La presente revisión sistemática y metanálisis se registró en la base de datos PROSPERO (CRD42024501607), siguió el Manual Cochrane de revisiones sistemáticas de intervenciones v5.1.020 y se publicó según la declaración PRISMA21.

Se buscó en 3 bases de datos —PubMed, Web of Science y Scopus— con los siguientes términos y estrategia de búsqueda: (‘Acute myocardial infarction’ OR ‘Acute myocardial infarct’ OR ‘Acute coronary syndrome’ OR ‘STEMI’ OR ‘ST elevation myocardial infarction’ OR ‘ST elevation coronary syndrome’) AND (‘Network’ OR ‘Multi-institution systems’ OR ‘Activation’ OR ‘Management’ OR ‘Regional System’ OR ‘Regional health’ OR ‘Code STEMI’ OR ‘Infarction Code’ OR ‘Care program’ OR ‘Myocardial infarction code’) AND (‘Emergency teams’ OR ‘Prehospital’ OR ‘Emergency care’ OR ‘Emergency medical service’ OR ‘Emergency department’) AND (‘Angioplasty’ OR ‘Reperfusion’ OR ‘Percutaneous coronary intervention’ OR ‘Revascularization’ OR ‘Primary PCI’). El periodo de búsqueda se extendió del 1 de enero de 2000 al 31 de diciembre de 2023. Se identificaron los estudios duplicados.

Para guiar la revisión sistemática, la pregunta de investigación se planteó utilizando la población, la intervención, el comparador, el resultado, el diseño del estudio y el formato del marco temporal (PICOST), tal como sigue: P (Population): pacientes adultos con IAMCEST y atención extrahospitalaria; I (Intervention): IAMCEST extrahospitalario atendido por redes de atención con diagnóstico prehospitalario, incluidos sistemas de transporte de emergencias equipados con transmisión del ECG y acceso directo a la sala de hemodinámica de los hospitales de referencia con unidad de ICPp, o aquellas con un contexto sanitario amplio que incluyen centros de atención primaria, hospitales referentes, sistemas de transporte de emergencias y hospitales con unidad de ICPp; C (Comparison or control): atención extrahospitalaria al IAMCEST sin una red de atención al IAMCEST de diagnóstico prehospitalario; O (Outcomes): principales resultados de letalidad (en el hospital o al cabo de 28 o 30 días) y la mortalidad al cabo de 1 año o a largo plazo. Los resultados secundarios incluyeron Killip III-IV al ingreso, shock cardiogénico durante la estancia hospitalaria, tiempo de isquemia, tiempo puerta-balón (D2B) y proporción de pacientes con un D2B <90min; S (Study design): estudios observacionales con diseño antes-después o que comparen a pacientes con IAMCEST atendidos por sistemas de transporte de emergencias equipados con transmisión del ECG con los no equipados y que comparen áreas con y sin una red de atención al IAMCEST; T (Time frame): todos los estudios publicados entre el 1 de enero de 2000 y el 31 de diciembre de 2023. Este tipo de redes se implementaron por primera vez a comienzos de este siglo y se recomendaron formalmente en las recomendaciones de 201222.

Criterios de exclusión: se excluyeron los estudios que: a) analizaban códigos de activación hospitalaria; b) como grupo de comparación incluían a pacientes referidos internamente, que no fueron trasladados mediante ambulancia a un centro hub con ICPp y, en consecuencia, no recibieron atención prehospitalaria, no se les hizo un diagnóstico y no recibieron tratamiento, o c) tanto el grupo de intervención como el de comparación constaban de menos de 100 pacientes.

Revisaron y analizaron por parejas los artículos identificados 3 investigadores por separado. El proceso de selección en 3 fases implicó: a) evaluar el título; b) revisar el resumen, y c) analizar el texto completo de los artículos que al parecer satisfacían los criterios de inclusión del estudio. En los casos de desacuerdo, un tercer revisor revisaba el artículo y se alcanzaba el consenso. Además, se analizó cuidadosamente la bibliografía de cada artículo seleccionado para identificar cualquier artículo relevante que la estrategia de búsqueda no hubiera captado inicialmente.

De cada artículo seleccionado, se extrajeron datos tanto para la intervención (red de atención al IAMCEST) como para los grupos de control (sin red) sobre las siguientes variables de interés: autor, año de publicación, país, tipo de red de atención al IAMCEST (transporte de emergencias o red sanitaria amplia), área rural o urbana, país con ingresos altos o con ingresos entre medios y bajos, años estudiados, número de pacientes incluidos, letalidad (a los 28-30 días o en el hospital), mortalidad a largo plazo (≥ 1 año), tiempo de isquemia, tiempo D2B y proporción de pacientes con un tiempo D2B <90min. También se obtuvieron datos sobre el shock cardiogénico durante el ingreso hospitalario y la situación de Killip III-IV al ingreso.

