Este estudio de cohortes observacional, prospectivo y multicéntrico se basa en los datos obtenidos de los 7 hospitales españoles de nivel terciario con capacidad para realizar una intervención coronaria percutánea (ICP) in situ en servicio permanente (Registro RECOVID-SCA). Este registro incluyó a todos los pacientes consecutivos con IAM con (IAMCEST) y sin elevación del segmento ST (IAMSEST) a quienes se practicó una coronariografía del 15 de marzo al 15 de abril de 2020. Este periodo se corresponde cronológicamente con el pico de la COVID-19 en España. El estudio se realizó conforme a la Declaración de Helsinki de 1964 y sus posteriores modificaciones, y fue aprobado por el Comité de Ética del hospital encargado de coordinar el registro. Un comité independiente de criterios de valoración clínicos y académicos llevó a cabo una adjudicación a ciegas de los episodios.

Se registraron los datos personales, los antecedentes cardiovasculares y los factores de riesgo: sexo, índice de masa corporal, hipertensión, diabetes mellitus, dislipemia, insuficiencia renal crónica con aclaramiento de creatinina <30ml/min, tabaquismo (actual o anterior), enfermedad pulmonar obstructiva crónica, insuficiencia cardiaca (fracción de eyección conservada y reducida), coronariopatía anterior, accidente cerebrovascular o accidente isquémico transitorio, cualquier patrón de fibrilación auricular11, cáncer y tratamiento anticoagulante crónico.

Se clasificó a los pacientes según el diagnóstico inicial de IAMCEST o IAMSEST. Se diagnosticó IAMCEST a los pacientes con características clínicas de isquemia miocárdica y electrocardiograma con elevación del segmento ST en al menos 2 derivaciones contiguas12. Mientras tanto, el diagnóstico de IAMSEST requería que hubiera angina junto con aumento de un biomarcador cardiaco por encima del percentil 99 del límite superior de referencia13. Se excluyó a los pacientes a quienes finalmente se diagnosticó miocarditis o miocardiopatía de tako-tsubo. Asimismo, se clasificó a los pacientes en función de la positividad para la COVID-19. Este diagnóstico se estableció en cada centro según las directrices de la Organización Mundial de la Salud14. De cada paciente se realizó una prueba de reacción en cadena de la polimerasa mediante fluorescencia en tiempo real para detectar el ácido nucleico positivo del SARS-CoV-2 en frotis de garganta o en muestras del tracto respiratorio inferior.

Se registraron las manifestaciones clínicas, los hallazgos electrocardiográficos y ecocardiográficos, las puntuaciones de Killip-Kimball y GRACE y los resultados de las siguientes pruebas analíticas: troponina cardiaca, creatincinasa, fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral, péptido natriurético cerebral, proteína C reactiva, dímero D, ferritina, hemograma completo y función hepática. Cada centro midió la troponina cardiaca I o T mediante pruebas de alta sensibilidad con diferentes límites superiores de referencia. Para estandarizar estos resultados, se utilizó la razón del valor de troponina observado dividido entre los puntos de corte del percentil 99 del límite superior de referencia de cada centro, como se había hecho anteriormente15.

Se evaluaron los siguientes hallazgos relacionados con la intervención quirúrgica: acceso vascular, número de vasos coronarios con estenosis grave (> 70%), vaso culpable, características angiográficas (caracterización del trombo según el sistema de clasificación del grupo de estudio Thrombolysis in Myocardial Infarction [TIMI] y el grado del flujo TIMI antes y después de la intervención quirúrgica)16,17, número de stents y aspiración del trombo durante la ICP.

