INTRODUCCIÓN

Las enfermedades cardiovasculares son la principal causa de muerte en los pacientes con insuficiencia renal terminal y, por tanto, son muy frecuentes en este tipo de enfermos. Por otro lado, la presencia de fallo renal es un factor pronóstico muy importante en los pacientes con cardiopatía y es un factor determinante en el seguimiento de los que han sido tratados con bypass coronario1 o intervencionismo percutáneo2,3, o han tenido un infarto agudo de miocardio (IAM)4-11. La mayor parte de los estudios que señalan la disfunción renal como factor pronóstico de la cardiopatía isquémica se han realizado en pacientes seleccionados (ensayos clínicos, pacientes graves, etc.)1,2,4,7,12,13, por lo que sus resultados son difíciles de generalizar. Además, son escasos los que se han realizado con las nuevas definiciones de síndrome coronario agudo14 y que utilizan el filtrado glomerular para definir la insuficiencia renal15.

Junto con todo ello, la estratificación pronóstica de los pacientes con síndrome coronario agudo sin elevación del segmento ST (SCASEST) ha sido un tema en continua evolución durante la última década16 en el que se han utilizado tanto factores epidemiológicos (edad, sexo, antecedentes) como marcadores bioquímicos17-19 (homocisteína, proteína C reactiva, fibrinógeno, troponina).

El objetivo de este trabajo fue determinar el grado de asociación entre la presencia de insuficiencia renal en el momento del ingreso (estratificación pronóstica precoz), cuantificada mediante la determinación de la creatinina sérica y la estimación del filtrado glomerular, y la mortalidad global a largo plazo en los pacientes ingresados por SCASEST.

PACIENTES Y MÉTODO

Pacientes

El grupo de estudio estuvo constituido por 1.029 pacientes consecutivos ingresados en nuestro hospital entre noviembre de 2000 y mayo de 2003 por dolor torácico de características isquémicas y al menos uno de los siguientes criterios: a) electrocardiografía (ECG) indicativa de cardiopatía isquémica aguda (descenso del segmento ST o inversión de la onda T); b) elevación de los marcadores de daño miocárdico (troponina I); c) ergometría positiva (realizada en pacientes sin cambios electrocardiográficos y sin elevación de marcadores de daño miocárdico), y d) en ausencia de los 3 primeros criterios, también fueron incluidos los pacientes con historia clínica muy indicativa: dolor torácico típico en reposo o, en el caso de ser de esfuerzo, con menos de 1 semana de evolución, o bien con una clara disminución del umbral de aparición (en pacientes con angina crónica). El diagnóstico final de infarto de miocardio fue establecido en el caso de elevación de la troponina I (> 0,5 ng/ml). El tratamiento administrado consistió en aspirina, heparina de bajo peso molecular, nitratos y bloqueadores beta (o antagonistas del calcio si estaban contraindicados). Los pacientes fueron tratados de acuerdo con una estrategia conservadora. Se realizaba coronariografía cuando aparecían dolor torácico recurrente (a pesar de tratamiento), insuficiencia cardiaca o prueba de estrés positiva realizada antes del alta. Todos los datos clínicos y bioquímicos utilizados en el análisis fueron recogidos en el momento del ingreso.

Insuficiencia renal

La creatinina sérica fue obtenida en urgencias en las primeras 24 h del ingreso. Además, se calculó el filtrado glomerular (FGE) mediante la fórmula MDRD (Modification of Diet in Renal Disease)15,20 presentada a continuación:

FGE (ml/min por 1,73 m² de superficie corporal) = 186 x (creatinina sérica [mg/dl])­-1,154 x (edad [en años])­-0,203

El resultado se multiplica por 0,742 si es mujer.

Dividimos a la población en 2 subgrupos de acuerdo con la creatinina en el momento del ingreso (mayor y menor de 1,3 mg/dl, que es el límite alto de esta prueba en nuestro hospital) y en 5 categorías según el FGE obtenido (< 15, 15-29, 30-59, 60-89 y ≥ 90 ml/min/1,73 m²), de acuerdo con las guías reconocidas internacionalmente21, y cada una de ellas se analizó por separado. El resto de las variables pronósticas utilizadas en los análisis también fueron recogidas en el momento del ingreso.

Otras determinaciones analíticas

La troponina I y la mioglobina (método inmunométrico, DPC, Los Ángeles, California, Estados Unidos) se analizaron al llegar a urgencias y a las 6 h (en los casos que llegaron dentro de las primeras 2 h de inicio del cuadro clínico), así como a las 8, 12, 18 y 24 h (hasta que se detectó el valor máximo). De acuerdo con las recomendaciones de nuestro laboratorio, se adoptaron como puntos de corte unos valores de 0,5 ng/ml para la troponina I y de 70 ng/ml para la mioglobina.

