El presente estudio es un subanálisis por multimarcadores de la cohorte total estudiada previamente7. El subanálisis se llevó a cabo con los pacientes con determinaciones disponibles de todos los biomarcadores examinados (sNEP, NT-proBNP, hsTnT y ST2). Entre mayo de 2006 y mayo de 2013, se incluyó en el estudio a los pacientes ambulatorios tratados consecutivamente en una clínica multidisciplinaria de IC. Los criterios de inclusión para la derivación de los pacientes y la obtención de muestras de sangre se han descrito ya en otra publicación7,8. Todos los biomarcadores se analizaron en la misma muestra de sangre conservada a –80°C sin ningún ciclo de congelación-descongelación previo. Todas las muestras se obtuvieron entre las 9.00 y las 24.00.

Todos los participantes dieron su consentimiento informado por escrito, y el estudio fue aprobado por el comité ético local. Todos los procedimientos del estudio se llevaron a cabo cumpliendo las normas éticas establecidas en la Declaración de Helsinki de 1975 y la modificación de 1983.

Todos los pacientes fueron objeto de seguimiento a intervalos regulares predefinidos, y se realizaron otras visitas adicionales según fuera necesario en caso de descompensación. La programación de visitas regulares incluyó como mínimo visitas de enfermería trimestrales, visitas médicas bianuales y visitas electivas de geriatras, psiquiatras y médicos rehabilitadores9. Se contactó por teléfono con los pacientes que no acudieron a las visitas regulares.

El objetivo principal fue la combinación de eventos de muerte CV u hospitalización por IC. Se exploraron también como objetivos secundarios las muertes de causa cardiovascular y las muertes por cualquier causa. Se consideró que una muerte era de origen CV si la causa era IC (IC descompensada o IC resistente al tratamiento en ausencia de otra causa), muerte súbita (muerte inesperada, presenciada o no, de un paciente previamente estable, sin signos de empeoramiento de la IC u otra causa de muerte), infarto agudo de miocardio (directamente relacionado desde un punto de vista temporal con un infarto agudo de miocardio, como consecuencia de complicaciones mecánicas, hemodinámicas o arrítmicas), ictus (asociada a un déficit neurológico de aparición reciente), una intervención (muerte ocurrida después de una intervención diagnóstica o terapéutica) y otras causas CV (p. ej., rotura de un aneurisma, isquemia periférica o disección aórtica). Las hospitalizaciones se identificaron a partir de los registros clínicos de los pacientes con IC, las salas del hospital y la historia clínica electrónica de Cataluña. Se identificaron los acontecimientos mortales a partir de los registros clínicos de los pacientes con IC, las salas del hospital, el servicio de urgencias, médicos generales y contactando con los familiares de los pacientes. Los datos se verificaron mediante consulta de las bases de datos de los sistemas de salud de Cataluña y España. Los eventos los validaron dos de los autores (M. Domingo y J. Lupón). El seguimiento se finalizó el 31 de marzo de 2014.

Se determinó la NEP humana empleando un inmunoanálisis de tipo sandwich (HUMAN NEP/CD10 ELISA KIT [referencia, SK00724-01; número de lote, 20111893], Aviscera Biosciences; Santa Clara, California, Estados Unidos). Se introdujeron varias modificaciones para mejorar la sensibilidad analítica del método y obtener un límite inferior de la cuantificación de la muestra, según lo descrito en otra publicación7. El protocolo modificado mostró una linealidad analítica en el intervalo de valores de 0,250-4ng/ml. Las muestras que tenían una concentración > 4ng/ml se diluyeron hasta una concentración final de entre 0,250 y 64ng/ml. A un valor de un control positivo de 1,4ng/ml, los coeficientes de variación intraanalítica e interanalítica fueron del 3,7 y el 8,9% respectivamente.

La concentración de NT-proBNP se determinó mediante un método de inmunoelectroquimioluminiscencia (Elecsys®, Roche Diagnostics; Basilea, Suiza). Este análisis tiene una reactividad cruzada < 0,001% con el péptido natriurético cerebral (BNP) bioactivo, y en los estudios que forman este informe la prueba tuvo unos coeficientes de variación interanalítica que oscilaron entre el 0,9 y el 5,5%.

