Estudio observacional prospectivo en el que se incluyó a pacientes con IAMCEST que habían ingresado en un centro universitario de atención especializada, dentro de una red primaria de ICP, entre febrero de 2011 y enero de 2016. Se diagnosticó y trató el IAMCEST según las recomendaciones actuales11,12. Los datos demográficos y clínicos basales se registraron en una base de datos durante el ingreso hospitalario. La fracción de eyección del ventrículo izquierdo (FEVI) se evaluó antes del alta con ecocardiografía y siguiendo el método de Simpson.

El comité de ética (referencia EO-11-061) aprobó el protocolo y los pacientes o sus representantes proporcionaron el consentimiento informado por escrito.

Se obtuvieron muestras de sangre por punción venosa 12 h después del inicio de los síntomas. Se procesaron las muestras en un laboratorio central para la medición de biomarcadores. El suero se obtuvo por centrifugación y se almacenó a −80°C hasta su análisis.

Se determinó la Metrnl mediante el Human Meteorin-like/METRNL DuoSet ELISA (R&D Systems, Estados Unidos; referencia DY7867-05, lote P100731) (n=381) con inmunoanálisis de espectrofotometría según los protocolos de los fabricantes; el intervalo de la prueba fue de 15,6 a 1.000 pg/ml. Se determinaron la troponina T ultrasensible (TnT-us; n=354) y la fracción aminoterminal del propéptido natriurético cerebral (NT-proBNP; n=318) con inmunoanálisis de electroquimioluminiscencia (TnT-us13 y Elecsys proBNP14, Roche Diagnostics, Alemania) con un sistema modular Analytics E170 (Roche Diagnostics).

Todos los demás valores analíticos (hemoglobina, creatinina, colesterol total, colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad [cHDL], colesterol unido a lipoproteínas de baja densidad [cLDL], triglicéridos y fracción MB de la creatincinasa [CK-MB]) se determinaron en el momento del ingreso.

El criterio de valoración primario fue una combinación de mortalidad por cualquier causa e infarto de miocardio (IM) no mortal a los 3 años. En el caso de los pacientes con eventos recurrentes, se registró el tiempo transcurrido hasta el primer evento. El criterio de valoración secundario fue la mortalidad por cualquier causa a los 3 años. Los criterios de valoración se adjudicaron a partir de los registros clínicos electrónicos o contactando por teléfono directamente con los pacientes o sus familiares.

Las variables cualitativas se registran como valores y porcentajes absolutos. Las variables continuas se expresan como media ± desviación estándar o mediana [intervalo intercuartílico], según la distribución de los datos fuera normal o no. Se evaluaron las desviaciones de la normalidad con diagramas cuantil-cuantil (QQ) normales. Se hicieron comparaciones entre los grupos con la prueba de la χ2 y la prueba de Fisher para variables cualitativas y la prueba de la t de Student, la prueba de la suma de rangos de Wilcoxon o la de Kruskal-Wallis para variables continuas, según fuera apropiado. Se hicieron correlaciones entre la concentración de la Metrnl y otras variables continuas con los métodos de Pearson o Spearman según conviniera.

Se realizaron análisis de supervivencia con los modelos de riesgos proporcionales de Cox (mediante el método por pasos hacia atrás) tras evaluar las suposiciones proporcionales. Las variables con distribución no normal se transformaron en log2 antes de los análisis. Se comunican las hazard ratio (HR) con sus intervalos de confianza del 95% (IC95%). Los modelos multivariantes incluyeron los principales predictores de resultados según conocimientos anteriores15,16 que habían sido estadísticamente significativos (p <0,05) en el análisis univariante y se evitó el sobreajuste. Las siguientes variables se incorporaron al modelo de regresión para el criterio de valoración principal: concentración de Metrnl, edad, diabetes mellitus, parada cardiaca, clase III/IV de Killip-Kimball, FEVI y aclaramiento de creatinina en el ingreso, estimados a partir de la fórmula de Cockroft-Gault. Asimismo, el modelo para el criterio de valoración secundario incluyó concentraciones de Metrnl, edad, parada cardiaca, clase III/IV de Killip-Kimball y FEVI. En un análisis de sensibilidad, se introdujeron modelos que incluían la TnT-us y la NT-proBNP para ambos criterios. La mejora en la discriminación al añadir la Metrnl a los modelos clínicos se evaluó comparando los índices C de Harrel resultantes. Se trazaron las curvas de supervivencia de Cox para representar cómo se relacionaba la ocurrencia del criterio de valoración principal con la distribución de las concentraciones de Metrnl a lo largo del tiempo.

Se consideró que las diferencias eran estadísticamente significativas cuando p <0,05. Los análisis estadísticos se hicieron con el software SPSS Statistics 24 (IBM, Estados Unidos) y STATA, V.15.1 (StataCorp., Estados Unidos).

Durante el periodo de estudio se incluyó a un total de 381 pacientes (tabla 1). La media de edad fue de 61,4±13,0 años, el 21% eran mujeres y el 43% ya había sufrido antes un IM. Se constató clase III-IV de Killip-Kimball en el 8% de los pacientes y el 97% recibió tratamiento satisfactorio con ICP primaria tras una media de 180 min desde el inicio de los síntomas.

