Se llevó a cabo un estudio de cohorte nacional que utilizó la base de datos de solicitudes de reembolso de gastos de salud creada por el Servicio Nacional de Seguros Sanitarios (NHIS) de Corea. La base de datos del NHIS incluye a toda la población de la República de Corea11 e inscribe a todos los ciudadanos consecutivamente, a menos que no cumplan los requisitos por emigración o fallecimiento. Esta base de datos contiene información exhaustiva sobre la utilización de la asistencia sanitaria en Corea, incluidos los diagnósticos, las prescripciones y las intervenciones quirúrgicas. Por consiguiente, proporciona datos detallados sobre las características personales y la utilización de la asistencia sanitaria basados en las reclamaciones de reembolso por consultas hospitalarias, ambulatorias y de urgencia. Este estudio fue aprobado por el comité de ética de investigación del Samsung Medical Center. El estudio estuvo exento de la exigencia del consentimiento informado, ya que se utilizaron datos anonimizados.

De 2013 a 2020, el NHIS reembolsó el coste de la determinación de la RFF si los pacientes cumplían los siguientes criterios: a) estenosis intermedia de un 50-70% en la coronariografía cuantitativa de una arteria con un diámetro > 2,5mm, y b) ausencia de evidencia en exploraciones invasivas previas de isquemia miocárdica inducible. En el presente estudio se incluyó a participantes cuya determinación de la RFF se reembolsó en función de estos criterios, pero se optó por diferir la revascularización entre 2013 y 2020 (n=12.026). Con objeto de incluir tan solo a pacientes con estenosis intermedia de arterias coronarias, se excluyeron los casos reembolsados tras la ampliación de los criterios de estenosis del 50-70% al 50-90% que se aplicó en 2021. Los criterios de exclusión fueron pacientes con antecedentes de cualquier hemorragia que hubiera requerido una transfusión sanguínea (n=193) o de enfermedad cardiovascular ateroesclerótica (ECVA) (n=5.781) y pacientes que ya estuvieran en tratamiento con anticoagulantes orales no antagonistas de la vitamina K (NACO) o warfarina (n=1.070) o que hubieran sido tratados con antiagregantes plaquetarios entre 30 y 365 días antes del ingreso índice (n=2.159). Teniendo en cuenta que los participantes podían cumplir más de un criterio de exclusión, se excluyó en total a 6.683 pacientes. De los pacientes restantes, también se excluyó a los que estaban recibiendo un tratamiento antiagregante plaquetario doble o inhibidores potentes de P2Y12 en el momento del alta (n=686).

En consecuencia, en el análisis final se incluyó a 4.657 pacientes. Se clasificó en el grupo de tratamiento antiagregante plaquetario a los pacientes a los que se prescribió algún antiagregante plaquetario desde el alta y que continuaron utilizándolo durante más de 365 días, mientras que los demás pacientes constituyeron el grupo sin tratamiento (figura 1).

Figura 1.

Diagrama de flujo del estudio. Este estudio es de cohorte nacional de la base de datos de solicitudes de reembolso de gastos de salud creada por el Servicio Nacional de Seguros Sanitarios (NHIS) de Corea. La base de datos del NHIS incluye a toda la población de la República de Corea que registra a todos los ciudadanos consecutivamente, a menos que no cumplan los requisitos por emigración o fallecimiento. De los 4.657 pacientes aptos para la inclusión en el estudio, se prescribieron fármacos antiagregantes plaquetarios desde la fecha de alta de la hospitalización índice a 3.018 y no se prescribieron a 1.639. Tras el emparejamiento por puntuación de propensión, se incluyó en el presente análisis a un total de 3.268 pacientes (1.634 pares de pacientes con y sin antiagregantes plaquetarios). ECVA: enfermedad cardiovascular ateroesclerótica; NACO: anticoagulantes orales no antagonistas de la vitamina K; NHIS: National Health Insurance Database; RFF: reserva fraccional de flujo.

(0.43MB).

