El paciente con síndrome coronario agudo con antecedentes de cardiopatía isquémica, arteriopatía periférica y/o accidente cerebrovascular previos muestra un peor pronóstico. Sin embargo, la relación existente entre dichos antecedentes y el pronóstico a largo plazo no ha sido aclarada del todo.
MétodosEstudio prospectivo de 4.247 pacientes con infarto agudo de miocardio y segmento ST elevado. Se obtuvo información clínica detallada que incluye los antecedentes de cardiopatía isquémica, arteriopatía periférica y accidente cerebrovascular. Estudiamos la mortalidad intrahospitalaria y a largo plazo (mediana, 7,2 años) mediante modelos ajustados.
ResultadosSe observó que 1.131 (26,6%) pacientes tenían un territorio enfermo y 221 (5,2%), ≥ 2 territorios. La mortalidad hospitalaria total fue del 12,3% y la densidad de incidencia de mortalidad a largo plazo fue de 3,5/100 pacientes-año. Los antecedentes de cardiopatía isquémica (odds ratio = 0,83; p = 0,35), arteriopatía periférica (odds ratio = 1,30; p = 0,34) y accidente cerebrovascular (odds ratio = 1,15; p = 0,59) no fueron predictores independientes de mortalidad hospitalaria. En un modelo ajustado, los dos últimos fueron predictores de mortalidad a largo plazo (hazard ratio = 1,57; p < 0,001; y hazard ratio = 1,34; p = 0,001, respectivamente). La afección de ≥ 2 territorios vasculares fue predictora de mortalidad a largo plazo (hazard ratio = 2,35; p < 0,001), aunque no de mortalidad intrahospitalaria (odds ratio = 1,07; p = 0,844).
ConclusionesEn el infarto de miocardio con segmento ST elevado, la carga vascular previa condiciona mayor mortalidad a largo plazo. Individualmente, la arteriopatía periférica y el accidente cerebrovascular previos son predictores de muerte tras el alta.
Palabras clave
La aterosclerosis es una enfermedad arterial de carácter sistémico, crónica y progresiva, que clínicamente puede implicar a las coronarias en forma de infarto agudo de miocardio o angina, las arterias de las extremidades inferiores (arteriopatía periférica [AP]) o la vasculatura cerebral, fundamentalmente mediante el accidente cerebrovascular (ACV)1. Así se ha generado el concepto de «enfermedad polivascular», para identificar a los pacientes con > 1 territorio o lecho vascular afectado —así llamado «carga vascular previa»—, dado que muestran un nexo etiológico2. La importancia de la enfermedad polivascular radica en que se ha informado que la afección de ≥ 1 territorios condiciona la infrautilización de medicaciones con probado efecto beneficioso3–8, menos revascularización coronaria3,4,7,9,10 y, así, un impacto adverso en la evolución intrahospitalaria3,6–9,11 y durante el seguimiento4,7,8,11–13. Esta observación se ha verificado separadamente en cada uno de los tres territorios4,6,7,10–12 y también se ha evaluado en la afección de dos territorios, fundamentalmente ACV y AP8. Sin embargo, pocos estudios han evaluado conjuntamente el impacto de la afección previa de los tres territorios señalados, cardiopatía isquémica (CI), AP y/o ACV en el manejo y la mortalidad intrahospitalarios3,9, y según nuestro conocimiento ninguno ha publicado resultados tras el alta a largo plazo.
En un reciente estudio en nuestro medio8, se investigó el valor pronóstico adverso que supone el antecedente de AP y/o ACV para la mortalidad intrahospitalaria y a los 6 meses en una población heterogénea de pacientes con síndrome coronario agudo (SCA). En este estudio se incluyó desde pacientes con muy bajo riesgo, diagnosticados mediante prueba de esfuerzo o únicamente por los antecedentes de CI, hasta aquellos con elevado o muy elevado riesgo (segmento ST elevado o no elevado de alto riesgo). Sin embargo, se desconoce si el antecedente de AP y/o ACV se comporta como pronóstico del mismo modo en los diferentes tipos de SCA según el estrato de riesgo. Se desconoce también el impacto a largo plazo (> 1 año).
El objetivo de este estudio es evaluar la importancia pronóstica de la carga vascular previa intrahospitalaria y tras el alta a largo plazo en pacientes ingresados con diagnóstico de infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST (IAMCEST) persistente.
MÉTODOSReclutamientoEntre enero de 1998 y enero de 2008 se reclutó a todos los pacientes ingresados consecutivamente con diagnóstico de IAMCEST en las unidades coronarias de dos hospitales de la Región de Murcia, el Hospital Universitario Virgen de la Arrixaca (El Palmar) y el Hospital Universitario de Santa Lucía (Cartagena). Se incluyó a los pacientes en un estudio observacional, longitudinal y prospectivo. Se excluyó a los pacientes con un infarto agudo de miocardio ocurrido periprocedimiento de revascularización coronaria.
