Entre enero de 1998 y enero de 2008, se reclutó a los pacientes con diagnóstico de IAMCEST en las unidades coronarias de dos hospitales de la Región de Murcia: Hospital Universitario Virgen de la Arrixaca (Murcia) y Hospital Universitario de Santa Lucía (Cartagena). Se incluyó a los pacientes en un estudio observacional, longitudinal y prospectivo.

El IAMCEST se definió como dolor torácico típico de duración ≥ 30min y/o elevación de marcadores de necrosis miocárdica, junto con una elevación del segmento ST en ≥ 2 derivaciones precordiales > 0,2mm en V1, V2 o V3 y > 0,1mm en derivaciones laterales (aVL, I) o inferiores (II, III y aVF) o bloqueo de rama izquierda presuntamente nuevo. El estudio fue aprobado por el comité ético y los pacientes dieron su consentimiento por escrito.

Se consideró FA cualquier ritmo documentado electrocardiográficamente en un registro de 12 derivaciones cuyo ritmo ventricular fuera irregular y no discriminase ondas p y f (flutter). Se consideró FA previa la existencia de diagnóstico previo documentado de FA (electrocardiograma o historia clínica) y FA de novo durante el ingreso, la que aparece durante el ingreso sin diagnóstico de FA previa, es decir, de nuevo diagnóstico. Esta se ha subdividido según su aparición: en las primeras 24h (FA de novo en las primeras 24h) o después durante el ingreso (FA de novo > 24h).

Se consideró complicaciones hemorrágicas graves o mayores las hemorragias cerebrales y retroperitoneales, o en cualquier otra localización, causantes de deterioro hemodinámico y/o necesidad de transfusión de sangre total o hemoderivados.

Se definió angioplastia durante el ingreso como la suma de angioplastia primaria más la realizada durante el ingreso, es decir, la angioplastia diferida o del día siguiente tras fibrinolisis exitosa. Se definió rotura cardiaca como la suma de rotura de pared libre, septo interventricular o cuerda tendinosa mitral.

Se realizó seguimiento tras el alta a largo plazo (mediana, 7,2 años) mediante contacto telefónico, revisión de historias clínicas, seguimiento en consultas externas y revisión de los registros de mortalidad. Para estos análisis se excluyó la mortalidad hospitalaria. La información relativa al seguimiento de los pacientes incluidos en el estudio se consiguió en el 98% de los casos.

Se analizaron los factores asociados con la muerte hospitalaria y la FA de novo durante el ingreso mediante regresión logística binaria multivariable. Se calcularon los odds ratio (OR) y sus respectivos intervalos de confianza del 95% (IC95%). Se empleó la prueba de la χ2 para evaluar la importancia de cada variable en el modelo de predicción de la FA de novo. El análisis de la supervivencia se realizó mediante el método de Kaplan-Meier y el test de Mantel-Haenszel. Se utilizaron modelos jerárquicos de regresión multivariable de Cox para estudiar la mortalidad tras el alta, estimando la hazard ratio (HR) y su IC95% Las variables no gaussianas se transformaron mediante el logaritmo de base decimal. El ajuste del modelo se realizó mediante la inclusión en bloques por método introducir, incluyendo las variables consideradas relevantes según la bibliografía previa: edad, sexo, índice de masa corporal, diabetes mellitus, hipertensión arterial, tabaquismo activo, dislipemia (bloque 1), enfermedad pulmonar obstructiva crónica, neoplasia de reciente diagnóstico (< 1 año), insuficiencia renal crónica, cardiopatía isquémica previa, accidente cerebrovascular previo, clase funcional de la New York Heart Association ≥ II previa (bloque 2), frecuencia cardiaca y presión arterial sistólica a su llegada a urgencias, clase Killip, fracción de eyección del ventrículo izquierdo al ingreso (bloque 3), revascularización mediante angioplastia y fibrinolisis (bloque 4) e IC durante el ingreso (> 24h) (bloque 5). Los supuestos log-lineal y de proporcionalidad de riesgos se comprobaron mediante métodos gráficos. Se estimó la discriminación del modelo final mediante el estadístico C y la calibración mediante el test de Hosmer-Lemeshow. Se calculó el estadístico C de Harrell para los modelos de Cox.

