Palabras clave
INTRODUCCIÓN
La toma de decisiones a la puerta de urgencias en los pacientes con dolor torácico constituye un reto. La optimización de los recursos sanitarios requiere evitar hospitalizaciones innecesarias de pacientes con buen pronóstico o sin enfermedad coronaria1. Esta política debe combinarse con una ajustada estratificación del riesgo para evitar también las altas inadecuadas. Entre el 2 y el 4% de los pacientes con infarto agudo de miocardio se remiten equivocadamente a su domicilio desde urgencias2,3.
El objetivo principal de las unidades de dolor torácico es mejorar la eficacia diagnóstica del dolor torácico4. Los protocolos iniciales se basaron en la historia clínica y el ECG5, y en los últimos años se han incorporado las troponinas6-11 y la ergometría precoz4,12-17. Sin embargo, pocos estudios han abordado la combinación de todos estos factores para la estratificación de riesgo.
El presente estudio incluye una serie de pacientes que acudieron a urgencias por dolor torácico sin elevación del segmento ST y se evaluaron mediante un protocolo de unidad de dolor torácico que comprendió la historia clínica, el ECG, la determinación seriada de troponinas y la ergometría precoz. El objetivo ha sido investigar la integración de todos estos datos para la estratificación del riesgo.
PACIENTES Y MÉTODO
Grupo de estudio
Del 15 de enero de 2001 al 30 de septiembre de 2002, un total de 743 pacientes consecutivos acudieron al servicio de urgencias del Hospital Clínico Universitario de Valencia con dolor torácico de posible origen coronario. El criterio de inclusión fue el diagnóstico clínico de dolor torácico de posible origen coronario, establecido por el cardiólogo de guardia. Se excluyó a los pacientes con elevación del segmento ST o bloqueo de rama izquierda en el ECG inicial. Los pacientes que acudieron más de una vez durante el período del estudio sólo fueron incluidos en su primera admisión. Todos los pacientes se evaluaron según el protocolo de unidad de dolor torácico del hospital15, que incluye la historia clínica, ECG, determinación seriada de troponina I y ergometría precoz.
La historia clínica
Se examinaron las características clínicas del dolor utilizando el sistema de puntuación propuesto por Geleijnse15,18. Además, se recogieron los siguientes factores de riesgo: edad, sexo, hipertensión arterial, diabetes, tabaquismo, hipercolesterolemia, antecedentes de cardiopatía isquémica y de cirugía coronaria.
ECG
En el ECG de urgencias se consideraron los siguientes datos: a) descenso del segmento ST, definido por un infradesnivel del ST ≥ 1 mm a 80 ms del punto de J; b) inversión de la onda T, definida por una inversión del pico de la onda T ≥ 1 mm, y c) ECG no valorable, en caso de modificaciones del segmento ST-T, que pudieran explicarse por otras causas (marcapasos, sobrecarga ventricular izquierda).
Troponina I
La troponina I fue determinada (Immulite, Los Angeles, CA, EE.UU.) a la llegada a urgencias y a las 6 h (en pacientes que llegaron dentro de las primeras 2 h del inicio de dolor), 8 y 12 h después del inicio del dolor. La elevación de troponina I fue definida por ≥ 1 ng/ml (límite superior de normalidad recomendado por nuestro laboratorio).
Ergometría precoz
Después de evaluar la historia clínica, el ECG y la troponina I, 540 pacientes (73%) fueron directamente hospitalizados con el diagnóstico confirmado o muy sugerente de síndrome coronario agudo, mientras que 203 pacientes (27%) se seleccionaron para ergometría precoz (dentro de las primeras 24 h). En estos últimos no hubo evidencia de isquemia en el ECG ni elevación de troponina I tras las primeras 12 h del dolor y, además, tenían capacidad física para la ergometría. Se utilizó el protocolo de Bruce sobre cinta sin fin limitado por síntomas. Se consideró un resultado positivo en caso de provocación de angina o isquemia (descenso del segmento ST ≥ 1 mm horizontal o descendente, o ascenso del segmento ST). Se consideró la prueba negativa si se alcanzaba la frecuencia cardíaca submáxima sin angina ni isquemia. Se definió el resultado no concluyente si la prueba fue negativa pero no submáxima, o en caso de cambios no diagnósticos del segmento ST (descenso > 0,5 mm pero < 1 mm horizontal o descendente sin dolor).