Episodios analizados

Definimos como parámetro de valoración principal la mortalidad por todas las causas en el seguimiento a 1 año.

Seguimiento

Todos los pacientes fueron seguidos como mínimo 1 año o hasta que se produjo el parámetro de valoración principal (mediana de seguimiento de 54 semanas). El seguimiento fue realizado por vía telefónica, en las consultas externas y por revisión de las bases de datos y la historia clínica del hospital.

Análisis estadístico

Las variables continuas con distribución gaussiana están descritas como media ± desviación estándar (DE) y comparadas mediante el test de la t de Student para muestras independientes, o mediante ANOVA. Las que no estaban distribuidas normalmente se muestran como mediana y rango intercuartil (RI) y se comparan mediante el test de Mann-Whitney. Las variables discretas se expresan como porcentajes y sus comparaciones mediante test de la χ².

Para valorar el papel independiente de los factores clínicos y bioquímicos, así como de la clase Killip en el momento del ingreso, con respecto a la presencia de insuficiencia renal para predecir la muerte por todas las causas, se realizó un análisis de regresión múltiple de Cox. En este análisis multivariable se incluyeron las variables que clásicamente son reconocidas como pronósticas (edad, sexo, concentraciones de troponina, clase Killip en el momento del ingreso y diabetes mellitus), así como las que en el análisis univariado presentaron un valor de p < 0,20 y que fueron recogidas en las primeras 24 h del ingreso (estratificación pronóstica precoz), realizándose 2 modelos, uno de ellos que incluyó la creatinina (por cada 0,1 mg/dl) y otro el FGE, y se determinó el estadístico C de cada uno de ellos. Este parámetro mide la capacidad de predicción de cada modelo y discrimina el que aporta mayor información22. Además, se aplicaron estos mismos modelos a la población dividida en dos subgrupos de acuerdo con la presencia de insuficiencia cardiaca en el momento del ingreso (Killip > 1).

El supuesto de proporcionalidad del riesgo fue evaluado mediante el análisis de los residuos de Schoenfeld, y la forma funcional de las variables cuantitativas (relación log-lineal) fue determinada mediante polinomiales fraccionados. Los coeficientes estimados fueron expresados como razón de riesgo (hazard ratio [HR]), con sus respectivos intervalos de confianza del 95% (IC del 95%). En todos los casos se consideraron significativos los valores de p < 0,05.

Todos los cálculos estadísticos fueron realizados con el paquete de software SPSS versión 10.0 (Chicago, IL) y STATA 8.2.

RESULTADOS

Características basales

Incluimos en el estudio a 1.029 pacientes que consecutivamente ingresaron en nuestro hospital y que cumplieron los criterios de inclusión. De ellos, el 65,3% eran varones, con una media de edad de 68,6 ± 11,8 años; el 47,3% tenía antecedentes de cardiopatía isquémica (el 27,4% había tenido un infarto previo), el 44,7% eran dislipémicos, el 31,7% diabéticos, el 12,2% insulinodependientes, el 22,2% fumadores y el 65,8% tenían historia de hipertensión arterial. Se obtuvo el diagnóstico final de infarto de miocardio (troponina I > 0,5 ng/ml) en el 58,7% de los casos (n = 604).

El 27,3% de los pacientes presentó un descenso dinámico del segmento ST, mientras que la inversión de la onda T apareció en el 9%. El 19% presentó signos de fallo de bomba (clase Killip II en el 13,5%, III en el 5% y IV en el 0,1%) en el momento del ingreso. Las concentraciones de troponina I fueron de 10,94 ng/ml (RI = 10,5) y las de creatinina de 1,18 ± 0,95 mg/dl. El 21,2% presentó una creatinina > 1,3 mg/dl (insuficiencia renal) en el momento del ingreso. Se realizó cateterismo cardiaco durante el ingreso en el 44,8% de los casos (en el 15,4% del total de pacientes se realizó una revascularización percutánea y en el 6,3%, una revascularización quirúrgica).

Asociación de la insuficiencia renal con otros factores de riesgo

Los pacientes con una creatinina > 1,3 mg/dl tuvieron mayor edad y eran predominantemente varones. Además, presentaron un mayor porcentaje de antecedentes de ex tabaquismo y diabetes mellitus, y menor de tabaquismo activo e historia familiar de cardiopatía isquémica precoz. Asimismo, en el momento del ingreso, estos pacientes mostraron valores máximos de troponina I y mioglobina más elevados, junto con un mayor porcentaje de insuficiencia cardiaca (tabla 1). Esta tendencia también se apreció en los distintos subgrupos según el FGE estimado (tabla 2). Es decir, cuanto menor era el FGE, mayor era el porcentaje de varones, hipertensos, antecedentes de cardiopatía isquémica e insuficiencia cardiaca en el momento del ingreso, y también había una mayor edad y menos antecedentes de tabaquismo y de historia familiar de cardiopatía isquémica precoz.

