Estudio de cohortes retrospectivo basado en el registro CardioCHUS, que incluía a todos los pacientes ingresados consecutivamente con el diagnóstico de SCA en el Servicio de Cardiología del Complejo Hospitalario Universitario de Santiago de Compostela (unidad coronaria, unidad de cuidados intermedios y planta de hospitalización) desde diciembre de 2003 a septiembre de 2012 (n = 5.532).

La selección de los pacientes incluidos en el estudio se detalla en la figura 1. En primer lugar, se descartó a los pacientes cuyo SCA fue inválido a favor de otro diagnóstico y aquellos con SCA precipitado por una causa secundaria: anemia grave (hemoglobina < 7 g/dl), cirugía reciente, sepsis, consumo de tóxicos o intoxicación por CO. Posteriormente se excluyó los infartos agudos de miocardio con elevación del segmento ST, cuyo pronóstico difiere del IAMSEST.

Figura 1.

Diagrama de flujo de la inclusión de pacientes en el estudio. CRC: cirugía de revascularización coronaria; 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; ICP: intervencionismo coronario percutáneo; SCA: síndrome coronario agudo; SCASEST: síndrome coronario agudo sin elevación del segmento ST.

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Se excluyó a los pacientes que no sobrevivieron a la fase hospitalaria, ya que el objetivo es estudiar el pronóstico a largo plazo y, dado que los pacientes que fallecen en esta fase representan un subgrupo que difiere de los demás en sus características y su inclusión, por lo tanto, puede condicionar el análisis de los resultados en el seguimiento tras el alta hospitalaria. Se excluyó también a los pacientes sin coronariografía durante el ingreso y a aquellos con antecedentes de cirugía de revascularización coronaria o intervencionismo coronario percutáneo, debido a la dificultad que en ocasiones entraña la evaluación de presencia y gravedad de las lesiones coronarias en estos pacientes. A continuación se excluyeron los diagnósticos de angina inestable para minimizar la heterogeneidad de la muestra. De 43 pacientes no se disponía de datos sobre el seguimiento tras el alta, por lo que se los excluyó.

Así, la cohorte final se compone de 1.883 pacientes con diagnóstico definitivo de IAMSEST.

Se definió IAMSEST en presencia de síntomas compatibles con isquemia miocárdica, ausencia de elevación persistente del segmento ST en el electrocardiograma inicial y elevación de troponina I cardiaca por encima del límite superior de la normalidad (reactivos Flex®, sistema Dimension®, Siemens® Inc.; Estados Unidos).

Se clasificó a los pacientes en dos grupos según tuvieran o no lesiones estenóticas ≥ 70%, valoradas visualmente a criterio del hemodinamista responsable. Este porcentaje equivale a una estenosis del 50% mediante el método de análisis cuantitativo13. Las lesiones del tronco común izquierdo (TCI) se consideraron significativas si eran ≥ 50%.

El estudio se llevó a cabo de acuerdo con los principios de la Declaración de Helsinki.

El objetivo primario del estudio era evaluar el efecto pronóstico de la ausencia de lesiones coronarias significativas en el evento combinado de muerte y reingreso por SCA (reSCA). El objetivo secundario, determinar mortalidad y reSCA.

Tras el alta, se dio seguimiento a los pacientes en una consulta monográfica de cardiopatía isquémica, así como por atención primaria. El seguimiento estructurado se realizó a través de la historia electrónica (única en la comunidad autónoma de Galicia, programa IANUS), revisando asistencias médicas y registros hospitalarios y recurriendo en determinados casos al contacto telefónico. La media de seguimiento fue de 4,8 ± 2,6 años.

Las variables cuantitativas se expresan como media ± desviación estándar y las cualitativas, como recuento (porcentaje). Se utilizó el test de la χ2 o el exacto de Fisher para comparar las variables cualitativas en la cohorte previa al apareamiento.

Dada la naturaleza no aleatorizada del estudio y los múltiples sesgos que pueden influir en el efecto pronóstico de arterias coronarias SLsig, se realizó un análisis mediante propensity score matching para minimizar el sesgo que supone estudiar el efecto de arterias coronarias SLsig a partir de un estudio observacional. Mediante el propensity score, se evaluó la probabilidad de cada individuo de tener arterias coronarias SLsig según sus características basales. Posteriormente se realizó propensity score matching, que iguala las características de los grupos por unas variables definidas, lo que permite analizar el efecto de una intervención o factor. Para el propensity score matching, usamos un protocolo 1:1 sin reemplazo, con caliper de 0,1 desviaciones estándar del propensity score.

