INTRODUCCIÓN

La enfermedad coronaria (EC) es la principal causa de mortalidad en los países industrializados1,2 y el infarto de miocardio (IM) es la manifestación predominante de dicha enfermedad. En España, en 2004, el 11,2% de las muertes de varones y el 9,6% de las de mujeres se debieron a EC3. Aunque la mortalidad por EC ha disminuido de manera constante tanto en los varones como en las mujeres4,5, continúa siendo una de las principales causas de mortalidad y se considera que será un importante problema de salud pública en las próximas décadas6.

La EC es también una causa de hospitalización muy frecuente en España. El número de altas hospitalarias con un diagnóstico de EC se ha triplicado en los últimos 15 años7. Esto ha hecho que la EC pase a ser una prioridad en la política de asistencia sanitaria, no sólo por sus repercusiones sociales, sino también por su impacto en el sistema de asistencia sanitaria8. Los estudios de incidencia llevados a cabo en la población adulta española indican que la EC es una enfermedad frecuente, con tasas anuales de 200 y 50 nuevos casos de IM cada 100.000 varones y mujeres, respectivamente9-15. En la actualidad, la mayor incidencia es la que puede observarse en el segmento de mayor edad, y la enfermedad constituye la primera causa específica de muerte de los ancianos de más de 65 años (el 15% de la mortalidad total)3. En España, más del 58% de los pacientes dados de alta con el diagnóstico de enfermedad cardiovascular tienen más de 65 años y el 60% de los pacientes con IM ingresados en los hospitales superan esa edad7. Aunque las tasas son más altas después de los 65 años3,7, la mayoría de los estudios epidemiológicos se han centrado en la población adulta de mediana edad, con escasa representación de los ancianos16. De hecho, tan sólo unos pocos estudios han incluido a participantes de más de 65 años y muy pocos a participantes de más de 75 años17. Se hace necesario evaluar las repercusiones en la incidencia de EC por los notables cambios demográficos que se han producido en la población anciana española, con 10 millones de nuevos pacientes ancianos en los últimos 10 años.

El objetivo de este artículo es estimar la incidencia y las tasas de mortalidad del IM y la EC específicas por edades y sexos en una cohorte de ancianos españoles durante un seguimiento de 10 años (1995-2004).

MÉTODOS

Población en estudio

El proyecto EPICARDIAN es un estudio epidemiológico de cohorte, multicéntrico, de base poblacional, sobre las enfermedades cardiovasculares en la población anciana de tres zonas de España: el barrio de Lista (ciudad de Madrid), el municipio de Arévalo (Ávila) y el municipio de Begonte (Lugo). El diseño del estudio y los métodos utilizados en las tres áreas de estudio se han descrito en publicaciones anteriores18,19. En este artículo presentamos los resultados disponibles del barrio de Lista. Según el censo oficial de la ciudad de Madrid, a 31 de marzo de 1991, en el barrio de Lista había 5.540 personas de más de 64 años. En 1994 se seleccionó una muestra aleatoria, con estratificación proporcional según edad y sexo, de los residentes de más de 64 años (n = 2.116). Se excluyó a los individuos que presentaban discapacidades o minusvalías importantes, enfermedades que representaban un peligro para la vida (es decir, cáncer en fase terminal) o que estaban hospitalizados. En 244 (11,5%) casos no se obtuvo respuesta a causa de errores de registro, cambios de residencia o muerte antes del inicio del estudio. Un total de 652 (30,8%) individuos rechazaron participar o no se los encontró tras varios intentos. En total, fue posible evaluar en situación basal (año 1995) a 1.464 personas. De ellas, 167 (11,4%) fueron excluidas en el examen inicial por tener antecedentes de enfermedades cardiovasculares clínicas (casos prevalentes). La prevalencia del posible IM fue del 4%; la de posibles ictus, del 3,5%, y la de enfermedad vascular periférica, del 1,5%. Formaron la muestra final 1.297 individuos que no presentaban enfermedades cardiovasculares clínicas. Se repitieron los mismos exámenes en 1998 y en 2004. La información de seguimiento (información médica y estado vital) se actualizó cada año. Todos los participantes fueron objeto de un seguimiento hasta la aparición del primer IM, hasta la muerte o hasta el 31 de diciembre de 2004 si continuaban con vida (fig. 1).