Para el estudio de las tendencias, se empleó el test de tendencias lineales y se consideraron cinco periodos de 2 años según el momento de reclutamiento: periodo 1 (1998–1999), periodo 2 (2000–2001), periodo 3 (2002–2003), periodo 4 (2004–2005) y periodo 5 (2006–enero de 2008). Los valores perdidos por variable fueron en general < 2% en la gran mayoría de las variables (99%). Se consideró estadísticamente significativo un valor de p<0,05. Los análisis se realizaron con PASW, versión 20 (IBM, Estados Unidos) y STATA 9.1 (College Station, Texas, Estados Unidos).

En la tabla 1 se presentan las características basales de la muestra del estudio (n=4.284). La media de edad era 64 años; el 24,0% eran mujeres. El 3,2% tenía FA previa y el 9,8% contrajo FA de novo (el 60,0% en las primeras 24h). De las que aparecieron tras las primeras 24h, el 80,8% se presentó antes del final del tercer día. El 8,7% de los pacientes con FA de novo que sobrevivieron al ingreso persistían en FA al alta. En la tabla 2 se muestra el tratamiento hospitalario, incluida la terapia de reperfusión, y el tratamiento al alta. La tabla 3 presenta las complicaciones hospitalarias.

Comparados con aquellos sin antecedente de FA previa, los pacientes con FA previa tenían significativamente más edad y eran en mayor proporción mujeres, diabéticos e hipertensos, pero menos dislipémicos y fumadores activos. Presentaban una comorbilidad marcadamente mayor: más antecedentes de cardiopatía isquémica, accidente cerebrovascular, arteriopatía periférica, insuficiencia renal crónica, enfermedad pulmonar obstructiva crónica y New York Heart Association ≥ II (tabla 1). Se presentaron al hospital con mayor frecuencia cardiaca y mayor clase Killip. Respecto del tratamiento intrahospitalario, se los sometió a menos angioplastias durante el ingreso y se los trató con más inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina y diuréticos, pero menos bloqueadores beta e hipolipemiantes. Además, eran pacientes con peor fracción de eyección del ventrículo izquierdo (tabla 2).

Al alta, se les prescribió más triple terapia, más inhibidores de la enzima de conversión de la angiotensina y digoxina pero menos salicilatos, tienopiridinas y bloqueadores beta (tabla 2).

En el presente estudio, 418 pacientes contrajeron FA de novo durante el ingreso. Los predictores no ajustados de esta condición fueron edad, sexo femenino, diabetes mellitus, antecedente de accidente cerebrovascular, New York Heart Association ≥ II basal, mayores frecuencia cardiaca al ingreso y clase Killip, mayor elevación de la isoforma MB de la creatincinasa y aparición de IC durante el ingreso, mientras fueron protectores la dislipemia, el tabaquismo activo y las mayores presión arterial sistólica y fracción de eyección del ventrículo izquierdo (tabla 1 del material suplementario). Los predictores independientes en el modelo fueron únicamente la edad (por cada logaritmo decimal en años, OR=266; IC95%, 42-1.673), la presión arterial sistólica (por cada logaritmo decimal en mmHg, OR=0,04; IC95%, 0,01-0,11) y la IC durante el ingreso (OR=2,49; IC95%, 1,88-3,31). En este modelo, a juzgar por el estadístico χ2, el predictor más importante fue la IC durante el ingreso, seguido de la edad y la presión arterial sistólica (tabla 1 del material suplementario).

Los pacientes con FA previa presentaron mayor IC durante el ingreso (el 54 frente al 28%; p<0,001) y mayor mortalidad hospitalaria bruta (el 22 frente al 12%; p<0,001) que aquellos sin FA previa, sin diferencias significativas en las demás complicaciones hospitalarias. A su vez, los pacientes con FA de novo tuvieron mayor asociación con el desarrollo de IC durante el ingreso (p<0,001), bloqueo auriculoventricular completo (p<0,001), accidente cerebrovascular (p<0,001), rotura cardiaca (p<0,001) y mortalidad hospitalaria (p<0,001) (tabla 3). Las dos causas más importantes de mortalidad hospitalaria fueron el shock cardiogénico y la disociación electromecánica, tanto en los pacientes con FA previa (el 46,7 y el 33,3% respectivamente) como en aquellos con FA de novo (el 63,7 y el 19,4%).

