Los datos de los pacientes se obtuvieron de la información recogida en el registro RICA entre marzo de 2008 y septiembre de 2011. Se trata de un registro multicéntrico, prospectivo y de cohortes, coordinado por el Grupo de Trabajo de Insuficiencia Cardiaca de la SEMI y descrito previamente13,14. En resumen, se incluyó a los pacientes ingresados por un episodio de IC descompensada atendidos consecutivamente por los médicos participantes en el estudio. En caso de que no se introdujera a algún paciente, no se debió a ninguna característica propia de este. Los datos se cumplimentaron a través de la página web12, de manera anónima para garantizar la confidencialidad del paciente. Se analizaron los datos en el momento de la inclusión (al alta hospitalaria) y a los 3 y 12 meses de seguimiento. Este registro incluye datos de 52 hospitales públicos y privados de diferente complejidad asistencial. El protocolo del estudio fue aprobado por el Comité de Ética del Hospital Universitario Reina Sofía de Córdoba, y se obtuvo el consentimiento informado de todos los pacientes antes de su inclusión.

Además de dar su consentimiento informado, los pacientes tenían que ser mayores de 50 años y haber ingresado por IC descompensada según los criterios de la European Society of Cardiology15: a) presencia de síntomas de IC; b) evidencia objetiva de disfunción cardiaca (sistólica o diastólica), preferiblemente por ecocardiografía, y c) en caso de diagnóstico cuestionable, respuesta clínica adecuada al tratamiento dirigido a la IC.

No se incluyó a los pacientes con IC secundaria a hipertensión pulmonar o que rechazaron participar en el estudio. Para el presente trabajo, además se excluyeron los casos de disfunción valvular significativa (moderada-grave o grave) y se analizó solo a los pacientes con al menos 1 año de seguimiento.

En el momento de la inclusión de los pacientes, se registraron: a) variables sociodemográficas: edad, sexo; b) antecedentes y características clínicas: hipertensión arterial, diabetes mellitus, tabaquismo, infarto agudo de miocardio, fibrilación auricular, hiperlipemia, enfermedad pulmonar obstructiva crónica, neoplasia, enfermedad arterial periférica, ictus, índice de comorbilidad de Charlson16, capacidad funcional previa al ingreso evaluada mediante el índice de Barthel17 previo a la descompensación que motivó el ingreso, presión arterial, frecuencia cardiaca, clase funcional de la New York Heart Association (NYHA); c) datos analíticos: función renal, hemoglobina y natremia; d) parámetros electrocardiográficos y ecocardiográficos: bloqueo de rama, hipertrofia ventricular izquierda y fracción de eyección del ventrículo izquierdo (FEVI); se consideró FEVI preservada la mayor del 50%, y e) tratamiento: BB, inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina, antagonistas de los receptores de la angiotensina II, antagonistas de la aldosterona, diuréticos, digoxina, estatinas, dicumarínicos y ácido acetilsalicílico.

Durante el seguimiento se obtuvo información sobre la mortalidad total y los reingresos hospitalarios por IC. Se analizó a los pacientes distribuidos en dos grupos según recibieran BB o no.

Para las variables cualitativas, se realizó la prueba de la χ2. Para las variables cuantitativas, se utilizó la t de Student. Se confeccionó un análisis de supervivencia mediante curvas de Kaplan-Meier. Para comparar las curvas de supervivencia, se utilizó el log rank test. Se empleó un análisis multivariable de regresión de Cox de riesgos proporcionales, en el cual se incluyeron las variables estadísticamente significativas en el modelo univariable y las consideradas de valor pronóstico independientemente de su significación estadística. El nivel de significación estadística se estableció en p < 0,05. En el análisis estadístico se utilizó el programa IBM SPSS versión 20.0.

En la figura 1 se expone el diagrama de flujo de los pacientes evaluados. En septiembre de 2011, el número de pacientes incluidos en el registro RICA era 1.478. Del total, habían cumplido 1 año de seguimiento 790, de los que se excluyó a 275 por valvulopatía significativa. Por lo tanto, se analizó a 515 pacientes. La media de edad era 77,1 ± 8,7 años, y el 53,6% eran mujeres. A los 3 y 12 meses del alta fallecieron 50 y 70 pacientes respectivamente, y no se pudo obtener información de 17 (7 con BB) y 4 casos (2 con BB).

Figura 1.

Diagrama de flujo de los pacientes evaluados durante 1 año de seguimiento. BB: bloqueadores beta.

(0.19MB).

En la tabla 1 se recogen las características clínicas basales en el momento del ingreso y el tratamiento al alta del grupo total de pacientes y los subgrupos con y sin BB.