Se consideraron los siguientes eventos adversos hospitalarios: hemorragia según la escala Bleeding Academic Research Consortium (BARC)18, SDRA que requirió intubación traqueal, accidente cerebrovascular, tromboembolia arterial sistémica, reinfarto de miocardio, uso de asistencia circulatoria mecánica, arritmias ventriculares sostenidas, muerte total y muerte de origen cardiovascular. Se definió reinfarto como la elevación del segmento ST ≥ 1 mm recidivante o la aparición de nuevas ondas Q patognomónicas en al menos 2 derivaciones contiguas, especialmente en concomitancia con síntomas isquémicos y elevación de la troponina (aumento > 20% del valor de troponina en la segunda muestra)19. El SDRA se definió como una afección aguda caracterizada por infiltrados pulmonares bilaterales e hipoxemia grave (relación entre la presión parcial de oxígeno en la sangre arterial del paciente [PaO2] y la fracción de oxígeno en el aire inspirado [FiO2]) en ausencia de signos de edema pulmonar cardiogénico20. Como muertes cardiovasculares se incluyeron las muertes por IAM, muerte súbita cardiaca, insuficiencia cardiaca, accidente cerebrovascular, hemorragia cardiovascular o intervención cardiovascular21. La embolia abarca la embolia sistémica y el accidente cerebrovascular, y excluye la tromboembolia venosa.

Se compararon las variables basales y los resultados clínicos durante el ingreso entre los pacientes con y sin COVID-19 mediante la prueba de la χ2 o la prueba exacta de Fisher (si el valor esperado en cada casilla era < 5) para las variables categóricas y la prueba de la t de Student o de la U de Mann-Whitney (si el supuesto de normalidad era significativo [p <0,05 en la prueba de Shapiro-Wilk]) para las variables continuas, según correspondiera. No se necesitó imputar datos perdidos. En todas las pruebas, los valores de p de todos los resultados fueron bilaterales; se consideró que un valor < 0,05 indicaba significación estadística. Los intervalos de confianza se definieron al 95% (IC95%). Se utilizó un modelo de regresión logística multivariante para identificar factores independientes de muerte hospitalaria mediante el método «adelante condicional». Se excluyó de este análisis a los pacientes con IAM de tipo 2 por su fisiopatología, distinta que la del IAM de tipo 1. Las variables con p <0,05 en el análisis univariante se incorporaron al análisis multivariante. La puntuación GRACE > 140 y la fracción de eyección del ventrículo izquierdo <30% se analizaron como variables categóricas. Los resultados se comunican como odds ratio (OR) con sus IC95%. La prueba de Hosmer-Lemeshow y la R2 de Nagelkerke a partir del modelo de regresión se utilizaron como indicadores de la bondad de ajuste de cada modelo de riesgo y para evaluar su capacidad de calibración.

Además, debido a la naturaleza observacional del estudio, hubo algunas diferencias entre las características basales de los pacientes de los 2 grupos. Como consecuencia de estas diferencias, se realizó un análisis por puntuación de propensión con modelos potenciados generalizados, con la COVID-19 como variable dependiente y las características basales descritas en la tabla 1 como covariables. Se realizó un análisis ponderado por puntuación de propensión para determinar el efecto de la COVID-19 en la mortalidad.

Los análisis se realizaron con la versión 25 del paquete de software IBM SPSS Statistics para Mac (IBM Corp., Estados Unidos) y la versión 3.6.3 de R statistics (R Foundation for Statistical Computing, Austria).

Entre el 15 de marzo y el 15 de abril de 2020, se diagnosticó IAM a 193 pacientes. Se excluyó a 6 pacientes: 3 diagnosticados de miocarditis, que en 1 de ellos fue fulminante y produjo 1 muerte, y 3 diagnosticados de miocardiopatía de tako-tsubo. Se incluyó en el estudio a un total de 187 pacientes, 76 con IAMSEST (40%) y 111 con IAMCEST (60%) (figura 1). La media de edad en el momento del ingreso fue 65±13 años y 34 pacientes (18%) eran mujeres. De todos los pacientes, 32 (17%) dieron positivo en las pruebas de la COVID-19: 12 (37%) tenían IAMSEST y 20 (63%), IAMCEST (figura 2). A 10 pacientes sin síntomas infecciosos no se les realizó la prueba de reacción en cadena de la polimerasa mediante fluorescencia en tiempo real para detectar el SARS-CoV-2 y se los consideró negativos para la COVID-19 (8 con IAMCEST y 2 con IAMSEST). Ninguno de los pacientes tuvo eventos adversos. No hubo diferencias estadísticamente significativas en las características iniciales entre los pacientes diagnosticados de COVID-19 y sin este diagnóstico (tabla 2).