En el caso de la letalidad no ajustada o la mortalidad a largo plazo, se calculó el cambio relativo entre los grupos de intervención (disponibilidad de una red de atención al IAMCEST) y de control (sin red), junto con el error estándar (EE) de este cambio. En los estudios que mostraban un efecto relativo ajustado multivariante, esta información se consideró el resultado principal. Si los estudios publicaban el efecto de la red de atención al IAMCEST en varios puntos de seguimiento, el periodo más largo se utilizó para el metanálisis.

También se extrajo la proporción de pacientes con shock cardiogénico hospitalario y la de aquellos con Killip III-IV al ingreso, y se calculó el cambio relativo entre el grupo de intervención y el de control, junto con el EE de este cambio.

En el caso del tiempo D2B, que no sigue una distribución normal, solo se incluyeron los estudios que publicaban la media [intervalo intercuartílico] y se excluyeron los que proporcionaban la media±desviación estándar. Se transformó la mediana logarítmicamente y el resultado se consideró como media, suponiendo una distribución normal. Se hicieron los siguientes cálculos:

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  La desviación estándar (DE) de esta media se calculó como: DE=[Ln (cuartil 3) – Ln (mediana)] / 0,6745; donde 0,6745 es el percentil 75 de la distribución normal estandarizada.

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  El EE de la media se calculó como EE=DEn, donde n representa el número de pacientes incluidos en el grupo de intervención o en el de control.

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  La diferencia en el tiempo D2B entre los grupos de intervención y de control se calculó como: Δ tiempo D2B=Ln (mediana de intervención) – Ln (mediana de control).

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  Por último, el EE de la diferencia se calculó como: EE del Δ en el tiempo D2B=EE   intervention2+EE   control2

Para evaluar el riesgo de sesgo en los estudios incluidos, se utilizó la herramienta ROBINS-I (Risk of Bias in Nonrandomized Studies)23. La ROBINS-1 se ha diseñado para evaluar estudios que estimen la eficacia comparativa (daño o beneficio) de intervenciones en las que la asignación a los grupos de comparación no fue aleatoria. Se evaluaron 7 tipos de sesgo: confusión, selección de participantes, clasificación de la intervención, medición del resultado, desviaciones de la intervención deseada, datos ausentes y selección del resultado publicado. Se clasificó el posible efecto de cada tipo de sesgo o dominio como bajo, moderado, grave, crítico o sin información.

Para el análisis estadístico, se calcularon los coeficientes de regresión en general, los intervalos de confianza del 95% (IC95%) y los valores de p en la prueba bilateral utilizando modelos de efectos aleatorios o fijos. Se calculó el I2 para comprobar la heterogeneidad entre estudios. Cuando el estadístico I2 era ≥ 50%, se consideró que la heterogeneidad era entre moderada y alta, y se seleccionaron los resultados del modelo de efectos aleatorios. Cuando el estadístico I2 era <50%, se consideró que la heterogeneidad era baja y se seleccionaron los resultados del modelo de efectos fijos.

Las variables cualitativas (letalidad, mortalidad a largo plazo y proporción de pacientes con Killip IV durante la estancia en el hospital, Killip III-IV al ingreso y tiempo D2B <90min) se analizaron con los coeficientes beta y los EE de las odds ratio o las hazard ratio/riesgos relativos de los modelos multivariantes, si los había. En las proporciones no ajustadas, se calcularon las proporciones, los coeficientes beta correspondientes y los EE.

En el caso del tiempo D2B, se utilizó el cambio estimado y su EE, tal como ya se ha explicado. Los resultados del metanálisis se muestran como tasas de riesgo y se interpretan como el porcentaje de cambio en esta variable.

Los análisis de los principales resultados se estratificaron según las 3 características definidas en los objetivos del estudio: sistemas de transporte de emergencias equipados con transmisión del ECG frente a redes de sanitarias amplias; redes rurales frente a urbanas, y redes de países con ingresos altos frente a países con ingresos medios y bajos.

Los estudios con muestras muy grandes se excluyeron de algunos análisis de sensibilidad para evaluar su posible efecto en los resultados. Se seleccionaron los estudios con resultados multivariantes ajustados y no ajustados, y se compararon entre sí.

Para evaluar el sesgo de publicación, se utilizaron gráficos de embudo, y se calculó el índice estadístico de Egger. Todos los análisis se realizaron con el programa R 4.1.1 y se utilizó el paquete Meta R.

En la búsqueda bibliográfica inicial se identificaron 4.625 artículos únicos de posible interés. Tras revisar los títulos y los resúmenes, se excluyeron 4.478 artículos, y quedaron 147 para revisar el texto completo. Durante esta revisión, se identificaron otros 17 artículos de referencias citadas. De estos 164 artículos, al final fueron 32 los estudios incluidos en el metanálisis (figura 1).

