Se realizó un estudio de cohortes observacional, retrospectivo y unicéntrico, en el que se incluyó consecutivamente a todos los pacientes hospitalizados con diagnóstico de IAMCEST a los que se practicó ICP primaria en el Hospital Clínico Universitario de Santiago de Compostela entre enero de 2008 y diciembre de 2015 (n=1.499). El 40,8% (n=611) del total tenía ECMV. Para analizar las consecuencias de realizar la ICP multivaso o solo de la lesión culpable, se excluyó del estudio a los pacientes con ECMV y las siguientes características: a) clase Killip IV al ingreso (n=58); b) antecedentes de cirugía de revascularización aortocoronaria (n=5), y c) previsión de una intervención de revascularización aortocoronaria después de la ICP primaria (n=13), tal como se indica en la figura 1. Formaron la población en estudio 535 pacientes con ECMV, de los que el 55,0% (n=294) se sometió a ICP multivaso y el 45,0% (n=241), a ICP solo de la lesión culpable. La decisión de realizar una revascularización percutánea de una arteria coronaria no culpable y el momento de llevarla a cabo se dejaron al criterio del cardiólogo intervencionista y el cardiólogo clínico o del equipo multidisciplinario (heart team), según procediera. Se registraron los factores que influyeron en esta decisión.

Figura 1.

Diagrama de flujo del estudio. CABG: cirugía de revascularización aortocoronaria; ECMV: enfermedad multivaso; IAMCEST: infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST; ICP: intervención coronaria percutánea.

(0.14MB).

La ICP primaria se realizó según lo establecido en la guía de la Sociedad Europea de Cardiología10,11 y según la práctica habitual de los operadores, y se dejó a su criterio el empleo de trombectomía por aspiración, heparina o administración de un inhibidor de la glucoproteína IIb/IIIa. El tratamiento antiagregante plaquetario consistió en ácido acetilsalicílico y un inhibidor de la P2Y12 (clopidogrel en los primeros años y ticagrelor y prasugrel más recientemente).

Se registraron los datos demográficos, clínicos, ecocardiográficos, de angiografía coronaria y de laboratorio, y se introdujeron en una base de datos informatizada, usando el protocolo de nuestro departamento para los pacientes con IAMCEST tratados con una ICP primaria. El filtrado glomerular se calculó al ingreso con la fórmula de Cockgrauft-Gault.

El diagnóstico del IAMCEST se estableció según la guía vigente11,12. El tiempo de isquemia se definió como el tiempo transcurrido entre el inicio de los síntomas y la reperfusión (paso de la guía a través de la lesión culpable durante la ICP primaria). La ECMV se definió por la presencia de al menos una lesión en una arteria no culpable del infarto y que se considerara angiográficamente significativa (más de un 50% de reducción del diámetro luminal). La ICP solo del vaso culpable se definió como la revascularización únicamente de la arteria origen del infarto y la ICP multivaso, como la revascularización de al menos una lesión más en un vaso diferente, bien durante el procedimiento índice, bien de manera programada en los 30 días siguientes. Los eventos adversos cardiovasculares mayores (MACE) durante el seguimiento incluyeron la mortalidad por cualquier causa, el infarto de miocardio, la insuficiencia cardiaca con necesidad de hospitalización y una nueva revascularización no programada.

El objetivo principal de este estudio es comparar los resultados clínicos durante el seguimiento (es decir, la mortalidad por cualquier causa y los MACE) de la ICP multivaso frente la ICP de tan solo el vaso culpable, en pacientes con IAMCEST a los que se practicó una ICP primaria y que presentaban una ECMV, después de ajustar emparejando por propensity score.

El seguimiento se realizó mediante la consulta de los registros electrónicos disponibles en la Comunidad Autónoma de Galicia (programa IANUS); se revisaron todas las evaluaciones médicas y registros hospitalarios. La mediana de seguimiento fue de 2,36 [intervalo intercuartílico, 0,68-4,67] años.

