Las características metodológicas de este estudio se han descrito detalladamente con anterioridad16. De forma resumida, «Envejecer en Leganés» se inició en 1993 en una muestra aleatoria estratificada por sexo y edad (n=1.560; el 11,4% de la población total de personas de edad ≥ 65 (65-101) años residentes en Leganés, una zona residencial situada 8km a las afueras de Madrid (España). Las ondas posteriores tuvieron lugar en 1995, 1997, 1999, 2006 y 2008. En 1993, el porcentaje de respuesta fue del 82% (n=1.283); en 1995, 1.007; en 1997, 869; en 1999, 519; en 2006, 286 y en 2008, 194.

De los 1.283 participantes de 1993, no se dispuso de datos de determinaciones de la PA del 7,9% (n=101) debido a que rechazaron participar en la exploración física. Se incluyó en el análisis a todos los sujetos con datos de PA basal disponibles (n=1.182). Los no incluidos (n=377) eran de más edad (p≤0,05) y con mayor proporción de mujeres (p≤0,001) que los sujetos incluidos.

Para evaluar la asociación entre la PA como CDT y la mortalidad, se utilizaron los datos de 1995, 1999 y 2006. En 1997, no se dispuso de datos de PA.

El protocolo del estudio fue aprobado por el comité ético local y todos los participantes firmaron un formulario de consentimiento informado.

Se determinaron las muertes mediante la vinculación informática con el Registro Nacional de Mortalidad (con autorización del Ministerio de Sanidad), utilizando el nombre de pila y los dos apellidos (paterno y materno), como es costumbre en España. Se identificaron todas las muertes que se produjeron entre la inclusión en el estudio (abril de 1993-noviembre de 1993) y el 30 de junio de 2010. El número total de muertes durante el periodo de 17 años de seguimiento fue 1.153 en la muestra total 1.560 participantes. En el presente estudio, el número de muertes fue de 874 de los 1.182 sujetos con datos de PA basal (390 mujeres y 484 varones). Entre 1993 y 1995, fallecieron 166; entre 1995 y 1999, 242, y entre 1999 y 2006, 354. Los demás fallecieron en los últimos 4 años de seguimiento (n=112).

Durante el examen físico, se tomó con un esfigmomanómetro de mercurio calibrado la PA en tres ocasiones (excepto en 2006, que solamente se dispuso en dos momentos) separadas al menos 5 min, en el brazo izquierdo del sujeto sentado. Se utilizó la media de las medidas disponibles para los análisis.

Los factores sociodemográficos considerados son la edad como variable categórica (65-74, 75-84 y ≥ 85 años), el sexo y la educación (analfabeto o con algunos estudios —sin escolarización pero sabe leer y escribir o algún nivel de estudios—). La medicación antihipertensiva se codificó como variable dicotómica, con un valor de 1 si el sujeto declaraba tomar cualquier medicación para la HTA y 0 en caso contrario.

La morbilidad se midió a través de un proxy al índice de comorbilidad de Charlson. Tal como se ha descrito en una publicación previa17, se basa en el índice de comorbilidad de Charlson original y en los datos preexistentes disponibles de nueve comorbilidades declaradas por los participantes en el estudio «Envejecer en Leganés».

El índice de masa corporal se calculó en la onda basal mediante el cociente entre el peso en kilos y el cuadrado de la estatura metros. El valor del peso recogido fue declarado y la talla se midió con un tallímetro según directrices estandarizadas18. Para el análisis multivariable, se realizó una transformación de la variable incluyendo dos fracciones polinómicas en el modelo: bmifp1 = (bmi/10)2 y bmifp2 = (bmi/10)3, como se hizo en un estudio previo sobre el índice de masa corporal en esta población18.

En el análisis se incluyó también el tabaquismo y la actividad física en el momento basal. El tabaquismo se clasificó en las siguientes categorías: no ha fumado nunca, ex fumador o fumador actual. La actividad física se codificó como una variable dicotómica para distinguir a quienes declaraban practicar un ejercicio ligero o no practicar ejercicio de los que declaraban practicar ejercicio moderado o vigoroso, como se ha descrito en un trabajo previo18.

Se representaron los valores de media ± desviación estándar de la PA respecto al tiempo. Se compararon las características de la muestra en estudio con respecto a categorías de PAS (< 110, 110-119, 120-129, 130-139, 140-159, 160-179 y ≥ 180mmHg) y de PAD (< 60, 60-69, 70-79, 80-84, 85-89, 90-99 y ≥ 100mmHg). Las diferencias entre los grupos se analizaron mediante un modelo de análisis de la varianza para las variables continuas y con prueba de la χ2 para las variables categóricas.

