INTRODUCCIÓN

Dos terceras partes de las más de 40.000 muertes que se producen cada año en España por cardiopatía isquémica ocurren antes de que los pacientes puedan llegar a un hospital¹. Parte de estas muertes podría evitarse si la prevención coronaria de esta enfermedad fuera óptima y se consiguiera un descenso de su incidencia, que ha permanecido estable en los últimos 15 años^2,3. Según las estimaciones sobre la proyección de las enfermedades crónicas, en el año 2020 la cardiopatía isquémica continuará siendo la primera causa de muerte en los países industrializados y pasará a ser la tercera en los que actualmente están en vías de desarrollo⁴. Por ello, todos los esfuerzos destinados a perfeccionar la prevención coronaria están justificados.

La estimación de la probabilidad de que un individuo desarrolle un acontecimiento coronario a partir de sus factores de riesgo constituye un instrumento valioso para conseguir este objetivo. La prevención coronaria basada en una evaluación del riesgo global permite tomar decisiones más eficientes que mediante el abordaje de sus componentes aislados⁵. Sin embargo, los factores de riesgo no se distribuyen homogéneamente ni tienen el mismo efecto en todas las poblaciones^6-9. En particular, en la del sur de Europa se han descrito situaciones paradójicas de baja incidencia de cardiopatía isquémica o escasa mortalidad por esa causa en un contexto de elevada prevalencia de factores de riesgo o de consumo de grasas saturadas^10-11.

La cohorte de Framingham ha contribuido al conocimiento de las causas de la cardiopatía isquémica y otras enfermedades cardiovasculares¹². Sus resultados han permitido el desarrollo de funciones matemáticas para cuantificar el riesgo individual de presentar un acontecimiento coronario según la presencia de diferentes factores de riesgo^13-15. El cálculo del riesgo coronario basado en el estudio de Framingham es el más recomendado en la actualidad^5,16-18. En España aún no se han desarrollado modelos predictivos con datos poblacionales propios. Por otro lado, se ha constatado que la ecuación de Framingham sobrestima el riesgo coronario en varias poblaciones^3,19-23.

En ausencia de estudios poblacionales de cohorte, se han propuesto mecanismos para calibrar la función de riesgo coronario de Framingham atendiendo a la prevalencia local de los factores de riesgo cardiovascular y a la incidencia de acontecimientos coronarios¹⁹. Se ha utilizado esta metodología para crear una función calibrada en nuestro medio, cuya buena concordancia entre el número de acontecimientos coronarios mayores (infarto agudo de miocardio [IAM] sintomático, mortal o no) predicho mediante dicha calibración y el observado se verificó en el registro poblacional de infarto de miocardio de Girona REGICOR (Registre Gironí del Cor)^3,24.

El objetivo de este trabajo es presentar las tablas de estimación del riesgo coronario global a 10 años basadas en la calibración de la ecuación de Framingham adaptada para la población española.

PACIENTES Y MÉTODO

La ecuación de Framingham para la estimación del riesgo coronario a 10 años contempla, clásicamente, todos los acontecimientos coronarios, mortales o no, incluyendo la angina^14,15 y los IAM con onda Q asintomáticos detectados electrocardiográficamente²⁵. Sin embargo, también se ha ajustado una ecuación para los acontecimientos coronarios mayores: IAM sintomático, mortal o no^3,19.

La forma de calibración de la ecuación de Framingham para acontecimientos coronarios mayores¹⁹, la sobrestimación que produce de dichos acontecimientos y las ventajas de la calibración en nuestro medio ya han sido descritas detalladamente con anterioridad³. En resumen, la ecuación de Framingham estima el riesgo de un acontecimiento coronario a 10 años comparando el riesgo del individuo evaluado con el del promedio de la población, y lo calcula a partir de la media de edad y de la prevalencia de los factores de riesgo considerados en dicha población. También se tiene en cuenta la tasa promedio de acontecimientos a 10 años en dicha población. Ninguno de estos valores coincide en España con los de la cohorte de Framingham. La calibración de la ecuación de Framingham consiste en la sustitución del elemento de comparación promedio de Framingham por uno local. Para ello, es necesario disponer de una estimación fiable de la prevalencia local de los factores de riesgo involucrados, de la tasa local de incidencia de los acontecimientos coronarios considerados, y de los coeficientes originales de la ecuación. En el apéndice se describe con detalle la forma de cálculo de la ecuación calibrada.

