Se incluyó a los pacientes procedentes del estudio REFLEJA: un registro observacional prospectivo unicéntrico de pacientes consecutivos con FA, evaluados en las consultas de cardiología (octubre 2017-octubre 2018) del Hospital Universitario de Jaén. Los detalles del diseño y las características del registro se han publicado con anterioridad13. Se incluyó a todos los pacientes mayores de 18 años que aceptaron firmar el consentimiento informado y solo se excluyó a los que presentaban aleteo auricular. El estudio fue aprobado por el Comité de Ética de la Investigación Provincial de Jaén (figura 1 del material adicional).

En la visita inicial se registraron todas las características clínicas basales, electrocardiograma basal, datos analíticos y ecocardiográficos. El tiempo medio transcurrido entre la última ecocardiografía realizada y la inclusión del paciente fue de 3,4 meses. Se definió obesidad como tener un índice de masa corporal ≥ 30kg/m2. Se consideró anemia cuando los valores de hemoglobina eran inferiores a 13g/dl en hombres y menores de 12g/dl en mujeres, y enfermedad renal crónica (ERC) cuando —según la fórmula CKD-EPI (Chronic Kidney Disease Epidemiology Collaboration)— el filtrado glomerular era menor de 60ml/min. Se decidió categorizar estas variables como dicotómicas con fines prácticos para utilizar la escala, así como por la sencillez de su aplicación. No obstante, se realizó un análisis de sensibilidad que introdujo como continuas las variables cuantitativas obtenidas de los datos (tabla 1 del material adicional).

El ritmo cardiaco y la morfología del QRS se determinó en el electrocardiograma basal. Se definió la hipertrofia ventricular izquierda como un grosor parietal del septo interventricular o pared posterior del ventrículo izquierdo ≥ 12mm. La hipertensión pulmonar (HTP) se definió como alta probabilidad ecocardiográfica, entendiéndola como velocidad pico de la insuficiencia tricuspídea> 3,4 m/s o> 2,9 m/s con dilatación de cámaras derechas u otros signos ecocardiográficos indirectos de HTP. En ausencia de todos estos datos, se consideró que la probabilidad de HTP era baja14. La insuficiencia aórtica y mitral moderada o grave se definió por los criterios ecocardiográficos recomendados por la Sociedad Europea de Cardiología15. En la tabla 2 del material adicional se incluye un análisis de sensibilidad eliminando la variable HTP, teniendo en cuenta que la velocidad de la insuficiencia tricuspídea no estaba disponible en todos los casos.

La incidencia de HoIC a 3 años se calculó hasta octubre de 2021. Los cardiólogos del centro registraron la información de los episodios de los pacientes mediante consulta presencial, llamada telefónica o registro de la historia clínica electrónica. La HoIC se definió como la necesidad de una estancia de al menos una noche en el hospital por síntomas o signos de IC secundaria a una anomalía estructural o funcional del corazón (fracción de eyección [FE] <50%, volúmenes anómalos de las cámaras, hipertrofia ventricular izquierda, etc.), además de elevación de las concentraciones de péptidos natriuréticos o evidencia de congestión pulmonar o sistémica de origen cardiaco16. Como otros objetivos secundarios, se calculó la incidencia a 3 años de mortalidad por cualquier causa y de mortalidad cardiovascular, así como la hospitalización por FA (definida como la necesidad de ingreso hospitalario para control de la FA sintomática) y la tasa de ictus/accidente isquémico transitorio.

Las características basales se muestran estratificadas sobre la base de un primer episodio de HoIC durante el seguimiento.

La incidencia de los eventos se calculó como el número de casos por cada 100 personas/año. Para el estudio de los factores de riesgo para la primera HoIC en pacientes con FA, se calcularon modelos individuales de riesgos proporcionales de Cox para cada variable independiente. No se imputaron los datos perdidos, sino que solo se analizó a los pacientes con registros completos. El modelo multivariante se construyó mediante la selección de las variables de los modelos individuales que se consideraron más plausibles desde el punto de vista clínico, estadístico y biológico, y se utilizó el criterio de información de Akaike. En la tabla 3 del material adicional se incluye un análisis de riesgos competitivos de Fine y Gray como alternativa a la regresión de Cox.

El modelo obtenido cumplía con la hipótesis de riesgos proporcionales. Se validó internamente a través de un remuestreo usando Bootstrap (R Core Team, Austria) con 10.000 réplicas, y se obtuvo el optimismo corregido del estadístico C. Para la calibración de la escala se utilizó la prueba de Gronnesby y Borgan.

