues, ni le poids. Cette étude ne dit donc rien d’un amaigrissement, et rien non plus de l’espérance de vie.
Comment les chercheurs ont noté la « qualité » d’un régime
Le point le plus souvent perdu dans les reprises est que les auteurs n’ont pas opposé « pauvre en glucides » à « pauvre en graisses ». Ils ont construit, pour chacun de ces deux modèles alimentaires, un score qui distingue une version dite saine d’une version dite malsaine. La question posée n’était donc pas « quel camp gagne ? », mais « à niveau de glucides ou de lipides comparable, qu’est-ce que les gens mettent réellement dans leur assiette ? ».
Pour le régime pauvre en glucides, la version qualifiée de saine associe des glucides de meilleure qualité à des protéines et des lipides d’origine végétale : céréales complètes, légumineuses, fruits à coque, huile d’olive. La version qualifiée de malsaine repose au contraire sur des glucides raffinés, des protéines animales et des graisses animales. Autrement dit, deux personnes peuvent afficher le même pourcentage de glucides et se situer aux deux extrémités du score.
Pour le régime pauvre en graisses, la version dite saine met en avant les céréales complètes, les légumes et les aliments peu transformés, tandis que la version dite malsaine se caractérise par une part importante de glucides raffinés. Ce profil recoupe largement le régime méditerranéen, dont les composantes végétales sont proches de la version saine décrite par ces indices.
« Il ne s’agit pas simplement de réduire les glucides ou les graisses, mais de la qualité des aliments que les gens choisissent pour composer ces régimes », résume Zhiyuan Wu, chercheur postdoctorant à la Harvard T.H. Chan School of Public Health et premier auteur de l’étude, dans le communiqué de l’American College of Cardiology du 11 février 2026.
Une précision technique importante : ces indices sont des scores de rang à l’intérieur de la cohorte. Les participants sont classés les uns par rapport aux autres, puis comparés par tranches. Ce ne sont pas des seuils nutritionnels. Ils ne se traduisent donc pas en règles chiffrées du type « pas plus de tel pourcentage de glucides par jour », et aucune valeur de ce genre ne peut en être déduite.
Les résultats, chiffre par chiffre
Avant les chiffres, une précision sur leur provenance. Le texte intégral de l’article du JACC n’est pas consultable librement : la page de l’éditeur renvoie une erreur d’accès. Les rapports de risque repris ci-dessous sont ceux du résumé de la publication elle-même, tel que le diffuse la notice bibliographique d’Europe PMC, la base documentaire publique européenne, sous l’identifiant PMID 41670561. Ils concordent avec les valeurs relevées le 11 février 2026 par TCTMD, la publication spécialisée en cardiologie de la Cardiovascular Research Foundation. L’effectif, le design et l’ordre de grandeur sont en outre recoupés par les communiqués de l’American College of Cardiology et de la Harvard T.H. Chan School of Public Health parus le même jour.
Deux notions permettent de lire ces valeurs. Le rapport de risque compare la fréquence d’un événement entre deux groupes : 1,00 signifie « pas de différence », 0,85 signifie « 15 % de moins en valeur relative », 1,14 signifie « 14 % de plus en valeur relative ». L’intervalle de confiance à 95 % indique la fourchette dans laquelle se situe vraisemblablement la vraie valeur ; s’il contient 1,00, la différence observée n’est pas statistiquement solide.
Pour le régime pauvre en glucides, la version saine est associée à un rapport de risque de 0,85 (intervalle de confiance à 95 % : 0,82 à 0,89), soit environ 15 % de risque relatif en moins par rapport aux participants les moins bien classés sur ce score. La version malsaine ressort à 1,14 (1,09 à 1,20), soit environ 14 % de risque relatif en plus. Ces pourcentages sont relatifs : la section suivante les rapporte au risque de départ, sans lequel ils ne veulent rien dire.
Le résultat que les reprises omettent le plus souvent concerne le score « pauvre en glucides » pris globalement, sans distinction de qualité : il ressort à 1,05 (1,01 à 1,10), c’est-à-dire du côté d’un risque légèrement plus élevé, et non plus faible. Dans le détail, la variante fondée sur les sources animales est à 1,07 (1,02 à 1,12) et la variante végétale à 0,94 (0,90 à 0,99). Réduire les glucides, en soi, n’apparaît donc pas comme une manœuvre neutre par défaut dans ces données.