La creatinina sérica y el filtrado glomerular como factores de pronóstico

Las variables asociadas con la mortalidad durante el seguimiento en el análisis bivariable están descritas en la tabla 3. Cabe resaltar que los pacientes fallecidos eran de mayor edad, con más antecedentes de diabetes y cardiopatía isquémica, y presentaron un mayor porcentaje de insuficiencia cardiaca en el momento del ingreso, junto con unos valores más altos de troponina I, mioglobina y creatinina, y un porcentaje menor de dislipémicos y fumadores.

En la curva de supervivencia de Kaplan-Meier se refleja el incremento de riesgo de muerte por todas las causas en relación con la presencia de una creatinina > 1,3 mg/dl (fig. 1A) y en relación con los distintos subgrupos de FGE (fig. 1B). Esta diferencia ya es patente desde el inicio del seguimiento, como se aprecia en ambas figuras.

Fig. 1. Curva de Kaplan-Meier para la mortalidad total en pacientes con síndrome coronario agudo sin elevación del segmento ST estratificada según las concentraciones séricas de creatinina (Cr) en el momento del ingreso (A) o en función del filtrado glomerular estimado (B).

Como factores predictores independientes de muerte (análisis multivariable mediante análisis de regresión de Cox) aparecen la edad, la diabetes, la concentración máxima de troponina I, la presencia de insuficiencia cardiaca en la presentación (Killip > 1) y las concentraciones de creatinina en el momento del ingreso (tabla 4). Si incluimos la variable FGE de forma continua en lugar de la creatinina, aparecen las mismas variables predictoras, además del sexo masculino (tabla 5). Ambos análisis multivariables presentan unos parámetros de predicción muy altos y similares (estadístico C) y, por tanto, podemos considerar que la información aportada por el modelo con la variable creatinina es muy parecida al que incluye la variable FGE.

Se realizó un análisis por separado en los pacientes con y sin insuficiencia cardiaca en el momento del ingreso para evitar la influencia del fallo de bomba en la función renal (insuficiencia renal prerrenal), pero tanto la creatinina como el FGE se comportaron igualmente como factores predictores independientes de muerte en el seguimiento en ambos subgrupos (tablas 4 y 5, modelos 2 y 3).

Creatinina/filtrado glomerular y riesgo funcional para la mortalidad

En el análisis de la forma funcional de la creatinina y el FGE, estimada dentro del modelo multivariable final mediante polinomiales fraccionados, cabe destacar que ambas variables tienen un gradiente de riesgo lineal para predecir la mortalidad global (fig. 2 A y B). Este riesgo está incrementado a partir de valores teóricamente normales, en el caso de la creatinina a partir de 1,2 mg/dl y en el el FGE por debajo de 45 ml/min/1,73 m2, apareciendo el mismo incremento del riesgo por cada incremento de estos valores.

Fig. 2. Perfil de riesgo atribuible a las concentraciones séricas de creatinina en el momento del ingreso (A) y al filtrado glomerular estimado (FGE) (B).

DISCUSIÓN

Este estudio observacional prospectivo unicéntrico realizado mediante una estricta metodología, en el que se han utilizado las nuevas definiciones de los síndromes coronarios agudos14 (SCA), nos demuestra que la determinación de la creatinina en el momento del ingreso es una de las variables importantes que se deben tener en cuenta en la estratificación inicial de los pacientes con SCASEST.

A pesar de ello, la valoración de la función renal no se empleó en la confección de las más importantes puntuaciones de riesgo en este tipo de pacientes23. Sin embargo, hay un interés creciente por la importancia pronóstica de la disfunción renal en los pacientes con SCA debido sobre todo a un incremento de su prevalencia. Este aumento de la prevalencia se explica por diversos motivos: por un lado, por el incremento de la incidencia de sus causas más comunes (hipertensión arterial, diabetes mellitus y arteriosclerosis generalizada), y por otro, por la imagen más real que proporcionan los más recientes trabajos11,24. La mayoría de los estudios previos que nos informaban acerca de la prevalencia de la disfunción renal en los pacientes con SCA se basaban en poblaciones seleccionadas (unidad coronaria, ensayos clínicos) que en algunos casos excluían en mayor o menor medida a estos pacientes1,2,4,7,12,13.