Para poder evaluar el riesgo de experimentar una HoIC, se realizó un nomograma que contenía una escala del riesgo de presentar el evento tras 12, 24 y 36 meses. Se obtuvieron los cuartiles de categorías de riesgo y se creó una calculadora de riesgo individual. Se representaron las curvas de incidencia acumulada de HoIC considerando la muerte sin HoIC un evento competitivo, para toda la muestra, estratificadas por cuartiles de la escala de riesgo y según las variables que resultaron predictoras independientes del evento.

En todos los análisis se consideró estadísticamente significativo un valor de alfa inferior a 0,05. Los análisis estadísticos se llevaron a cabo con los programas IBM SPSS versión 21 (IBM Corp., Estados Unidos) y R versión 4.2.1 (R Core Team, Austria).

Las características basales de la población se muestran en la tabla 1. Se incluyó a 1.499 pacientes y, de forma global, la edad media fue de 73,8±11,1 años, con un 48,1% de mujeres y un 52,6% presentaba FA permanente. Las prevalencias de hipertensión, diabetes y dislipemia fueron del 79,8, el 27,4 y el 28,7% respectivamente. Los pacientes con un evento de HoIC durante el seguimiento eran con mayor frecuencia mujeres, más ancianas y con mayor presencia de diabetes, anemia, ERC e historia previa de IC.

Tras un seguimiento de 3 años, con 23 pacientes perdidos (1,5%), 127 pacientes (8,5% de la población total) tuvieron una primera HoIC y 319 murieron. La tasa de incidencia del evento principal fue de 8,51 por cada 100 personas/año. La incidencia de muerte por cualquier causa y de muerte cardiovascular fue de 21,10 y 5,09 por cada 100 personas/año respectivamente (tabla 2). En la figura 1A se representa la incidencia de la HoIC en el seguimiento, considerando la muerte sin HoIC como evento competitivo. Las tasas de hospitalización por FA y de ictus/accidente isquémico transitorio a los 3 años fueron de 2,88 por cada 100 pacientes/año en ambos casos (tabla 2).

Figura 1.

Curvas de incidencia de hospitalización por insuficiencia cardiaca y de incidencia de mortalidad sin hospitalización previa por insuficiencia cardiaca en el seguimiento. A: población general. B: estratificada por edad. C: por diabetes. D: por ERC. E: por implante previo de marcapasos. F: por HTP. G: por insuficiencia aórtica moderada o grave. H: por uso basal de diuréticos. ERC: enfermedad renal crónica; HoIC: hospitalización por insuficiencia cardiaca; HTP: hipertensión pulmonar; IAo: insuficiencia aórtica; MP: marcapasos.

(0.36MB).

Tras el análisis multivariante final, los factores que se asociaron a una primera HoIC fueron la edad, la presencia de diabetes, ERC o HTP, el implante previo de marcapasos, el uso basal de diuréticos y la insuficiencia aórtica moderada o grave. En la figura 1 se representa la incidencia acumulada del evento principal según estos predictores. El modelo multivariante propuesto fue estadísticamente significativo (p <0,001) y presentó un estadístico C de 0,772 para la predicción a 3 años del evento de HoIC, con un valor de optimismo corregido de 0,762. El intervalo de confianza calculado tras aplicar un remuestreo por boostrapping con 10.000 muestras fue de 0,753-0,791. En la tabla 4 del material adicional se exponen los resultados de las regresiones de Cox individuales y multivariantes de las variables seleccionadas. Si se eliminaba la variable HTP del modelo, la IC previa aparecía como predictor independiente de HoIC (tabla 2 del material adicional). Igualmente, los resultados no variaron de forma significativa si se aplicaba el análisis multivariante de Fine y Gray (tabla 3 del material adicional).

Con los 7 factores predictores independientes del evento principal se creó un nomograma (figura 2) donde se sumaba hasta un máximo de 240 puntos en función de las hazard ratio (HR). El puntaje que se le asignó a la presencia de cada uno de los factores se indica en la tabla 5 del material adicional. De forma sencilla, se puede obtener en función de la puntuación la probabilidad de presentar el evento principal tras 12, 24 y 36 meses de seguimiento. Se observó una adecuada calibración de la escala con un valor de p=0,2616 para el test de Gronnesby y Borgan (figura 2 del material adicional).

Figura 2.

Nomograma para el cálculo del riesgo de hospitalización por insuficiencia cardiaca tras 12, 24 y 36 meses. DM: diabetes mellitus; HoIC: hospitalización por insuficiencia cardiaca; HTP: hipertensión pulmonar; IAo: insuficiencia aórtica; IRC: insuficiencia renal crónica; MP: marcapasos.

(0.27MB).