Pour le régime pauvre en graisses, la version saine est associée à un rapport de risque de 0,87 (0,83 à 0,91), soit environ 13 % de risque relatif en moins, et la version malsaine à 1,12 (1,07 à 1,17). Le score global est ici à 0,93 (0,89 à 0,98), la variante animale à 0,94 (0,90 à 0,98) et la variante végétale à 0,87 (0,83 à 0,91). Le communiqué de Harvard résume l’ensemble par « environ 15 % » : ce chiffre correspond au meilleur des deux modèles, et il ne s’applique pas tel quel aux deux.
| Modèle alimentaire | Version du score | Rapport de risque | Intervalle de confiance à 95 % | Sens de l’association |
|---|---|---|---|---|
| Pauvre en glucides | Version saine | 0,85 | 0,82 à 0,89 | Risque plus faible |
| Pauvre en glucides | Version malsaine | 1,14 | 1,09 à 1,20 | Risque plus élevé |
| Pauvre en glucides | Score global | 1,05 | 1,01 à 1,10 | Risque plus élevé |
| Pauvre en glucides | Variante animale | 1,07 | 1,02 à 1,12 | Risque plus élevé |
| Pauvre en glucides | Variante végétale | 0,94 | 0,90 à 0,99 | Risque plus faible |
| Pauvre en graisses | Version saine | 0,87 | 0,83 à 0,91 | Risque plus faible |
| Pauvre en graisses | Version malsaine | 1,12 | 1,07 à 1,17 | Risque plus élevé |
| Pauvre en graisses | Score global | 0,93 | 0,89 à 0,98 | Risque plus faible |
| Pauvre en graisses | Variante animale | 0,94 | 0,90 à 0,98 | Risque plus faible |
| Pauvre en graisses | Variante végétale | 0,87 | 0,83 à 0,91 | Risque plus faible |
Ces valeurs sont des associations mesurées dans une population observée, ajustées sur des facteurs de mode de vie et de santé. Elles ne constituent pas des effets attribuables à un régime.
Risque relatif, risque absolu : ce que « 15 % de moins » veut dire ici
Un pourcentage relatif isolé ne renseigne pas sur ce qui se joue à l’échelle d’une personne. Pour le comprendre, il faut connaître le risque de départ, c’est-à-dire la fréquence de l’événement dans la population étudiée. Les chiffres qui suivent sont des ordres de grandeur calculés par la rédaction à partir des effectifs publiés. Ce ne sont pas des résultats de l’étude, et les auteurs ne les présentent pas ainsi.
Premier repère, la fréquence brute de l’événement : 20 033 cas de maladie coronarienne pour plus de 5,2 millions de personnes-années représentent environ 385 cas pour 100 000 personnes-années, soit de l’ordre de 0,39 % par an. Deuxième repère, l’incidence cumulée brute : 20 033 cas rapportés aux 198 473 participants correspondent à environ 10 % des participants ayant présenté une maladie coronarienne au cours d’une trentaine d’années de suivi.
À partir de là, l’ordre de grandeur devient lisible. Appliquer une baisse relative de 15 %, celle du rapport de risque de 0,85 (0,82 à 0,89) observé pour la version saine du régime pauvre en glucides, à un risque de départ de l’ordre de 10 % sur trente ans, déplace ce risque vers environ 8,5 %. L’écart se situe donc autour de 1,5 point de pourcentage étalé sur trois décennies. Cette illustration est une construction pédagogique de la rédaction, destinée à montrer le passage du relatif à l’absolu ; l’étude n’a pas publié un tel chiffre et ne l’a pas calculé.
Cette conversion ne rend pas le résultat négligeable : à l’échelle d’une population de plusieurs dizaines de millions de personnes, 1,5 point correspond à un très grand nombre de cas — à supposer que l’association traduise un effet réel, ce qu’une cohorte ne permet pas d’établir. Mais elle change la manière dont un lecteur doit recevoir un titre annonçant « 15 % de risque en moins ». Ce n’est pas 15 % de vos chances de rester en bonne santé, c’est une fraction d’un risque déjà minoritaire, mesurée par comparaison entre des groupes classés par leurs habitudes déclarées.