Figura 1.

Figura central. Diagrama de flujo de los resultados de la estrategia de búsqueda. IAMCEST: infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST.

(0.65MB).

En la tabla 1 del material adicional se listan los 32 estudios incluidos en este metanálisis. Entre estos, 5 se llevaron a cabo en Estados Unidos e Italia; 4 en España y Australia; 2 en Reino Unido y Brasil; en Países Bajos, Alemania, Dinamarca, Singapur, Indonesia, Hungría, Polonia, India y Egipto, 1 en cada país, y 1 estudio internacional se hizo en Brasil y Colombia.

A todos los pacientes incluidos en los estudios se les había diagnosticado un IAMCEST. El número total de participantes en el estudio fue de 112.758: 36.130 en el grupo de control y 76.628 en el de intervención. El periodo de inclusión en estos estudios se situó entre enero de 2001 y diciembre de 2023.

La información de los 26 estudios permitió conocer la eficacia de implementar una red de atención al IAMCEST para reducir la letalidad (hospitalaria o a los 28-30 días). Se observó una gran heterogeneidad entre los resultados de los estudios (I2=74%) y el modelo de efectos aleatorios indicaba que la implementación de este tipo de red de atención consigue una reducción significativa del 35% de la letalidad por IAMCEST (IC95%, 23-45%) (figura 1 del material adicional). En un análisis de sensibilidad, la exclusión del estudio de Quinn et al., cuya muestra era muy grande, no modificó de manera considerable los principales resultados del metanálisis (reducción de la letalidad en un 37%). El gráfico de embudo indica un posible sesgo de publicación (p de Egger=0,0004), lo que significa que los estudios más pequeños que reportaban ausencia de reducción de la letalidad podrían estar infrarrepresentados en la literatura médica (figura 2 del material adicional).

En el análisis de la eficacia de la implementación de una red de atención al IAMCEST para reducir la mortalidad a largo plazo se incluyeron datos de 12 estudios. Se observó poca heterogeneidad entre los resultados de los estudios (I2=31%); el modelo de efectos fijos indica que la implementación de este tipo de red de atención consigue una reducción significativa del 27% de la mortalidad a largo plazo por IAMCEST (IC95%, 22-32%) (figura 3 del material adicional). El gráfico de embudo indica un sesgo de publicación considerable en este objetivo (p de Egger=0,008) (figura 4 del material adicional).

Para el análisis de sensibilidad, se seleccionaron estudios con resultados multivariantes no ajustados y ajustados (9 para la letalidad y 6 para la mortalidad a largo plazo). Cuando se ajustó por el efecto de las covariables, el efecto de una red de atención al IAMCEST en la letalidad disminuyó de un 34 a un 21% (el 38% del efecto se relacionó con las covariables) y en la mortalidad a largo plazo del 44 al 31% (el 30% del efecto relacionado con las covariables).

Objetivos secundarios: shock cardiogénico durante el ingreso, Killip III-IV al ingreso, tiempo de isquemia, tiempo D2B, tiempo D2B<90min.

Solo en 2 estudios se proporcionaron datos sobre la presencia de shock cardiogénico durante el ingreso; así pues, no se hizo ningún metanálisis. En 6 estudios se analizó el efecto de la red de atención en caso de Killip III-IV al ingreso. La heterogeneidad de los resultados del estudio fue moderada (I2=52%) y los resultados indican una reducción no significativa de este objetivo (−17%; IC95%, −35% a+6%) (figura 5A del material adicional). El gráfico de embudo no indica sesgo de publicación (figura 6A del material adicional).

En el análisis del tiempo de isquemia se incluyeron los datos de 3 estudios. Se observó gran heterogeneidad de los resultados del estudio (I2=80%); la implementación de este tipo de red de atención redujo el tiempo de isquemia en un 19% (IC95%, 6-31%) (figura 5B del material adicional).

En el análisis del tiempo D2B, se incluyeron datos de 10 estudios. Entre los resultados del estudio se observa gran heterogeneidad (I2=98%). Los resultados indican que la implementación de este tipo de red de atención reduce el tiempo D2B en un 33% (IC95%, 16-47%) (figura 5C del material adicional). El gráfico de embudo muestra gran variabilidad de los resultados, lo que limita la interpretación del estadístico de Egger (p=0,435) (figura 6B del material adicional).

En el análisis de la proporción de pacientes con tiempo D2B<90min se incluyeron datos de 6 estudios. Entre los resultados del estudio se observa gran heterogeneidad (I2=96%). Los resultados indican que la implementación de este tipo de red de atención aumenta esta proporción en un 41% (IC95%, 9-82%) (figura 5D del material adicional). En la figura 6C del material adicional se muestra el gráfico de embudo.