Los 119 pacientes con prueba negativa fueron dados de alta, mientras que los 42 con una prueba positiva fueron hospitalizados. En los casos de prueba no concluyente, la última decisión se dejó a criterio del cardiólogo responsable; así, se dio de alta a 17 pacientes con un resultado no concluyente, mientras que se hospitalizó a 25.
Actitud en los pacientes hospitalizados
Los pacientes ingresados fueron tratados con aspirina, heparina de bajo peso molecular y bloqueadores beta (salvo contraindicación). El subgrupo de enfermos con clínica no definitiva, ECG no concluyente, troponina negativa e imposibilidad de esfuerzo fue tratado de entrada sólo con aspirina, a la espera de alguna exploración que confirmara el diagnóstico. En los pacientes con troponina I elevada se repitió su determinación a las 18 h, y cada 24 h hasta alcanzar el pico máximo. Según las directrices actuales, el infarto del miocardio se definió por la elevación de troponina I. Para definir el reinfarto se utilizó la fracción MB de la creatincinasa (CK-MB) masa. Con este fin, se determinó la CK-MB masa (Immulite, Los Angeles, CA, EE.UU.) de manera sistemática en todos los pacientes con troponina I elevada en el momento del ingreso, siendo el límite superior de normalidad de 5 ng/ml.
Durante la estancia hospitalaria se efectuó un cateterismo cardíaco en 282 pacientes. Las indicaciones para cateterismo se dejaron a criterio del cardiólogo responsable, y fueron las siguientes: a) angina recurrente (nuevo episodio de dolor torácico después del ingreso sin elevación de marcadores) en 74 pacientes; b) infarto de miocardio (nuevo episodio de dolor torácico con elevación de marcadores) en 15 pacientes; c) prueba de esfuerzo anormal precoz o prealta en 136 pacientes, y d) manejo invasivo sistemático en 57 pacientes. Se realizó revascularización percutánea en 86 pacientes y quirúrgica en 56. En el subgrupo de 67 pacientes hospitalizados tras una ergometría precoz, se efectuó un cateterismo cardíaco en 52 (78%); 23 de ellos (34%) fueron revascularizados (15 por angioplastia y ocho mediante cirugía).
Seguimiento
Los 743 pacientes fueron seguidos ambulatoriamente 1 y 3 meses después del ingreso. Se consideraron los siguientes eventos: a) infarto de miocardio, en el caso de un nuevo episodio de dolor torácico con elevación de marcadores; b) muerte cardíaca, y c) evento mayor definido por infarto o muerte cardíaca.
Análisis estadístico
Para analizar los predictores de eventos se consideraron como variables independientes la historia clínica, con la puntuación del dolor y los factores de riesgo, el ECG (descenso del segmento ST, inversión de la onda T y ECG no valorable) y la elevación de la troponina I. Se expresaron las variables categóricas como porcentajes y se compararon por la prueba de la χ². Las variables continuas de puntuación del dolor torácico y edad se transformaron en variables categóricas, usando curvas ROC para definir el mejor punto de corte para predecir los eventos. El análisis multivariable se realizó por regresión logística binaria, incluyendo las variables que mostraron un valor de significación menor de 0,1 en el análisis del univariado. Se calcularon, además, las odds ratio (OR), el intervalo de confianza del 95% (IC del 95%) y el estadístico C del modelo. Un valor de p < 0,05 fue considerado significativo.
Se elaboró una puntuación de riesgo tomando las 5 variables asociadas a eventos mayores en el modelo multivariable: edad ≥ 72 años, diabetes insulinodependiente, antecedentes de cardiopatía isquémica, descenso del segmento ST y elevación de la troponina I. A cada variable se asignó un punto por cada valor de OR de 0,5 por encima de 119. Mediante la suma de los puntos correspondientes a las 5 variables, se calculó la puntuación de riesgo de cada paciente. La población entera fue dividida en cuartiles de esta puntuación y se comparó la frecuencia de eventos mayores entre cada cuartil mediante el análisis de la varianza y el test de Scheffe.
RESULTADOS
Características de la población
La tabla 1 muestra las características de la población. Presentaron elevación de troponina I 294 pacientes (40%) y, por consiguiente, en ellos se diagnosticó infarto de miocardio en el momento del ingreso.
Durante el seguimiento, 48 pacientes (6,5%) presentaron un nuevo infarto de miocardio (infarto como evento), 28 (3,8%) muerte cardíaca y 71 (9,6%) un evento mayor. Seis muertes se relacionaron con procedimientos de revascularización (cinco con cirugía y uno con angioplastia). La figura 1 muestra un diagrama con la evolución de los pacientes desde que llegaron a urgencias hasta los 3 meses.