Fig. 1. Diagrama de flujo del estudio EPICARDIAN (1994-2004).

Procedimientos de campo del estudio

El trabajo de campo de organizó en dos fases. La primera fase incluyó una entrevista en el domicilio. Se encargaron de ello diplomados de enfermería a los que se proporcionó la formación y la certificación adecuadas para la realización de la entrevista y el examen. Se obtuvieron datos demográficos y sociales, antecedentes personales y familiares de enfermedades cardiovasculares importantes, información sobre estilo de vida y datos sobre el uso regular de medicamentos, mediante cuestionarios adaptados y validados en español por el proyecto MONICA20. La entrevista incluyó también el cuestionario Rose sobre dolor torácico y disnea21. Las personas que rechazaron la entrevista en el domicilio recibieron por correo un cuestionario autoaplicable, y se contactó con sus familiares para obtener información sobre su salud general y especialmente sobre los factores de riesgo y las enfermedades cardiovasculares. También solicitamos periódicamente información a la oficina de Madrid del Instituto Nacional de Estadística respecto a los individuos con los que no se pudo entrar en contacto o que habían fallecido en el momento de realizar las entrevistas.

La segunda fase fue la relativa a los individuos que respondieron afirmativamente a las preguntas sobre enfermedad cardiaca o angina en la primera fase. Utilizamos los métodos anteriormente empleados y validados en el proyecto MONICA20, y oportunamente modificados y adaptados en España por los proyectos REGICOR e IBERICA22,23. Estos procedimientos de identificación y seguimiento se adaptaron a las características locales del barrio de Lista. La información de seguimiento se actualizó anualmente a través de los servicios de urgencias, los hospitales públicos y privados y los centros de atención primaria de la zona, de todos los miembros de la cohorte con independencia de que hubieran sido localizados o hubieran rechazado las entrevistas de seguimiento. Se telefoneó a los participantes y a sus familiares en caso de falta de contacto o rechazo. La información sobre el estado vital de los componentes de la cohorte se actualizó anualmente a través del Instituto Nacional de Estadística de Madrid. En 1998 y 2004 se repitieron las entrevistas y el examen clínico utilizando los mismos procedimientos de contacto y métodos de entrevista que en 1994.

Definición del infarto de miocardio

El criterio se basó en los síntomas, las alteraciones enzimáticas, los cambios en el electrocardiograma (ECG) (código Minnesota)24,25 y los resultados de los exámenes post mórtem definidos en los criterios de codificación de la OMS26. Se verificó la validez del diagnóstico mediante estudios intraobservador27.

Consideramos que presentaban un IM definido los individuos con un ECG definido o síntomas típicos/atípicos, junto con un ECG probable y enzimas anormales, o los que tenían síntomas típicos, enzimas anormales y un ECG isquémico.

Se consideró que había un IM posible o una muerte coronaria en los individuos que seguían con vida con síntomas típicos en quienes las enzimas y el ECG no permitían la clasificación en la categoría de IM definido, sin que hubiera indicios de otros diagnósticos, y en los individuos que fallecieron sin signos claros que indicaran otra causa de la muerte.

Se estableció una ausencia de infarto en los pacientes que seguían con vida si las combinaciones de síntomas y pruebas diagnósticas no permitían su clasificación como IM posible o si el episodio podía explicarse por otras causas. En los episodios mortales, se rechazó el IM cuando la muerte estaba relacionada con un diagnóstico clínico o de autopsia diferente.

Métodos estadísticos

Se utilizaron los parámetros estadísticos básicos de centralización (media, mediana y su desviación estándar y valores de distribución) para describir las variables continuas. Para el cálculo de las tasas y proporciones, se utilizó la distribución de frecuencias relativas con intervalos de confianza (IC) del 95% según el método aproximado de Poisson28.

Para la comparación de proporciones, se utilizó la prueba de la c2 de Pearson o la prueba de c2 para tendencias lineales en varias categorías. Se consideró estadísticamente significativo todo valor de p < 0,05. Se utilizó el método actuarial de Kaplan-Meier29 para estimar las tasas de supervivencia y de incidencia bruta en la cohorte. Las tasas de incidencia bruta se estandarizaron con el método directo, utilizando la población europea estándar de 2006 como referencia30.

