El intervalo QT absoluto se midió manualmente en las derivaciones II y V5, utilizándose V4 o V6 o aquella derivación en la que el intervalo estuviera mejor definido cuando no era posible la medición en II o V5. No se consideró la medición automática por 2 motivos: a) no estar disponible en todos los electrocardiógrafos usados en el estudio, y b) tener diversos algoritmos de medida en aquellos en que sí estaba disponible esta opción. Para obtener el QT corregido (QTc) se utilizó la fórmula de Bazett (QTc = QT/√RR). Si bien tiene limitaciones (tendencia a sobreestimar el QT por encima de las 100 pulsaciones), se optó por dicha fórmula por ser la más utilizada. Esto permite comparar los resultados obtenidos con los de otros estudios publicados previamente. Para analizar los intervalos QTc en la población estudiada se establecieron diversas categorías atendiendo a la evidencia clínica disponible, sobre todo en lo que al pronóstico se refiere. Respecto al QTc largo, las categorías fueron las utilizadas en el estudio de Goldenberg et al.17 Para el QTc corto se tomaron como referencia las usadas en el artículo de Anttonen et al.18:

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  QTc normal: 340-439ms.

• •

  QTc borderline: 440-469ms.

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  QTc largo: ≥ 470ms17,19–21.

• •

  QTc corto: 321-339ms.

• •

  QTc muy corto: ≤ 320ms11,18,22,23.

Se excluyó del análisis a los individuos con bloqueo completo de rama izquierda, ritmos estimulados o ritmos no sinusales.

Con posterioridad a la obtención de resultados se publicaron las nuevas guías de la Sociedad Europea de Cardiología sobre arritmias ventriculares y muerte súbita24, que establecen un punto de corte para QTc largo ≥ 480ms (clase I, nivel de evidencia C). En consecuencia, se decidió reanalizar los datos referentes a la población del estudio también con este otro punto de corte.

Los patrones electrocardiográficos Brugada 1 y 2 se definieron según el documento de consenso de 20022:

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  Tipo 1 o patrón en «lomo de delfín»: elevación convexa-descendente del segmento ST ≥ 2mm en más de una derivación precordial derecha, seguida de onda T negativa.

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  Tipo 2 o patrón en «silla de montar»: elevación cóncava del segmento ST ≥ 2mm en más de una derivación precordial derecha, seguida de ondas T positivas o isobifásicas.

Debido al proceso de muestreo, en el que las personas de la población tienen diferentes probabilidades de ser elegidas, a cada participante en la muestra final se le asignó un peso que se interpreta como el número de personas de la población española del mismo grupo de edad, sexo y área geográfica que dicho paciente representa25. De este modo, la suma de todos los pesos de la muestra es igual al tamaño de la población española ≥ 40 años. Esta ponderación fue compleja. Se realizó en 2 fases, de acuerdo a la metodología ya descrita en publicaciones previas del estudio OFRECE13,14 y según el procedimiento propuesto por Deville y Särndal26 con la instrucción calibrate del paquete estadístico Stata (versión 10.1). Para el ajuste, o calibrado, se utilizó como población el padrón municipal de habitantes del año 2011 por sexo, grupo de edad y área geográfica.

Todos los análisis realizados han tenido en cuenta el diseño muestral del estudio. Para todas las variables analizadas se calcularon las prevalencias específicas por grupos de edad y sexo y sus intervalos de confianza del 95% (IC95%).

Para identificar los factores asociados con las anomalías de interés se estimaron las odds ratio ajustadas por edad y sexo mediante modelos de regresión logística. Posteriormente, para identificar factores asociados de manera independiente con las condiciones de interés, se ajustó un modelo multivariante en el que se incluyeron los factores con p < 0,1 en el análisis previo.

Se realizó un análisis de la variabilidad interobservador. La concordancia fue muy alta en todos los casos, superior al 99%. Respecto a la concordancia en los patrones tipo Brugada, el acuerdo esperado fue 0,9947 y el observado 0,9976. El índice de Kappa fue 0,5444 (IC95%, 0,3667-0,7220). En el caso del QTc se anotaron y revisaron los casos en los que la diferencia entre la medición del observador y la del revisor superó los 10ms por exceso (la medición del observador es mayor, n = 172) o por defecto (la medición del revisor es mayor, n = 37). Se realizó una tercera medición por ambos y se llegó a un acuerdo. En el resto de los casos (discrepancia ≤ 10ms), se anotó en la base de datos el valor promedio. Estas discrepancias en 209 pares de mediciones (2,5% del total) tienen un impacto clínico menor puesto que solo 7 (un 0,08% del total) ocasionarían cambios en la clasificación del paciente en lo que respecta a la duración de su QTc.