Se han elaborado las tablas para el modelo general de todos los acontecimientos coronarios de Framingham utilizando la ecuación publicada por Wilson et al, en 1998¹⁴, en la que emplearon el método descrito de calibración^3,19. La ecuación de Wilson incluye el colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad (cHDL) y el grado de hipertensión basado en las presiones arteriales sistólica (PAS) y diastólica (PAD). Para ello, se han utilizado los datos de prevalencia poblacional de los factores de riesgo observados en el estudio REGICOR^3,10. La tasa de incidencia de acontecimientos mayores se ha obtenido del registro poblacional REGICOR¹⁰ que, desde 1988, investiga todos los casos sospechosos de IAM en 6 comarcas de Girona, cuya población entre 35 y 74 años es de aproximadamente 200.000 habitantes. Dado que la tasa de incidencia de angina y de IAM silente es desconocida en Girona, se ha asumido que la proporción será similar a la de Framingham, para lo que se ha incrementado la de acontecimientos mayores de forma proporcional. Se ha usado la siguiente razón:

donde t representa el tiempo de seguimiento, que en este caso es de 10 años; H₀(t)/FramTodos, la tasa de acontecimientos coronarios incluyendo la angina y el IAM silente en Framingham, y H₀(t)/FramMayor, la tasa de IAM mortal o no mortal con síntomas. El valor de este cociente es 1,400 para los varones y 1,910 para las mujeres. La tasa de acontecimientos mayores de Girona en varones en el registro REGICOR (3,5%) se multiplica por 1,400 para obtener la tasa estimada de todos los acontecimientos coronarios (4,9%). Esto, a su vez, permite calcular la tasa de población libre de acontecimiento de la siguiente manera:

100 - ­4,9% = 95,1%

Para las mujeres, el procedimiento es similar: la tasa de acontecimientos mayores (1,1%) se multiplica por su cociente correspondiente (1,910) para obtener la tasa estimada de todos los acontecimientos coronarios (2,2%). La tasa de población femenina libre de acontecimiento será:

100 - ­2,2% = 97,8%

Las tablas se han calculado para el cHDL promedio de Girona en los varones (47,5 mg/dl) en la población de 35-74 años. Se ha utilizado, como en la mayoría de guías^5,16,17, un código de color de intensidad de riesgo para las distintas combinaciones de factores de riesgo para varones y mujeres diabéticos y no diabéticos por separado. Se ha anotado el riesgo, redondeado al entero más próximo siempre por exceso, en cada casilla de combinación de los grados de factores de riesgo que se exponen en la tabla 1.

RESULTADOS

En la tabla 1 se reproduce la distribución de los factores de riesgo de Girona y de Framingham. Dicha distribución difiere en varias categorías de distintos factores de riesgo, tanto en varones como en mujeres. También existen divergencias en la tasa de incidencia de acontecimientos coronarios entre ambas regiones y sexos.

En la figura 1A se presenta la tabla de riesgo de IAM, mortal o no, con o sin síntomas, y angina para varones con diferentes combinaciones de factores de riesgo, y en la figura 1B para los varones diabéticos. En la figura 2A se presenta el riesgo de las mujeres y en figura 2B, el de las mujeres diabéticas.

Fig. 1. A: Riesgo de infarto de miocardio mortal o no, con o sin síntomas, o angina en los varones no diabéticos con diferentes combinaciones de factores de riesgo y colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad (cHDL) de 35-59 mg/dl. B: Riesgo en los varones diabéticos. PAS: presión arterial sistólica; PAD: presión arterial diastólica.

Fig. 2. A: Riesgo de infarto de miocardio mortal o no, con o sin síntomas, o angina en las mujeres no diabéticas con diferentes combinaciones de factores de riesgo y colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad (cHDL) de 35-59 mg/dl. B: Riesgo en las mujeres diabéticas. PAS: presión arterial sistólica; PAD: presión arterial diastólica.