Fig. 1 Diagrama con la evolución de los pacientes desde que llegan a urgencias hasta los 3 meses. Un total de 136 pacientes fueron dados de alta tras una prueba de esfuerzo precoz, mientras que 607 fueron ingresados. Los motivos de ingreso se dividen en 4 grupos: a) elevación de troponina, b) ECG sugerente de isquemia (descenso del ST o inversión de la onda T) con troponina normal; c) prueba de esfuerzo precoz positiva o no concluyente, y d) ninguna de las categorías anteriores sin realización de prueba de esfuerzo por clínica muy sugerente de síndrome coronario agudo o imposibilidad de prueba de esfuerzo. Se muestran los cateterismos efectuados y el número de eventos mayores a los 3 meses en cada subgrupo. ↑TrI: elevación troponina I.
Predictores de infarto del miocardio
La tabla 2 muestra los predictores de infarto como evento durante el seguimiento en los análisis univariable y multivariable. Los antecedentes de enfermedad coronaria (OR = 2,6; IC del 95%, 1,4-4,8; p = 0,002), descenso del segmento ST (OR = 2,0; IC del 95%, 1,0-4,0; p = 0,04) y elevación de la troponina I (OR = 2,2; IC del 95%, 1,1-4,3; p = 0,03) aumentaron el riesgo de infarto. El estadístico C del modelo fue 0,71 (IC del 95%, 0,63-0,79; p = 0,0001).
Predictores de muerte
La tabla 3 presenta los predictores de muerte en el análisis univariable y multivariable. La mortalidad se asoció independientemente a la edad ≥ 72 años (OR = 2,5; IC del 95%, 1,1-5,9; p = 0,03), diabetes insulinodependiente (OR = 5,8; IC del 95%, 2,5-13,4; p = 0,0001), puntuación del dolor ≥ 11 puntos (OR = 2,6; IC del 95%, 1,0-6,8; p = 0,05) y elevación de la troponina I (OR = 6,4; IC del 95%, 2,1-19,2; p = 0,0009). El estadístico C del modelo fue 0,86 (IC del 95%, 0,79-0,93; p = 0,0001).
Predictores de eventos mayores
La tabla 4 muestra los predictores de eventos mayores (infarto o muerte). El análisis multivariable incluyó, como predictores independientes, la edad ≥ 72 años (OR = 1,7; IC del 95%, 1,0-2,9; p = 0,05), diabetes insulinodependiente (OR = 2,9; IC del 95%, 1,5-5,4; p = 0,001), antecedentes de cardiopatía isquémica (OR = 1,9; IC del 95%, 1,1-3,2; p = 0,02), descenso del segmento ST (OR = 2,1; IC del 95%, 1,2-3,8; p = 0,01) y elevación de la troponina I (OR = 2,9; IC del 95%, 1,5-5,3; p = 0,001). El estadístico C del modelo fue 0,79 (IC del 95%, 0,73-0,84; p = 0,0001).
Estratificación del riesgo
Se calculó una puntuación de riesgo asignando a cada una de las 5 variables relacionadas con los eventos mayores un punto por cada valor de OR de 0,5 por encima del valor 1. Así, a la edad ≥ 72 años se le asignaron 2 puntos (OR = 1,7), al igual que a la cardiopatía isquémica previa (OR = 1,9); al descenso del segmento ST; 3 puntos (OR = 2,1), y 4 puntos para la elevación de troponina I (OR = 2,9) y diabetes insulinodependiente (OR = 2,9).
A partir de la puntuación de riesgo se dividió a la población en cuartiles: 0 a 2 puntos, 3 a 5 puntos, 5 a 7 puntos y ≥ 8 puntos (fig. 2). La frecuencia de eventos mayores fue del 1,6% en el primer cuartil (bajo riesgo), del 8,1% en el segundo cuartil (riesgo moderado), del 11,9% en el tercer cuartil (alto riesgo) y del 26,2% en el cuarto cuartil (muy alto riesgo). Las diferencias fueron significativas entre el cuarto cuartil y cada uno de los cuartiles restantes (p = 0,0001), y entre el tercer y primer cuartil (p = 0,005); las diferencias entre el primer y segundo cuartil fueron marginalmente significativas (p = 0,1).