De los 8.343 participantes que completaron el protocolo, 7.889 cumplieron los criterios de inclusión en este análisis (ritmo propio sinusal y no tener bloqueo de rama izquierda). Se excluyó a 243 participantes por estar en FA, a 135 por bloqueo de rama izquierda, a 24 por ambas características y a 52 por presentar ritmos no sinusales o no naturales. El 52,5% fueron mujeres con una edad media de 58,3 años. La mayor parte de la población (7.011 individuos) tuvo un intervalo QTc normal; lo que supone una tasa del 88,9%, ponderada por edad y sexo del 90,5% (IC95%, 89,5-91,5). El QTc medio en este grupo fue de 403,8ms (IC95%, 402,6-405,0). Un total de 763 personas presentó un QTc borderline (prevalencia del 9,7%; ponderada del 8,3%; IC95%, 7,4-9,3). El QTc medio fue 449,3ms (IC95%, 448,5-450,0). Presentaron un intervalo QTc largo (punto de corte ≥ 470ms) 96 participantes (prevalencia bruta, 1,22%; ponderada, 1,01%; IC95%, 0,68-1,34). El QTc medio de este grupo de individuos fue de 484,9ms (IC95%, 480,2-489,6). Finalmente, 51 participantes tuvieron un QTc ≥ 480ms, prevalencia del 0,65% y ponderada del 0,42% (IC95%, 0,26-0,57). El QTc medio fue de 499,48ms (IC95%, 493,11-505,85). El número de casos con intervalo QTc corto fue de 18 (QTc medio, 333,7ms; IC95%, 331,6-335,9), lo que supone una prevalencia del 0,23% y ponderada por edad y sexo del 0,18% (IC95%, 0,08-0,29). No se detectó ningún caso con intervalo QTc muy corto. En la tabla 1 se exponen las características de la población y de los participantes con trastornos del QTc. El análisis multivariante para los trastornos del QTc (tabla 2) mostró que la edad y el antecedente de haber presentado FA se asocian de forma independiente a la presencia de QTc largo (punto de corte ≥ 470ms). La hipertensión arterial mostró una fuerte asociación en el análisis univariante. El análisis multivariante usando el punto de corte ≥ 480ms también identificó la FA como factor predictor independiente de QTc largo. Los factores predictores de QTc borderline fueron: edad, ser mujer, hipertensión arterial y diabetes mellitus. Se excluyó del análisis de asociación al grupo de pacientes con QTc corto debido a su pequeño tamaño.

En este análisis se consideraron los datos de los 8.343 individuos del estudio. Se obtuvieron 12 casos de patrones tipo Brugada 1 y 2:

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  Hubo 2 casos de Brugada tipo 1 (2 mujeres de 55 y 54 años), lo que supone una prevalencia del 0,024%, ponderada del 0,01% (IC95%, 0,00-0,04).

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  Fueron 10 los casos de Brugada tipo 2, lo que implica una prevalencia del 0,12% y ponderada por edad y sexo del 0,17% (IC95%, 0,02-0,33). De todos los afectados, 8 eran varones y la edad media del grupo fue de 55,4 años.

En la tabla 3 se muestran las características clínicas de los participantes con patrón electrocardiográfico compatible con Brugada 1 y 2 en comparación con las de la población general. La distribución geográfica de los casos encontrados se muestra en la figura.

Figura.

Distribución geográfica de los patrones electrocardiográficos tipo Brugada encontrados.

(0,31MB).