El propensity score matching se realizó mediante regresión logística binaria en la que la variable dependiente era SLsig y las variables explicativas: edad, sexo, diabetes mellitus, tabaquismo, hipertensión arterial, arteriopatía periférica, infarto de miocardio previo, fibrilación auricular previa, pico de troponina I, desviación del ST (descenso del ST ≥ 0,5mm o elevación transitoria del ST), creatinina sérica, hemoglobina, frecuencia cardiaca y clase Killip. Mediante dicho análisis, se obtuvieron dos grupos de 367 pacientes apareados por la condición de ausencia o presencia de lesiones coronarias significativas. La capacidad predictiva del modelo usado para generar el propensity score fue de 0,74 (intervalo de confianza del 95% [IC95%], 0,72-0,77; p < 0,001], con excelente calibración (Hosmer-Lemeshow, p = 0,68). El grado de superposición del propensity score entre ambos grupos se ilustra en la figura 2.

Figura 2.

Grado de superposición del propensity score según la presencia o ausencia de arterias coronarias sin lesiones significativas. CLsig: con lesiones significativas; SLsig: sin lesiones significativas.

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Los análisis de supervivencia se realizaron en la cohorte apareada. Las curvas de supervivencia y de supervivencia libre del evento combinado muerte o reSCA se trazaron mediante el método de Kaplan-Meier, y se compararon por el log rank test estratificado. Posteriormente se construyó un modelo de regresión de Cox que incluyó como variable explicativa las coronarias SLsig. Debido a la naturaleza apareada de la muestra, se estratificó en las estimaciones generadas por la regresión de Cox por la variable que identifica cada par de entre los 367 pares de pacientes.

Para el análisis de supervivencia libre de reSCA, se trazaron las curvas de incidencia acumulada y las diferencias entre grupos se analizaron con la prueba de Gray; el efecto de la variable explicativa coronarias SLsig en el riesgo de reSCA se determinó mediante un modelo de regresión de Fine y Gray para riesgos competitivos (muerte y reSCA)14.

Dentro del grupo de pacientes con lesiones significativas, la gravedad y la extensión de la enfermedad coronaria (uno, dos y tres vasos/TCI) son diferentes y con pronósticos distintos. Para comprender mejor el impacto de SLsig con respecto a esos subgrupos, se comparó la incidencia de los objetivos primario y secundario entre las coronarias SLsig y los subgrupos de coronarias con lesiones significativas según su gravedad y su extensión (uno, dos y tres vasos/TCI). Esto se realizó ajustando los modelos previos de supervivencia por el score GRACE15. El supuesto de proporcionalidad del riesgo se evaluó mediante el análisis de los residuos de Schoenfeld.

Los valores p de significación estadística y de HR (hazard ratio) o sHR (subhazard ratio) en caso de reSCA, n sus respectivos IC95%, se calcularon y estimaron respectivamente mediante la técnica de jackknife con 350 replicaciones. Los análisis estadísticos se realizaron mediante los programas SPSS 21 y STATA 13. Se consideró un resultado estadísticamente significativo si p < 0,05.

En el conjunto de la población estudiada, los pacientes del grupo de coronarias SLsig eran más jóvenes y más frecuentemente mujeres (tabla 1). También presentaban menor prevalencia de tabaquismo, diabetes mellitus, arteriopatía periférica e infarto previo, pero mayor porcentaje de antecedentes de fibrilación auricular. La presencia de desviación del ST fue menor en el grupo de pacientes SLsig, que también tuvieron menores valores pico de troponina I. La proporción de pacientes SLsig no experimentó cambios significativos a lo largo de los años del registro: 2003–2006, 19,5%; 2007–2009, 20,9%; 2010–2012, 22,2% (p = 0,61).

El ajuste por el propensity score proporcionó 367 pacientes en el grupo SLsig a los que se apareó con los otros 367 pacientes del grupo de coronarias con lesiones significativas. El equilibrio en la distribución de las covariables basales entre los pacientes adecuadamente apareados se resume en la tabla 1.

La tabla 2 resume los diagnósticos angiográficos específicos dentro del grupo SLsig: el 61,6% presentaban coronarias normales o con irregularidades parietales y un 15,3% de ellos tenían lesiones intermedias (un 50-70% de estenosis).

En la tabla 3 se resumen las diferencias en el tratamiento al alta por subgrupos según presencia o ausencia de lesiones coronarias significativas. Excepto para digoxina, diuréticos e inhibidores de la bomba de protones, los pacientes del grupo SLsig recibieron en significativamente menor proporción todos los fármacos de indicación de clase I16: antiagregantes, estatina e inhibidor de la enzima de conversión de la angiotensina/antagonista del receptor de la angiotensina II. La prescripción de bloqueadores beta en el grupo SLsig también fue significativamente menor. En cambio, hubo mayor propoción de prescripción de antagonistas de los canales del calcio entre los pacientes SLsig.