El riesgo obtenido con un cHDL < 35 mg/dl es aproximadamente un 50% mayor que el observado en las tablas, y el obtenido para un cHDL > 59 mg/dl, la mitad.

La proporción de combinaciones de factores de riesgo que determinan un riesgo de cardiopatía isquémica grave o muy grave (es decir, más de un 19% de riesgo a 10 años) en el conjunto de las tablas calibradas es 13 veces menor que en las originales (tabla 2). La proporción de combinaciones de factores que conducen a un riesgo moderado a muy alto es 2,7 veces menor. La disminución es particularmente notable en los varones y mujeres no diabéticos.

DISCUSIÓN

Se presentan unas tablas de riesgo coronario global calibradas para su uso en la población española mediante la inclusión en las estimaciones de la prevalencia de factores de riesgo y de la tasa de acontecimientos estimada en nuestro medio. Los valores de las tablas globalmente producen un porcentaje de combinaciones de factores de riesgo (casillas), con un riesgo global moderado a muy alto, 2,7 veces menor que las originales. En general, el riesgo producido por las combinaciones de factores de riesgo es mucho menor que en las últimas.

Las dificultades de extrapolación de la función de Framingham a ciertas áreas de baja incidencia ya han sido descritas en varias ocasiones en la población general^{3,18-23,26,27} y en diabéticos²⁸, aunque se ajusta bien a la realidad de muchas zonas del mundo^29,30. La recomendación explícita de las guías europeas de prevención coronaria es que se realicen esfuerzos dirigidos a adaptar las funciones predictivas a las necesidades locales⁵. El presente estudio responde a esta recomendación mediante una técnica de calibración bien establecida^3,19. Es cierto también que se han realizado esfuerzos de adaptación de las ecuaciones mediante distintas aproximaciones^3,22. Sin embargo, cualquier adaptación debería incluir la estimación del máximo número de acontecimientos coronarios, e incluso cardiovasculares, en el futuro. La predicción de acontecimientos letales exclusivamente o de acontecimientos mayores³¹ en una época en que la mortalidad por cardiopatía isquémica está disminuyendo y los síndromes coronarios agudos reciben tratamiento temprano, que evita complicaciones, podría ofrecer una visión algo sesgada y desconcertante en la práctica clínica.

El único estudio de cohorte con seguimiento de más de 20 años demostró, a pesar de tratarse de una población laboral exclusivamente masculina, que el número de acontecimientos coronarios observado era inferior al esperado según el grado de exposición a factores de riesgo al inicio del estudio en 1968³². La corrección obtenida en nuestro estudio concuerda con este hallazgo aunque, por la información publicada del estudio de Manresa, no es posible determinar la magnitud de la diferencia entre lo esperado por la prevalencia de factores de riesgo al inicio del seguimiento y lo observado³².

Los autores del estudio de los Siete Países y de otros previos observaron que, en el sur de Europa, las variables que tenían un mayor poder predictivo de mortalidad por cardiopatía isquémica a 6 años (mayor coeficiente estandarizado en el modelo) eran el tabaquismo, la PAS, la edad y el índice de masa corporal, mientras que el colesterol no se asociaba significativamente con el riesgo de presentar un acontecimiento coronario^6,8.

El cálculo del riesgo coronario determina el enfoque preventivo de los pacientes individualmente. Sin embargo, el efecto de una modificación a la baja del resultado de esta estimación, como es el caso de este trabajo, podría influir en la decisión del manejo farmacológico de la hipercolesterolemia^33-35. En efecto, las guías vigentes de prevención coronaria indican que el tratamiento farmacológico debe iniciarse en pacientes con un riesgo a 10 años para su edad real o proyectado a los 60 años superior al 20%, cuando tras tres a 6 meses de manejo con medidas de estilo de vida no se consigue reducir el colesterol total por debajo de 190 mg/dl o el colesterol unido a lipoproteínas de baja densidad (cLDL) por debajo del 115 mg/dl⁵, o de 130 mg/dl según las recomendaciones españolas³⁶. El tratamiento farmacológico de la hipertensión también depende del mismo grado de riesgo. Sin embargo, no parece prudente utilizar la presente calibración para justificar un menor tratamiento farmacológico de la hipertensión por dos motivos: a) la hipertensión tiene muchas otras consecuencias clínicas negativas (principalmente, el accidente cerebrovascular, para el que el riesgo atribuible es cercano al 50%)³⁷, y b) se ha demostrado reiteradamente que la hipertensión en España presenta tasas de mal control y de desconocimiento elevadas^10,38.