El IAMCEST se definió por la presencia de dolor torácico típico de duración ≥ 30 min y/o elevación de marcadores de necrosis miocárdica, junto con elevación presuntamente nueva del segmento ST en ≥ 2 derivaciones precordiales > 0,2 mm en V1, V2 o V3 y > 0,1 mm en derivaciones laterales (aVL, I) o inferiores (II, III, y aVF). Se incluyó también a los pacientes con bloqueo de rama izquierda presuntamente nuevo.
El estudio fue aprobado por el comité ético de cada uno de los centros participantes y los pacientes dieron su consentimiento por escrito para participar en el registro.
Variables. DefinicionesSe obtuvo información demográfica detallada de cada paciente. Se consideró CI previa a la existencia de un diagnóstico previo documentado de angina, infarto de miocardio o revascularización coronaria quirúrgica o percutánea. Se consideró AP previa si existía una historia documentada de enfermedad arterial periférica, claudicación, amputación por insuficiencia arterial, enfermedad aortoiliaca oclusiva, cirugía de revascularización arterial periférica quirúrgica o percutánea o un test no invasivo positivo. Se definió ACV previo como historia documentada de pérdida de función neurológica de inicio súbito y que se mantiene en el tiempo. Se consideró carga vascular previa al «número» de territorios vasculares enfermos, fundamentalmente CI previa, ACV o AP previas. Se consideraron complicaciones hemorrágicas graves o mayores las hemorragias cerebrales y retroperitoneales o cualquier otra localización causante de deterioro hemodinámico y/o necesidad de transfusión de sangre total o hemoderivados.
Se realizó el seguimiento tras el alta a largo plazo (mediana, 7,2 años) mediante contacto telefónico, revisión de historias clínicas, seguimiento en consultas externas y revisión de los registros de mortalidad. Para estos análisis se excluyó la mortalidad intrahospitalaria. La información relativa al seguimiento de los pacientes incluidos en el estudio se consiguió en el 98% de los casos.
Análisis estadísticoLa relación entre las variables de tipo dicotómico se estudió mediante la construcción de tablas de contingencia y la prueba de la χ2 o el test exacto de Fisher según fuera adecuado. Las variables cuantitativas, en su caso, se compararon mediante un test de análisis de la varianza o Kruskal-Wallis según correspondiera. Se analizaron los factores asociados a la muerte intrahospitalaria mediante regresión multivariable logística binaria. Se calcularon las odds ratio (OR) y sus respectivos intervalos de confianza del 95% (IC95%). El análisis de la supervivencia tras el alta se realizó mediante el método gráfico de Kaplan-Meier, y la comparación entre los grupos, mediante el test de Mantel-Haenszel. Se realizó una regresión de Cox, estimando la hazard ratio (HR) y su IC95% como medida de asociación. Las variables de distribución no gaussiana se transformaron mediante log10. Las variables elegidas como confusoras para ambos modelos multivariables fueron: a) aquellas que en nuestro estudio mostraran asociación tanto con la variable de interés (muerte por cualquier causa) como con el número de territorios afectados con un valor de p < 0,05, y b) las que hubieran mostrado asociación consistente con la variable de interés en estudios previos. Adicionalmente se incluyeron las que lograran una variación del OR/HR bruta para la variable «territorios» > 10%. Las covariables se introdujeron por bloques, tal que las variables de interés (número de territorios vasculares enfermos, CI, AP, ACV previo) y se introdujeron con el método introducir (enter), y el resto de los confusores, mediante un método de pasos hacia atrás aplicando el estadístico de Wald. El supuesto log lineal se comprobó mediante un método gráfico. Se estimó la discriminación del modelo final mediante el estadístico C y la calibración, mediante el test de Hosmer-Lemeshow. Se comprobó el supuesto de proporcionalidad de riesgos mediante el test de los residuos de Schoenfeld y un método gráfico. Se calculó el estadístico C de Harrell para los modelos de regresión de Cox. Los IC95% para el modelo de supervivencia se calcularon adicionalmente mediante remuestreo (bootstrapping) con 3.000 iteraciones. El porcentaje de valores perdidos por variable fue en general < 2% para la gran mayoría de las variables (99%). Se consideró estadísticamente significativo un valor de p < 0,05. Todos los análisis se realizaron con el paquete estadístico PASW, versión 20 (IBM, Estados Unidos) y STATA 9.1 (College Station, Texas, Estados Unidos).