En concordancia con los estudios más recientes15, en nuestro trabajo, algo más de 1/5 de los pacientes ingresados presentaban disfunción renal al ingreso; estos resultados son extrapolables, ya que no se trata de una población seleccionada, sino consecutiva.

Para analizar el pronóstico hemos utilizado, además de las concentraciones de creatinina, la estimación del FGE mediante la ecuación de MDRD20, la cual, de acuerdo con estudios previos15,25, es más precisa y evalúa mejor la función renal en ancianos y mujeres. Además, en comparación con otras fórmulas que estiman el filtrado, es más fácil de obtener, ya que no necesita el peso del individuo (de difícil obtención en pacientes críticos y con mortalidad precoz). A pesar de ello, en los modelos multivariables (tablas 4 y 5) no se ha demostrado que tenga una mayor capacidad de predicción que la creatinina por sí sola y, por tanto, en el presente estudio, el valor del FGE es relativo.

Como hemos mencionado con anterioridad, hay un aumento de riesgo que es proporcional a las concentraciones elevadas de creatinina sérica en el momento del ingreso (o disminución del FGE). Este incremento de riesgo es lineal (fig. 2) y no hay un punto de corte a partir del cual los pacientes presenten un claro aumento del riesgo sino que, cuanto mayor es la concentración de creatinina, mayor es el riesgo (incluso con valores considerados como normales). Esta observación es acorde con estudios similares recientes11,26,27.

Este incremento de riesgo puede ser debido a distintos motivos. Por una parte, los pacientes con insuficiencia renal tienen una mayor prevalencia de factores de riesgo cardiovascular contrastados, como son la diabetes mellitus, la dislipemia, la hipertrofia ventricular izquierda o la arteriosclerosis generalizada28-30. Además, como se muestra en las tablas 1 y 2, estos pacientes acuden a urgencias con una presentación clínica más desfavorable en cuanto, por ejemplo, a la clase Killip o las concentraciones máximas de troponina. Estos enfermos, que según las guías de práctica clínica de las principales sociedades internacionales deberían recibir un tratamiento enérgico, reciben menos estrategias terapéuticas de eficacia contrastada, como se ha reflejado en publicaciones previas9,31,32. Así, por ejemplo, en el estudio de Berger et al31, los pacientes con insuficiencia renal recibieron con menos frecuencia ácido acetilsalicílico, inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina (IECA) y bloqueadores beta (a pesar de que está demostrado que producen el mismo beneficio) que los que tenían una función renal normal31,33; además, según Freeman et al7, en este tipo de pacientes se realizaron menos procedimientos de revascularización (angioplastias) y se utilizaron menos los antiagregantes.

También se ha demostrado un mayor efecto tóxico de los fármacos y los tratamientos prescritos (contrastes, IECA, antagonistas de los receptores IIb/IIIa) que, junto con el incremento de complicaciones hemorrágicas7,9, provocan un pronóstico más desfavorable.

Las limitaciones de este trabajo son las propias de los estudios observacionales que no permiten una aleatorización estratificada, junto con la no inclusión de los tratamientos prescritos durante el ingreso en los análisis que pueden explicar parte de los resultados obtenidos. Estos datos no han sido incluidos porque nuestro objetivo era determinar el pronóstico al inicio, por lo que sólo hemos utilizado las variables obtenidas en el momento del ingreso. Otra limitación es que la determinación de la creatinina y, por tanto, del FGE en el momento del ingreso, puede verse modificada por las condiciones hemodinámicas iniciales y no reflejar fielmente la función renal basal.

CONCLUSIONES

La valoración de la función renal mediante la determinación de la creatinina (o la estimación del FGE) proporciona información pronóstica independiente y muy valiosa para la estratificación inmediata de los pacientes con SCASEST (tanto en los que presentan insuficiencia cardiaca en el momento del ingreso como en los que no), a pesar de que no es utilizada en las actuales escalas de riesgo en este tipo de pacientes. Cualquier incremento en las concentraciones de creatinina (o disminución del FGE) refleja un incremento de la probabilidad de muerte por todas las causas a 1 año de seguimiento, incluso por encima de valores considerados como normales. Se trata, por tanto, de un marcador de obtención inmediata, fácil y disponible en todos los centros.

Proyecto apoyado por la Red temática de investigación cardiovascular (RECAVA-FIS).

Correspondencia: Dr. L. Fácila Rubio.

Servicio de Cardiología. Hospital Provincial de Castellón.

Avda. Dr. Clará, 19. 12002 Castellón. España.

Correo electrónico: lfacila@hotmail.com

Recibido el 25 de abril de 2005.

Aceptado para su publicación el 15 de diciembre de 2005.