La base de datos del NHIS contiene datos sobre diagnósticos, procedimientos, duración de la hospitalización y la medicación prescrita, lo cual incluye la duración de la prescripción, la dosis, la vía de administración y los costes. Todos los procedimientos y prescripciones se codifican utilizando el sistema de Clasificación Química Anatómica Terapéutica y los códigos nacionales. Los diagnósticos se codifican según la Clasificación Estándar Coreana de Enfermedades, 7.a revisión, y una versión modificada de la Clasificación Internacional de Enfermedades, 10.a revisión (CIE-10). El NHIS audita sistemáticamente los datos de las solicitudes de reembolso, que se consideran fiables y se han utilizado en múltiples publicaciones anteriores12,13.

Las características basales evaluadas fueron la edad, el sexo, las conductas de salud y las comorbilidades. Los datos sobre ingresos económicos en el momento del primer examen de selección se obtuvieron de la base de datos de elegibilidad del seguro de salud, y los niveles de ingresos se clasificaron como beneficiarios de ayuda médica o no. La zona de residencia en el momento del examen inicial de selección se clasificó como metropolitana o rural. Las conductas de salud y las pruebas de laboratorio se obtuvieron de la base de datos nacional de exámenes de salud, que reflejan los datos más recientes de los 4 años anteriores a la hospitalización índice con determinación de la RFF. También se obtuvo información sobre el tabaquismo, la frecuencia de consumo de alcohol y la cantidad de alcohol consumida mediante cuestionarios autoaplicados durante el examen nacional de salud. El consumo actual de alcohol (g/día) se calculó a partir de la frecuencia de consumo (número de veces por semana) y la cantidad de alcohol consumida en cada ocasión, según los datos de los cuestionarios autoaplicados en los exámenes de salud. El consumo intenso de alcohol se definió como ≥ 40g/día en las mujeres y ≥ 60g/día en los varones.

Las comorbilidades (hipertensión, diabetes mellitus, dislipemia, enfermedad renal crónica, cirrosis hepática, cáncer y anemia) se identificaron mediante códigos de diagnóstico, registros de prescripción y visitas hospitalarias y/o ambulatorias en el año previo a la hospitalización índice con determinación de la RFF (tabla 1 del material adicional). La medicación concomitante incluye antiinflamatorios no esteroideos (AINE), corticoides, inhibidores de la bomba de protones y antagonistas H2. El uso a largo plazo de AINE y corticoides se definió como la prescripción de estos medicamentos durante al menos 90 y 30 días respectivamente entre 180 días antes y 14 días después de la hospitalización índice. El uso concomitante de inhibidores de la bomba de protones y antagonistas H2 se definió en función de su prescripción como medicación al alta del hospital.

El objetivo primario de eficacia fueron los eventos adversos cardiacos y cerebrovasculares mayores (MACCE), definidos como la combinación de muerte por cualquier causa, IM, revascularización no planificada e ictus. Los datos sobre supervivencia y causas de muerte se obtuvieron de los certificados de defunción recopilados por el Servicio de Estadística de Corea del Ministerio de Estrategia y Finanzas de la República de Corea12. Se estableció un diagnóstico de IM si los pacientes eran hospitalizados con un código de diagnóstico principal relacionado con el IM (CIE-10 I21, I22) durante el periodo de seguimiento. Un estudio de validación previo reveló que la exactitud del diagnóstico de IM en los datos del NHIS era del 93%14. La revascularización no planificada se definió como la presencia de códigos de procedimiento correspondientes a una intervención coronaria percutánea (ICP) o cirugía de revascularización (CABG) tras la hospitalización índice. El ictus se definió a partir de los códigos de la CIE de ictus isquémico (CIE-10 I63, I64) o hemorragia intracraneal (CIE-10 I60-62), junto con los códigos de métodos de diagnóstico por la imagen cerebral, como resonancia magnética o tomografía computarizada de perfusión. Los objetivos de eficacia secundarios fueron cada uno de los componentes de los MACCE y los eventos cardiacos adversos mayores (MACE), una combinación de muerte por cualquier causa, IM y revascularización no planificada.