RESULTADOSCaracterísticas basales de la muestraEn la tabla 1 se muestran las características basales de la muestra del estudio (n = 4.247). En nuestro estudio, la media de edad fue 64 años y las mujeres eran un 24,0%. El 23,2% tenía antecedentes de CI; el 6,3%, de AP, y el 8,1%, de ACV. El 26,6% de los pacientes tenían enfermedad de un territorio; el 4,7%, de dos territorios, y solo el 0,5%, los tres. Dado que únicamente 22 pacientes tenían los tres territorios enfermos, con motivo de los análisis estadísticos se creó la categoría «≥ 2 territorios territorios enfermos». En la tabla 2 se muestran el tratamiento hospitalario, incluida la terapia de reperfusión, y el tratamiento al alta. La tabla 3 presenta las complicaciones hospitalarias.
Características basales. Antecedentes y situación clínica al ingreso
| Cohorte total | Sin EV previaa | 1 territorio | ≥ 2 territorios | pb | |
| Pacientes | 4.247 | 2.895 (68,2) | 1.131 (26,6) | 221 (5,2) | |
| Edad (años) | 64 ± 13 | 63 ± 13 | 67 ± 11 | 71 ± 9 | < 0,001 |
| Mujeres | 1.020 (24,0) | 694 (24,0) | 277 (24,5) | 49 (22,2) | 0,758 |
| Factores de riesgo | |||||
| Diabetes mellitus | 1.678 (39,5) | 986 (34,1) | 543 (48,1) | 149 (67,4) | < 0,001 |
| HTA | 2.180 (51,4) | 1.379 (47,7) | 659 (58,3) | 142 (64,3) | < 0,001 |
| Dislipemia | 1.779 (42,1) | 1.134 (39,4) | 530 (47,0) | 115 (52,0) | < 0,001 |
| Tabaquismo | 1.662 (39,2) | 1.288 (44,5) | 319 (28,2) | 55 (24,9) | < 0,001 |
| Comorbilidades | |||||
| AP | 269 (6,3) | 0 | 149 (13,2) | 120 (54,3) | < 0,001 |
| ACV previo | 342 (8,1) | 0 | 189 (16,7) | 153 (69,2) | < 0,001 |
| CI previa | 984 (23,2) | 0 | 793 (70,1) | 191 (86,4) | < 0,001 |
| IRC | 160 (3,8) | 77 (2,7) | 61 (5,4) | 22 (10,0) | < 0,001 |
| EPOC | 336 (7,9) | 198 (6,8) | 106 (9,4) | 32 (14,5) | < 0,001 |
| Neoplasia | 155 (3,6) | 87 (3,0) | 51 (4,5) | 17 (7,7) | < 0,001 |
| Clase funcional de la NYHA ≥ 2 | 878 (20,7) | 419 (14,5) | 343 (30,3) | 116 (52,5) | < 0,001 |
| FA previa | 135 (3,2) | 65 (2,2) | 45 (4,0) | 25 (11,3) | < 0,001 |
| Revascularización previa | 311 (7,3) | 41 (1,4) | 203 (17,9) | 67 (30,3) | < 0,001 |
| Situación al ingreso | |||||
| Tiempo hasta el ingresoc (min) | 120 [60-220] | 120 [60-240] | 50 [105-195] | 120 [60-200] | 0,027 |
| Ausencia de dolor torácico | 462 (10,9) | 276 (9,5) | 140 (12,4) | 46 (20,9) | < 0,001 |
| FC (lpm) | 79 ± 23 | 78 ± 22 | 80 ± 24 | 86 ± 28 | 0,003 |
| PAS (mmHg) | 134 ± 30 | 136 ± 30 | 132 ± 31 | 132 ± 30 | < 0,001 |
| Clase Killip > I | 942 (22,2) | 525 (18,1) | 323 (28,6) | 94 (42,5) | < 0,001 |
| FA al ingreso | 237 (5,6) | 119 (4,1) | 88 (7,8) | 30 (13,6) | < 0,001 |
ACV: accidente cerebrovascular; AP: arteriopatía periférica; CI: cardiopatía isquémica; EV: enfermedad vascular; FA: fibrilación auricular; FC: frecuencia cardiaca; HTA: hipertensión arterial; IRC: insuficiencia renal crónica; NYHA: New York Heart Association; PAS: presión arterial sistólica.
Las cifras expresan n (%), media ± desviación estándar o mediana [intervalo intercuartílico].