En la cohorte apareada, la tasa del evento primario fue ligeramente menor (26,4%) en el grupo SLsig, comparada con el 32,7% en el otro grupo (p = 0,09) (figura 3A). No se detectaron diferencias significativas en la mortalidad, que fue del 19,1% en ambos grupos (figura 3B).

Figura 3.

A: curvas de supervivencia y de supervivecia libre de reingreso por síndrome coronario agudo por subgrupos según presencia o ausencia de lesiones coronarias significativas. B: curvas de supervivencia por subgrupos según presencia o ausencia de lesiones coronarias significativas. C: incidencia acumulada de reingreso por síndrome coronario agudo por subgrupos según la presencia o ausencia de lesiones coronarias significativas. Se ajusta por mortalidad durante el seguimiento como episodio competitivo. CLsig: con lesiones significativas; HR: hazard ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%; reSCA: reingreso por síndrome coronario agudo; sHR: subhazard ratio; SLsig: sin lesiones significativas.

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Se disponía de datos sobre la causa de muerte en 88 de 140 (62,9%) pacientes: la causa de muerte fue cardiovascular en el 14,3% (n = 20) en SLsig frente al 19,3% (n = 27) de coronarias con lesiones significativas (p = 0,38).

Los sujetos del grupo SLsig mostraron menor incidencia de reSCA en el seguimiento que los individuos con lesiones significativas (2,0 frente a 3,9/100 pacientes-año en el otro grupo; p = 0,003). Dichas curvas mostraron divergencia precozmente durante el seguimiento (figura 3C).

En la tabla 4, se presenta el efecto pronóstico ajustado de SLsig comparado con enfermedad de uno, dos y tres vasos/TCI. Tras ajustar por el score GRACE, no se detectaron diferencias entre SLsig y enfermedad de un vaso en cuanto a la ocurrencia del combinado de muerte y reSCA (HR = 1,3; IC95%, 0,89-1,80; p = 0,19). En cambio, al comparar SLsig con enfermedad de dos o tres vasos/TCI, esta mostró un impacto negativo significativamente mayor en la aparición de muerte o reSCA: HR = 1,7 (IC95%, 1,17-2,55; p = 0,007) y HR = 1,9 (IC95%, 1,26-2,80; p = 0,002) respectivamente.

La presencia de arterias coronarias SLsig ejerció un efecto protector contra las reSCA, especialmente al comparar coronarias SLsig con enfermedad coronaria de dos vasos (sHR = 2,5; IC95%, 1,40-4,30; p = 0,002) y tres vasos/TCI (sHR = 2,4; IC95%, 1,27-4,37; p = 0,006). En cambio, la mortalidad fue similar en coronarias SLsig y enfermedad coronaria significativa de uno y dos vasos, pero significativamente menor que en enfermedad de tres vasos/TCI.

Se trata de un estudio retrospectivo, con las limitaciones inherentes a este tipo de trabajos. El cateterismo se indicó a criterio del cardiólogo responsable y se excluyó a los pacientes con antecedentes de revascularización coronaria, lo cual pudo influir en la prevalencia del IAMSEST y coronarias SLsig. Sin embargo, es importante señalar que el objetivo no era determinar la prevalencia o carga asistencial ni predictores de coronarias SLsig. A pesar de que el análisis por propensity score es más robusto que la regresión clásica, adolece de ciertas debilidades como que no es posible corregir ciertos factores de confusión no medidos. Aunque en este estudio se excluyeron tanto los infartos agudos de miocardio tipo 2 como los SCA no confirmados al alta, no es posible descartar completamente causas secundarias asociadas a mal pronóstico8, y puede que algunos de los pacientes incluidos en este estudio se hayan diagnosticado de IAMSEST cuando se trataba de síntomas isquémicos con elevación de troponina por causa distinta de un SCA. Por último, la cuantificación de las lesiones coronarias fue visual y no por análisis cuantitativo, si bien esto refleja la práctica asistencial en muchos centros del mundo. Por desgracia, en este estudio no se contó para el abordaje diagnóstico con datos sobre pruebas funcionales o de imagen intracoronaria; tampoco se dispuso de pruebas de caracterización miocárdica mediante resonancia magnética cardiaca. Por último, debido a la carencia de datos sobre el tratamiento durante el seguimiento, no se puede descartar que las diferencias observadas entre ambos grupos puedan deberse, al menos en parte, a las diferencias en el tratamiento entre los dos grupos estudiados.