La concentración de troponina se determinó con inmunoelectroquimioluminiscencia empleando un test de hsTnT en el Modular Analytics E 170 (Roche Diagnostics). El análisis de hsTnT obtuvo una banda de valores analíticos de 3-10.000 ng/l. En el valor del percentil 99 de 13 ng/l, el coeficiente de variación fue del 9%. Los análisis se llevaron a cabo con reactivos del lote 157123 y no se vieron afectados por los problemas analíticos que han surgido con los tests de hsTnT de Roche.

El ST2 se determinó a partir de muestras de sangre empleando un inmunoanálisis monoclonal de tipo sandwich de alta sensibilidad (Presage® ST2 assay, Critical Diagnostics; San Diego, California, Estados Unidos). El test de ST2 tuvo un coeficiente de variación intraanalítica < 2,5% y un coeficiente de variación total del 4%.

Las variables discretas se expresan en forma de porcentajes. Las variables continuas se expresan como media ± desviación estándar o mediana [intervalo intercuartílico] según tengan distribución normal o no normal. Se evaluó la normalidad de la distribución con gráficos Q-Q. La correlación de las concentraciones de sNEP y NT-proBNP con la edad, la fracción de eyección del ventrículo izquierdo (FEVI), el FGe evaluado con la ecuación CKD-EPI (Chronic Kidney Disease EPIdemiology Collaboration), la urea en sangre y el índice de masa corporal (IMC) se analizó con el coeficiente rho de Spearman debido a la distribución asimétrica de los datos. Las diferencias estadísticas (valor de p para la tendencia) en las concentraciones de NT-proBNP y sNEP entre los diversos subgrupos definidos por FGe (≥ 60, < 60 a 30, y<30ml/min/1,73m2) y los subgrupos definidos por el IMC (20,5 a < 25,5, 25,5 a < 30 y≥30 kg/m2) se determinaron mediante la prueba de Spearman.

Se llevó a cabo un análisis de regresión de Cox multivariable empleando el método escalonado retrógrado. Con objeto de satisfacer el supuesto de linealidad de las covariables sNEP, NT-proBNP, hsTnT y ST2, se utilizaron en los modelos de Cox las funciones logarítmicas de sNEP, NT-proBNP y hsTnT, y un término cuadrático de log (hsTnT) y de ST2. Para el cálculo de la hazard ratio (HR) en las tres variables con transformación logarítmica, se utilizó un aumento de 1 desviación estándar, y los análisis del ST2 se realizaron por cada 10ng/ml de cambio. En los pacientes con cifras de sNEP por debajo del límite inferior de detección (0,250ng/ml), se introdujo una concentración de 0,249ng/ml como variable continua. Se incorporaron al modelo las siguientes variables: edad, sexo, etiología isquémica de la IC, FEVI, clase funcional de la New York Heart Association, presencia de diabetes mellitus, frecuencia cardiaca, presión arterial sistólica, hemoglobina, sodio sérico, FGe, NT-proBNP, hsTnT, ST2, tratamiento con bloqueadores beta, tratamiento con inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina o antagonistas de los receptores de la angiotensina II y sNEP. Con objeto de comparar el valor pronóstico de la sNEP y la NT-proBNP, se evaluaron diversos parámetros de rendimiento (discriminación, calibrado y reclasificación), según lo descrito en publicaciones anteriores9,10. Para calcular la mejora de reclasificación neta, se utilizaron categorías de riesgo basadas en los terciles de riesgo del objetivo compuesto (< 21%, 21-39% y>39%) y de muerte CV (< 11%, 11-23% y>23%).

Los análisis estadísticos se realizaron con el programa SPSS 15 (SPSS Inc.; Chicago, Illinois, Estados Unidos) y el paquete estadístico R versión 2.11.1 (Foundation for Statistical Computing; Viena, Austria). Se consideró significativo un valor de p bilateral < 0,05.

La mediana de concentración de sNEP soluble fue de 0,64 [0,42-1,23] ng/ml y la mediana de concentración de NT-proBNP fue de 1.187 [476-278] ng/l. Los valores de sNEP estuvieron por debajo de la franja evaluable del análisis en 101 pacientes (12,7%). Ambos biomarcadores mostraron una correlación significativa con la edad (ρ=0,41, p<0,001 y ρ=0,19, p<0,001), y la NT-proBNP presentó una correlación significativa con el FGe (ρ=–0,37, p<0,001), la urea en sangre (ρ=0,31, p<0,001) y el IMC (ρ=–0,29, p<0,001) y una correlación débil con la FEVI (ρ=–0,08, p=0,02); pero la sNEP no mostró estas correlaciones (respectivamente, ρ=–0,03, p=0,44; ρ=0,002, p=0,95; ρ=0,04, p=0,23, y ρ=0,008, p=0,88). En el análisis según los estratos predefinidos de FGe e IMC, la concentración sérica de NT-proBNP aumentaba a medida que empeoraba la función renal (figura 1A) y disminuía a medida que aumentaba el IMC (figura 1B), mientras que el sNEP no se veía influido por estas comorbilidades (figuras 1 C y D).