Reperfusión y tratamiento hospitalario y al alta
| Cohorte total | Sin EV previaa | 1 territorio | ≥ 2 territorios | pb | |
| Pacientes | 4.247 | 2.895 (68,2) | 1.131 (26,6) | 221 (5,2) | |
| Reperfusión | 3.085 (72,6) | 2.167 (74,9) | 783 (69,2) | 135 (61,1) | < 0,001 |
| Trombolisis | 1.974 (46,5) | 1.416 (48,9) | 496 (43,9) | 62 (28,1) | < 0,001 |
| Angioplastia primaria | 1.088 (25,6) | 737 (25,5) | 280 (24,8) | 71 (32,1) | 0,067 |
| Revascularizacion quirúrgica | 53 (1,2) | 30 (1,0) | 21 (1,9) | 2 (0,9) | 0,116 |
| Tiempo hasta trombolisis (min) | 135 [84-220] | 135 [82-220] | 130 [80-210] | 170 [117-255] | 0,807 |
| Tiempo hasta ACTP (min) | 180 [120-280] | 180 [120-287] | 180 [120-275] | 175 [120-245] | 0,720 |
| Tratamiento hospitalario | |||||
| AAS | 4.035 (95,0) | 2.776 (95,9) | 1.057 (93,5) | 202 (91,4) | < 0,001 |
| Tienopiridinas | 2.229 (52,5) | 1.506 (52,0) | 600 (53,1) | 123 (55,7) | 0,526 |
| IECA | 3.029 (69,0) | 1.974 (68,2) | 792 (70,0) | 163 (73,8) | 0,151 |
| Bloqueadores beta | 2.979 (70,1) | 2.147 (74,2) | 716 (63,3) | 116 (52,5) | < 0,001 |
| Hipolipemiantes | 2.714 (63,9) | 1.861 (64,3) | 718 (63,5) | 135 (61,1) | 0,598 |
| Anticoagulantes | 2.818 (66,4) | 1.936 (66,9) | 738 (65,3) | 144 (65,2) | 0,575 |
| Diuréticos | 986 (23,2) | 552 (19,1) | 337 (29,8) | 97 (43,9) | < 0,001 |
| FEVI (%) | 49 ± 11 | 50 ± 10 | 47 ± 11 | 43 ± 12 | < 0,001 |
| Cateterismo cardiaco | 2.505 (59,0) | 1.699 (58,7) | 687 (60,7) | 119 (53,8) | 0,138 |
| Número de vasos | 1 [1] | 1 [1] | 2 [1] | 2 [1] | < 0,001 |
| Angioplastia | 2.172 (51,1) | 1.491 (51,5) | 581 (51,4) | 100 (45,2) | 0,197 |
| CK-MBmáx (mg/dl) | 125 [60-251] | 132 [65-265] | 110 [52-221] | 96 [45-200] | < 0,001 |
| Tratamiento al alta | |||||
| Pacientes | 3.715 | ||||
| Salicilatos | 3.422 (92,1) | 2.420 (93,5) | 864 (90,3) | 138 (80,7) | < 0,001 |
| Tienopiridinas | 2.181 (58,7) | 1.488 (57,5) | 585 (61,2) | 108 (63,2) | 0,063 |
| Bloqueadores beta | 2.713 (72,8) | 1.953 (75,3) | 665 (69,3) | 95 (55,6) | < 0,001 |
| IECA/ARA-II | 2.476 (66,6) | 1.665 (64,3) | 681 (71,2) | 130 (76,0) | < 0,001 |
| Hipolipemiantes | 2.705 (72,8) | 1.879 (72,6) | 706 (73,8) | 120 (70,2) | 0,577 |
| Acenocumarol | 167 (4,5) | 92 (3,5) | 55 (5,7) | 20 (11,6) | < 0,001 |
AAS: ácido acetilsalicílico; ACTP: angioplastia coronaria percutánea; ARA-II: antagonistas del receptor de la angiotensina II; CK-MB: isoforma MB de la creatincinasa; EV: enfermedad vascular; FEVI: fracción de eyección del ventrículo izquierdo; IECA: inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina.
El porcentaje está calculado sobre el total de fibrinolisis. La variable «tiempo hasta la trombolisis» se definió como tiempo entre el inicio del primer síntoma torácico o guía y el inicio de la trombolisis sistémica. La variable «tiempo hasta angioplastia coronaria percutánea» se definió como tiempo transcurrido entre el inicio del primer síntoma torácico o guía y el inicio de la angioplastia coronaria.
Las cifras expresan n (%), media ± desviación estándar o mediana [intervalo intercuartílico].
