Se trata de un estudio prospectivo en el que participaron pacientes con diagnóstico de IC–FEc según los criterios de la Sociedad Europea de Cardiología12 y en clase funcional de la New York Heart Association (NYHA) II-III/IV en 2 periodos de tiempo: de junio de 2012 a mayo de 2013 y de junio de 2015 a mayo de 2016. El estudio se realizó en un único centro de nivel terciario de España. Todos los pacientes firmaron un documento de consentimiento informado antes de su participación en el estudio. El protocolo fue aprobado por el comité de ética de investigación de nuestro centro y se atuvo a los principios de la Declaración de Helsinki y las regulaciones nacionales.

Se seleccionó a los pacientes candidatos a la participación en el estudio en la unidad de asistencia ambulatoria de la IC13. Todos los pacientes cumplían los siguientes criterios de inclusión: a) antecedentes de IC sintomática (NYHA ≥ II); b) FEVI normal (> 0,50 con el método de Simpson y diámetro telediastólico<60 mm); c) cardiopatía estructural (hipertrofia ventricular izquierda/dilatación auricular izquierda) y/o disfunción diastólica estimada mediante ecocardiografía bidimensional; d) ingreso previo por IC aguda, y e) estabilidad clínica, sin ingresos hospitalarios en los 3 meses anteriores. Se excluyó a los pacientes que no podían realizar una prueba de esfuerzo válida en la situación inicial o que presentaban algún trastorno médico previo, como los siguientes: angina inestable, infarto de miocardio o cirugía cardiaca en los 3 meses previos; enfermedad crónica metabólica, traumatológica/ortopédica, infecciosa o pulmonar (incluida la hipertensión arterial pulmonar, la enfermedad pulmonar tromboembólica crónica o la enfermedad pulmonar obstructiva crónica); corticoterapia, hormonoterapia u oncoterapia; IC aguda descompensada, o cualquier otra comorbilidad con una esperanza de vida inferior a 1 año. El diagrama de flujo de los pacientes se muestra en la figura 1.

Figura 1.

Diagrama de flujo de la inclusión y el seguimiento de los pacientes. FEVI: fracción de eyección del ventrículo izquierdo; IC: insuficiencia cardiaca.

(0,36MB).

Tras la firma del documento de consentimiento informado, 2 cardiólogos con la formación adecuada realizaron un examen completo con anamnesis, exploración física, determinación de parámetros antropométricos y otros exámenes.

Los procedimientos utilizados en el estudio incluyeron electrocardiograma, ecocardiografía, prueba de esfuerzo cardiorrespiratoria y obtención de muestras de sangre para la determinación basal de una batería de biomarcadores. Todo ello se llevó a cabo el mismo día.

El objetivo principal fue el número total de hospitalizaciones por cualquier causa no programadas. Los ingresos de causa cardiovascular fueron el objetivo secundario. Se consideraron ingresos cardiovasculares los que se produjeron a causa de una IC aguda, síndrome coronario agudo, arritmias, ictus u otras causas cardiovasculares, como rotura de aneurisma, isquemia periférica o disección aórtica. Las hospitalizaciones se identificaron a partir de las historias clínicas de los pacientes en la unidad de IC y en las salas hospitalarias, así como a partir de las historias clínicas electrónicas. Los eventos con desenlace mortal se identificaron a partir de las historias clínicas de la unidad de IC, las salas hospitalarias, el servicio de urgencias y los médicos generales, y contactando con los familiares de los pacientes. Todos los pacientes incluidos fueron objeto de seguimiento hasta septiembre 2016. La duración mínima del seguimiento de los pacientes fue 3 meses.

Las variables continuas y discretas se presentan en forma de media±desviación estándar, mediana [intervalo intercuartílico] o porcentajes, según sea apropiado. Se presentan las tasas brutas (número de episodios cada 10 años-persona) para los cuartiles de %VO2máx-p (C%VO2máx-p). Se utilizó una regresión binominal negativa bivariable para evaluar la asociación independiente entre el %VO2máx–p y el objetivo evaluado17. Este método modeliza simultáneamente el número de ingresos junto con el evento de mortalidad y utiliza una fragilidad compartida para tener en cuenta la correlación entre estos 2 resultados clínicos. Así pues, en las estimaciones de los ingresos repetidos se incluye un ajuste interno respecto a la mortalidad como evento terminal (censura informativa). Con objeto de tener en cuenta las diferencias en el tiempo de observación por paciente, se utilizó el logaritmo natural del tiempo de observación como compensación en el modelo respecto a los resultados de ingresos y la mortalidad. Las estimaciones se presentan mediante el cociente de tasas de incidencia (CTI). Todas las variables mencionadas en la tabla 1 se evaluaron con fines pronósticos. Se utilizó una selección escalonada retrógrada, con el criterio de información de Akaike como criterio de detención, para elaborar un modelo con un pequeño número de variables. Se evaluó al mismo tiempo el supuesto de linealidad para todas las variables continuas y, si ello era apropiado, se transformaron las variables mediante polinomios fraccionales. En la modelización del %VO2máx–p, se utilizó una transformación con polinomios fraccionales de 0 (logaritmo natural), por disminución del 10%, y en forma de C%VO2máx–p. Las covariables incluidas en los modelos finales para las rehospitalizaciones por cualquier causa y las de causa cardiovascular se indican en el pie de la figura 2. Se consideró estadísticamente significativo un valor de p bilateral<0,05. Todos los análisis se realizaron con el programa Stata 14.0.