Figura 1.

Gráficos de cajas de la fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral y la neprilisina soluble en los subgrupos definidos según filtrado glomerular estimado e índice de masa corporal. A: concentración de fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral según los grupos definidos por filtrado glomerular estimado. B: concentración de fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral en suero según los grupos definidos por el índice de masa corporal. C: concentración de neprilisina soluble en suero según los grupos definidos por filtrado glomerular estimado. D: concentración de neprilisina soluble según los grupos definidos por el índice de masa corporal. FGe: filtrado glomerular estimado; NT-proBNP: fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral; sNEP: neprilisina soluble. El recuadro central corresponde a los valores de los cuartiles inferior y superior y la línea central, a la mediana. Las líneas verticales van del valor mínimo al máximo, excluidos los valores extremos inhabituales, que no se muestran.

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Además, la NT-proBNP mostró alta correlación con la hsTnT (ρ=0,57, p<0,001) y también una correlación significativa con el ST2 (ρ=0,33, p<0,001), mientras que la sNEP no presentó correlación con la hsTnT (ρ<0,01, p=0,83) y tuvo moderada correlación con el ST2 (ρ=0,15, p<0,001).

Tal como se ha publicado ya anteriormente7, las concentraciones de sNEP y NT-proBNP no mostraron correlación en el conjunto de la muestra (ρ=0,01; p=0,68), y en el presente subestudio de multimarcadores los resultados continuaron sin ser significativos (ρ=0,04, p=0,28).

En los análisis de regresión de Cox multivariantes en los que se incluyeron parámetros clínicos y los biomarcadores de IC claramente establecidos, hsTnT y ST2, la sNEP continuó presentando una asociación independiente tanto con el objetivo compuesto (HR=1,14; intervalo de confianza del 95% [IC95%], 1,02-1,27; p=0,03) (tabla 2) como con la muerte de causa CV (HR=1,15; IC95%, 1,01-1,31; p=0,04) (tabla 3), pero no ocurrió así con la NT-proBNP, ni en el objetivo compuesto (HR=1,09; IC95%, 0,93-1,28; p=0,27) (tabla 2) ni en la muerte de causa CV (HR=1,18; IC95%, 0,97-1,43; p=0,1) (tabla 3).

En el análisis multivariable, la sNEP (HR=1,02; IC95%, 0,92-1,14; p=0,68) y la NT-proBNP (HR=1,09; IC95%, 0,95-1,26; p=0,23) no presentaron asociación independiente con la muerte por cualquier causa. En cambio, en el análisis centrado tan solo en los objetivos de IC, la sNEP continuó mostrando asociación independiente tanto con la muerte relacionada con la IC (HR=1,31; IC95%, 1,11-1,55; p=0,001) como con el objetivo compuesto por muerte relacionada con IC y hospitalización por IC (HR=1,20; IC95%, 1,06-1,35; p=0,005), mientras que la NT-proBNP no mostró esta asociación (respectivamente, HR=1,18, IC95%, 0,97-1,43; p=0,1, y HR=1,07; IC95%, 0,89-1,29; p=0,48).

La comparación directa de la sNEP con la NT-proBNP en un modelo predictivo que contenía 11 variables clínicas junto con la hsTnT y el ST2 no mostró diferencias en la capacidad de discriminación (todas las diferencias de área bajo la curva, p>0,05) (figura 2) y de reclasificación (todos los valores de mejora de discriminación integrada y mejora de reclasificación neta, p>0,05) por lo que respecta a los dos objetivos, al añadirlos al modelo de referencia (tabla 4). La calibración fue buena, con una prueba de Hosmer-Lemeshow no significativa en todos los modelos (en todos los casos, p>0,05), aunque los modelos que incluían la sNEP mostraron valores ligeramente inferiores del criterio de información de Aikaike y el criterio de información bayesiano, mejor calibrado (datos no presentados). La adición de la sNEP mejoró la bondad de ajuste general evaluada con la prueba de cociente de verosimilitud tanto para el objetivo principal compuesto (p=0,02) como para el objetivo de muerte de causa CV (p=0,03), pero no ocurrió así con la adición de NT-proBNP (p=0,22 y p=0,11 respectivamente). Un valor de p significativo en esta prueba significa que la adición de una nueva variable al modelo mejora significativamente la exactitud del modelo de referencia.