La prevalencia encontrada de los patrones tipo Brugada 1 y 2 fue baja (0,13%), dato que está en consonancia con las series europeas publicadas después de 2002 en Grecia, Italia y Turquía27–29. La prevalencia en países del norte (Alemania, Finlandia y Dinamarca)10,30,31 fue baja y no se documentó ningún patrón de Brugada tipo 1. En el presente estudio llama la atención que los 2 casos de Brugada tipo 1 identificados corresponden a 2 mujeres de mediana edad ya que clásicamente se considera que el síndrome de Brugada afecta con mayor frecuencia a los varones, con una proporción de 8:12. En ese sentido, los hallazgos de los casos de patrón Brugada tipo 2 son más concordantes con la literatura médica (de 10 casos descritos, 8 son varones). En este estudio, la prevalencia encontrada viene determinada por incluir únicamente a individuos mayores de 40 años. Sin embargo, desde el punto de vista pronóstico, cabe la posibilidad de que este sesgo de selección tenga una importancia relativa; ya que esas mismas revisiones cifran en 40 años la edad media de inicio o diagnóstico de los pacientes afectados.

La prevalencia de anormalidades del QT ha sido alta. Si se toma como referencia el trabajo de Goldenberg et al.17 se puede decir que hay evidencias de que el QTc borderline o mayor de 470ms se asocia a mayor riesgo de presentar eventos cardiacos. Las prevalencias encontradas en esta serie son altas: un 8,3% y un 1,01% (≥ 470ms) respectivamente. Esto permite estimar que en España hay casi 4 millones de personas que presentan algún grado de prolongación del intervalo QTc, con el consiguiente riesgo de presentar eventos cardiacos. No obstante, otros estudios han mostrado prevalencias todavía más altas. En el análisis de Veglio et al.20 se documentó una prevalencia bruta del 25,8% de individuos con QTc > 440ms. Se trataba de una cohorte pequeña y seleccionada: todos los integrantes tenían diabetes tipo 2, una edad media de 65,4 años y predominaba el sexo femenino. Si se tiene en cuenta que el alargamiento del QTc se relacionó significativamente con la edad, el sexo femenino y el diagnóstico de diabetes, esto por sí solo justifica que se observaran prevalencias mayores que en el presente estudio. Los resultados del Rotterdam Study21 también muestran prevalencias mucho más altas que las obtenidas en el actual estudio: un 18% de QTc borderline y un 11,1% de QTc largo. Una vez más, la edad media de la población analizada es más alta y hay más mujeres que varones. Además, los puntos de corte utilizados son diferentes de los obtenidos en nuestro estudio: mucho más restrictivos. Así, estos factores pueden haber contribuido a las diferencias encontradas entre ambos análisis. En nuestro estudio, y en lo que al perfil de pacientes afectados se refiere, el grupo con QTc largo muestra un patrón clínico diferente al del grupo con QTc borderline. El QTc borderline identifica a individuos con alta carga de riesgo cardiovascular, ya que factores como la diabetes y la hipertensión arterial se constituyeron como predictores independientes. La carga de riesgo cardiovascular no influyó a la hora de presentar QTc largo. En este caso, el alargamiento del QTc por encima de 470 o 480ms tuvo una fuerte asociación con haber presentado episodios previos de FA. Con respecto al papel que pueda desempeñar el uso de fármacos antiarrítmicos en este contexto, lo cierto es que tan solo 2 pacientes de los que tenían antecedentes de FA estaban en tratamiento con amiodarona o un fármaco de clase IC. Por otro lado, se desconoce el número de participantes que podrían haber estado recibiendo estos fármacos como tratamiento de otras arritmias. En consecuencia, no es posible establecer con exactitud el porcentaje de individuos en tratamiento antiarrítmico que podría justificar la presencia de QTc largo. Al margen de un posible efecto farmacológico, cabe la posibilidad de que exista una característica no identificada en estos individuos que condicione el alargamiento del QT (quizá factores genéticos relacionados con el síndrome de QT largo congénito). Estos factores también podrían predisponer a los portadores a presentar FA. Al igual que en estudios previos, el QTc borderline se relacionó significativamente con la edad y el sexo femenino17,20,21. No fue así en el QTc largo, cuya presencia no dependió del sexo aunque sí de la edad.

Respecto al QTc corto, la prevalencia obtenida ha sido de un 0,23% —algo más baja que las prevalencias publicadas en las series japonesas32,33 y más en la línea de las europeas11,18—, lo que se debe al punto de corte utilizado en este caso (340ms o menos).

A la vista de los resultados, parece claro que es necesario obtener más información acerca del verdadero pronóstico de estos hallazgos. Un estudio de seguimiento en estas poblaciones permitiría identificar qué grupo de pacientes se beneficiaría de un seguimiento clínico más específico.