El registro CardioCHUVI-AF (anteriormente conocido como Registro de Fibrilación Auricular de Vigo, España) es un estudio retrospectivo extrahospitalario de pacientes con FA12. Se revisaron las historias clínicas de todos los pacientes, y la presencia de un electrocardiograma compatible confirmó el diagnóstico de FA. Se recogieron los datos clínicos, analíticos y terapéuticos en una base de datos codificada. El estudio se llevó a cabo según los principios de la Declaración de Helsinki y fue aprobado por el comité de ética local (Comité autonómico de ética en la investigación de Vigo, código HAC-ACO-2018-01, registro 2018/258). Dada la naturaleza retrospectiva del estudio, no se requirió el consentimiento informado. El registro CardioCHUVI-AF está registrado en ClinicalTrials.gov con el identificador NCT04364516.

Se incluyó a todos los pacientes consecutivos entre enero de 2014 y enero de 2018 con un diagnóstico confirmado de FA del área sanitaria de Vigo (Pontevedra, España) (n=16.203). Se excluyó a los pacientes sin datos basales y de seguimiento (n=146) y sin datos sobre peso y estatura (n=429) o del estado nutricional (n=779). La cohorte final constó de 14.849 pacientes con FA. Se clasificó a los pacientes según el IMC en 4 grupos: peso insuficiente o delgadez (IMC <18,5), peso normal (18,5-24,9), sobrepeso (25-29,9) y obesidad (≥ 30). Después se clasificó a los pacientes según el estado nutricional. Para ello se empleó la puntuación de la escala CONUT (Controlling Nutritional Status)13. La puntuación se deriva de los valores séricos de albúmina, colesterol total y linfocitos. La albúmina representa las reservas de proteínas; el colesterol total, la disminución de calorías, y la cifra de linfocitos, la defensa inmunitaria. La puntuación de la escala CONUT se calculó de acuerdo con el estudio original (figura 1). Esta escala se ha utilizado por su simplicidad y validación pronóstica para pacientes, hospitalizados y ambulatorios, con otras enfermedades cardiovasculares14,15. Una puntuación entre 0 y 1 se consideró normal; entre 2 y 4, desnutrición leve; entre 5 y 8, desnutrición moderada, y entre 9 y 12, desnutrición grave. En el material adicional se muestran los detalles relativos a la creación de la cohorte (figura 1 del material adicional).

Figura 1.

Sistema de puntuación de la escala CONUT.

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El objetivo primario fue la mortalidad por cualquier causa durante el seguimiento, mientras que el secundario fueron los eventos embólicos y hemorrágicos. Entre los embólicos se incluyeron el ictus isquémico y la ES, definidos según las definiciones de los objetivos cardiovasculares y de ictus utilizadas en los ensayos clínicos realizados por la Iniciativa de recogida de datos estandarizados para ensayos cardiovasculares (SCTI) y la Food and Drug Administration de Estados Unidos16. Entre los eventos hemorrágicos se incluyó la hemorragia mayor, definida según la International Society on Thrombosis and Haemostasis17. Dos supervisores de los datos revisaron por separado la anamnesis de cada paciente para identificar los eventos. Dos especialistas revisaron por separado todas las sospechas de evento en las áreas clínicamente pertinentes de Cardiología y Medicina Interna. Los supervisores de los datos y los especialistas tomaron un curso de formación específica para el estudio sobre las definiciones de evento y el proceso de validación. Por último, un comité de eventos clínicos independiente revisó y validó todos los eventos.