Ce qu’une cohorte sur questionnaires ne peut pas prouver
La hiérarchie des preuves n’est pas une formalité académique. Un essai randomisé, où les participants sont répartis au hasard entre deux conduites, permet d’attribuer une différence observée à l’intervention testée. Une cohorte observationnelle, elle, enregistre ce que les gens font spontanément. Elle repère des liens statistiques, parfois très solides, mais elle ne peut pas trancher la question de la cause. Cette étude appartient à la seconde catégorie, et les auteurs ne prétendent pas le contraire.
L’alimentation y est mesurée par des questionnaires de fréquence alimentaire auto-déclarés : le participant indique lui-même, de mémoire, à quelle fréquence il consomme telle ou telle catégorie d’aliments. Ces questionnaires ont été remplis à plusieurs reprises, à intervalles de quelques années, ce qui limite l’effet d’une photographie unique mais n’élimine pas l’imprécision du déclaratif. Personne n’a pesé les assiettes de 198 473 personnes pendant trente ans.
Cette erreur de mesure est la première limite reconnue par les auteurs eux-mêmes, avec la portée restreinte de la généralisation à une population de professionnels de santé. Elle a une conséquence directe : les scores de qualité alimentaire ne classent pas les participants selon ce qu’ils ont mangé, mais selon ce qu’ils ont déclaré manger. Or les écarts entre déclaration et réalité ne sont pas répartis au hasard dans une population.
Les modèles statistiques utilisés tiennent compte d’un ensemble de facteurs de mode de vie et de santé, afin de ne pas attribuer à l’alimentation ce qui reviendrait au tabac, à l’activité physique ou à d’autres caractéristiques. C’est le sens du mot « ajusté ». Mais un ajustement ne corrige que ce qui a été mesuré, et il le corrige imparfaitement. Ce qui n’a pas été relevé, ou l’a été grossièrement, continue de peser dans le résultat : c’est ce que les épidémiologistes appellent la confusion résiduelle.
Le site a déjà appliqué cette prudence à d’autres travaux du même type, qu’il s’agisse des légumes à feuilles vertes et du risque cardiovasculaire ou de ce que suggèrent les études sur le thé et le cœur. La règle est constante : une association observée chez des dizaines de milliers de personnes est une piste sérieuse, pas une démonstration.
Le déclaratif, la causalité inverse et le « bon élève de la santé »
Trois mécanismes expliquent pourquoi ces associations peuvent surestimer ce qu’un changement d’assiette produirait réellement. Le premier est le biais de déclaration : les personnes les plus soucieuses de leur santé ont tendance à sous-déclarer ce qu’elles jugent peu recommandable et à sur-déclarer le reste, ce qui creuse artificiellement l’écart entre les groupes.
Le deuxième est la causalité inverse. Une personne qui ressent des symptômes cardiaques, ou dont le bilan sanguin se dégrade, modifie souvent son alimentation avant même que le diagnostic ne soit posé. Le lien observé va alors de la maladie vers le régime, et non l’inverse. Sur trente ans de suivi, ce phénomène ne disparaît pas complètement, même lorsque les premières années sont exclues des analyses.
Le troisième est le biais du « bon élève de la santé », que les épidémiologistes anglophones appellent healthy user bias. Celui qui mange des légumineuses et des céréales complètes fume moins, bouge davantage, consulte plus régulièrement, prend mieux ses traitements et dispose souvent d’un meilleur niveau de vie. Chacun de ces éléments pèse sur le risque cardiovasculaire pour son propre compte. Les modèles tentent de les neutraliser, mais aucun ajustement statistique ne sépare parfaitement l’assiette du mode de vie qui l’accompagne. C’est la raison de fond pour laquelle cette étude ne démontre pas qu’un régime protège le cœur : elle décrit des personnes, pas une expérience contrôlée.