La asociación entre PA basal y PA-CDT y el riesgo de mortalidad total se analizó mediante modelos de riesgos proporcionales de Cox, ajustando por covariables basales (edad por categorías, sexo, educación, medicación antihipertensiva, proxy al índice de comorbilidad de Charlson, índice de masa corporal, tabaquismo y actividad física). Se estimaron los intervalos de confianza bajo el supuesto de normalidad asintótica de las estimaciones. La relación entre mortalidad por cualquier causa y PA basal o PA-CDT se evaluó incluyendo un término cuadrático de las determinaciones de PA en el modelo. Para evaluar la relación no lineal, el modelo se comparó con y sin el término cuadrático mediante el valor de p obtenido con la prueba de razón de verosimilitud parcial. El análisis de riesgos proporcionales de Cox con PA-CDT se realizó con la misma técnica empleada en un estudio previo en esta población19, utilizada anteriormente por Ferraro y Kelley-Moore20. El modelo incluía la covariable en la situación basal (en 1993), el cambio de la covariable y el tiempo de observación. El cambio de la covariable se midió como la diferencia entre el valor de la covariable en la observación más reciente y el valor en la situación basal. El tiempo de observación se definió como la diferencia entre la fecha de la entrevista en la observación más reciente (fecha de 2006, 1999, 1995 o 1993) y la fecha de la entrevista en la situación basal (fecha de 1993); tomó un valor de 0 si se disponía de datos tan sólo en 1993 y un valor entre 1,5 y 13,5, según la fecha de entrevista más reciente.

En todos los modelos se comprobaron las interacciones entre PA o PA-CDT y las covariables restantes.

Los resultados con valor de p < 0,05 se consideraron estadísticamente significativos. Para el análisis se utilizó el programa SPSS 17.0.

La distribución de la PA medida en 1993, 1995, 1999 y 2006 se presenta en las figuras 1A (PAS) y 1B (PAD). La media de PAS aumenta progresivamente en los 13 años de seguimiento desde 137,2mmHg en 1993 hasta 149,4mmHg en 2006. Sin embargo, las variaciones de la PAD a lo largo del tiempo fueron muy pequeñas, de 77,8 a 80,0mmHg.

Figura 1.

Distribución de la presión arterial a lo largo del tiempo. A: presión arterial sistólica basal y en las ondas posteriores de 1995, 1999 y 2006 (media±desviación estándar). B: presión arterial diastólica basal y en las ondas posteriores de 1995, 1999 y 2006 (media±desviación estándar). PAD: presión arterial diastólica; PAS: presión arterial sistólica.

(0,08MB).

Las características de la muestra de estudio según las categorías de PAS y PAD se presentan en las tablas 1 y 2 respectivamente.

Los participantes con valores de PAS bajos eran sobre todo varones, con bajo nivel educativo, más delgados y con menor uso de medicación antihipertensiva que los participantes con PAS alta. La tasa de mortalidad fue significativamente mayor en las categorías de PAS más alta y más baja (p≤0,05). No se observaron diferencias significativas entre PAS y edad, las enfermedades incluidas en el proxy al índice de comorbilidad de Charlson o la actividad física (tabla 1).

De manera análoga, por lo que respecta a las categorías de PAD, los sujetos con los valores de PAD más bajos (< 60mmHg) eran de más edad, más delgados, sobre todo varones y con menor uso medicación antihipertensiva que los participantes con los valores de PAD más altos (≥ 100mmHg). La tasa de mortalidad aumentaba con los valores de PAD más bajos (tabla 2).

En los modelos multivariable, la hazard ratio (HR) entre mortalidad total y PAS basal y PAS-CDT, ajustada por las demás covariables, se muestra en las figuras 2A y B. Se confirmó una relación no lineal cuando se incluyó el término cuadrático en el modelo (PAS basal, χ2=5.958, grados de libertad [gl]=1; p=0,015, PAS-CDT, χ2=7.186, gl=1, p=0,007).

Figura 2.

Presión arterial sistólica (mmHg) y mortalidad por cualquier causa. A: hazard ratio ajustada por mortalidad por todas las causas según la presión arterial sistólica basal; el valor de referencia es 136mmHg. B: hazard radio ajustada por mortalidad por todas las causas según la presión arterial sistólica como variable que cambia con el tiempo; el valor de referencia es 147mmHg. Basado en modelos de riesgos proporcionales ajustados por categorías de edad, sexo, educación, uso de medicación antihipertensiva, proxy al índice de comorbilidad de Charlson, tabaquismo, actividad física y transformaciones de dos fracciones polinómicas del índice de masa corporal. Los intervalos de confianza del 95% superior e inferior se indican con líneas punteadas. HR: hazard ratio; LCI: límite de confianza inferior; LCS: límite de confianza superior; PAS: presión arterial sistólica; PAS-CDT: presión arterial sistólica como covariable dependiente del tiempo.

(0,39MB).

En la figura 2A se muestra que la tasa de mortalidad disminuye con el aumento de la PAS basal, alcanza el mínimo riesgo a los 136mmHg, para después incrementarse de manera asimétrica con cifras de PAS superiores. El mayor riesgo de mortalidad se ha encontrado en la PAS > 165mmHg.

La relación entre PAS-CDT y mortalidad por cualquier causa sigue una curva en forma de U (fig. 2B). Además, el valor mínimo de mortalidad estimado para PAS-CDT, comparado con el de PAS basal, aumenta en casi 11mmHg y pasa de 136 a 147mmHg. El riesgo de muerte no difiere de 1 con cifras de PAS entre 115 y 193mmHg.