El objetivo de seguridad primario fue la aparición de cualquier hemorragia gastrointestinal, requiriera transfusión o no. Los objetivos de seguridad secundarios fueron la hemorragia mayor, definida como hemorragia intracraneal o gastrointestinal con empleo documentado de transfusión, hemorragia gastrointestinal que requiriera hospitalización sin empleo documentado de transfusión o hemorragia intracraneal. Los códigos de diagnóstico indicados en la posición primaria durante la hospitalización tuvieron valores predictivos positivos de hemorragia gastrointestinal del 92% y de hemorragia intracraneal del 81,4%, documentada mediante exploraciones de diagnóstico por la imagen cerebrales15.

Las características basales del grupo de exposición y el grupo de comparación se expresan mediante frecuencia y porcentaje para las variables discretas y mediante media±desviación estándar para las variables continuas. Se calculó la puntuación de propensión para cada cohorte emulada con el fin de reducir al mínimo las diferencias sistemáticas en las características basales de los 2 grupos. Todas las covariables, incluidos la edad, el sexo, los ingresos económicos, la asistencia médica, la zona de residencia, las comorbilidades y el uso a largo plazo de AINE o corticoides, se incluyeron en el modelo de regresión logística para estimar la probabilidad de recibir tratamiento, condicionada a estas covariables. Con objeto de minimizar aún más el sesgo, se aplicó un emparejamiento 1:1 por puntuación de propensión del vecino más próximo con un calibrado de 0,2 en la escala de puntuación de propensión16. Las diferencias en las covariables iniciales entre los 2 grupos se evaluaron antes y después del emparejamiento por puntuación de propensión utilizando una diferencia absoluta estandarizada, de tal manera que un valor >0,2 indicaba una diferencia significativa16. Además, se realizó una ponderación inversa de la probabilidad de tratamiento utilizando a todos los participantes aptos para el estudio actual como análisis de sensibilidad.

Se aplicó un enfoque de análisis por intención de tratar para investigar la eficacia del tratamiento asignado aleatoriamente, con independencia de la adherencia al tratamiento. Para simular este enfoque, se realizó un seguimiento de los pacientes desde la fecha de alta de la hospitalización índice hasta la aparición de un evento del objetivo clínico o el transcurso del tiempo preespecificado (1 y 5 años). Dentro de la cohorte emparejada, se estimó la incidencia acumulada a 1 y 5 años de cada objetivo clínico mediante el método de Kaplan-Meier, y se utilizaron log-rank tests para evaluar las diferencias entre los grupos. Se calcularon los valores de hazard ratio (HR) con sus intervalos de confianza del 95% (IC95%) para la incidencia de los objetivos clínicos mediante un modelo de regresión de Cox, aplicando un ajuste respecto a las medicaciones al alta hospitalaria, incluidos los inhibidores de la bomba de protones y antagonistas H2. Al comparar 3 grupos según el uso de antiagregantes plaquetarios (ninguno, ácido acetilsalicílico o clopidogrel), se introdujo un ajuste por todas las covariables basales y la medicación al alta. El cumplimiento de la hipótesis de riesgos proporcionales se evaluó mediante gráficos de la función de supervivencia log-log y los residuos de Schoenfeld.

Con objeto de introducir un ajuste respecto al posible sesgo de asignación, se realizaron análisis por subgrupos de edad (edad <75 frente a ≥75 años), sexo, hipertensión, diabetes, dislipemia, uso de estatinas, riesgo hemorrágico alto (definido según el Academic Research Consortium for High Bleeding Risk [ARC-HBR])17 y tipo de hospital. No hubo valores no disponibles de las variables en ninguno de los análisis. Para todos los análisis se utilizaron los programas SAS Enterprise Guide (versión 7.1; SAS Institute Inc., Estados Unidos) y R (versión 4.1.2; R Foundation for Statistical Computing, Austria). Un valor bilateral de p <0,05 se consideró estadísticamente significativo.