La tasa de incidencia es el número de primeros episodios mortales y no mortales dividido por la población en riesgo a mitad del año. La tasa de mortalidad es el número de episodios mortales dividido entre la población en riesgo a mitad de año. La letalidad es la proporción de IM mortales en el total de IM. Las tasas de incidencia y mortalidad se presentan cada 100.000 personas-años y la letalidad, como porcentaje por grupos de edad y sexo para el seguimiento de 10 años.

RESULTADOS

Las características generales de la cohorte inicial (n = 1.297 personas) se describen en la tabla 1. Había 509 varones (39,2%) y 788 mujeres (60,8%) sin enfermedad cardiovascular clínica. La mayoría de los participantes (87,7%) tenía una edad < 84 años en la situación basal. La media ± desviación estándar (DE) de edad al inicio del registro era de 75 ± 0,39 años (75 años las mujeres y 74,9 los varones). Aproximadamente, el 50% de los individuos de la muestra estaban casados, un 30% eran viudos, un 17% eran solteros y el 3% estaba divorciado. El analfabetismo era del 1,6%. El 56,8% de los individuos cumplía los criterios clínicos de hipertensión según la definición del V Joint National Committee (JNCV); un 26,6% tenía hipercolesterolemia según los criterios del National Cholesterol Education Program (NCEP), un 6,7% cumplía los criterios de la OMS para la diabetes, un 59,7% eran obesos (índice de masa corporal [IMC] 3 30) y un 13,9% eran fumadores según los criterios de la OMS (tabla 1).

La cohorte inicial de 1.297 individuos suponía un total de 9.987 personas/año de seguimiento. La mediana de seguimiento para el conjunto de la cohorte fue de 7,7 años. Durante el seguimiento de 10 años, fallecieron 434 (33,4%) personas y a 343 (26,7%) no se las pudo entrevistar personalmente. No obstante, se obtuvo información cardiovascular a través de otras fuentes de información secundarias (centros de atención primaria, informes hospitalarios, correo, llamadas telefónicas, etc.) de los individuos con los que no fue posible contactar o que rechazaron la entrevista clínica programada. Se obtuvieron certificados de defunción a través de la oficina del INE de Madrid para todos los individuos no localizados, que rechazaron la entrevista o fallecieron antes del 31 de diciembre de 2004 (n = 777). En total, se produjeron 117 eventos coronarios en el conjunto de la cohorte durante el periodo de seguimiento de 10 años. Hubo 33 casos de IM definido no mortal, 38 de IM definido mortal, 19 de IM posible y 27 de muerte súbita (tabla 2). Los varones presentaron un riesgo acumulativo significativamente superior de eventos isquémicos (p < 0,001) y de muerte súbita (p < 0,001) y un riesgo superior, pero no significativo, de IM definido (p = 0,181). El riesgo de infarto agudo de miocardio definido alcanza significación estadística cuando se analiza según la edad (p < 0,01). El análisis según la edad también puso de manifiesto que las diferencias en función del sexo disminuyen a medida que aumenta la edad de los varones y las mujeres, excepto en caso de muerte súbita.

Las tasas de incidencia (primer episodio) según el sexo y la edad para las diferentes categorías diagnósticas de infarto agudo de miocardio se muestran en la figura 2. Los varones de más de 85 años fueron los que presentaron las tasas de incidencia más altas (p < 0,001). La incidencia de un primer IM definido (mortal o no mortal) fue de 710,9 (IC del 95%, 555,6-895,9) cada 100.000 personas-años, y fue más alta en los varones (889,3; IC del 95%, 609,1-1.253,2) que en las mujeres (610,4; IC del 95%, 434,4-833,5) (p < 0,001). La tasa de incidencia de IM ajustada para la edad fue de 883/100.000 personas-años en los varones y de 696/100.000 personas-años en las mujeres.

Fig. 2. Tasas de las diferentes categorías diagnósticas de infarto agudo de miocardio (IAM) según la edad y el sexo. A: varones. B: mujeres.