Características y limitaciones del estudio

La incidencia de IAM en Girona se encuentra aproximadamente un 15% por debajo del promedio de España en el estudio IBERICA (Investigación y Búsqueda Específica y Registro de Isquemia Coronaria Aguda)³⁹. Por tanto, la validez externa (aplicabilidad) de la ecuación a otras zonas de España debe aceptarse con las debidas precauciones.

En las tablas que se presentan se ha eliminado el grupo más joven, de 25 a 34 años, que clásicamente se presenta en las tablas de Framingham con el centro de clase de 30 años. Se ha elegido esta opción debido a que el número de casos de IAM en este grupo de edad es muy bajo en nuestro país y los estimadores son necesariamente poco fiables. El riesgo de las mujeres de 65 a 74 años es prácticamente igual en todas las combinaciones de factores de riesgo que el de aquellas con 55 a 64 años. Este hecho es debido al factor cuadrático, que incluye la función de riesgo para este sexo y tiene posiblemente un sentido fisiopatológico, dada la mayor esperanza de vida de la mujeres y el aumento de la cardiopatía isquémica tras la menopausia, alrededor de los 55 años. No puede descartarse, sin embargo, que este fenómeno pueda deberse a que las propiedades del coeficiente de la variable edad para las mujeres son propias de la zona de alta incidencia de cardiopatía isquémica donde fueron estimadas (Framingham), y que las diferencias entre dichos grupos de edad pudieran ser más reducidas que en nuestro medio.

Para simplificar el potencial uso de las tablas se ha propuesto la corrección, según la concentración plasmática de cHDL, aumentando el riesgo de una casilla concreta en un 50% si está por debajo de 35 mg/dl, y reduciéndolo a la mitad en caso de que sea superior a 59 mg/dl. Los sujetos con concentraciones entre 35 y 59 mg/dl tienen el riesgo que indica la casilla para su combinación de factores de riesgo, aunque en las más cercanas a 35 mg/dl es algo mayor (unas dos unidades porcentuales) y en las próximas a 59 mg/dl es algo menor (del orden también de dos unidades porcentuales). La posibilidad de incluir el efecto del cHDL en la estimación del riesgo, sin duda, es útil, aunque necesariamente aproximada. A pesar de ello, se ha comprobado en múltiples supuestos que la desviación de la regla propuesta para los pacientes con concentraciones inferiores a 35 mg/dl y superiores a 60 mg/dl raramente superaba las 3 unidades porcentuales.

La principal ventaja de utilizar la ecuación de Framingham publicada en 1998¹⁴ es que adapta los criterios de hipertensión arterial a los vigentes de la Organización Mundial de la Salud, categorizándolos de acuerdo con los valores de la PAS y la PAD en 5 grupos (óptima, normal, normal alta, estadio I y estadios II a IV)⁴⁰. Sin embargo, no existe mucha diferencia entre el riesgo de cardiopatía isquémica en la presión arterial óptima y la normal, como se desprende de las tablas presentadas.

Las tablas que se presentan están basadas en una calibración que no ha sido validada por el procedimiento de base poblacional, como el realizado para los acontecimientos mayores³, ni por un procedimiento prospectivo. Sin embargo, el procedimiento de calibración posee en sí mismo antecedentes y garantías razonables de validez^3,19.

No disponemos de datos poblacionales que permitan confirmar que la proporción de IAM silente y angina sobre el total de los acontecimientos coronarios incidentes en Girona sea parecida a la de Framingham. Sin embargo, esta aproximación debería ser la más conservadora, ya que es poco probable que la de Girona sea superior a la de Framingham.

Una de las limitaciones de estas fórmulas predictivas es que no consideran algunos factores de riesgo descritos recientemente (en particular, la proteína C reactiva, pero también la homocisteína, la lipoproteína (a), los anticuerpos contra Chlamydia pneumoniae o Citomegalovirus, el fibrinógeno y otros factores hemostásicos y marcadores de inflamación)²⁷. Otra limitación es que tampoco se incluyen variables que reflejen el control de los factores de riesgo, como el tratamiento antihipertensivo o corrector de la dislipemia.