Figura 1.

Infarto agudo de miocardio durante el brote epidémico de la COVID-19. COVID-19: enfermedad por coronavirus de 2019; ECG: electrocardiograma; FEVI: fracción de eyección del ventrículo izquierdo; GRACE: Global Registry of Acute Coronary Events; IAMCEST: infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST; IAMSEST: infarto agudo de miocardio sin elevación del segmento ST; IC95%: intervalo de confianza del 95%; OR: odds ratio; TIMI: Thrombolysis in Myocardial Infarction.

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Figura 2.

Distribución de pacientes en función del diagnóstico inicial. COVID-19: enfermedad por coronavirus de 2019; IAM: infarto agudo de miocardio; IAMCEST: infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST; IAMSEST: infarto agudo de miocardio sin elevación del segmento ST.

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Entre los pacientes sin COVID-19 predominaba el dolor precordial, mientras que los pacientes con la enfermedad presentaban sobre todo síntomas respiratorios, como fiebre y tos. Las puntuaciones de Killip-Kimball III/IV y GRACE fueron significativamente más altas en los pacientes con COVID-19. No hubo diferencias significativas en la fracción de eyección del ventrículo izquierdo entre los 2 grupos. Los pacientes con COVID-19 tenían valores de proteína C reactiva más altos al ingreso y concentraciones máximas durante la hospitalización, menos linfocitos al ingreso y mayores concentraciones máximas de ferritina, dímero D y alanina aminotransferasa. No hubo diferencias significativas entre los 2 grupos en los valores de troponina cardiaca al ingreso y el valor máximo alcanzado durante la hospitalización. En cuanto al tratamiento antiagregante plaquetario, para la mayoría de los pacientes con COVID-19 fue prasugrel. La estancia hospitalaria fue considerablemente más corta entre los pacientes sin COVID-19 que entre aquellos con COVID-19 (4,3±2,9 frente a 7,6±6,3 días; p <0,01).

De los 187 pacientes sometidos a coronariografía, finalmente se diagnosticó IAM de tipo 2 con coronariopatías no obstructivas a 7 (3,7%); solo 1 paciente (3,2%) resultó positivo en las pruebas de COVID-19, mientras que 6 (3,8%) resultaron negativos. No hubo diferencias en cuanto a mortalidad o eventos cardiovasculares adversos mayores entre los pacientes con IAM de tipo 1 y con IAM de tipo 2.

Se realizó ICP primaria a 106 de los 111 pacientes con IAMCEST. La demora desde el inicio de los síntomas hasta el cruce de la guía en los pacientes con IAMCEST fue equivalente entre aquellos con COVID-19 y sin COVID-19: mediana, 240 [intervalo intercuartílico, 157-315] frente a 241 [99-420] min (p=0,80). No hubo indicios de una mayor cantidad de trombos medidos por la puntuación TIMI de trombos o una mayor tasa de trombectomía en ninguno de los grupos.

La incidencia de coronariopatía multivaso fue parecida en los 2 grupos. No hubo diferencias importantes respecto al tratamiento de los vasos no culpables durante el ingreso, con tasas del 21% de los pacientes con COVID-19 y el 23% de los pacientes sin COVID-19 (p=0,20). Tampoco se hallaron diferencias en las características anatómicas del vaso culpable o el número de stents implantados. Las complicaciones relacionadas con la intervención también fueron semejantes en los 2 grupos.