Para la PAD basal y la PAD como CDT, no se observó una relación no lineal con la mortalidad por cualquier causa. No se observaron diferencias significativas entre los modelos con y sin el término cuadrático (PAD basal: χ2=0,181, gl=1, p=0,671; PAD-CDT: χ2=0,096, gl=1, p=0,756).

En el análisis multivariable, la PAD basal y la PAD-CDT se incluyeron como variables categóricas. Las figuras 3A y B muestran la HR de mortalidad para cada categoría de PAD (basal y CDT respectivamente) respecto a los valores de PAD < 80-84mmHg recomendados por las principales guías de práctica clínica5.

Figura 3.

Relación entre presión arterial diastólica y mortalidad por cualquier causa. A: hazard ratio ajustada por mortalidad por cualquier causa según la presión arterial diastólica basal. B: hazard ratio ajustada por mortalidad por todas las causas según la presión arterial diastólica como variable que cambia con el tiempo. Basado en modelos de riesgos proporcionales ajustados por categorías de edad, sexo, educación, uso de medicación antihipertensiva, proxy al índice de comorbilidad de Charlson, tabaquismo, actividad física y transformaciones de dos fracciones polinómicas del índice de masa corporal. Las barras indican los intervalos de confianza del 95%. PAD: presión arterial diastólica; PAD-CDT: presión arterial diastólica como covariable dependiente del tiempo.

(0,11MB).

La figura 3A muestra que el mayor riesgo de muerte para PAD basal, comparado con la categoría de 80-84mmHg, se encontró solamente en la categoría de PAD más baja (< 60 mmHg) (HR=1,53; intervalo de confianza del 95% [IC95%], 1,05-2,23).

La PAD como CDT fue un fuerte predictor de mortalidad, tras ajustar por todas las variables en la situación basal (fig. 3B). Para las categorías de PAD-CDT < 60, 60-69 y 70–79mmHg, resultaron HR=1,56 (IC95%, 1,06-2,30), HR=1,32 (IC95%, 1,05-1,66) y HR=1,26 (IC95%, 1,05-1,51), respectivamente, en comparación con la categoría de referencia (80-84mmHg). Los valores superiores (≥ 85mmHg) no aumentaban el riesgo de muerte en comparación con la categoría de referencia de 80-84mmHg.

Ninguna de las interacciones entre la PA (basal y CDT) y las demás covariables, incluida la interacción entre PA basal y cambios de la PA a lo largo del tiempo, alcanzó significación estadística.

Uno de los puntos fuertes de este estudio radica en que se trata de un estudio de cohortes de base poblacional. La elevada tasa de respuesta al inicio del estudio (83%) y el tamaño muestral relativamente grande, así como la larga esperanza de vida de los participantes, posibilitaron realizar un estudio longitudinal retrospectivo con un periodo de seguimiento largo. Además, se estudia la relación entre la PA y la mortalidad por todas las causas. En varios estudios se ha observado que la fragilidad tiene una prevalencia elevada en sujetos mayores con enfermedad cardiovascular y que la combinación de fragilidad y enfermedad cardiovascular se ha asociado a un riesgo elevado de mortalidad por cualquier causa35,36.

Este es el primer estudio que emplea un análisis de CDT para mostrar la relación entre la PA como variable dinámica y mortalidad por cualquier causa en una población mediterránea española de personas de 65 o más años.

Este estudio tiene algunas limitaciones metodológicas. En primer lugar, se realizaron tres tomas de la PA en las primeras tres ondas del estudio, pero sólo dos tomas en 2006. No se pudo realizar monitorización ambulatoria de la PA37.

En segundo lugar, no se dispuso de información para valorar la mortalidad cardiovascular. Nuestro análisis se ha controlado por factores de riesgo cardiovascular como índice de masa corporal, tabaquismo y actividad física, pero no se pudo disponer de información sobre concentraciones de colesterol y tratamiento hipolipemiante, de gran importancia entre los adultos jóvenes4,28. Se reconoce como limitación este aspecto del estudio, pues la ausencia de datos de control de colesterol sérico podría haber hecho que se sobrestime la relación entre PA y mortalidad, aunque algunos estudios han encontrado que el colesterol sérico puede no tener valor predictivo en la población mayor7,38.

En tercer lugar, al tratarse de una muestra de un área metropolitana de Madrid, los resultados de este estudio pueden no ser comparables a los de otros estudios de población mediterránea y ni se puede generalizarlos estrictamente al conjunto de la población española. Sin embargo, nuestro objetivo era aumentar el conocimiento sobre la relación entre PA y mortalidad por todas las causas en población de 65 o más años.

En cuarto lugar, es posible que haya habido cierto sesgo de causalidad inversa, puesto que no se ha descartado la presencia de enfermedad cardiovascular subclínica durante el seguimiento. Además, no se introdujo ajuste por algunas variables generales como la dieta y —como en el modelo como dicotómicas— puede persistir cierto factor de confusión residual. Sin embargo, la magnitud que se ha descrito para estos sesgos es baja39.