Los datos continuos se expresan en media±desviación estándar y se compararon mediante la prueba de la t de Student para datos independientes. Los datos categóricos se expresan en número (porcentaje) y se compararon con la prueba de la χ2. La incidencia de la mortalidad por cualquier causa y la de los episodios embólicos y hemorrágicos se calculó con las curvas de Kaplan-Meier. Para estimar la asociación con la mortalidad por cualquier causa, se utilizaron los modelos de regresión de Cox. En el caso del ictus/ES y la hemorragia mayor, la mortalidad actuó como riesgo competitivo. Así pues, se estimó la incidencia de cada resultado utilizando curvas de incidencia acumulada ponderadas después de utilizar el modelo de riesgos de subdistribución proporcionales de Fine y Gray. Para verificar la presunción de proporcionalidad, se hicieron pruebas sobre la interacción entre la variable exposición y el tiempo, y no se observaron incumplimientos relacionados. Se llevaron a cabo 3 modelos multivariantes: a) ajustado por edad y sexo; b) ajustado por edad, sexo, tratamiento con estatinas, tratamiento con anticoagulantes, índice de Charlson18, escala HAS-BLED19 y escala CHA2DS2-VASc20, y c) lo mismo que en el segundo modelo, pero añadiendo la escala CONUT o el IMC, según conviniera. Las estimaciones de los efectos de los modelos de Cox se describieron como hazard ratio (HR), y las de los modelos de Fine y Gray, como HR de subdistribución junto con los intervalos de confianza del 95% (IC95%).

Todos los análisis estadísticos se hicieron con la versión 15 del software STATA (StataCorp, Estados Unidos). Un valor de p <0,05 en la prueba bilateral se consideró estadísticamente significativo.

Se hizo el seguimiento de un total de 14.849 pacientes (edad, 75,6±10,3 años; el 50,9% mujeres) durante 4,4±1,8 años. El valor medio del IMC fue 30,3±4,8, con un 42,6% de sobrepeso y un 46,0% de obesidad (figura 2A). La puntuación media de la escala CONUT fue 1,4±1,7; se observó desnutrición leve en el 29,0% y moderada-grave en el 5,3% (figura 2B). Las características basales de la población del estudio y las diferencias según el estado nutricional y el IMC se resumen en el material adicional (tablas 1 y 2 del material adicional).

Figura 2.

Distribución de la población del estudio según el índice de masa corporal (IMC) y el estado nutricional. A: prevalencia de sobrepeso y obesidad. B: prevalencia de desnutrición. C: relación entre la escala CONUT y el IMC. D: índice de desnutrición según los grupos de IMC.

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Según aumenta el IMC, la puntuación de la escala CONUT tiende a disminuir, pero la relación no es lineal (figura 2C). Los índices de desnutrición disminuyen con el aumento del IMC: desde el 48,1% de los pacientes con peso insuficiente o delgadez, pasando por el 36,8% de los pacientes con peso normal y el 35,1% de aquellos con sobrepeso, hasta el 33,0% en caso de obesidad (p de tendencia <0,001) (figura 2D).

Durante el seguimiento, fallecieron 3.335 pacientes (5,1 cada 100 pacientes/año). En la tabla 1 y la tabla 2 se detalla la relación entre el IMC y la puntuación en la escala CONUT. En el análisis univariante se halló relación inversa entre el IMC y la mortalidad (cada 5 puntos, HR = 0,76; IC95%, 0,68-0,86; p<0,001); sin embargo, tras varios análisis multivariantes en los que se incluyó la escala CONUT, el IMC no fue un predictor independiente de la mortalidad (tabla 1). La mortalidad fue inferior en los pacientes con IMC ≥ 25 (5,0 muertes cada 100 pacientes/año) comparados con aquellos con IMC <25 (6,2 muertes cada 100 pacientes/año). Sin embargo, cuando se ajustó por la presencia de desnutrición (figura 3), las diferencias desaparecieron (para la mortalidad con IMC ≥ 25 frente a IMC <25, HR=0,97; IC95%, 0,92-1,02; p=0,176). Ni la obesidad (HR=0,91; IC95%, 0,81-1,01; p=0,088) ni el sobrepeso (HR=1,04; IC95%, 0,94-1,16; p=0,438) fueron predictores de la mortalidad en el análisis multivariante ajustado por estado nutricional. El efecto pronóstico del sobrepeso y la obesidad en los pacientes con nutrición normal, desnutrición leve y desnutrición moderada-grave se muestra en la figura 4A del material adicional y la tabla 3 del material adicional. Con respecto al estado nutricional, tanto la desnutrición leve como la moderada-grave se asociaron con mayor mortalidad en todos los grupos de IMC (peso normal, sobrepeso y obesidad) (figura 4B del material adicional y tabla 3 del material adicional). En los pacientes con desnutrición moderada-grave, el IMC se relacionó inversamente con la mortalidad, pero no en aquellos con desnutrición leve o no desnutridos (tabla 3 del material adicional). No obstante, no se observó significación estadística en la relación entre el IMC y la mortalidad tras ajustar por edad, sexo, comorbilidad y desnutrición moderada-grave (tabla 4 del material adicional). La relación entre el IMC y la puntuación de la escala CONUT con la mortalidad y el objetivo combinado (mortalidad, ictus/ES o hemorragia mayor) se mantuvo en varios de los subgrupos clínicos (tabla 5 y tabla 6 del material adicional).