La función de Framingham calibrada para nuestro medio que se presenta puede constituir un instrumento de razonable validez que permita estimar con más precisión el riesgo coronario global en la prevención primaria de esta enfermedad. Su uso debe acompañarse de una validación apropiada y no debe impedir que se progrese en la elaboración de ecuaciones propias españolas, construidas a partir de cohortes representativas de la población seguidas durante el tiempo suficiente.

AGRADECIMIENTO

Este proyecto fue financiado por la beca 99/226 de la Commission for Cultural, Educational and Scientific Exchange between the United States of America and Spain, y por las becas FIS 93/0568, FIS 96/0026-01 y FIS 94/0539 del Fondo de Investigación Sanitaria. El proyecto recibió ayuda parcial con la beca CIRIT/2001 SGR 00408 de la Generalitat de Cataluña. R. Elosua recibió una ayuda del Fullbright Program-Generalitat de Cataluña.

APÉNDICE

La forma de uso de la ecuación predictiva se basa en el cálculo de la probabilidad de un acontecimiento en el modelo de riesgos proporcionales de Cox:

donde P_x i _(t) es la probabilidad de un acontecimiento coronario en un tiempo t (10 años en este caso) en un paciente con un conjunto de factores de riesgo x_i, en un medio en que exista una tasa acumulada basal de acontecimientos H_0(t) en ese tiempo t, una probabilidad basal S_0(t) de estar libre de acontecimientos coronarios en ese mismo tiempo t, Σ (β _i x_m) una función lineal de riesgo promedio del conjunto de valores x_m de cada grado de cada factor en la población, y Σ (β _i x_i) la función lineal calculada con el conjunto de valores x_i que representa el valor de cada factor en un individuo dado. En ambas funciones lineales, β _i son los coeficientes de la función de riesgos proporcionales de Cox para cada grado de cada factor considerado. S_x i _(t) es la probabilidad de que no ocurra ningún acontecimiento coronario en un paciente con un conjunto de factores de riesgo x_i y las mismas condiciones descritas, y e es la base de los logaritmos neperianos.

A la sazón, la estimación consiste en calcular el sumatorio Σ (β _i x_i) sustituyendo las β _i por los coeficientes del modelo que aparecen en la tabla 1, y las x_i por el valor de cada uno de los factores de riesgo del paciente utilizando un «1» cuando el grado del factor está presente y un «0» para el resto de los grados del factor. En el caso de la edad, se sustituye x_i por la edad en años, y la diabetes y el consumo de tabaco por 0 o 1, según estén o no presentes en el paciente.

Por ejemplo, para un varón de 56 años sin diabetes, con un colesterol total de 256 mg/dl, un cHDL de 37 mg/dl, fumador, con una PAS de 146 mmHg y una PAD de 92 mmHg, el valor se calcularía como se describe en la tabla 3.

En la ecuación arriba descrita debe calcularse H_0(t) como:

donde S_0(t) es la probabilidad (transformada a tanto por uno) de estar libre de acontecimientos coronarios en los varones de nuestro medio a un tiempo t = 10 años

Para obtener la diferencia entre el riesgo del paciente y el riesgo promedio de la población de referencia (en nuestro caso la de Girona), debe restarse el Σ (β _i x_m) correspondiente al promedio de los varones de la población (3,489) del Σ (β _i x_i) del paciente (4,496):

La probabilidad de que un varón de las características descritas desarrolle un acontecimiento coronario en nuestro medio en los siguientes 10 años es del 12,8%, cifra muy parecida a la que encontramos en la casilla correspondiente de las tablas de riesgo presentadas (12%).

Ver Editorial

Correspondencia: Dr. J. Marrugat.
Unitat de Lípids i Epidemiologia Cardiovascular. Institut Municipal d'Investigació Mèdica (IMIM).
C/ Dr. Aiguader, 80. 08003 Barcelona. España.
Correo electrónico: jmarrugat@imim.es

Bibliografía