Pourquoi le titre de l’étude parle d’« effet » alors qu’il s’agit d’associations
Un détail mérite d’être relevé, parce qu’il illustre à quel point la formulation causale s’installe facilement. Le titre de l’article scientifique lui-même commence par « Effect of », c’est-à-dire « effet de ». Or un effet suppose une cause, et le design retenu ne permet d’établir que des associations. Les auteurs, dans leurs déclarations, comme les communiqués de l’American College of Cardiology et de Harvard, parlent bien d’associations.
L’écart n’est donc pas entre des chercheurs prudents et une presse pressée : il commence dans le titre publié par une revue de premier plan. C’est un signal utile pour un lecteur. Le vocabulaire d’un titre, même scientifique, ne suffit jamais à qualifier le niveau de preuve ; seule la méthode le fait.
Les auteurs, eux, s’en tiennent à une lecture mesurée. « Nos résultats aident à démentir l’idée reçue selon laquelle modifier simplement l’apport en glucides ou en lipides serait bénéfique en soi », indique Zhiyuan Wu dans le communiqué de la Harvard T.H. Chan School of Public Health. Son collègue Qi Sun, professeur associé dans la même institution et auteur correspondant de l’étude, ajoute : « Promouvoir un mode d’alimentation globalement sain, plutôt qu’une restriction stricte des macronutriments, devrait être une stratégie centrale. »
Qui sont les 198 473 participants, et en quoi ils ne vous ressemblent pas
La population de l’étude n’est pas un échantillon représentatif de la population française, ni même de la population américaine. Elle se compose de professionnels de santé des États-Unis, recrutés au siècle dernier dans trois cohortes distinctes : 42 720 hommes pour la Health Professionals Follow-up Study, 64 164 femmes pour la Nurses’ Health Study et 91 589 femmes pour la Nurses’ Health Study II, selon la répartition rapportée par TCTMD.
Ce profil a des conséquences. Ces personnes connaissent le vocabulaire médical, remplissent des questionnaires de santé depuis des décennies, sont mieux suivies que la moyenne et, statistiquement, fument moins et se soignent plus tôt. L’American College of Cardiology en fait explicitement une limite de généralisation dans son communiqué du 11 février 2026.
Autrement dit, l’étude compare des habitudes alimentaires à l’intérieur d’un groupe déjà attentif à sa santé, sur une trentaine d’années. Transposer directement un rapport de risque obtenu dans ce contexte à un lecteur français de 65 ans, avec son histoire médicale, ses traitements et ses contraintes, n’est pas légitime. Le résultat indique une direction, il ne fournit pas une valeur applicable à une personne.
Ce que les reprises escamotent, et le décalage de six mois
Six mois séparent la mise en ligne de la publication primaire, le 11 février 2026, de la reprise francophone qui a relancé le sujet, le 15 août 2026. Ce décalage n’est pas anodin : un travail de février revient dans l’actualité en plein mois d’août, sans élément nouveau, présenté comme une découverte du moment. Le lecteur qui découvre l’information à cette date peut légitimement croire qu’il s’agit d’une publication récente.
La reprise de Futura Sciences du 15 août 2026 annonce dans son titre une réponse définitive au débat entre graisses et glucides. Son corps de texte, en revanche, est nettement plus mesuré : « Il s’agit enfin d’une étude d’observation. Elle met en évidence des associations robustes, sans démontrer formellement une relation de cause à effet. » L’écart se situe donc entre le titre et le texte, pas dans le texte lui-même. Or c’est le titre qui circule seul sur les réseaux sociaux et dans les agrégateurs.
Le second escamotage est chiffré. Le score « pauvre en glucides » pris globalement ressort à 1,05 (1,01 à 1,10), c’est-à-dire du côté d’un risque légèrement plus élevé. Ce résultat contrarie l’idée d’un régime pauvre en glucides neutre ou favorable par défaut, et il disparaît presque systématiquement des reprises, qui retiennent le rapport de risque le plus flatteur. C’est pourtant lui qui donne son sens à l’ensemble : ce n’est pas la réduction d’un macronutriment qui accompagne un risque plus faible, c’est la nature des aliments retenus pour la réaliser.