Figura 2.

Tasas de hospitalización por cualquier causa, de causa CV y por ICA según el cuartil del C%VO2máx–p. C%VO2máx–p: porcentaje del consumo máximo de oxígeno en ejercicio predicho; CV: cardiovascular; ICA: insuficiencia cardiaca aguda.

C1: del 26,1 al 46,4% del consumo máximo de oxígeno en ejercicio predicho.

C2: del 47 al 60% del consumo máximo de oxígeno en ejercicio predicho.

C3: del 60 al 67,5% del consumo máximo de oxígeno en ejercicio predicho.

C4: del 67,7 al 102,8% del consumo máximo de oxígeno en ejercicio predicho.

(0,14MB).

En el análisis univariable, el %VO2máx–p mostró una asociación significativa e inversa con el riesgo de nuevos ingresos por cualquier causa. Así, las estimaciones del riesgo atribuible al %VO2máx–p evaluado como variable continua (por disminución del 10%) y como logaritmo natural (por disminución de 1 log) fueron: CTI, 1,30 (intervalo de confianza del 95% [IC95%], 1,06-1,61; p=0,014) y CTI, 3,94 (IC95%, 1,40-11,05; p=0,009) respectivamente.

En el análisis multivariable que incluyó los factores pronósticos bien establecidos y los posibles factores de confusión (edad, fibrilación auricular, presión arterial sistólica, frecuencia cardiaca, cociente E/e’, hemoglobina y NT–proBNP) en el modelo de riesgo, la asociación inversa entre el %VO2máx–p y el riesgo de nuevas hospitalizaciones continuó siendo significativa (tabla 2). El gradiente de riesgo mostró relación inversa y casi lineal entre el %VO2máx–p y el riesgo de reingresos por cualquier causa (fig. 3). Al elaborar un modelo con el %VO2máx–p como variable continua, una disminución del 10% en el %VO2máx–p aumentaba el riesgo de nuevas hospitalizaciones en un 32% (CTI, 1,32; IC95%, 1,03-1,68; p=0,028) (tabla 2). En un análisis de sensibilidad, forzando la inclusión en el análisis multivariable de otros factores pronósticos importantes del ejercicio cardiorrespiratorio, como la pendiente VE/VCO2, el %VO2máx–p (por reducción de un 10%) continuó mostrando una asociación significativa con este resultado (CTI, 1,31; IC95%, 1,05-1,65; p=0,020) y la pendiente VE/VCO2 evidenció una asociación en el límite de la significación con el riesgo de hospitalizaciones repetidas (CTI, 1,03; IC95%, 0,99-1,06; p=0,088).

Figura 3.

Relación entre el %VO2máx-p y el riesgo de reingreso por cualquier causa tras un ajuste multivariable. Ajustado por edad, fibrilación auricular, presión arterial sistólica, frecuencia cardiaca, cociente E/e’, hemoglobina y fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral. %VO2máx-p: porcentaje de consumo máximo de oxígeno en ejercicio predicho.

(0,07MB).

Las estimaciones univariables mostraron una relación inversa entre el %VO2máx–p y los ingresos de causa cardiovascular. El %VO2máx–p (por cada 10% de disminución) y el logaritmo del %VO2máx–p (por cada disminución de 1 log) mostraron asociación inversa con un mayor riesgo de hospitalizaciones de causa cardiovascular (CTI, 1,28; IC95%, 0,99-1,66; p=0,063, y CTI, 3,73; IC95%, 1,05-13,24; p=0,042, respectivamente). Tras introducir un ajuste multivariable, esta asociación inversa era más intensa (tabla 2). Por lo que respecta a las hospitalizaciones por IC aguda, el análisis multivariable mostró que el %VO2máx–p (cada 10% de disminución) y el logaritmo del %VO2máx–p (por cada disminución de 1 log) no tenían una relación significativa con el riesgo de nuevos ingresos por IC aguda (CTI, 1,10; IC95%, 0,25-4,73; p=0,583, y CTI, 1,55; IC95%, 0,36-6,69; p=0,556, respectivamente). Tampoco los C%VO2máx–p estaban relacionados con el riesgo de nuevas hospitalizaciones por IC aguda (tabla 2).

Este estudio tiene ciertas limitaciones. En primer lugar, se trata de un estudio observacional llevado a cabo en un solo centro, y ello puede tener múltiples posibles factores de confusión; segundo, el bajo número de eventos adversos registrados, como mortalidad y hospitalizaciones por IC aguda, impidió evaluar la posible asociación independiente entre el %VO2máx–p y esos eventos; tercero, estos resultados no pueden extrapolarse directamente a los pacientes con formas más leves de la enfermedad, y cuarto, el uso de un protocolo de ejercicio en bicicleta en vez de la prueba de esfuerzo en cinta sin fin podría haber motivado una subestimación de la capacidad funcional de algunos pacientes14.