Formaron la población de origen de la muestra 8.774 pacientes consecutivos con EC tratados mediante ICP en dos hospitales universitarios entre octubre de 2009 y enero de 2015. Se consideró aptos para el estudio a los pacientes con diagnóstico clínico de EC estable, EC significativa confirmada mediante angiografía y cifras basales de hs-TnT≤LSR p99 (0,014 μg/l). Se excluyó a los pacientes con síndrome coronario agudo, deterioro de la función renal (creatinina sérica ≥ 2 mg/dl) o infección aguda, y a los que tenían un cáncer con esperanza de vida < 1 año. Finalmente se incluyó en el estudio a 3.463 pacientes que cumplían estos criterios. Dado el diseño utilizado, el estudio es un análisis retrospectivo. La investigación se llevó a cabo ateniéndose a lo establecido en la Declaración de Helsinki.

Se diagnosticó EC estable si el paciente tenía dolor torácico que no había cambiado de carácter, intensidad, umbral o frecuencia durante los 2 meses previos y si se documentaba una estenosis coronaria ≥ 50% de la obstrucción de la luz en al menos una de las arterias coronarias principales en la angiografía coronaria diagnóstica. Los factores de riesgo cardiovascular (hipertensión, diabetes mellitus, hipercolesterolemia y tabaquismo) se definieron según criterios aceptados. El análisis cuantitativo de la angiografía coronaria se realizó en el laboratorio angiográfico central con un sistema automático de detección de límites por personal que no tenía acceso a los datos clínicos o de seguimiento de los pacientes. Se determinó el flujo sanguíneo epicárdico basal y tras la intervención según los criterios de gradación Thrombolysis in Myocardial Infarction (TIMI). Se calculó la fracción de eyección del ventrículo izquierdo (FEVI) total con el método de área-longitud. Se determinaron el peso y la estatura de los pacientes (durante la estancia en el hospital) y se utilizaron estos datos para el cálculo del índice de masa corporal. La función renal se estimó calculando el aclaramiento de creatinina con la ecuación de Cockcroft-Gault.

Se extrajeron muestras de sangre, que se introdujeron en tubos con heparina como anticoagulante, inmediatamente antes y 6, 12 y 24 h después de la ICP. En un plazo de 30 min, se centrifugó la sangre a temperatura ambiente y se separó de inmediato el plasma sobrenadante para analizarlo. Se determinó la concentración plasmática de hs-TnT mediante un inmunoanalizador Cobas e 411, que se basa en tecnología de electroquimioluminiscencia (Roche Diagnostics). El límite del valor blanco (la concentración por debajo de la cual las muestras carecen del producto con una probabilidad del 95%) fue≤0,003 μg/l. La sensibilidad funcional (la concentración más baja que puede medirse de manera reproducible en el análisis con un coeficiente de variación≤10%) fue≤0,013 μg/l. El LSR p99 se definió como 0,014 μg/l. La creatinina se determinó con un análisis colorimétrico cinético, basado en el método de Jaffe compensado. Se utilizaron métodos analíticos estándares para la determinación de otros parámetros bioquímicos. El personal de laboratorio que participó en las determinaciones analíticas no tenía conocimiento de los datos clínicos y angiográficos de los pacientes.

Se utilizaron para el análisis los valores de hs-TnT basales y los valores máximos obtenidos tras la intervención. Se realizaron electrocardiogramas de 12 derivaciones antes y 24 h después de la intervención. Si aparecían molestias o dolor después de la intervención, se registraban otros electrocardiogramas adicionales. Las ondas Q anormales se definieron según los criterios de la Task Force for the Universal Definition of Myocardial Infarction8. El objetivo principal fue la mortalidad por cualquier causa. El protocolo de seguimiento incluyó entrevistas telefónicas realizadas 1, 6 y 12 meses después de la ICP y luego una vez al año hasta los 3 años. Se obtuvieron datos de mortalidad a partir de las historias clínicas hospitalarias, los certificados de defunción, el contacto telefónico con los familiares del paciente o los médicos que remitían al paciente, las compañías de seguros o el registro de direcciones de correo. La información de seguimiento y la validación de los episodios corrieron a cargo de personal médico que no conocía los datos clínicos y de hs-TnT de los pacientes.