Las características basales, incluidas las comorbilidades, los antecedentes de medicación y la información sobre procedimientos de las cohortes del estudio antes y después del emparejamiento por puntuación de propensión, se presentan en la tabla 2 del material adicional y en la tabla 1 respectivamente. De los 4.657 pacientes aptos para el estudio, se prescribieron antiagregantes plaquetarios al alta a 3.018 (grupo de tratamiento antiagregante plaquetario), mientras que no se prescribieron a 1.639 (grupo sin tratamiento). Tras el emparejamiento por puntuación de propensión, se incluyó en el análisis a 3.268 pacientes (1.634 en cada grupo). De los pacientes que recibieron tratamiento antiagregante plaquetario, se trató con ácido acetilsalicílico a 1.281 y con clopidogrel a 353 (tabla 3 del material adicional).

No se observaron diferencias significativas en las características basales, las comorbilidades o los antecedentes de medicación entre los grupos con y sin tratamiento antiagregante plaquetario (todas las diferencias medias estandarizadas fueron <0,2) (tabla 1 y tabla 2 del material adicional). Tampoco se observaron diferencias significativas en las características basales entre los grupos de ácido acetilsalicílico, clopidogrel y ningún tratamiento (tabla 3 del material adicional). La duración media del tratamiento fue de 458,2 días en el grupo de tratamiento antiagregante plaquetario.

Durante el seguimiento de 1 año, se produjeron 235 MACCE: 115 en el grupo sin tratamiento y 120 en el grupo con tratamiento antiagregante plaquetario, con unas tasas de incidencia del 7,0 y el 7,3% respectivamente (HR = 1,06; IC95%, 0,82-1,37) (tabla 2).

Durante el seguimiento de 5 años, se produjeron MACCE en 342 pacientes del grupo sin tratamiento y 346 pacientes del grupo con tratamiento antiagregante plaquetario, con unas tasas de incidencia similares, del 24,7 y el 24,8% respectivamente (HR = 0,97; IC95%, 0,84-1,13) (tabla 2 y figura 2). No se observaron diferencias significativas entre los grupos en las tasas de incidencia de muerte por cualquier causa (el 8,8 frente al 8,5%; HR = 0,89; IC95%, 0,68-1,16), muerte de causa cardiovascular (el 2,2 frente al 1,9%; HR=0,87; IC95%, 0,49-1,53), IM (el 2,7 frente al 2,7%; HR = 0,97; IC95%, 0,61-1,56), revascularización no planificada (el 16,3 frente al 16,5%; HR = 1,04; IC95%, 0,86-1,25) e ictus (el 2,3 frente al 2,5%; HR = 0,87; IC95%, 0,61-1,24) (tabla 2 y figura 3). Los resultados del análisis con ponderación inversa de la probabilidad de tratamiento fueron similares a los del análisis de emparejamiento por puntuación de propensión (tabla 4 del material adicional).

Figura 2.

Incidencia acumulada de los eventos de los objetivos primarios de eficacia y seguridad. El objetivo primario de eficacia fueron los MACCE, definidos como la combinación de muerte por cualquier causa, infarto de miocardio, revascularización no planificada e ictus. El objetivo primario de seguridad fue cualquier hemorragia gastrointestinal. Los valores de hazard ratio se ajustaron respecto a la medicación al alta consistente en inhibidores de la bomba de protones o antagonistas H2. HR: hazard ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%; MACCE: eventos adversos cardiacos y cerebrovasculares mayores.

(0.31MB).

Figura 3.

Incidencia acumulada de resultados del objetivo secundario de eficacia. Curvas de Kaplan-Meier e incidencia acumulada de eventos del objetivo secundario de eficacia en el grupo sin antiagregantes plaquetarios y el grupo con antiagregantes plaquetarios por lo que respecta a muerte por cualquier causa (A), infarto de miocardio (B), revascularización no planificada (C) e ictus (isquémico y hemorrágico) (D). Las HR se ajustaron con respecto a la medicación al alta, consistente en un inhibidor de la bomba de protones o antagonista H2. HR: hazard ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%.

(0.5MB).