Hubo 14 muertes hospitalarias (7,5%; IC95%, 4%-11%). La mortalidad total (8 [25%] frente a 6 [3,8%]; p <0,001) y la muerte de origen cardiovascular (5 [15,2%] frente a 3 [1,8%]; p=0,001) fueron significativamente mayores en el grupo con COVID-19 que en el grupo sin COVID-19 (figura 3). No se encontraron diferencias considerables en los demás eventos adversos. Los pacientes con COVID-19 además de IAM y neumonía bilateral que necesitaron ventilación mecánica a causa del SDRA sufrieron mayor mortalidad que los pacientes sin SDRA (el 83 frente al 12%; p=0,002).

Figura 3.

Asociación de la COVID-19 con eventos adversos en pacientes ingresados por IAM. ArritV: arritmias ventriculares, AsMec: asistencia circulatoria mecánica; BARC: Bleeding Academic Research Consortium; COVID-19: enfermedad por coronavirus de 2019; CV: cardiovascular; Embolia: accidente cerebrovascular o embolia arterial sistémica; IAM: infarto agudo de miocardio; Re-IAM: reinfarto de miocardio; SDRA: síndrome de dificultad respiratoria aguda.

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Las causas de muerte de los pacientes con COVID-19 fueron: SDRA, 5 pacientes; shock cardiogénico tras embolización distal del trombo de una lesión de la coronaria principal izquierda, 2; rotura cardiaca como complicación mecánica de un IAMCEST, 1. En cambio, las causas de muerte de los pacientes sin COVID-19 fueron 2 en shock cardiogénico, 1 posible trombosis del stent (definida según el Academic Research Consortium), 1 accidente cerebrovascular cerebeloso, 1 encefalopatía hipóxica después de una larga parada cardiaca extrahospitalaria y 1 hepatitis fulminante.

El análisis de regresión logística univariante de los potenciales factores de riesgo de mortalidad total se muestra en la tabla 1 del material adicional. Los factores de riesgo de mortalidad hospitalaria fueron la edad, una puntuación de Killip-Kimball > 2, una puntuación GRACE > 140, un flujo TIMI < 3 tras la ICP, calcificación coronaria grave, una fracción de eyección del ventrículo izquierdo <30%, proteína C reactiva, creatincinasa total, dímero D, aspartato aminotransferasa, ferritina, BARC > 2, SDRA y COVID-19. Cuando todas estas variables se incorporaron a un modelo de regresión logística condicional multivariante, solo la COVID-19 (OR = 6,61; IC95%, 1,82-24,43; p=0,02) y la puntuación GRACE > 140 (OR = 23,45; IC95%; 2,52-62,51; p=0,005) continuaron siendo factores independientes de muerte hospitalaria (Hosmer-Lemeshow, p=0,65; R2 de Nagelkerke=0,54) (figura 1). Tras el emparejamiento por puntuación de propensión, se logró una comparabilidad satisfactoria mediante una disminución de las diferencias estandarizadas a menos del 20% de todas las covariables (tabla 2). En el análisis ajustado por puntuación de propensión, la mortalidad fue significativamente mayor en el grupo de pacientes con COVID-19 (el 25,8 frente al 18,0%; p=0,045).

Hay varias limitaciones que tener en cuenta a la hora de interpretar nuestro estudio. Primero, este fue un estudio observacional y no aleatorizado, y como tal los resultados pueden haber estado influidos por factores de confusión identificados y no identificados. En segundo lugar, el número de pacientes estudiados con IAM y COVID-19 es pequeño, lo que podría limitar el número de factores pronósticos independientes identificados y la consistencia de los resultados. Finalmente, se incluyeron todas las variables mediante la consulta de historias clínicas posiblemente incompletas. A pesar de estas limitaciones, la significación estadística fue suficiente para extraer conclusiones provisionales.