En total, 434 de los 1.297 participantes fallecieron por cualquier causa durante el período de seguimiento de 10 años, lo cual representa una mortalidad total del 33,5% (IC del 95%, 30,9%-36,1%). La mortalidad fue mayor entre los varones, con el 42,2% (IC del 95%, 37,9%-46,6%), que entre las mujeres, con el 27,8% (IC del 95%, 24,7%-31,1%) (p < 0,001) y fue más alta en los grupos de más edad que en los más jóvenes de ambos sexos (p < 0,001). La mortalidad específica por EC, IM o muerte súbita fue del 5% (IC del 95%, 3,8%-6,3%), más alta en los varones, con el 7,1% (IC del 95%, 5%-9,6%), que en las mujeres, con el 3,7% (IC del 95%, 2,5%-5,2%) (p < 0,01) y aumentaba significativamente con la edad (p < 0,001). Por último, el IM como causa definida de la muerte se confirmó tan sólo en 38 individuos, lo que comportaba una mortalidad específica del 2,9% (IC del 95%, 2,1%-3,9%). La mortalidad por IM fue mayor, pero no de forma significativa, en los varones que en las mujeres (p = 0,482) y en los grupos de más edad (p < 0,01). La letalidad aumentaba con la edad y fue mayor en los varones que en las mujeres, para todos los grupos de edad excepto en el de 75-84 años, pero sin alcanzar significación estadística (tabla 3).

La tasa de mortalidad por EC fue de 650 casos cada 100.000 personas-años, con cifras más altas en los varones (1.000/100.000 personas-años) que en las mujeres (453/100.000 personas-años) (p < 0,001). La tasa de mortalidad por IM fue de 380 (IC del 95%, 269-521) casos cada 100.000 personas-años, y superior en los varones (472; IC del 95%, 248-697) que en las mujeres (328; IC del 95%, 188-469) (p < 0,001). La tasa de mortalidad por IM ajustada para la edad fue de 470/100.000 personas-años en los varones y 386/100.000 personas-años en las mujeres. La tasa de mortalidad por IM en la población de edad 3 85 años alcanzó el valor más alto, 1.241/100.000 personasaños, casi el triple que en el grupo de 75-84 años (445/100.000 personas-años) y 6 veces más que en el de 65-74 años (232/100.000 personas-años) (p < 0,001).

DISCUSIÓN

En este estudio hemos puesto de manifiesto que, en las personas de más de 65 años de edad, las tasas de incidencia y mortalidad por IM son mucho mayores que en la población adulta de mediana edad (< 65 años)31,32. La cohorte incluye una proporción importante de individuos de más de 80 años (22,4%), aspecto que tiene interés por la actual escasez de datos sobre este subgrupo de edad.

En los últimos años se han iniciado en España varios estudios epidemiológicos destinados a estimar la incidencia y la mortalidad del IM. Sin embargo, esos estudios9,22,23 se han limitado a individuos de mediana edad y han incluido un número escaso de participantes de los grupos de edad más avanzada. Un registro reciente, el REGICOR-65 plus, aporta información sobre las tasas de incidencia y mortalidad por IM y la letalidad por este trastorno en la población anciana de Girona, pero solamente se registraron los casos de IM aparecidos entre 1996 y 1997, y es posible que no represente exactamente el cambio real del riesgo con el paso del tiempo33. Que nosotros sepamos, éste es el primer estudio de cohorte de base poblacional realizado en ancianos en España, con un seguimiento individual de los participantes un largo periodo.

Con objeto de comparar nuestros resultados con los de otros estudios, adoptamos procedimientos epidemiológicos y criterios de identificación y clasificación del IM internacionales previamente utilizados y validados34,35. No obstante, casi todos los estudios epidemiológicos tienen en común unas limitaciones similares al intentar identificar los eventos cardiacos. Una limitación importante es la dificultad de identificar la isquemia silente. La proporción de casos de isquemia silente alcanza el 30% en algunas poblaciones especiales, y es especialmente elevada en los ancianos y en las mujeres posmenopáusicas36-38. Hemos intentado reducir al mínimo esta posible infravaloración con el empleo de múltiples estrategias específicas, como la revisión de informes clínicos. Tal limitación debe tenerse especialmente en cuenta en este estudio, con una población anciana en la que hay una proporción elevada de mujeres. Otra limitación importante es la posible infravaloración de los episodios isquémicos, especialmente durante el tercer periodo de seguimiento (1998-2004), debido a la elevada proporción de individuos con los que no se pudo contactar (n = 343; 26%). No obstante, utilizamos fuentes secundarias de información para detectar posibles casos de IM en todos esos individuos. Es preciso resaltar también que el diagnóstico de IM no se basó solamente en el ECG, sino también en los síntomas clínicos y los resultados de los análisis de laboratorio (elevaciones de la fracción MB de la creatincinasa [CK-MB]). Siempre cabe plantear la posibilidad de que la aplicación de instrumentos diagnósticos más recientes, como las concentraciones de troponina, pudiera haber identificado una proporción más alta de casos de IM, como se ha estimado en otros estudios39.