En la figura 3 se presenta, mediante curvas de incidencia acumulada, considerando la muerte sin el evento como un riesgo competitivo y la probabilidad de HoIC según los cuartiles de riesgo de la escala calculada. La incidencia acumulada de HoIC a 3 años para los cuartiles de la escala de riesgo REFLEJA fueron 1,613 (Q1), 3,815 (Q2), 8,378 (Q3) y 20,436 (Q4) casos por cada 100 personas/año (p <0,001). Igualmente existía una mayor mortalidad por cualquier causa asociada a un mayor cuartil de riesgo (incluso sin HoIC). Los pacientes con HoIC presentaron 2,54 veces más riesgo de mortalidad por cualquier causa que los pacientes sin hospitalización (IC95%, 1,90-3,40; p <0,001). Respecto a la muerte cardiovascular, la HoIC también incrementó el riesgo (HR=8,57; IC95%, 5,41-13,58; p <0,001) (tabla 3).

Figura 3.

Curvas de incidencia acumulada de probabilidad de hospitalización por insuficiencia cardiaca y muerte sin hospitalización previa por insuficiencia cardiaca, según los cuartiles de riesgo de la escala calculada. HoIC: hospitalización por insuficiencia cardiaca.

(0.13MB).

De los 127 pacientes hospitalizados por IC, el 58,3% eran mujeres, y la edad media fue de 78,7±8,3 años. El 80,3% ingresaron en ritmo de FA, la FE media fue del 56% (75,6% presentaron FE conservada), y el valor medio de NT-proBNP fue de 7.822±10.811 (mediana 5.400) pg/ml. Los pacientes con FE conservada presentaban mayor edad, mayoritariamente eran mujeres y con menor ERC (tabla 4). A los 3 años, la mortalidad de los pacientes que tuvieron una HoIC fue del 44,1%, siendo principalmente no cardiovascular (66,9%). El 25,2% presentó una muerte cardiovascular y casi un 8% de causa desconocida.

En nuestra serie, la incidencia de HoIC fue alta, en torno al 4% al año, similar a la de otros estudios observacionales clásicos4,17,18, y por encima de los registros más contemporáneos, donde la incidencia anual de IC es de aproximadamente 1-2 por cada 100 personas/año8,10, lo que podría justificarse por la edad media superior de la población de nuestra serie y una mayor presencia de comorbilidad y de carga de factores de riesgo cardiovascular. En el presente estudio, la tasa de HoIC en el primer año fue del 4,35% y del 8,51% a los 3 años, lo que demuestra una mayor hospitalización en la fase temprana del diagnóstico de FA, como también ha sido descrito por Suzuki et al.19.

A los 3 años de seguimiento, la mortalidad de la cohorte alcanzó el 21,1% y la mayoría de las muertes fueron de causa no cardiovascular, probablemente influido por la edad avanzada de la cohorte y la alta comorbilidad no cardiovascular. Este aumento de la mortalidad no cardiovascular también se ha observado en los pacientes hospitalizados por IC con FE conservada, cuya edad media suele ser superior y también presentan una mayor comorbilidad20.

La relación existente entre la edad6,7,9,10,21–23 y la diabetes6–8,10,19,22,24–26 con una mayor probabilidad de aparición de HoIC se repite de forma constante en la mayoría de los trabajos descritos anteriormente. De la misma forma, otros factores evaluados en estudios observacionales, como la ERC8,10,19,24 o la enfermedad valvular8,10,27, también son predictores de HoIC en nuestra serie. Sin embargo, en nuestro caso, tan solo la presencia de una insuficiencia valvular aórtica moderada o grave lo fue, lo que permitiría una predicción más específica.

Frecuentemente, la HTP evoluciona hacia el desarrollo de una IC derecha y un aumento del riesgo de mortalidad14. La HTP se asocia a una mayor prevalencia de FA, y su aparición supone un progreso de la enfermedad y empeoramiento clínico28. Sin embargo, hasta donde se sabe, no existe ningún trabajo en pacientes con FA que haya demostrado que la alta probabilidad de HTP se comporte como predictor independiente de HoIC. Es probable que esta condición identifique a un grupo de pacientes que, más allá de la etiología de la propia HTP, tienen un mayor riesgo de fracaso del ventrículo derecho y, por tanto, de aparición clínica de IC. Cabe destacar que, si eliminamos del modelo la HTP, aparece como nuevo predictor de HoIC la IC previa, algo plausible teniendo en cuenta que ambas variables presentaban una asociación significativa (tabla 6 del material adicional).

El uso basal de diuréticos, descrito previamente también en otros trabajos19,27, predijo la HoIC, y puede justificarse porque se tratase de un marcador indirecto de gravedad de la IC o incluso de la propia existencia de la enfermedad previa al episodio de hospitalización.