Los datos se presentan en forma de mediana [intervalo intercuartílico], media±desviación estándar, número y proporción (%) o estimaciones de Kaplan-Meier (%). Se utilizó la prueba de Kolmogorov-Smirnov de una muestra para evaluar la distribución de los datos en las variables continuas. Los resultados de las variables continuas se compararon con la prueba de suma de rangos de Kruskal-Wallis o con un ANOVA, según cuál fuera el patrón de distribución. Los resultados de las variables discretas se compararon con la prueba de la χ2. Se realizó un análisis de supervivencia con el método de Kaplan-Meier y las diferencias de supervivencia se evaluaron calculando la hazard ratio (HR) con su intervalo de confianza del 95% (IC95%) en el modelo de riesgos proporcionales de Cox. Se utilizó un modelo de regresión de ecuaciones de estimación generalizada (que tiene en cuenta la agrupación de los datos de cada paciente) para evaluar los factores con una asociación independiente con un aumento de los valores de hs-TnT después de la ICP. Se introdujeron en el modelo todas las variables de las tablas 1 y 2. Se utilizó el modelo de ecuación de estimación generalizada con un vínculo de regresión logística para evaluar los factores asociados a la mortalidad. Se introdujeron en el modelo todas las variables con asociación significativa con la mortalidad en el modelo de riesgos proporcionales de Cox univariable. Se utilizó un análisis de la curva de características operativas del receptor (ROC) para determinar la potencia de discriminación de las concentraciones de hs-TnT posteriores a la ICP por lo que respecta a la predicción de la mortalidad y para calcular el valor de corte óptimo de la hs-TnT para la predicción de la mortalidad, al tiempo que se optimizaba la sensibilidad y la especificidad minimizando la raíz cuadrada de (1 – sensibilidad)2+(1 – especificidad)2. Se calcularon también la sensibilidad y la especificidad del valor de corte>LSR 5×p99 de la hs-TnT tras la ICP en cuanto a la predicción de la mortalidad. El análisis estadístico se realizó con el programa estadístico R 2.15.1 (The R foundation for Statistical Computing; Viena, Austria). Se consideró que un valor de p bilateral < 0,05 era indicativo de significación estadística.

En este estudio se incluyó a 3.463 pacientes con EC estable confirmada mediante angiografía hs-TnT basal≤LSR p99. Usando valores de corte del LSR p99 y 5×p99 de la hs-TnT máxima tras la intervención, se clasificó a los pacientes en tres grupos: uno con hs-TnT≤LSR p99 (n=742 [21,4%]), uno con hs-TnT entre>LSR p99 y LSR 5×p99 (n=1.928 [55,7%]) y otro con hs-TnT>5×LSR p99 (n=793 [22,9%]). En la tabla 1 se presentan las características basales de los pacientes. Con la excepción del porcentaje de mujeres, pacientes diabéticos en tratamiento con insulina, fumadores actuales, pacientes con hipercolesterolemia, infarto de miocardio previo o antecedentes de cirugía de revascularización aortocoronaria y la FEVI, todas las demás características presentaban diferencias significativas entre los grupos.

La tabla 2 recoge los datos relativos a la intervención. En total, se trataron y analizaron 5.654 lesiones. Excepto por la proporción de lesiones ostiales y el grado de flujo TIMI basal y tras la intervención, todas las demás características presentaban diferencias significativas entre los grupos. En conjunto, se observó flujo TIMI 3 después de la ICP en el 98% de las lesiones. Se implantaron stents farmacoactivos en 5.335 lesiones (94,4%): 920 (93,0%) en pacientes con hs-TnT máxima tras la ICP≤LSR p99, 2.858 (94,4%) en pacientes con hs-TnT máxima tras la ICP entre>LSR p99 y LSR 5×p99 y 1.557 (95,2%) en pacientes con hs-TnT máxima tras la ICP>LSR 5×p99. Los principales fármacos cardiovasculares prescritos al alta en los grupos con hs-TnT basal≤p99,>p99 a 5×p99 y hs-TnT>5×p99 fueron: estatinas en 687 (92,7%), 1.812 (94,0%) y 740 pacientes (93,7%) respectivamente (p=0,456); bloqueadores beta en 652 (88,0%), 1.701 (88,3%) y 685 (86,8%) (p=0,532), e inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina en 498 (67,0%), 1.298 (67,3%) y 547 (69,1%) (p=0,623).

Se utilizó el modelo de regresión de ecuación de estimación generalizada para evaluar las variables asociadas de manera independiente a la hs-TnT determinada después de la ICP (véanse en «Métodos» las variables por las que se introdujo un ajuste). El modelo puso de relieve que la edad, el índice de masa corporal, el valor basal de Tn, las lesiones de reestenosis, las lesiones complejas, las lesiones en bifurcación y la longitud total de implante de stent se asociaban de manera independiente con el aumento de hs-TnT después de la ICP. En la tabla 3 se indica el sentido y la intensidad de las asociaciones.

Se produjeron 7 infartos de miocardio con onda Q (0,2%) durante la estancia en el hospital.