En comparación con el grupo sin tratamiento, el grupo de ácido acetilsalicílico (HR = 0,94; IC95%, 0,80-1,11) y el grupo de clopidogrel (HR = 0,99; IC95%, 0,77-1,27) no mostraron diferencias significativas en la incidencia acumulada de MACCE durante los 5 años de seguimiento (tabla 5 del material adicional y figura 1 del material adicional).

A 1 año, el riesgo de hemorragia fue similar en los grupos de tratamiento antiagregante plaquetario y sin tratamiento (el 0,6 frente al 0,6%; HR = 1,11; IC95%, 0,44-2,83) (tabla 2), con unas tasas comparables en los grupos de ácido acetilsalicílico (HR = 1,01; IC95%, 0,39-2,64) y de clopidogrel (HR = 0,91; IC95%, 0,20-4,14) (tabla 5 del material adicional).

Sin embargo, a los 5 años, el grupo de tratamiento antiagregante plaquetario presentó una incidencia de hemorragias gastrointestinales significativamente mayor que el grupo sin tratamiento (el 1,2 frente al 2,2%; HR = 2,07; IC95%, 1,08-4,00) (tabla 2 y figura 2). Tanto el grupo de ácido acetilsalicílico (HR = 2,03; IC95%, 1,02-4,05) como el de clopidogrel (HR = 2,56; IC95%, 0,99-6,64) mostraron una mayor incidencia acumulada de hemorragias gastrointestinales a los 5 años (tabla 5 del material adicional y figura 1 del material adicional).

En los análisis por subgrupos no se observaron tendencias manifiestas, excepto por la edad, que fueran favorables al uso de fármacos antiagregantes plaquetarios para prevenir los MACCE durante los 5 años de seguimiento. En los pacientes de edad ≥75 años, el tratamiento antiagregante plaquetario redujo el riesgo de MACCE en comparación con la ausencia de tratamiento (HR = 0,72; IC95%, 0,57-0,90), mientras que no se observó ningún beneficio en los pacientes de edad <75 años (HR = 1,09; IC95%, 0,93-1,29), con una interacción significativa (p para la interacción <0,01) (figura 4). Por lo que respecta a los resultados de seguridad, el grupo de tratamiento antiagregante plaquetario mostró de manera uniforme un mayor riesgo de hemorragia gastrointestinal en todos los subgrupos (figura 4).

Figura 4.

Análisis por subgrupos de los objetivos primarios de eficacia y seguridad a los 5 años. Se muestran los análisis por subgrupos correspondientes a MACCE (A) y cualquier hemorragia gastrointestinal (B) a los 5 años de seguimiento. GI: gastrointestinales; HR: hazard ratio; MACCE: eventos adversos cardiacos y cerebrovasculares mayores. *El alto riesgo de hemorragia se definió según los criterios del Academic Research Consortium for High Bleeding Risk (ARC-HBR).

(0.67MB).

Los antiagregantes plaquetarios se han utilizado ampliamente como parte del tratamiento médico según la guía para la prevención secundaria en pacientes con una ECVA establecida18. En los pacientes sometidos a ICP con implante de stent, los antiagregantes plaquetarios son fundamentales en la prevención de la trombosis del stent causada por un material extraño expuesto dentro de la arteria coronaria hasta que el strut del stent se reendoteliza por completo19. Basándose en lo indicado por múltiples ensayos que muestran los beneficios del tratamiento antiagregante plaquetario combinado doble inmediatamente después de la ICP1–3,20,21, varias guías lo recomiendan durante 6 a 12 meses en función de la forma de presentación clínica y el riesgo de hemorragia, seguido de un tratamiento antiagregante plaquetario de por vida con un solo fármaco1–3. Dado que la fisiopatología clave del síndrome coronario agudo es la formación de trombos tras la rotura de la placa, se esperaba que el tratamiento antiagregante plaquetario también fuera eficaz para la prevención primaria, sobre todo en pacientes con factores de riesgo cardiovascular22. En este contexto, se han realizado numerosos ensayos para identificar las indicaciones adecuadas del ácido acetilsalicílico en prevención primaria. Se han publicado 3 ensayos clínicos aleatorizados representativos: ASCEND (A Study of Cardiovascular Events in Diabetes), ASPREE (Aspirin in Reducing Events in the Elderly) y ARRIVE (Aspirin to Reduce Risk of Initial Vascular Events). En estos ensayos se incluyó en total a aproximadamente 47.000 pacientes con diabetes mellitus, edad avanzada o riesgo intermedio de una futura ECVA8–10. De ellos, tan solo el ensayo ASCEND, en el que participaron pacientes con diabetes mellitus, mostró una reducción significativa del riesgo de eventos vasculares graves con ácido acetilsalicílico en comparación con placebo. Sin embargo, en los 3 ensayos, incluido el ASCEND, los posibles beneficios del ácido acetilsalicílico se vieron contrarrestados por un mayor riesgo de hemorragia. En consecuencia, la guía actual no recomienda el uso sistemático de ácido acetilsalicílico para la prevención primaria, y solo la aconseja para pacientes seleccionados con un alto riesgo de ECVA y sin un riesgo excesivo de hemorragia23.