La prescripción de BB en el momento del alta fue del 62,1%. En cuanto a las comorbilidades de los pacientes, se observó mayor uso de BB en aquellos con infarto agudo de miocardio, mientras que la prescripción fue menor entre los que padecían enfermedad pulmonar obstructiva crónica. Los pacientes que recibieron BB presentaban mejor clase funcional, así como presión arterial diastólica y frecuencia cardiaca más elevadas. En cuanto al tratamiento concomitante, se observó mayor prescripción de diuréticos, inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina o antagonistas del receptor de la angiotensina II, ácido acetilsalicílico y estatinas en los tratados con BB que entre los no tratados.

Por otra parte, aunque la FEVI fue significativamente menor en el grupo con BB, la mayor parte de estos pacientes (56%) tenían IC con fracción de eyección preservada. Solo el 15,7% de nuestros pacientes tenían FEVI menor del 35%.

Las tasas de prescripción de BB a los 3 meses (65,6%) y al año (67,9%) fueron ligeramente superiores al momento del alta (62,1%), aunque las diferencias no fueron significativas (p > 0,05).

Respecto a las tasas de muerte, se recogieron 120 casos de fallecimientos durante el año de seguimiento (figura 1), que en su mayoría (58,5%) fueron por IC. El resto se debió a otras causas cardiovasculares (19%) y no cardiovasculares (22,5%). Como se observa en la tabla 2 y la figura 2, tanto la mortalidad total (figura 2A) como la variable combinada de mortalidad total y reingresos por IC (figura 2B) fueron significativamente menores en los pacientes tratados con BB que en los no tratados (p < 0,001 y p < 0,003 respectivamente). Se realizó un análisis comparativo entre la prescripción de BB al alta y el año de la inclusión de los pacientes, y no hubo diferencias significativas en los porcentajes de prescripción de BB entre los años 2008, 2009, 2010 y 2011 (el 59,9, el 64,3, el 62,2 y el 60,0%; p > 0,05).

Figura 2.

A: curva de Kaplan-Meier para mortalidad por todas las causas entre los pacientes con y sin tratamiento con bloqueadores beta. B: curva de Kaplan-Meier para mortalidad por todas las causas o reingreso de los pacientes con y sin tratamiento con bloqueadores beta. BB: bloqueadores beta.

(0.15MB).

Los resultados del análisis multivariable mostraron asociación significativa entre la administración de BB y la reducción de la mortalidad total (riesgo relativo = 0,59; intervalo de confianza del 95%, 0,41-0,84) y de la variable combinada de mortalidad y reingreso hospitalario (riesgo relativo = 0,64; intervalo de confianza del 95%, 0,49-0,83) (tablas 3 y 4). Además de los BB, la presión arterial sistólica, el filtrado glomerular y el uso de inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina o antagonistas del receptor de la angiotensina II se relacionaron directamente con una reducción de la mortalidad, mientras que el filtrado glomerular y el uso de espironolactona se asociaron con una reducción del evento combinado.

Por el contrario, la edad, el sexo masculino y la clase funcional fueron predictores de ambos eventos clínicos (tablas 3 y 4). Debe mencionarse que no hubo asociación con otras variables como FEVI, diabetes mellitus, infarto agudo de miocardio o ictus.

Posiblemente, la principal fortaleza del registro RICA sea su representatividad de la población anciana con IC, que es la atendida preferentemente en los servicios de medicina interna: edad avanzada, comorbilidad marcada y predominio de mujeres con IC y fracción de eyección preservada28. Sin embargo, nuestro estudio tiene algunas limitaciones. Al no realizarse un análisis secuencial de los datos de cada uno de los pacientes en las diferentes fases del seguimiento, desconocemos con exactitud el número de pacientes a los que se modificó el tratamiento con BB (suspensión o inicio después del alta). Tampoco es objeto del estudio conocer las razones de la falta de prescripción o la suspensión ni la dosis de BB alcanzada. No obstante, las diferencias clínicas entre los tratados con BB y los no tratados son las esperadas (mayor frecuencia de infarto agudo de miocardio, clase funcional III-IV y menor frecuencia de enfermedad pulmonar obstructiva crónica y FEVI inferior en los tratados). De cualquier manera, los resultados demuestran un uso claramente más frecuente que en evaluaciones observacionales previas. En cuanto a las pérdidas de información en el seguimiento, fueron pocas (21 casos), sin diferencias entre los que tomaban y los que no tomaban BB, por lo que no creemos que esta circunstancia modificase los datos de manera relevante. Por último, los resultados sobre la influencia de los BB en el pronóstico deberían confirmarse mediante un ensayo clínico aleatorizado y controlado.