Aceptando esas posibles limitaciones, la incidencia del IM definido parece concordar con lo indicado por otros estudios llevados a cabo en España. Dichos estudios indican que las tasas de incidencia en los individuos ancianos son muy superiores a las de los adultos de mediana edad. Es posible que se deba a la exposición más prolongada a los factores de riesgo y a un aumento de la extensión de la aterosclerosis. Esta información tiene una importancia crucial, puesto que las personas ancianas son el segmento de población con un crecimiento más rápido en los países occidentales y, por consiguiente, esto hará que la demanda de recursos sanitarios para su diagnóstico y tratamiento aumente40. Las tasas de incidencia de IM en los varones fueron significativamente mayores que en las mujeres. La incidencia aumenta de manera muy notable al pasar del grupo de edad de 65 años al de edad 3 84 años. Este aumento fue progresivo en las mujeres pero no en los varones. En otros estudios realizados en ancianos se ha observado un patrón similar, con una concentración de los casos de IM en los varones en el grupo de edad de 65-74 años41 y por encima de esta edad (> 75 años) en las mujeres33. Se plantea la cuestión de si en los varones se desarrolla prematuramente EC a causa de una predisposición genética relacionada con el sexo o si la aparición del trastorno se retrasa en las mujeres por un menor tiempo de exposición a los factores de riesgo cardiovascular pertinentes. En nuestro estudio, la carga de los factores de riesgo cardiovascular es mayor en las mujeres ancianas que en los varones ancianos (tabla 1), y esto podría afectar también a las diferencias observadas entre los sexos para la incidencia y la mortalidad por EC, con un aumento comparativamente mayor en las mujeres.

Al comparar nuestros resultados con los del estudio REGICOR-65 plus33, un registro de población anciana de España, observamos en nuestro estudio unos valores absolutos superiores pero con una distribución similar por edades y sexos, lo que confirma un aumento exponencial con la edad y un mayor riesgo en los varones que en las mujeres. Las diferencias de valores absolutos podrían explicarse por diferencias geográficas en la incidencia del IM entre las zonas mediterránea y central de España. Estas diferencias geográficas se han demostrado también en la población adulta de mediana edad en el estudio IBERICA23. Por otra parte, los estudios tienen diseños diferentes: las estimaciones del REGICOR-65 plus se basan en el registro de casos de IM en ancianos de un área de Girona durante 1 año natural. En cambio, el estudio EPICARDIAN contabilizó el número total de casos aparecidos en un periodo de 10 años. Este enfoque tiene en cuenta el aumento del riesgo individual a medida que la población envejece. Tiene interés también el hecho de que las diferencias entre varones y mujeres se reducen a medida que avanza la edad. Se ha observado el mismo patrón en otros estudios de base poblacional.

Las tasas de incidencia de nuestro estudio son también inferiores a las de otros estudios de cohortes de Europa36,42 y Norteamérica43-45, pero las distribuciones de edades y sexos son muy similares. Esta observación puede explicarse por la incidencia real superior del IM en las poblaciones ancianas de Norteamérica y el norte de Europa, como se ha descrito recientemente para la población adulta de mediana edad en el estudio MONICA Internacional. En el estudio de Rotterdam, por ejemplo, las tasas de incidencia fueron de 1.200 casos/100.000 personas-años en los varones y de 700/100.000 personas-años en las mujeres36. En el estudio US Cardiovascular Health, la incidencia fue de 2.070 casos/100.000 personas-años en los varones y de 790/100.000 personas-años en las mujeres. La incidencia del IM estaba también intensamente asociada a la edad y aumentaba de 780 en los individuos de 65-69 años a 2.560 en los de edad 3 85 años43. Otros estudios internacionales publicados42,44,45 han mostrado unas tasas similares. Así pues, la incidencia de eventos coronarios definidos es inferior en nuestro estudio que en otros estudios internacionales centrados en la población anciana. Dado que los ancianos españoles, como los adultos de mediana edad, muestran elevada prevalencia de factores de riesgo cardiovascular19, es probable que la intrigante paradoja de una baja incidencia y mortalidad por IM en el sur de Europa a pesar de la elevada prevalencia de factores de riesgo cardiovascular46 se dé también a edades más avanzadas.