Figura 2.

Área bajo la curva de los modelos predictivos. Modelo básico (línea roja): edad, sexo, etiología isquémica de la insuficiencia cardiaca, fracción de eyección del ventrículo izquierdo, clase funcional de la New York Heart Association, presencia de diabetes mellitus, hemoglobina, sodio sérico, filtrado glomerular estimado, troponina T de alta sensibilidad, ST2, tratamiento con bloqueadores beta y tratamiento con inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina o antagonistas de los receptores de la angiotensina II. El modelo que contiene también la neprilisina soluble se muestra mediante una línea verde y el modelo que contiene también la fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral se muestra con una línea azul. A: objetivo compuesto formado por muerte de causa cardiovascular y hospitalización por insuficiencia cardiaca (p=0,83 para la comparación del modelo básico frente al modelo que contiene también fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral; p=0,24 para la comparación del modelo básico frente al modelo que contiene también neprilisina soluble, y p=0,22 para la comparación directa de los dos modelos que contienen los biomarcadores neurohormonales). B: muerte cardiovascular (p=0,87, p=0,26 y p=0,40 respectivamente para las mismas comparaciones). AUC: área bajo la curva; NT-proBNP: fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral; sNEP: neprilisina soluble. Esta figura se muestra a todo color solo en la versión electrónica del artículo.

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En la figura 3 se muestra la curva de supervivencia sin eventos de la regresión de Cox para el objetivo principal combinado de muerte de causa CV u hospitalización por IC (figura 3A) y la curva de supervivencia para la muerte de causa CV (figura 3B) según las concentraciones séricas inferiores o superiores a la mediana de sNEP, hsTnT y ST2.

Figura 3.

Curvas de supervivencia con regresión de Cox según el número de biomarcadores elevados (neprilisina soluble, troponina T de alta sensibilidad y ST2; n=797). A: curva de supervivencia sin eventos correspondiente al objetivo principal compuesto por muerte de causa cardiovascular y hospitalización por insuficiencia cardiaca. B: curva de supervivencia para la muerte de causa cardiovascular. hsTnT: troponina T de alta sensibilidad; sNEP: neprilisina soluble. Se consideró elevado el biomarcador si su valor era igual o superior a las siguientes medianas: neprilisina soluble, 0,64 ng/ml; troponina T de alta sensibilidad, 22,3 ng/l; ST2, 38,1 ng/ml.

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El método de análisis experimental para la determinación de la sNEP que se describe aquí tiene un periodo de incubación prolongado, lo cual hace que no sea apropiado para el uso clínico diario. No se dispone de datos sobre la estabilidad de la sNEP mientras está congelada, por lo que no se puede descartar la posibilidad de que las concentraciones de sNEP halladas hubieran sido diferentes en muestras analizadas en fresco. Las muestras se obtuvieron durante las visitas ordinarias y no se recogieron datos sobre la estabilidad clínica de los pacientes (es decir, la posible descompensación durante los 3 meses previos). Sin embargo, la muestra es representativa de los pacientes ambulatorios con IC crónica de la práctica clínica real. Aunque la población en estudio eran pacientes con IC de la práctica clínica real, con diferentes etiologías de la IC, se trataron en unidades específicas de IC multidisciplinarias en un hospital de nivel terciario; la mayoría de los pacientes se habían derivado del servicio de cardiología y, por consiguiente, se trataba de varones relativamente jóvenes con IC de etiología isquémica y FEVI reducida. En consecuencia, estos resultados no son necesariamente extrapolables a una población más global de pacientes con IC. En un futuro próximo, con la probable generalización del uso de inhibidores de la NEP en pacientes con IC y FEVI reducida, es posible que se modifique el valor pronóstico y el uso de la sNEP y otros biomarcadores circulantes.

Serán necesarios estudios prospectivos para evaluar estrategias individualizadas para la inhibición farmacológica de la NEP basadas en la determinaciónde sNEP en pacientes con IC. El uso apropiado de biomarcadores para respaldar el tratamiento de los pacientes con IC deberá facilitar la reducción de los costes de una enfermedad cuya asistencia resulta muy cara en los países desarrollados28.