Tampoco se han realizado ensayos específicos que respalden el uso sistemático de clopidogrel en prevención primaria, aunque unos pocos estudios han evaluado su papel como tratamiento independiente o en combinación con ácido acetilsalicílico para reducir el riesgo de eventos isquémicos en diferentes poblaciones de pacientes. En el ensayo CAPRIE (Clopidogrel versus Aspirin in Patients at Risk of Ischaemic Events), en el que participaron más de 19.000 pacientes con eventos aterotrombóticos como ictus isquémico reciente, IM o enfermedad arterial periférica sintomática, la monoterapia con clopidogrel en prevención secundaria fue superior a la monoterapia con ácido acetilsalicílico en cuanto a la reducción del riesgo de eventos isquémicos24. Se obtuvieron también resultados similares en el ensayo HOST-EXAM (Aspirin versus clopidogrel for chronic maintenance monotherapy after percutaneous coronary intervention) en pacientes tratados con ICP e implante de stents farmacoactivos que completaron un tratamiento antiagregante plaquetario doble durante 6 a 18 meses tras la ICP25. En cambio, el ensayo CHARISMA (Clopidogrel for High Atherothrombotic Risk and Ischemic Stabilization, Management, and Avoidance) no logró demostrar beneficio al añadir clopidogrel a la monoterapia con ácido acetilsalicílico en pacientes con enfermedad cardiovascular clínicamente manifiesta o con múltiples factores de riesgo26. De hecho, los resultados del estudio indican un efecto nocivo al emplear el tratamiento combinado en prevención primaria para pacientes en alto riesgo con múltiples factores de riesgo. Estos resultados ponen de manifiesto la importancia de equilibrar los posibles beneficios y efectos adversos que el tratamiento antiagregante plaquetario conlleva.