Complicaciones y mortalidad hospitalarias. Mortalidad intrahospitalaria y a largo plazo
| Cohorte total | Sin EV previaa | 1 territorio | ≥ 2 territorios | pb | |
| Pacientes | 4.247 | 2.895 (68,2) | 1.131 (26,6) | 221 (5,2) | |
| Insuficiencia cardiaca en hospital | 1.214 (28,6) | 702 (24,2) | 405 (35,8) | 107 (48,4) | < 0,001 |
| FA | 551 (13,0) | 318 (11,0) | 184 (16,3) | 49 (22,2) | < 0,001 |
| BAVC | 299 (7,0) | 191 (6,6) | 88 (7,8) | 20 (9,0) | 0,204 |
| DT/re-IAM | 446 (10,5) | 287 (9,9) | 137 (12,1) | 22 (10,0) | 0,119 |
| TV/FV durante ingreso | 413 (9,7) | 270 (9,3) | 118 (10,4) | 25 (11,3) | 0,406 |
| ACV | 90 (2,1) | 51 (1,8) | 32 (2,8) | 7 (3,2) | 0,114 |
| Rotura cardiaca | 98 (2,3) | 69 (2,4) | 23 (2,0) | 6 (2,7) | 0,736 |
| Hemorragia grave | 137 (3,2) | 84 (2,9) | 40 (3,5) | 13 (5,9) | 0,042 |
| Mortalidad hospitalaria | 522 (12,3) | 300 (10,4) | 172 (15,2) | 50 (22,6) | < 0,001 |
| Mortalidad acumulada a largo plazo, DI (pacientes-año) | 3,5 | 4,2 | 6,7 | 16,9 | < 0,001 |
ACV: accidente cerebrovascular; BAVC: bloqueo auriculoventricular completo; DI: densidad de incidencia; DT: dolor torácico; EV: enfermedad vascular; FA: fibrilación auricular; FV: fibrilación ventricular; IAM: infarto agudo de miocardio; TV: taquicardia ventricular.
Salvo otra indicación, los datos expresan n (%).
En la tabla 1 se puede observar que los pacientes con mayor número de territorios enfermos tenían más edad, mayor exposición a factores de riesgo cardiovascular clásicos y más comorbilidades y fibrilación auricular previa. Respecto de su presentación en el hospital, los pacientes con mayor carga vascular previa tenían mayor probabilidad de no referir dolor torácico al ingreso y presentar signos de insuficiencia cardiaca. En general, a estos pacientes se los reperfundió menos. Al alta, a los pacientes con mayor carga vascular previa se les prescribió menos salicilatos y bloqueadores beta, pero más inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina o antagonistas del receptor de la angiotensina II y anticoagulantes.
Complicaciones y mortalidad hospitalaria según la carga vascularLos pacientes con mayor carga vascular presentaron mayor probabilidad de insuficiencia cardiaca durante el ingreso y más fibrilación auricular y hemorragias graves. La mortalidad hospitalaria fue progresivamente creciente según el número de territorios enfermos, desde el 10,4% de aquellos sin enfermedad vascular hasta el 22,6% de los pacientes con ≥ 2 territorios enfermos (p de tendencia < 0,001). Considerados individualmente, observamos un 15,1% de mortalidad hospitalaria entre los pacientes con CI previa, el 21,2% de los pacientes con AP previa y el 21,6% de aquellos con ACV previo. Durante la hospitalización registramos 522 muertes por cualquier causa (12,3%). La tabla 4 muestra un modelo de regresión logística binaria multivariable para la predicción de la variable muerte hospitalaria. En dicho modelo, la CI previa (OR = 0,83; IC95%, 0,56-1,23), la AP previa (OR = 1,30; IC95%, 0,76-2,21) y el ACV previo (OR = 1,15; IC95%, 0,69-1,92) no fueron predictores de mortalidad hospitalaria. En este modelo fueron factores independientes de riesgo de mayor mortalidad la edad, el sexo femenino, la frecuencia cardiaca y la presión arterial sistólica al ingreso, la diabetes mellitus, la clase Killip > 1, fibrilación auricular previa, la clase funcional de la New York Heart Association ≥ 2 previa, insuficiencia renal crónica previa, la angina o reinfarto intrahospitalario, la aparición de bloqueo auriculoventricular completo, la taquicardia/fibrilación ventricular hospitalaria, la rotura cardiaca y la hemorragia grave. Considerada la variable «número de territorios vasculares enfermos», tampoco fue predictora de mortalidad intrahospitalaria. Se puede consultar la tabla 1S del material suplementario, donde se muestra el comportamiento de la asociación entre la carga vascular y la mortalidad intrahospitalaria en modelos ajustados incrementalmente. En la tabla 2S del material suplementario se muestra el modelo multivariable completo.