En un modelo ajustado (tabla 4), bien calibrado y de elevado poder discriminativo, la FA de novo durante el ingreso (OR=1,55; IC95%, 1,08-2,22) y la FA de novo en las primeras 24h (OR=2,01; IC95%, 1,26-3,21) fueron predictores independientes de la mortalidad hospitalaria. La FA previa (OR=0,55; IC95%, 0,34-1,26) y la FA de novo > 24h (OR=1,17; IC95%, 0,71-1,95) no resultaron predictoras. Es interesante que el riesgo de muerte asociado con la FA de novo y la FA de novo ≤ 24h fue constante entre los pacientes que adquirieron IC durante el ingreso y los que no (tabla 2 del material suplementario). (interacción, p=0,398 y p=0,984).

Durante el seguimiento (mediana, 7,2 [intervalo intercuartílico, 2,7-10,3] años) se observó una densidad de incidencia de mortalidad a largo plazo de 3,5/100 pacientes-año: 11,11/100 pacientes-año con FA previa y 5,35/100 pacientes-año con FA de novo. La figura 1 muestra la curva de supervivencia según la presencia de FA previa o de novo.

Figura 1.

Método de supervivencia de Kaplan-Meier que muestra la mortalidad tras el alta por cualquier causa estratificada según la presencia de fibrilación auricular previa y de novo durante el ingreso. FA: fibrilación auricular.

(0.09MB).

En un contexto multivariable (tabla 5), la FA previa (HR=1,24; IC95%, 0,94-1,64), la FA de novo (HR=0,98; IC95%, 0,80-1,21), la FA de novo ≤ 24h (HR=0,96; IC95%, 0,73-1,28) y la FA de novo > 24h (HR=1,02; IC95%, 0,77-1,37) no resultaron predictoras de mortalidad a largo plazo. Los resultados presentados no mostraron variación al estratificar según el desarrollo de IC durante el ingreso (tabla 3 del material suplementario). (interacción, p > 0,05 en todos los casos).

Durante los 10 años de reclutamiento (figura 2), la incidencia de FA de novo se mantuvo constante; no así la incidencia de IC durante el ingreso hospitalario, que descendió significativamente (periodo 1 frente a periodo 5, el 34 frente al 27%; tendencia, p<0,001). La angioplastia durante el ingreso aumentó de manera significativa (el 33,3 frente al 88,2%; tendencia, p<0,001). Puede observarse que hubo un descenso sustancial y significativo de la mortalidad hospitalaria (el 14,5 frente al 9,6%; tendencia, p<0,001).

Figura 2.

Tendencias en incidencia de fibrilación auricular de novo durante la hospitalización, insuficiencia cardiaca durante el ingreso y tratamiento de reperfusión. Se presentan los valores de p para el test de tendencias. FA: fibrilación auricular. *Suma de angioplastia primaria más la realizada durante el ingreso (angioplastia diferida o del día siguiente tras fibrinolisis exitosa).

(0.12MB).

Los pacientes con FA de novo > 24h tenían un perfil clínico diferente respecto de aquellos con aparición más precoz; las diferencias más relevantes (todo, p<0,05) eran mayor edad, mayor presión arterial sistólica al ingreso, peor clase Killip, peor fracción de eyección del ventrículo izquierdo, mayor número de vasos coronarios enfermos, menor reperfusión y mayor incidencia de complicaciones hospitalarias (IC complicada, bloqueo auriculoventricular completo y angina o reinfarto) (tablas 1–3). Estos pacientes no presentaron una mortalidad hospitalaria significativamente distinta (p=0,321), pero sí mayor mortalidad a largo plazo (log rank test, χ2=4,60; p=0,032).

No se dispuso de información relativa a la duración de la FA que aparece durante el ingreso, así como su carácter persistente o permanente, lo cual puede ser relevante16.

No es posible descartar que la FA previa pueda asociarse con la mortalidad a largo plazo y, por lo tanto, ser clínicamente relevante, dado el pequeño número de pacientes con FA previa en relación con el tamaño muestral total, lo cual ha condicionado un error de tipo 2 estimado de 0,42 para HR=1,24.