Más del 98% de los pacientes completaron el seguimiento de 3 años. Durante el seguimiento solo se perdió a 7 pacientes (1,8%): 4 después de recibir el alta, que fueron excluidos de los análisis de supervivencia, y 3 tras una media de seguimiento de 1,7 años, a los que se incluyó en los análisis. Tras un periodo de 3 años, 40 pacientes habían fallecido, 24 habían vuelto a ingresar por un IM y 59 (16%) habían sufrido el objetivo combinado (35 defunciones y 24 IM no mortales, 5 de los cuales fallecieron después). Los pacientes que sufrieron eventos eran mayores y era más probable que tuvieran antecedentes de hipertensión, diabetes, enfermedad cerebrovascular, insuficiencia cardiaca (IC), IM o ICP. Además, más tarde tuvieron que someterse a reperfusión, se constató mayor gravedad de la enfermedad (aumento de la clase de Killip-Kimball y la puntuación del Registro GRACE [Global Registry of Acute Coronary Events]), más complicaciones relacionadas con infarto agudo de miocardio (IAM), peor FEVI, valores más bajos de hemoglobina y aclaramiento de creatinina al ingreso y mayores concentraciones de NT-proBNP y Metrnl (tabla 1 del material adicional).

La concentración media de Metrnl 12 h tras el IAMCEST fue de 413,2 [320,9-559,7] pg/ml. En la tabla 1 se muestra a los pacientes estratificados según el valor de la Metrnl fuera superior o inferior a la mediana y en la tabla 2, las medianas de Metrnl según la presencia de cada variable. Las concentraciones de Metrnl se relacionaron con la presencia de factores de riesgo cardiovascular, los antecedentes de IC e ICP y el número de arterias coronarias afectadas en el momento de sufrir el IAMCEST. Además, se constató una relación positiva entre la Metrnl y la edad, la puntuación del Registro GRACE y las concentraciones de TnT-us y NT-proBNP y una relación inversa con la presión arterial sistólica y los valores de hemoglobina, aclaramiento de creatinina, colesterol total y cLDL al ingreso (tabla 3; figura 1 del material adicional).

La concentración de Metrnl también se relacionó con las complicaciones hospitalarias del IM. Así pues, las concentraciones fueron mayores en los pacientes con taquicardia ventricular (p=0,021), fibrilación auricular (p=0,008), alteraciones de la conducción intraventricular (p=0,007), infarto del ventrículo derecho (p=0,001), IC (p=0,001), shock (p <0,001) y muerte hospitalaria (p <0,001) (tabla 4; tabla 2 del material adicional). Hubo una tendencia al aumento de la Metrnl en relación con la clase de Killip (fig. 1). Curiosamente, se observó que no había relación entre la Metrnl y la FEVI u otras complicaciones graves como la fibrilación ventricular o la parada cardiaca.

Figura 1.

Gráfico de violín de la concentración de Metrnl circulante 12 h después del inicio del IAMCEST según la clase de Killip-Kimball. IAMCEST: infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST.

(0.12MB).

Respecto a los participantes de los dos terciles más bajos, los del tercil más alto corrieron el triple de riesgo de muerte por cualquier causa o IM no mortal a los 3 años (HR = 3,24; IC95%, 1,92-5,44) (fig. 2). Los modelos de regresión multivariables de riesgos proporcionales instantáneos (tabla 5) indicaron que la Metrnl es un factor independiente pronóstico del objetivo primario (HR= 1,86; IC95%, 1,23-2,81), junto con la edad, la ocurrencia de parada cardiaca, la clase III o IV de Killip-Kimball y la FEVI. La adición de concentraciones de Metrnl a un modelo predictivo que incluye estas variables mejoró la discriminación con un aumento del índice c, que pasó de 0,764 (IC95%, 0,690-0,838) a 0,776 (IC95%, 0,704-0,848), aunque esta diferencia no fue estadísticamente significativa (p=0,328), tal como se representa en la figura 2 del material adicional. Además, la Metrnl predecía por sí sola y de manera independiente la mortalidad por cualquier causa a los 3 años (HR = 1,84; IC95%, 1,11-3,04). Los análisis de sensibilidad con modelos que incluían la TnT-us y la NT-proBNP revelaron resultados parecidos de ambos criterios de valoración (tabla 3 del material adicional).

Figura 2.

Curvas de supervivencia de Cox sin ajustar (A) y ajustada (B) para el criterio de valoración principal (mortalidad por cualquier causa o infarto de miocardio no mortal a los 3 años) según los terciles de la concentración de Metrnl (T3 frente a T1-T2). Curvas ajustadas por edad, antecedentes de diabetes mellitus, parada cardiaca al ingreso, clase III/IV de Killip-Kimball, fracción de eyección del ventrículo izquierdo y aclaramiento de creatinina al ingreso estimado mediante la fórmula de Cockroft-Gault. HR: hazard ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%.

(0.14MB).

Este estudio tiene algunas limitaciones. Es un estudio observacional unicéntrico, aunque el tamaño de la muestra es relativamente grande y el seguimiento fue de 3 años. Las muestras de sangre se extrajeron en un único momento y, por consiguiente, no se pudo evaluar los cambios dinámicos a lo largo del tiempo ni su relación con el cuadro clínico y los resultados.

Por contra, el diseño del estudio per se no proporciona suficientes datos para comprender del todo la fisiopatología de la Metrnl en el IAM. Por último, aunque este estudio es el primero que proporciona indicios de relación entre la concentración de Metrnl y el pronóstico en el IM, se requieren más estudios para validar los resultados, establecer su utilidad clínica y evaluar la función de la Metrnl en la fase aguda del IM.