Se realizó un análisis univariable de las variables discretas con la prueba de la χ2, expresando los resultados en forma de porcentajes, y de las variables continuas con la prueba de la t de Student, expresando los resultados en forma de media±desviación estándar. Dado que se trataba de un estudio observacional no aleatorizado, se aplicó análisis emparejando por propensity score con objeto de igualar las poblaciones de estudio (pacientes sometidos a ICP multivaso frente a tratamiento solo de la arteria culpable) y para reducir el sesgo debido a las variables de confusión que podían influir en las decisiones de tratamiento y en los resultados clínicos13. El emparejamiento se llevó a cabo con las siguientes variables: edad, sexo, índice de masa corporal, hipertensión, diabetes, dislipemia, tabaquismo, miocardiopatía isquémica, tiempo de isquemia, localización del IAMCEST (anterior frente a otras localizaciones), arteria culpable del infarto, uso de stents farmacoactivos, uso de inhibidores de la glucoproteína IIb/IIIa, número de vasos enfermos (enfermedad coronaria de 2 vasos frente a 3 vasos), filtrado glomerular, creatinina, valor máximo de troponina I, hemoglobina, glucosa, frecuencia cardiaca, presión arterial sistólica, clase Killip, fracción de eyección del ventrículo izquierdo, puntuación GRACE, puntuación CRUSADE y año de inclusión del paciente. Para estimar el propensity score de cada paciente, el emparejamiento se basó en la técnica del vecino más próximo sin sustitución por medio de un modelo probit utilizando todas las variables antes mencionadas. Este método se basa en la identificación de pacientes dentro del área de apoyo común de los 2 grupos. El grado de solapamiento en el área de apoyo común para el emparejamiento por propensity score fue muy alto (figura 2) y ello permitió la inclusión de 215 pacientes en cada grupo. No hubo diferencias estadísticamente significativas en cuanto a las características basales entre los pacientes sometidos a ICP multivaso o ICP del vaso culpable. La bondad de ajuste de la puntuación de emparejamiento según la propensión fue suficiente (Hosmer-Lemeshow, χ2=476,44) y las variables utilizadas no mostraron problemas de multicolinealidad (media del factor de inflación de la varianza, 2,01).

Figura 2.

Solapamiento del área de apoyo común para el emparejamiento por propensity score, según la decisión de revascularizar (ICP solo de la lesión culpable frente a ICP multivaso). ICP: intervención coronaria percutánea.

(0.08MB).

Se utilizó un análisis de Kaplan-Meier con una prueba de orden logarítmico (log-rank test) modificada para mostrar la mortalidad por cualquier causa acumulada a los 4 años que presentaban los pacientes según la estrategia de revascularización utilizada (ICP del vaso culpable o ICP multivaso). Las curvas de mortalidad de Kaplan-Meier mostraron cierta superposición durante los primeros meses de seguimiento, de modo que se utilizó la prueba de Peto-Peto-Prentice, que asigna una mayor ponderación a los eventos más tempranos, para confirmar los resultados. Se utilizó también un análisis de Kaplan-Meier con pruebas de Peto-Peto-Prentice para evaluar las diferencias existentes en los MACE durante el seguimiento. Para evitar la violación de las asunciones de proporcionalidad, tanto en el análisis de la mortalidad por cualquier causa como en el de los MACE, en estudios previos se ha propuesto un análisis de la supervivencia media restringida14,15. Por consiguiente, se utilizó el modelo propuesto por Royston y Parmar16, que muestra el número de días ganados hasta la aparición de cada evento durante el seguimiento y su significación estadística.

Dado que los componentes no mortales de los MACE (infarto de miocardio, insuficiencia cardiaca y nueva revascularización) y el criterio de valoración de trombosis de stent pueden competir con la mortalidad por cualquier causa17,18, se utilizó un modelo de riesgos en competencia19 que muestra las curvas de la función de incidencia acumulada de estos objetivos y sus diferencias de sub-hazard ratio.

Todos los análisis fueron bilaterales y las diferencias se consideraron significativas si p<0,05. El análisis estadístico se llevó a cabo con el progrma SPSS versión 22.0.