En España, la información sobre la mortalidad suele obtenerse a partir de las estadísticas oficiales que hace públicas el Instituto Nacional de Estadística. En estudios previos47,48 se ha validado la información de certificados de defunción, que muestra un porcentaje de detección de aproximadamente el 90%. En el estudio EPICARDIAN, al igual que en el estudio IBERICA, cuando no pudo confirmarse que el IM fuera la causa de la muerte, el caso se clasificó como «muerte súbita». En este epígrafe se incluyó a los individuos que fallecieron en un plazo de 24 h tras el inicio de los síntomas clínicos, las muertes que se produjeron sin que nadie las presenciara y los casos en que el individuo estaba bien en las 24 h previas. En nuestro estudio, la proporción de casos de muerte súbita fue similar a la observada por Bayés de Luna et al49, que es una de las más bajas descritas en la literatura médica internacional. Una vez tenido en cuenta este hecho, observamos unas tasas de mortalidad similares, tanto en los varones como en las mujeres, a las del estudio REGICOR-65 plus33. El aumento de la letalidad con la edad puede estar relacionado con la menor efectividad de los tratamientos destinados a salvar la vida del paciente, las menores tasas de hospitalización, el menor uso de métodos diagnósticos y terapéuticos, el mayor tiempo transcurrido entre el inicio de los síntomas y el ingreso en el servicio de urgencias y la mayor comorbilidad en los ancianos50-53. Los varones presentaron una mortalidad por EC superior a la de las mujeres, pero las diferencias entre los sexos son menos evidentes cuando se tiene en cuenta las tasas de mortalidad específicas (tasas de IM en vez de tasas de EC).

En resumen, nuestra conclusión es que la incidencia de infartos de miocardio mortales y no mortales es muy alta en la población anciana de Madrid. Las tasas de incidencia y de mortalidad aumentan de manera muy notable con la edad a partir de los 64 años. Los varones presentan unas tasas superiores a las de las mujeres a cualquier edad, pero las diferencias entre los sexos se reducen con el avance de la edad.

AGRADECIMIENTOS

A Ana Isabel Ortega por su ayuda en la redacción y corrección del texto; a Eva Martínez-Renedo por su ayuda estadística; a Javier Muñiz, y Saturio Vega, miembros del Grupo de Estudio EPICARDIAN (Lugo y Arévalo), redes ERICE y RECAVA; a Carlos Brotons (miembro de las redes ERICE y RECAVA), a Francisco Fernández-Avilés (coordinador de RECAVA) y a Pedro Luis Sánchez (secretario de RECAVA) por la revisión y mejora de este artículo con sus comentarios.

ABREVIATURAS

EC: enfermedad coronaria.

ECG: electrocardiograma.

IM: infarto de miocardio.

Full English text available from: www.revespcardiol.org

Este proyecto ha sido financiado por el Fondo de Investigaciones Sanitarias (FIS): PI. 93/0012; 96/1993 y 02/0896; Ministerio de Ciencia y Educación: PB94-1255-C04 y por el Instituto de Salud Carlos III: Red ERICE (Referencia: G03/065) y Red RECAVA (Referencia: RD06/0014/0015).

Correspondencia:

Dr. R. Gabriel Sánchez.

Unidad de Investigación. Hospital Universitario La Paz

P.o de la Castellana, 261. 28046 Madrid. España.

Correo electrónico: rgabriel.hulp@salud.madrid.org

Recibido el 25 de julio de 2007.

Aceptado para su publicación el 9 de junio de 2008.