Modelos de regresión logística binaria brutos y ajustados para mortalidad intrahospitalaria
| Variables | OR bruta (IC95%) | OR ajustada (IC95%) | p | |
| Cardiopatía isquémica previa | 1,391 (1,133-1,708) | 0,831 (0,563-1,227) | 0,352 | Estadístico C = 0,955 (IC95%, 0,943-0,966)χ2 = 4,08; p = 0,85 |
| Arteriopatía periférica | 2,041 (1,500-2,778) | 1,298 (0,762-2,211) | 0,338 | |
| Accidente cerebrovascular | 2,141 (1,626-2,821) | 1,153 (0,692-1,921) | 0,586 | |
| Sin territorios enfermos | 1 (referencia) | 1 (referencia) | — | |
| 1 territorio | 1,461 (1,201-1,782) | 0,773 (0,497-1,156) | 0,206 | |
| ≥ 2 territorios | 2,707 (1,923-3,728) | 1,068 (0,543-2,040) | 0,844 |
OR: odds ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%.
Ajustado por edad, frecuencia cardiaca, presión arterial, sexo, hipercolesterolemia, diabetes mellitus, fibrilación auricular previa, clase funcional de la New York Heart Association ≥ 2 basal, insuficiencia renal previa, clase Killip al ingreso, reinfarto, bloqueo auriculoventricular completo, taquicardia o fibrilación ventricular intrahospitalaria, rotura cardiaca, hemorragia mayor, pico de soforma MB de la creatincinasa fracción de eyección ventricular izquierda, tratamiento con ácido acetilsalicílico, bloqueadores beta, inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina o antagonistas del receptor de la angiotensina II e hipolipemiantes.
En este estudio se realizó un seguimiento a largo plazo: mediana, 7,2 [intervalo intercuartílico, 2,7-10,3] años. Se registraron en total 1.023 muertes tras el alta, que corresponde a una densidad de incidencia de mortalidad a largo plazo de 3,5/100 pacientes-año. La densidad de incidencia de mortalidad tras el alta fue de 4,2/100 pacientes-año entre los pacientes sin afección vascular, 6,7/100 pacientes-año con un territorio enfermo y 16,9/100 pacientes-año con ≥ 2 territorios afectados (p de tendencia < 0,001). Individualmente, la mortalidad de los pacientes con CI previa fue del 34,1 frente al 24,6% (p < 0,001) de los pacientes sin este antecedente, el 52,1% de los pacientes con AP previa (frente al 25,6%; p < 0,001) y el 46,4% de aquellos con ACV previo frente al 25,6% (p < 0,001). La figura 1 muestra la curva de supervivencia según el número de territorios vasculares enfermos a largo plazo. Los pacientes que habían fallecido al año (datos no mostrados) tenían más edad, y había más mujeres, más diabéticos e hipertensos y menos fumadores. Respecto de la carga vascular, presentaban significativamente más antecedentes personales de CI, AP y ACV previos. Se trataba además de pacientes con más comorbilidad, que no presentaban dolor torácico a su llegada al hospital y mostraban mayor frecuencia cardiaca y más insuficiencia cardiaca al ingreso. Los pacientes fallecidos fueron menos reperfundidos y presentaron más complicaciones en el hospital, sobre todo insuficiencia cardiaca. Destaca que, al alta, los fallecidos fueron menos tratados con salicilatos, bloqueadores beta e hipolipemiantes, pero más con inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina o antagonistas de los receptores de la angiotensina II y acenocumarol.
En un contexto multivariable (tabla 5), tanto la carga vascular previa como el antecedente de AP o ACV fueron predictores independientes de mortalidad por cualquier causa. El antecedente de CI mostró una tendencia al borde de la significación estadística (HR = 1,148; p = 0,075) (tabla 5). En la tabla 3S del material suplementario se muestra el comportamiento de la asociación entre la carga vascular y la mortalidad a largo plazo en modelos ajustados incrementalmente, y en la tabla 4S del material suplementario, con el modelo multivariable completo.
Modelos de regresión de Cox brutos y ajustados para mortalidad tras el alta a largo plazoa
| Variables | HR bruta (IC95%) | HR ajustada (IC95%)b | p | Estadístico C de Harrell |
| Cardiopatía isquémica previa | 1,461 (1,281-1,666) | 1,148 (0,985-1,342) | 0,075 | 0,802 |
| Arteriopatía periférica | 2,498 (2,047-3,049) | 1,570 (1,237-1,978) | < 0,001 | |
| Accidente cerebrovascular | 2,006 (1,662-2,422) | 1,342 (1,122-1,699) | 0,001 | |
| Sin territorios enfermos | — | — | — | |
| 1 territorio | 1,575 (1,379-1,800) | 1,152 (0,897-1,523) | 0,282 | |
| ≥ 2 territorios | 3,819 (3,083-4,749) | 2,349 (1,605-3,644) | < 0,001 |
HR: hazard ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%.