En el ensayo DEFER (Deferral versus performance of percutaneous coronary intervention) se puso de manifiesto que diferir la ICP era preferible a realizarla en pacientes con estenosis sin trascendencia funcional que tenían una RFF >0,7527. Sin embargo, este resultado no implica que los pacientes con lesiones y una RFF negativa estén exentos de sufrir eventos en el futuro. En el ensayo FAME 2, las incidencias acumuladas de muerte, IM y cualquier revascularización en los pacientes cuya revascularización se aplazó en función de una RFF negativa fueron del 4,2, el 8,4 y el 17,5% respectivamente, lo que indica que estos pacientes no tienen un pronóstico favorable4. Por lo tanto, podrían obtener beneficio con un tratamiento médico enérgico. Sin embargo, la guía vigente no especifica el tratamiento médico para estos pacientes cuya revascularización se difiere en función de la RFF, más allá de desaconsejar la ICP1–3. A este respecto, en el presente estudio se evaluaron los beneficios del tratamiento antiagregante plaquetario tras el aplazamiento de la revascularización en pacientes con una EC establecida. A pesar de la presencia de una estenosis intermedia (50-70%) de arterias coronarias en la coronariografía invasiva, el tratamiento antiagregante plaquetario con ácido acetilsalicílico o clopidogrel no redujo el riesgo de muerte o de eventos isquémicos, pero sí aumentó el riesgo de hemorragia gastrointestinal. Estos resultados fueron uniformes en los distintos subgrupos, lo que indica que pueden generalizarse a toda la población, independientemente del sexo, las comorbilidades o el riesgo de hemorragia. Solo se observó una interacción significativa en el análisis por subgrupos de edad: un posible beneficio del tratamiento antiagregante plaquetario en los pacientes de 75 años o más indicaría que estos pacientes probablemente tengan un riesgo aún mayor de sufrir futuros eventos isquémicos, pero esto debe considerarse tan solo una hipótesis y justifica la realización de nuevos estudios. En conjunto, los resultados del presente estudio apuntan a que no se debe prescribir por sistema antiagregantes plaquetarios a los pacientes con estenosis intermedia de arterias coronarias tras el aplazamiento de la revascularización en función de la RFF. En vez de ello, debe utilizarse un enfoque individualizado basado en los riesgos isquémico y hemorrágico de cada paciente.

A pesar de los resultados aquí presentados, deben continuar los esfuerzos por reducir el riesgo de futuros eventos isquémicos en esta población en alto riesgo con una EC establecida. Se ha demostrado ya la eficacia de las estatinas para reducir los eventos clínicos tanto en prevención primaria como en prevención secundaria28–30. Su efecto protector se ve respaldado por estudios por imagen que muestran regresión de la placa y cambios favorables en su composición con el tratamiento con estatinas31. No obstante, la posología óptima de los hipolipemiantes en esta población sigue sin estar clara. Además, el ensayo en curso HOST-PREVENTION (Harmonizing Optimal Strategy for Treatment of Coronary Artery Stenosis-CloPidogREl for Primary prevention, NCT05845489) evaluará con mayor detalle la utilidad de la monoterapia con clopidogrel en los pacientes con estenosis coronarias sin trascendencia clínica. En futuros estudios deberá esclarecerse también si la identificación de las características de las placas de alto riesgo mediante técnicas de imagen invasivas o no invasivas puede ayudar a estratificar a los pacientes que se beneficiarían de un tratamiento médico más enérgico, incluido el tratamiento antiagregante plaquetario.

Este estudio tiene varias limitaciones que es preciso reconocer. En primer lugar, no se pudo evaluar las características detalladas de las lesiones, ya que el estudio utilizó una base de datos administrativa de solicitudes de reembolso. Sin embargo, los procedimientos de RFF se reembolsan con arreglo a criterios estrictos de los seguros de salud y son auditados sistemáticamente por el NHIS, lo que proporciona una garantía razonable de que la población del estudio tenía las lesiones correspondientes y de que no se realizó una ICP en estos casos. En segundo lugar, no se dispuso de los valores reales de la RFF, por lo que se ha partido del supuesto de que los casos de aplazamiento se debieron a una RFF negativa. Dado que los anteriores registros prospectivos multicéntricos de Corea informaron de unas tasas de aplazamiento a pesar de una RFF positiva de aproximadamente el 5,7% (RFF ≤0,75)32 y el 9,5% (RFF ≤0,80)7, es probable que la influencia de la revascularización diferida a pesar de una RFF positiva en estos resultados sea mínima. En tercer lugar, aunque se aplicó emparejamiento por puntuación de propensión, no se pudo descartar por completo factores de confusión inherentes ni un sesgo de selección. En cuarto lugar, pese al gran tamaño muestral de datos de una cohorte nacional con más de 3.000 pacientes, es posible que este estudio haya tenido una potencia estadística insuficiente para detectar posibles beneficios del tratamiento antiagregante plaquetario. En quinto lugar, las decisiones sobre la prueba de RFF de los pacientes con una estenosis intermedia quedaron al criterio del médico encargado del tratamiento, lo que podría haber introducido un sesgo de selección.