Rien de vraiment neuf depuis 2006 : ce que disait déjà la même cohorte
L’idée que la qualité des aliments compte davantage que la seule proportion de glucides n’est pas apparue en 2026. Le 9 novembre 2006, le New England Journal of Medicine publiait un travail de Halton et ses coauteurs intitulé « Low-Carbohydrate-Diet Score and the Risk of Coronary Heart Disease in Women », conduit sur la même Nurses’ Health Study.
Cette analyse portait sur 82 802 femmes suivies vingt ans, avec 1 994 cas de maladie coronarienne enregistrés. Le score fondé sur des protéines et des lipides d’origine végétale était associé à un risque relatif de 0,70 (0,56 à 0,88), contre 0,94 (0,74 à 1,19) pour le score fondé sur des sources animales — un intervalle qui, contenant 1,00, ne permettait pas de conclure à une différence.
La distinction végétal/animal était donc déjà établie il y a vingt ans, sur la même population. L’étude de 2026 l’étend à deux modèles alimentaires, sur trois cohortes et un effectif bien supérieur. Elle consolide une observation ancienne plutôt qu’elle n’ouvre une piste inédite. La même prudence s’appliquait déjà à d’autres associations du même type, observées dans d’autres cohortes, comme celle qui lie un régime riche en fruits et le diabète de type 2.
Le volet métabolomique, et ce qu’il ajoute vraiment
L’étude comporte un volet métabolomique, c’est-à-dire l’analyse d’un grand nombre de petites molécules circulant dans le sang, mesurées chez une partie des participants. Les versions saines des deux régimes y sont associées à des triglycérides plus bas, une forme de graisse dosée au bilan sanguin, à un taux plus élevé de cholestérol HDL, la fraction du cholestérol associée à un moindre risque cardiovasculaire, et à une protéine C-réactive ultrasensible plus basse — ce dernier marqueur reflétant le niveau d’inflammation de l’organisme.
Ce volet est souvent présenté comme la preuve du mécanisme sous-jacent. Il ne l’est pas. Les liens entre régime et biomarqueurs sont mesurés dans la même population observationnelle, avec les mêmes limites : ils décrivent une cohérence biologique, ils ne referment pas la boucle causale. Un profil sanguin plus favorable chez des personnes qui déclarent mieux manger reste une association, pas une chaîne de causes démontrée.
Ce que disent les repères français, et ce qui ne change pas pour vous
Côté français, le référentiel en vigueur ne bouge pas. Les repères publiés par Santé publique France le 22 janvier 2019 recommandent déjà d’augmenter la consommation de fruits à coque non salés, de légumes secs et de produits céréaliers complets. Ce sont précisément les catégories d’aliments qui composent les versions dites saines des deux scores de l’étude. Celle-ci ne modifie donc ni ces repères, ni leur formulation, et elle ne les rend pas obsolètes.
« Ce qui compte le plus pour la santé du cœur, c’est la qualité des aliments consommés », résume Harlan M. Krumholz, rédacteur en chef du JACC, dans le communiqué du 11 février 2026. Cette conclusion converge avec les recommandations françaises plutôt qu’elle ne les remet en cause.
Un périmètre est explicitement exclu par les auteurs : les résultats ne s’appliquent pas aux régimes extrêmes. Ils ne valent notamment pas pour le régime cétogène, ni pour aucune forme de restriction sévère ou de jeûne prolongé. Les scores utilisés décrivent des variations d’habitudes à l’intérieur d’une population ordinaire, pas des régimes stricts encadrés.
Enfin, cet article n’a pas vocation à orienter une alimentation individuelle. Aucun menu, aucune quantité, aucune répartition chiffrée ne peut être déduite de ces données. Toute adaptation personnelle — a fortiori en présence d’un diabète, d’une insuffisance rénale, d’une maladie cardiaque connue ou d’un traitement en cours — relève d’un échange avec votre médecin traitant ou avec un diététicien-nutritionniste.
Prudence : ne modifiez jamais seul un traitement en cours. Aucun changement d’alimentation, quelle que soit la qualité des aliments retenus, ne justifie de diminuer, d’espacer ou d’arrêter une statine, un antihypertenseur ou un antidiabétique. Une modification de posologie relève d’une décision médicale, sur la base d’un bilan.