La duración del seguimiento fue una mediana de 15,5 [6,5-28,2] meses: 15,7 [6,5-27,7] meses en el grupo con hs-TnT≤LSR p99, 15,5 [6,5-28,7] meses en el grupo con hs-TnT entre>LSR p99 y LSR 5×p99 y 15,0 [6,4-27,1] meses en el grupo con hs-TnT>LSR 5×p99 (p=0,517). En total, se produjeron 56 muertes durante el seguimiento: 5 (1,7%) pacientes con hs-TnT máxima tras la ICP≤LSR p99, 35 (4,5%) pacientes con hs-TnT máxima tras la ICP entre>LSR p99 y LSR 5×p99 y 16 (4,3%) pacientes con hs-TnT máxima tras la ICP>LSR 5×p99, cuyos porcentajes corresponden a las estimaciones de Kaplan-Meier de la mortalidad (HR=1,50; IC95%, 1,01-2,25; p=0,047) (figura 1).

Figura 1.

Curvas de Kaplan-Meier de la mortalidad a 3 años en pacientes con ausencia de incremento (línea verde),>p99-5×p99 (línea granate) y>5×p99 (línea azul) del límite superior de referencia de la hs-TnT. HR: hazard ratio; hs-TnT: troponina T de alta sensibilidad; IC95%: intervalo de confianza del 95%; p99: percentil 99. Esta figura se muestra a todo color solo en la versión electrónica del artículo.

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En el análisis univariable, la edad (p < 0,001), el flujo TIMI basal (p=0,030), la FEVI (p < 0,001), la reestenosis (p=0,003), el diámetro del balón (p=0,039), la presión máxima del balón (p=0,049), el flujo TIMI tras la ICP (p < 0,001) y la hs-TnT máxima tras la IPC (p=0,021) mostraron asociación independiente con el aumento del riesgo de mortalidad.

Después de introducir un ajuste en el modelo de la ecuación de estimación generalizada para las variables asociadas a la mortalidad identificadas en el análisis univariable, la asociación entre el valor máximo de hs-TnT y la mortalidad no fue significativa (p=0,094). La asociación entre la hs-TnT tras la ICP y la mortalidad continuó sin ser significativa cuando se introdujo en el modelo la hs-TnT tras una transformación logarítmica (p=0,497) o después de clasificarla en las categorías≤p99, 1-5×p99 y>5×p99 (p=0,485). En este modelo, la edad del paciente (p=0,014), la FEVI (p=0,005) y el flujo TIMI tras la ICP (p=0,032) mostraron asociación independiente con el aumento del riesgo de mortalidad (tabla 4).

La capacidad de discriminación de los valores de hs-TnT tras la ICP se evaluó con el análisis de la curva ROC, que puso de manifiesto que la concentración de hs-TnT después de la ICP predecía la mortalidad con un área bajo la curva ROC de 0,589 [0,519-0,659]. Aunque la capacidad de discriminación del valor máximo de hs-TnT tras la ICP en cuanto a la predicción de la mortalidad fue significativa, la magnitud del área bajo la curva ROC estuvo por debajo del límite de utilidad clínica (que generalmente se acepta en ≥ 0,70). El valor de corte de hs-TnT tras la ICP de LSR 5×p99 tuvo una sensibilidad del 28,6% [17,3-44,2%] y una especificidad del 77,2% [75,7-78,6%] en la predicción de la mortalidad (figura 2). El mejor valor de corte de hs-TnT máxima tras la ICP para la predicción de la mortalidad que maximizaba la sensibilidad y la especificidad fue el de 0,047 μg/l, que tiene una sensibilidad del 50% y una especificidad del 64,8%. El LSR 5×p99 tuvo un valor predictivo positivo del 2,0% [1,2-3,3%] y un valor predictivo negativo del 98,5% [98,0-99,0%] en la predicción de la mortalidad.

Figura 2.

Curva de características operativas del receptor que muestra la capacidad de discriminación de la concentración máxima de hs-TnT tras la intervención coronaria percutánea para predecir mortalidad. AUC: área bajo la curva de características operativas del receptor; hs-TnT: troponina T de alta sensibilidad; IC95%: intervalo de confianza del 95%; LSR: límite superior de referencia; p99: percentil 99.

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El presente estudio tiene ciertas limitaciones. En primer lugar, se trata de un análisis retrospectivo y, como tal, tiene las limitaciones inherentes a este diseño de estudio. En segundo lugar, los valores basales de hs-TnT elevados se asocian a factores de riesgo cardiovascular23, EC más extensa24 y comorbilidades25, todo lo cual tiende a darse de manera agrupada en los pacientes con cifras basales del biomarcador elevadas. Al excluir a los pacientes con cifras basales de hs-TnT elevadas, se ha obviado una parte importante del riesgo cardiovascular que quedó retenido en los pacientes excluidos. Así pues, la inclusión de pacientes de bajo riesgo en el presente estudio podría haber tenido como consecuencia una reducción de la incidencia de complicaciones relacionadas con la ICP y una mortalidad consiguientemente baja.