Figura 3.

Curva de Kaplan-Meier para los pacientes con índice de masa corporal ≥ 25 y <25, estratificado por la presencia o ausencia de desnutrición. IMC: índice de masa corporal.

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Figura 4.

Efecto pronóstico del sobrepeso/obesidad y el estado nutricional en la desnutrición. A: riesgo de mortalidad y resultados clínicos con sobrepeso/obesidad según el estado nutricional. B: riesgo de mortalidad y resultados clínicos con la desnutrición según los grupos de índice de masa corporal (IMC). Visto el reducido tamaño muestral (n=27), se excluyó de estos análisis a los pacientes con peso insuficiente (IMC <18,5). ES: embolia sistémica; IC95%: intervalo de confianza del 95%.

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Un total de 984 pacientes sufrieron ictus/ES durante el seguimiento y 1.317 sufrieron un evento de hemorragia mayor. Después de estratificar por grupos según el estado nutricional (buena nutrición, desnutrición leve y desnutrición moderada-grave), el sobrepeso y la obesidad no se relacionaron con los resultados clínicos de hemorragia o embolia (figura 5). Tras varios análisis multivariantes en los que se incluyeron la edad, el sexo, la comorbilidad y el estado nutricional, el IMC no se relacionó con el objetivo combinado (mortalidad, ictus/ES o hemorragia mayor), a diferencia de la puntuación de la escala CONUT (tabla 1 y tabla 2).

Figura 5.

Incidencia del objetivo compuesto (mortalidad, ictus isquémico, embolia sistémica o hemorragia mayor) según el estado nutricional y los grupos de índice de masa corporal (IMC). Se excluyó del análisis a los pacientes con peso insuficiente (IMC <18,5; n=27).

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Este estudio tiene las limitaciones inherentes a un estudio retrospectivo. El estado nutricional se evaluó con la escala CONUT, un instrumento de cribado sencillo. No se utilizaron evaluaciones nutricionales detalladas más complejas. Aunque el análisis indica que un diagnóstico de desnutrición disminuye la ventaja de la obesidad en supervivencia, ese diagnóstico puede estar confundido por marcadores de la gravedad de la enfermedad que quizá no se relacionan con la nutrición y por factores que están más relacionados con la nutrición pero que no son sensibles a la respuesta a la nutrición. Además, puesto que el colesterol total es un parámetro de la escala nutricional, la escala CONUT podría verse afectada por el tratamiento con estatinas. Por eso, el ajuste multivariante incluyó el índice de comorbilidad de Charlson y el tratamiento simultáneo con estatinas. Puesto que el estado nutricional se evaluó solo en un único momento, no se investigaron cambios en el estado nutricional a lo largo del tiempo ni su relación con los resultados clínicos. Además, no se evaluó la relación entre el estado nutricional y los marcadores inflamatorios o la composición corporal. En el presente estudio, los datos se limitan a los pacientes de raza blanca, y se carece de información sobre el nivel educativo, el estado civil o las características socioeconómicas, que podrían ayudar a comprender mejor las causas que contribuyen a la desnutrición. La confirmación de estos resultados por otros investigadores que trabajen con distintos sistemas sanitarios y sociales es bienvenida.