Ajustado por edad, sexo, índice de masa corporal, antecedentes familiares de cardiopatía isquémica, diabetes mellitus, hipertensión arterial, hiperlipemia, tabaquismo activo, insuficiencia renal, neoformación, enfermedad pulmonar obstructiva crónica, clase funcional de la New York Heart Association ≥ 2 basal, fibrilación auricular previa, ausencia de dolor torácico a la presentación, frecuencia cardiaca y presión arterial sistólica al ingreso, clase Killip al ingreso > 1, insuficiencia cardiaca durante la evolución, bloqueo auriculoventricular completo, angina tras infarto/reinfarto, complicación mecánica durante el ingreso, tratamiento al alta (salicilatos, tienopiridinas, inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina, bloqueadores beta, hipolipemiantes, acenocumarol), reperfusión durante el ingreso y fracción de eyección ventricular izquierda. El ajuste adicional por el tiempo a la reperfusión no cambió sustancialmente los resultados.
Test de residuos de Schoenfeld (supuesto de proporcionalidad de riesgos), χ2 = 29,08; p = 0,745.
La figura 2 presenta la curva de supervivencia a largo plazo según cada territorio afectado por separado. En nuestro estudio, los dos territorios que asociados con mayor riesgo de muerte tras el alta (figura 2) fueron la AP y el ACV. Un total de 572 pacientes tenían ambos antecedentes a la vez. La HR completamente ajustada por mortalidad en los pacientes con ambos antecedentes fue 1,518 (IC95%, 1,272-1,812).
DISCUSIÓN
Este estudio ilustra por primera vez que, en pacientes que ingresan en el hospital con diagnóstico de IAMCEST, los antecedentes de CI, AP o ACV no suponen un factor independiente de mortalidad hospitalaria respecto de los pacientes sin enfermedad vascular conocida. A largo plazo (mediana, 7 años), los antecedentes de AP y ACV se confirman como predictores de mortalidad, y el de CI se queda en el límite de la significación.
Clásicamente se ha reconocido que los pacientes con aterosclerosis están afectados de un proceso o enfermedad única cuya extensión, más que la propia «localización», puede influir en el pronóstico del paciente14. Múltiples estudios previos han evaluado el impacto pronóstico de la AP y/o la enfermedad cerebrovascular previas, separada4,6,7,10–12 o conjuntamente3,8,9. Por otro lado, el impacto pronóstico del antecedente del infarto de miocardio también se ha mostrado importante4,15. Solo un artículo previo9 ha evaluado en su conjunto el valor pronóstico de AP, ACV y CI previos con respecto al manejo terapéutico y la aparición de eventos adversos intrahospitalarios. Sin embargo, no hemos encontrado artículos que evalúen estos antecedentes y sus implicaciones tras el alta a largo plazo, tal y como lo hemos hecho nosotros.
En nuestro medio, Ferreira-González et al8 comunicaron que, en pacientes con diagnóstico de SCA provenientes del registro multicéntrico MASCARA, la presencia de AP conlleva una enfermedad coronaria más extensa y mayor mortalidad intrahospitalaria y a los 6 meses de seguimiento, además de que se apliquen menos los tratamientos recomendados por las guías. En este estudio, en concordancia con nuestros resultados, el antecedente de ACV no supuso mayor mortalidad intrahospitalaria, aunque sí a los 6 meses de seguimiento tras el alta. Resaltamos varias diferencias con nuestro estudio que, a nuestro juicio, pueden haber contribuido a la disparidad de resultados, especialmente los relativos a la AP previa y la mortalidad intrahospitalaria. En primer lugar, el registro MASCARA incluyó a todos los pacientes con SCA, con y sin elevación del segmento ST y de localización indeterminada. Particularmente, los pacientes con SCA y elevación del segmento ST, en los que se centra este estudio, representaban en torno al 40% del total. Segundo, y como se ha citado más arriba, entre los criterios de inclusión del estudio MASCARA se consideró candidatos a los pacientes con prueba de esfuerzo indicativa de isquemia miocárdica o antecedente de enfermedad coronaria conocida8. Sin embargo, nuestros pacientes tenían sin excepción elevación del segmento ST y de marcadores de daño miocárdico, por lo cual representan a una población más homogénea y con un riesgo sustancialmente mayor, como lo demuestra la mayor mortalidad intrahospitalaria y al año de nuestros pacientes respecto a los incluidos en el registro MASCARA.
El incremento del riesgo de eventos adversos en pacientes con antecedente de ACV ya se describió en estudios previos7,10,11. Se ha señalado que el antecedente de ACV supone mayor riesgo de muerte a los 6 meses10 (OR ajustada = 1,41; IC95%, 1,17-1,70), lo cual concuerda con nuestros resultados y con los del estudio MASCARA8. En nuestro estudio, además, confirmamos el impacto adverso que supone el antecedente de ACV a largo plazo.