Por último, el implante previo de marcapasos predijo un grupo de pacientes con FA que también tenían mayor riesgo de HoIC. Aunque no hemos encontrado otros estudios donde relacionaran este factor con la HoIC, sí que los trastornos de la conducción intraventricular (anchura del QRS)8 se han asociado a ella. Ambos factores son un reflejo del mismo hecho, la disincronía intra e interventricular que puede conllevar frecuentemente el descenso de la fracción de eyección del ventrículo izquierdo (FEVI) y los consiguientes síntomas de IC. Este fenómeno es el más frecuente observado por la estimulación monocameral del ventrículo derecho, que además es la más frecuente entre los pacientes con FA29.

Destaca la ausencia de relación entre la FEVI reducida o el antecedente de miocardiopatía con la HoIC, aunque teniendo en cuenta que los ingresos fueron mayoritariamente por IC con FEVI conservada, podría justificar este hallazgo, típico de pacientes más ancianos y una mayor comorbilidad no cardiaca20.

Aunque existen múltiples escalas previas descritas en la literatura que se centran en la predicción de mortalidad de pacientes con diagnóstico establecido de IC como el MAGGIC Risk Score30, o el BIOSTAT-CHF31, nuestra escala aporta información sobre la capacidad predictiva de aparición de IC en pacientes con FA (con o sin IC previa). A diferencia de la nuestra, estas escalas se han aplicado a pacientes procedentes de ensayos clínicos8 o registros retrospectivos de menor tamaño22 o con un seguimiento medio inferior (2 años)8,19. Además, algunos de ellos procedían de población asiática con una edad media inferior a la del presente estudio. En el artículo recientemente publicado por Melendo-Viu et al.32, en una población más numerosa de octogenarios españoles con FA, la tasa de incidencia de IC era superior a la descrita en nuestro trabajo (incluyeron también el diagnóstico de IC ambulatoria) y coincidían como predictores de IC, la edad, la diabetes, la ERC y la presencia de una valvulopatía significativa.

La mayoría de los pacientes que ingresaron por IC (hasta 3 de cada 4) tenían FE conservada y, como era de esperar, en este grupo la edad era superior y había un mayor porcentaje de mujeres, como mostraron los trabajos de Pandey et al.10 y Potpara et al.26 Se desconoce el motivo por el que en la actualidad es más frecuente el fenotipo de IC con FE conservada en pacientes con FA, pero podría explicarse porque ambas entidades comparten factores comunes como la edad avanzada o la presencia de hipertensión arterial, diabetes u obesidad.

La aparición de IC en pacientes con FA es frecuente, por lo que disponer de una herramienta que identifique a los pacientes con alto riesgo de desarrollarla permitiría aplicar ciertas estrategias para retrasar su aparición. Así, se podrían considerar algunas opciones como el seguimiento clínico más estrecho y el diagnóstico proactivo de la enfermedad, los cambios en los estilos de vida y el inicio de terapias farmacológicas con beneficio cardiovascular demostrado (como el uso de inhibidores del contransportador de sodio-glucosa tipo 2 en la diabetes; finerenona en el paciente con diabetes y ERC, o los análogos de glucagón tipo 1 en pacientes con diabetes y obesidad33,34.

Son varias las limitaciones de esta escala, aunque la principal es su carácter monocéntrico que impide una adecuada validación externa de la escala y, por tanto, limita su aplicabilidad fuera de esta población mientras dicha validación no esté disponible. Al tratarse de un estudio observacional, está sujeto a posibles sesgos y factores de confusión no identificados. No se aporta información sobre la duración de la FA para correlacionarla con la probabilidad de aparición de IC. El hecho de haber incluido en el análisis ciertas variables continuas (índice de masa corporal o presión arterial sistólica pulmonar) como dicotómicas (obesidad, hipertensión pulmonar, etc.) por no disponer de los datos, puede haber limitado la capacidad de selección de mejores puntos de corte. Tampoco se han recogido variables relacionadas con la fragilidad, la demencia, el soporte social u otras variables ecocardiográficas (como la disfunción sistólica del ventrículo derecho o el volumen de la aurícula izquierda) que podrían haber mejorado la capacidad de discriminación de la escala. Por otro lado, la amplitud de los intervalos de confianza en la predicción de riesgo de la escala obtenida ha podido limitar la estimación óptima del riesgo.

El periodo de seguimiento máximo fue de 3 años, lo que podría haber infraestimado la incidencia de IC a más largo plazo. Los eventos clínicos no fueron recogidos por un comité externo independiente y, por último, no se incluyó a los pacientes atendidos en otras especialidades, como atención primaria o medicina interna, lo que pudo sesgar los resultados.