Hemos leído con interés el estudio de McInerney et al.1 publicado en Revista Española de Cardiología y ofrecemos algunas observaciones que creemos que pueden ser de interés para el lector.

Observamos que entre los autores del artículo no consta ningún cirujano cardiovascular. Los cirujanos podrían haber aportado su experiencia en la interpretación del análisis de bases de datos administrativas que, como es bien sabido, están sujetas a sesgos muy significativos en el análisis de indicadores clínicos2,3. Un ejemplo de esto es que la incidencia de fibrilación auricular posoperatoria reportada en el artículo fue del 2,8%, la más baja jamás publicada (entre 5 y 10 veces inferior a la hasta ahora conocida)4; pero no parece que los autores hayan apreciado esta peculiaridad, que solo puede entenderse por errores de codificación y no habría pasado desapercibida para autores familiarizados con las complicaciones posoperatorias.

Igualmente, creemos que existen errores en la selección de los pacientes. Los autores afirman haber excluido de la rama quirúrgica a los pacientes sometidos a cirugía mitral o tricuspídea. Sin embargo, después de valorar los códigos de selección en el anexo, no excluyeron otros procedimientos asociados, como la cirugía de la aorta torácica, los defectos septales ni todas las reparaciones mitrales o tricuspídeas. Aplicando criterios de exclusión más exhaustivos, hicimos un análisis propio del Conjunto Mínimo Básico de Datos (CMBD) y observamos que tanto el número de pacientes en el grupo quirúrgico (n=3.446) como su mortalidad (4,7%) disminuyeron más de un 30%.

Por otro lado, los autores decidieron excluir todos los eventos de implante percutáneo de válvula aórtica (TAVI) e intervención coronaria percutánea (ICP) en el mismo ingreso, por ser incapaces de diferenciar si el procedimiento fue planificado o de rescate. En una consulta al CMBD con similares códigos para el TAVI, detectamos 187 eventos de TAVI e ICP en el mismo ingreso (lo que representa casi un 20% de la rama percutánea del artículo), con una mortalidad del 8,6% (n=16). Entendemos que eliminar estos pacientes puede suponer un grave sesgo y que, en cualquier caso, es mayor que el de incluirlos y asumir la imposibilidad de distinguir la indicación de PCI.

También es cuestionable la selección de pacientes sometidos a TAVI con una ICP en los 6 meses previos, ya que: a) es difícil la identificación unívoca de distintos eventos del mismo paciente en el CMBD; b) los datos del CMBD de algunos hospitales son muy deficientes tras la implantación del CIE-105; c) es arbitrario excluir a los tratados con ICP en el mismo evento u otro posterior, y d) es imposible saber si los procedimientos de TAVI e ICP previos se realizaron por el mismo síndrome clínico o por uno distinto.

Con respecto al análisis por puntuación de propensión, es necesario recalcar que la cohorte quirúrgica emparejada poco tiene que ver con la cohorte original (más anciana, con más mujeres, enfermedad renal crónica, enfermedad pulmonar obstructiva crónica, insuficiencia cardiaca…). Es muy probable que cualquier paciente con este perfil entre 2016 y 2019 habría sido candidato a TAVI, puesto que el riesgo quirúrgico sería alto o prohibitivo. Si los equipos multidisciplinarios locales decidieron optar por una cirugía, probablemente sería por la imposibilidad técnica de un abordaje percutáneo. Así pues, nos preguntamos qué conclusión útil para la práctica clínica diaria se puede extraer de tal comparación.

En la comparación de los grupos emparejados, 10 de las 15 variables de ajuste tuvieron una diferencia media estandarizada ≥ 0,1, lo que refleja que el emparejamiento fue subóptimo. Este estudio es un ejemplo de que la similitud de la distribución de la puntuación de propensión estimada (véase la figura 2B1) no implica que las covariables basales medidas se hayan equilibrado entre los 2 grupos y tampoco implica que el modelo de puntuación de propensión se haya especificado correctamente. El área bajo la curva del modelo de propensión tampoco dice mucho, ya que es sabido que aquella no da ninguna indicación de si una variable de confusión importante se ha omitido del modelo de estimación de la puntuación de propensión6.

En definitiva, creemos que se debe tomar con extrema cautela los hallazgos de este estudio. Entendemos que el análisis de bases de datos que incluyen una rama quirúrgica puede generar sesgos de selección y defectos en la interpretación de los resultados. La participación de cirujanos en el análisis de esos datos puede contribuir a paliar esos problemas. Además, entendemos que la comparación de indicadores clínicos debe hacerse a partir de registros clínicos. En este sentido, la Sociedad Española de Cirugía Cardiovascular y Endovascular ha puesto en marcha el Registro Español de Cirugía Cardiaca, que permite analizar más de 1.200 indicadores de proceso y resultado a nivel de paciente. Animamos a otras sociedades científicas a repetir esta iniciativa para que en el futuro se pueda realizar estudios comparativos sin la necesidad de recurrir a bases de datos administrativas.