La importancia del antecedente de CI previa se ha evaluado en estudios previos4,15. En un estudio clásico15 sobre pacientes con IAMCEST, se afirmó que el infarto de miocardio previo era un factor pronóstico adverso a 30 días. En otro estudio4, los pacientes con infarto de miocardio previo no tuvieron diferente mortalidad intrahospitalaria, aunque sí mayor mortalidad a los 6 meses, que aquellos sin este antecedente. En nuestro estudio, el antecedente de CI supuso mayor mortalidad bruta intrahospitalaria y a largo plazo durante el seguimiento, aunque no fue un predictor independiente en el análisis ajustado. Considerada la variable infarto de miocardio previo en lugar de CI previa, los resultados no difirieron.
Considerada la carga vascular como número de territorios afectados, en nuestro estudio esta fue una variable predictora de mortalidad tras el alta a largo plazo, pero no para la muerte intrahospitalaria. Estos resultados son distintos de los comunicados por un estudio previo3, que mostró asociación entre el número de territorios enfermos y la mortalidad intrahospitalaria. Sin embargo, los pacientes incluidos por esos autores3 fueron distintos de los nuestros, pues principalmente se trataba de una población de menor riesgo, ya que la mortalidad intrahospitalaria fue muy inferior a la nuestra (el 5,3 frente al 12,3%). Además, el porcentaje de diabéticos fue inferior que en nuestra serie, y los pacientes con IAMCEST eran < 11%. En otro estudio previo9, la afección de ≥ 2 territorios fue un predictor independiente de mortalidad intrahospitalaria, pero en pacientes con infarto de miocardio sin elevación del segmento ST. En un subestudio de este último16, en pacientes de edad > 65 años, se confirmó que la afección de los tres territorios suponía una elevada mortalidad en un seguimiento a 3 años.
Pocos estudios han evaluado el impacto a largo plazo de la enfermedad polivascular. En el importante estudio de Bhatt et al17, con datos procedentes del registro REACH, se observó el impacto negativo que supone la carga vascular previa en la aparición de eventos adversos a largo plazo (4 años), incluida la muerte por cualquier causa. Los resultados de nuestro estudio complementan y expanden las observaciones del estudio señalado, realizadas sobre pacientes estables con factores de riesgo cardiovascular o afección vascular previa. Así, confirman la importancia de la carga vascular como predictor de mortalidad a largo plazo (> 7 años) en una población con diagnóstico de IAMCEST.
En nuestro estudio hemos confirmado también, en línea con publicaciones previas3–8, que los pacientes con mayor número de territorios afectados son menos tratados al alta con salicilatos y bloqueadores beta, aunque se les prescriben más inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina o antagonistas de los receptores de la angiotensina II y acenocumarol. Luego paradójicamente son pacientes con mayor mortalidad pero que reciben menos fármacos con evidencia de mejorar el pronóstico, y este hecho nos permite especular que debieran ser objeto de acción para optimizar el tratamiento. Estas observaciones concuerdan con los resultados del notable Alliance project18, en población francesa, que concluye que se debe diseñar estudios específicos para mejorar el pronóstico en este subgrupo de pacientes.
LimitacionesEntre las limitaciones de este estudio cabe señalar: a) las inherentes a los estudios observacionales, tales como el sesgo no ajustado; sin embargo, este estudio es prospectivo y se incluyó a todos los pacientes consecutivamente en dos centros; b) que el diagnóstico de CI, AP o ACV previos es clínico, por lo que no se puede descartar la existencia de formas asintomáticas u oligosintomáticas mal clasificadas; a este respecto, Morillas et al19 han señalado que la prevalencia de AP es muy alta cuando se emplea el índice tobillo-brazo para su diagnóstico en pacientes con SCA y, en consecuencia, el diagnóstico de AP puede estar subestimado en este estudio; c) además, y respecto a algunos estudios que han encontrado previamente asociación entre la carga vascular y la mortalidad intrahospitalaria3,9, el relativamente menor número de eventos absolutos durante el ingreso puede haber justificado que la carga vascular previa no se asocie en el análisis ajustado, y d) finalmente, se recogió el antecedente de ACV, pero no se ha registrado el accidente isquémico transitorio o el ACV menor.
CONCLUSIONESConcluimos que en pacientes con diagnóstico de IAMCEST, la carga vascular previa condiciona una mayor mortalidad a largo plazo tras el alta. Los antecedentes de AP y ACV son marcadores independientes de elevado riesgo de muerte a largo plazo.
CONFLICTO DE INTERESESNinguno.