Fig. 2. Puntuación de riesgo según la odds ratio (OR) de cada una de las 5 variables relacionadas con los eventos mayores: 2 puntos para la edad ≥ 72 años (OR = 1,7) e historia previa de cardiopatía isquémica (OR = 1,9), 3 puntos para al descenso del segmento ST (OR = 2,1), y 4 puntos para la elevación de troponina I (OR = 2,9) y la diabetes insulinodependiente (OR = 2,9). A partir de la puntuación de riesgo, se dividió a la población en cuartiles: 0 a 2 puntos, 3 a 5 puntos, 5 a 7 puntos y ≥ 8 puntos. La frecuencia de eventos mayores fue del 1,6% en el primer cuartil (subgrupo de bajo riesgo), del 8,1% en el segundo cuartil (subgrupo de riesgo moderado), del 11,9% en el tercer cuartil (subgrupo de alto riesgo) y del 26,2% en el cuarto cuartil (subgrupo de muy alto riesgo). Las diferencias fueron significativas entre el cuarto cuartil y cada uno de los cuartiles restantes (p = 0,0001), y entre el tercer y primer cuartil (p = 0,005); hubo una tendencia a la significación estadística (p = 0,1) entre el segundo y primer cuartil. DMID: diabetes insulinodependiente; ↑TrI: elevación troponina I; ↓ST: descenso del segmento ST; HCI: historia previa de cardiopatía isquémica.
Eventos en el subgrupo seleccionado para ergometría precoz
Entre los 67 pacientes hospitalizados tras la ergometría precoz hubo una muerte intrahospitalaria debido a un hematoma retroperitoneal tras angioplastia coronaria. Por otro lado, se dio de alta a 136 pacientes inmediatamente después de la ergometría precoz (119 con prueba negativa y 17 no concluyente); ningún paciente con una prueba negativa presentó eventos mayores durante el seguimiento, mientras que un paciente con prueba no concluyente reingresó por un infarto sin elevación del segmento ST.
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio indican que ciertos datos recogidos inicialmente a la puerta de urgencias, como la edad ≥ 72 años, la diabetes insulinodependiente, los antecedentes de cardiopatía isquémica, la depresión del segmento ST y la elevación de la troponina, se relacionan con una mayor probabilidad de eventos durante los siguientes 3 meses en los pacientes que acuden por dolor torácico sin elevación del segmento ST. Una puntuación de riesgo desarrollada con estas variables ha demostrado su utilidad para la estratificación del riesgo. Además, la ergometría precoz es aconsejable para la estratificación final de los pacientes de bajo riesgo.
Historia clínica
La evaluación de los síntomas es de suma importancia en los pacientes con dolor torácico. Se ha utilizado un sistema de puntuación publicado por Geleijnse para evaluar las características de dolor torácico15,18. Una puntuación del dolor ≥ 11 puntos se asoció con mortalidad, aunque en los límites de la significación estadística. Entre los factores de riesgo coronario, se asociaron con la aparición de eventos la diabetes insulinodependiente, la edad ≥ 72 años y los antecedentes de cardiopatía isquémica. De todos ellos, la diabetes insulinodependiente fue el predictor más potente, en consonancia con numerosos datos que señalan el peor pronóstico del síndrome coronario agudo en pacientes diabéticos20.
ECG
Aproximadamente en el 50% de los pacientes con síndrome coronario agudo sin elevación del segmento ST no se observan cambios significativos en el ECG21. El indicador de pronóstico más adverso es el descenso del segmento ST7,21-24. Se detectó un descenso del segmento ST en el 24% de los pacientes, y se asoció a una mayor probabilidad de infarto y eventos mayores durante el seguimiento. Como en otros estudios, la inversión de la onda T careció de valor pronóstico22-24.
Troponina
Numerosos estudios han demostrado la influencia pronóstica de la elevación de troponina en los pacientes con dolor torácico6-11. También en nuestra serie, la troponina I fue un predictor independiente de cualquier evento mayor. Sin embargo, la importancia de la troponina como factor pronóstico no debe enmascarar el valor predictivo de otros datos de la historia clínica y del ECG. En este sentido, parece aconsejable llevar a cabo una evaluación global. Por un lado, una troponina normal no garantiza el alta segura25. Por otra parte, una troponina elevada sin otros factores de mal pronóstico añadidos supondría 4 puntos en la puntuación de riesgo y, por tanto, riesgo moderado, mientras que con otros factores de mal pronóstico asociados se incluiría en la categoría de alto o muy alto riesgo.