Formaron la cohorte inicial 535 pacientes con ECMV; la media de edad fue 65,8±13,0 años, el 77,8% eran varones, el 27,7% tenía diabetes y el 37,6% de los IAMCEST eran de localización anterior. Se compararon las características basales de los pacientes sometidos a ICP multivaso (55,0%; n=294) con las de los pacientes en los que se realizó revascularización solo de la arteria culpable (45,0%; n=241). La ICP multivaso se realizó la mayor parte de las veces en etapas (85,4%; n=251); se llevó a cabo una revascularización multivaso durante la intervención de ICP primaria en 43 pacientes (14,6%). Se alcanzó la revascularización completa del 67,3% de los pacientes (n=198) tratados con ICP multivaso. Múltiples factores influyen en la decisión de no realizar una ICP de las arterias coronarias no culpables (tabla 1). Los pacientes sometidos a ICP multivaso eran más jóvenes, tenían cifras de hemoglobina al ingreso más altas y más frecuecia de enfermedad de 3 vasos en la angiografía coronaria (tabla 2). Los pacientes a los que se practicó una ICP multivaso tenían menor probabilidad de antecedentes de miocardiopata isquémica (el 8,5 frente al 13,7%; p=0,055) y más probabilidad de filtrado glomerular más alto al ingreso (87 frente a 81 ml/min; p=0,120), aunque estas diferencias no alcanzaron la significación estadística. No hubo diferencias significativas en cuanto al sexo, los factores de riesgo cardiovascular, el tiempo de isquemia, la arteria culpable del infarto, el uso de stents farmacoactivos en la ICP primaria, el valor máximo de troponina, las variables hemodinámicas, la clase Killip, la fracción de eyección y las puntuaciones de riesgo (GRACE y CRUSADE) (tabla 2). El tratamiento farmacológico al alta hospitalaria fue similar en los 2 grupos.

Los eventos adversos clínicos durante el seguimiento se muestran en la tabla 3. Tras el ajuste por propensity score, la mortalidad por cualquier causa (el 11,6 frente al 5,1%; Peto-Peto p=0,014) (figura 3), la nueva revascularización no programada (el 12,6 frente al 7,0%; Peto-Peto p=0,043) (figura 4) y los MACE (el 30,8 frente al 22,0%; Peto-Peto p=0,049) (figura 5) continuaron siendo significativamente superiores en los pacientes sometidos a ICP solo del vaso culpable. Estos pacientes presentaron también una tendencia a mayor incidencia de infarto de miocardio (el 6,1 frente al 4,2%; Peto-Peto p=0,360) e insuficiencia cardiaca (el 5,1 frente al 2,8%; Peto-Peto p=0,187). Los análisis realizados para evaluar la robustez de los datos confirmaron los resultados previos (tabla 4). El análisis de supervivencia media restringida demostró una ganancia significativa en el número de días transcurridos hasta la aparición de un MACE, la mortalidad por cualquier causa y la nueva revascularización. El modelo en competencia mostró que las nuevas revascularizaciones se redujeron a casi la mitad (sub-hazard ratio=0,52; p=0,044) (figura 4).

Figura 3.

Curvas de Kaplan-Meier para la supervivencia sin mortalidad por cualquier causa. ICP: intervención coronaria percutánea.

(0.14MB).

Figura 4.

Curvas de la función de incidencia acumulada de realizar una nueva revascularización. ICP: intervención coronaria percutánea.

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Figura 5.

Curvas de Kaplan-Meier para la supervivencia sin MACE. ICP: intervención coronaria percutánea; MACE: eventos adversos cardiovasculares mayores.

(0.14MB).

Este estudio tiene varias limitaciones que es preciso tener en cuenta para su interpretación. En primer lugar, se trata de un estudio retrospectivo, observacional y no aleatorizado, llevado a cabo en un solo hospital; por consiguiente, tiene las limitaciones y el sesgo inherentes a los estudios retrospectivos de un solo centro. Aunque el emparejamiento de los grupos mediante propensity score aumenta la solidez de los análisis estadísticos, es imposible introducir una corrección respecto a factores de confusión no medidos y todos los sesgos de selección relativos a la decisión terapéutica, lo cual impide extraer conclusiones definitivas. En segundo lugar, no fue posible determinar los factores que llevaron a la realización de una ICP multivaso en cada caso, por lo que no puede definirse un enfoque estandarizado para abordar el tratamiento de los pacientes con ECMV e IAMCEST. En tercer lugar, no se obtuvieron datos sobre la evaluación funcional de la estenosis coronaria de los pacientes tratados con ICP multivaso; es probable que, en la mayoría de los casos, la evaluación de la importancia de las lesiones no culpables del infarto se realizara solo mediante angiografía.