Bien manger ne remplace pas non plus le suivi des facteurs de risque : tension artérielle, cholestérol, glycémie, tabac et activité physique restent à surveiller selon le rythme fixé avec votre médecin. Une douleur ou une oppression dans la poitrine, une gêne qui remonte vers la mâchoire ou le bras, un essoufflement inhabituel à l’effort imposent un avis médical sans délai ; en cas de douleur thoracique intense ou prolongée, appelez le 15.
L’essentiel à retenir
L’étude publiée le 11 février 2026 dans le JACC est une analyse de cohortes observationnelles portant sur 198 473 professionnels de santé américains, suivis une trentaine d’années. Elle mesure des associations ajustées entre des scores d’alimentation déclarée et la survenue d’une maladie coronarienne. Elle ne démontre pas qu’un régime protège le cœur.
Les versions dites saines des deux modèles sont associées à un risque plus faible — 0,85 (0,82 à 0,89) pour le régime pauvre en glucides, 0,87 (0,83 à 0,91) pour le régime pauvre en graisses — alors que le score « pauvre en glucides » pris globalement ressort à 1,05 (1,01 à 1,10), donc légèrement défavorable. Rapportés à un risque de départ de l’ordre de 10 % sur trente ans dans cette population — un ordre de grandeur calculé par la rédaction à partir des effectifs publiés, et non un résultat de l’étude —, ces écarts relatifs correspondent à un écart d’un à deux cas pour cent personnes sur toute la période.
Pour un lecteur, rien ne change dans la conduite à tenir : les repères français restent ceux de Santé publique France, le suivi médical garde toute sa place, et aucun ajustement d’assiette ne se substitue à un traitement prescrit.
FAQ — l’étude JACC et la qualité des aliments
Cette étude prouve-t-elle qu’un régime protège le cœur ?
Non. Il s’agit d’une analyse de cohortes observationnelles : les participants n’ont été assignés à aucun régime, et leur alimentation a été recueillie par des questionnaires auto-déclarés. Ce type de travail met en évidence des associations ajustées, pas des relations de cause à effet.
Faut-il choisir entre un régime pauvre en glucides et un régime pauvre en graisses ?
L’étude ne pose pas la question ainsi. Pour chacun des deux modèles, elle distingue une version dite saine, associée à un risque de maladie coronarienne plus faible, et une version dite malsaine, associée à un risque plus élevé. Le score « pauvre en glucides » pris globalement, sans critère de qualité, ressort même à 1,05 (1,01 à 1,10), soit du côté d’un risque légèrement plus élevé.
Que signifie concrètement « 15 % de risque en moins » dans cette étude ?
Le rapport de risque de la version saine du régime pauvre en glucides est de 0,85, avec un intervalle de confiance à 95 % de 0,82 à 0,89. Dans cette population, environ 10 % des participants ont présenté une maladie coronarienne en une trentaine d’années. Appliquer à ce point de départ une baisse relative de 15 % conduit, en ordre de grandeur calculé par la rédaction, à environ 8,5 %, soit près de 1,5 point d’écart sur trente ans.
Ces résultats valent-ils pour le régime cétogène ?
Non. Les auteurs excluent explicitement l’extrapolation aux régimes extrêmes, dont le régime cétogène fait partie. Les scores utilisés décrivent des variations d’habitudes alimentaires ordinaires à l’intérieur d’une population suivie, pas des restrictions strictes encadrées.
Les recommandations françaises changent-elles après cette publication ?
Non. Les repères publiés par Santé publique France le 22 janvier 2019 recommandent déjà d’augmenter les fruits à coque non salés, les légumes secs et les produits céréaliers complets. L’étude du JACC converge avec ces repères ; elle ne les modifie pas et ne les rend pas obsolètes.
Une meilleure alimentation permet-elle d’alléger un traitement du cœur ?
Non, et cette étude ne l’a pas testé. Aucune modification d’une statine, d’un antihypertenseur ou d’un antidiabétique ne se décide sans votre médecin, sur la base d’un bilan. L’alimentation ne remplace pas non plus le suivi de la tension, du cholestérol et de la glycémie, ni les consultations prévues.