Evaluación conjunta de la historia clínica, ECG y troponinas
Se ha calculado una puntuación de riesgo en función de cinco predictores independientes de eventos mayores disponibles a la puerta de urgencias: edad ≥ 72 años, diabetes insulinodependiente, antecedentes de cardiopatía isquémica, descenso del segmento ST y elevación de la troponina I. La edad se ha introducido como una variable dicotómica (≥ 72 años según la curva ROC) con el fin de hacer más simple el modelo. La población se ha podido estratificar en categorías de riesgo progresivo a medida que aumenta la puntuación, con diferencias altamente significativas. Un punto de corte ≤ 2 puntos distinguiría el subgrupo de bajo riesgo (un 1,6% de eventos a los 3 meses), entre 3 y 7 puntos riesgo moderado-alto (8,1-11,9% de eventos) y ≥ 8 puntos muy alto riesgo (un 26,2% de eventos).
En los estudios multicéntricos TIMI26 y PEPA27 también se estratificó a la población mediante una puntuación de riesgo. En el estudio TIMI se incluyó a pacientes con angina inestable o infarto sin elevación del ST, y su objetivo fue la variable compuesta angina recurrente, infarto o muerte a los 14 días. En el estudio PEPA, el criterio de inclusión fue el dolor torácico de posible origen coronario y el objetivo la mortalidad a los 3 meses. Por su diseño, el presente estudio se parece más al PEPA que al TIMI, con un criterio de inclusión (dolor torácico de posible origen coronario) bastante similar al del PEPA, aunque quizá con pacientes de menor riesgo, dado que no se obligó a que las características de dolor sugirieran fuertemente un origen coronario. Además, cabría resaltar las siguientes diferencias: a) al ser de un único centro, el criterio clínico del dolor para su inclusión debe ser más homogéneo; b) se ha utilizado un protocolo de unidad de dolor torácico con prueba de esfuerzo precoz; c) se ha excluido la elevación transitoria del segmento ST; d) se han utilizado las troponinas como marcador de necrosis, y e) el objetivo ha sido la muerte o el infarto a los 3 meses.
Valor de la ergometría precoz
La ergometría precoz fue el último eslabón en la estratificación de riesgo. Estudios previos han demostrado la utilidad pronóstica de la prueba de esfuerzo en los pacientes con dolor torácico de bajo riesgo12-17. En la presente serie, ningún paciente con una prueba de esfuerzo negativa presentó eventos durante el seguimiento, a pesar del alta precoz. Por otra parte, en los pacientes hospitalizados tras la ergometría precoz se realizaron muchos estudios invasivos y procedimientos de revascularización. Aunque desconocemos la historia natural de estos pacientes sin la prueba de esfuerzo precoz y posterior hospitalización, parece razonable pensar que el pronóstico habría sido peor si se les hubiera remitido a su domicilio desde urgencias.
CONCLUSIONES
Los resultados de este estudio apoyan el análisis global de la historia clínica, el ECG, las cifras de troponina y la ergometría precoz en los pacientes que acuden a urgencias por dolor torácico. La edad ≥ 72 años, diabetes insulinodependiente, historia previa de cardiopatía isquémica, descenso del segmento ST y elevación de la troponina son los marcadores de mal pronóstico. La combinación de estos datos, fácilmente disponibles en urgencias, permite la estratificación del riesgo. La ergometría precoz es recomendable para la estratificación final de los pacientes de bajo riesgo.
Limitaciones
La puntuación de riesgo elaborada es aplicable para una población de las características del estudio, es decir, pacientes que han seguido un protocolo de unidad de dolor torácico con prueba de esfuerzo precoz y estrategia de indicación de estudio invasivo básicamente conservadora; queda por dilucidar si esta puntuación de riesgo seguiría estratificando adecuadamente en otra población distinta. La inversión de la onda T se ha evaluado en forma de variable categórica (presente o ausente), sin distinguir subtipos de inversión de la onda T; en este sentido, no se ha analizado la onda T negativa profunda en las precordiales (sugerente de lesión grave en la arteria descendente anterior), que podría tener significación pronóstica.
Correspondencia: Dr. J. Sanchis Forés.
Servei de Cardiologia. Hospital Clínic Universitari.
Blasco Ibáñez, 17. 46010 Valencia. España.
Correo electrónico: sanchis_juafor@gva.es