También se hizo el análisis de los 2 objetivos primarios según las 3 características de interés: servicios de transporte de emergencias frente a redes sanitarias amplias, entorno rural frente a urbano y países con ingresos altos frente a países con ingresos bajos y medios.

En los estudios que evaluaban las redes de atención al IAMCEST en función de si los sistemas de transporte de emergencias estaban equipados con transmisión del ECG y acceso directo a la ICPp, se observó una reducción parecida de la letalidad y la mortalidad a largo plazo (el 31 y el 39%) respecto a aquellos que evaluaban las redes sanitarias amplias (el 38 y el 39%) (figuras 7 y 8 del material adicional).

La reducción de la letalidad observada en los estudios realizados en entornos rurales fue inferior a la de los entornos urbanos (el 11 y el 40%) (figura 9 del material adicional). Asimismo la reducción de la mortalidad a largo plazo fue inferior en el entorno rural que en el urbano (el 31 y el 42%) (figura 10 del material adicional).

En el análisis de países con ingresos altos frente a países con ingresos medios o bajos, se observó en los países con ingresos altos una mayor reducción de la letalidad como consecuencia de la implementación de una red de atención al IAMCEST (el 39 frente al 27%), aunque esta diferencia no fue estadísticamente significativa (figura 11 del material adicional). No se pudo comparar las diferencias en la mortalidad a largo plazo porque no se identificaron estudios a largo plazo sobre este objetivo en países con ingresos medios o bajos.

En las figuras 12 y 13 del material adicional se muestran las evaluaciones de la ROBINS-I relacionadas con los objetivos primarios. La evaluación reveló que el sesgo debido a confusión es el principal riesgo, que oscila entre moderado y crítico. Esto se debe al diseño previo y posterior de algunos estudios, a las diferencias entre los grupos de intervención y de control y a que la mayoría de los estudios presentaron resultados no ajustados. Tal como ya se ha explicado, se evaluó el posible impacto de este sesgo en los resultados.

En varios estudios también se constató un sesgo como resultado de la selección de los participantes, sobre todo porque solo se incluyó a los pacientes sometidos a ICPp. Este sesgo podría subestimar la eficacia de las redes de atención al IAMCEST, ya que su implementación ha llevado a una mayor proporción de ICPp entre los pacientes con IAMCEST.

Los sesgos relacionados con la clasificación de la intervención, la medición de resultados, las desviaciones de la intervención deseada, los datos ausentes o la selección del resultado publicado se consideraron bajos o moderados.

Esta revisión tiene algunas limitaciones que se debe tener en cuenta. Primero, la estrategia de búsqueda empleada quizá no haya sido completamente sensible, lo que significaría que se han omitido estudios relevantes. No obstante, se llevó a cabo una revisión exhaustiva de las referencias citadas en los artículos identificados para mitigar esta limitación e identificar otros estudios relevantes. Segundo, los estudios incluidos son observacionales, la mayor parte con un diseño antes-después de la intervención. El diseño del estudio observacional es susceptible de sesgos de confusión que pueden influir en los resultados observados. Además, en la mayoría de los estudios los resultados publicados carecen de un ajuste apropiado por las variables de confusión, lo cual puede limitar la solidez de las observaciones. Se ha estimado que la falta de ajuste por posibles factores de confusión podría sobrestimar el efecto de las redes de atención al IAMCEST en un 38% en la letalidad y un 30% en la mortalidad a largo plazo. Tercero, se observa una gran heterogeneidad en la mayoría de los resultados evaluados en este estudio, lo que podría relacionarse con variaciones en las condiciones geográficas o con discrepancias en las competencias de la asistencia sanitaria en los estudios incluidos. También indica que los resultados deberían interpretarse con prudencia. Cuarto, en los análisis de letalidad y mortalidad a largo plazo se ha identificado sesgo de publicación. Además, no puede descartarse este tipo de sesgo en los análisis de los objetivos secundarios; la alta heterogeneidad y el reducido número de estudios (≤ 10) limitan la interpretación visual del gráfico de embudo y los resultados del estadístico de Egger. Se intentó limitar este sesgo excluyendo los estudios con una muestra pequeña. Quinto, no se pudo analizar el efecto de las redes de atención al IAMCEST en la letalidad extrahospitalaria. Sexto, también debería interpretarse con prudencia la comparación entre las redes de atención rurales y urbanas en la letalidad y la mortalidad a largo plazo, ya que solo 4 y 2 estudios, respectivamente, satisficieron los criterios de inclusión en el metanálisis del entorno rural. Por último, no se pudo analizar las diferencias por sexo o por sistema sanitario público o privado porque los resultados de los estudios no estaban estratificados por estas variables.