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Introducción
La enfermedad coronaria es la causa principal de mortalidad en la mayoría de los países industrializados1. El dolor torácico es la manifestación clínica más frecuente de la enfermedad coronaria y representa uno de los mayores motivos de consulta a los servicios de urgencias.
El enfoque clínico de los pacientes que acuden a urgencias con dolor torácico que supone un origen coronario representa un reto diagnóstico, debido a que, si bien representa entre el 5% y el 20% de todas las urgencias, el diagnóstico solo se confirma en menos del 50% de los casos2,3, hecho que ocasiona un incremento en el número de ingresos hospitalarios y en los costos de la atención, que generan en los Estados Unidos de América un costo anual cercano a los 12 billones de dólares4,5. Por otro lado, entre el 2% y el 10% de los pacientes que son dados de alta desde urgencias, por considerar que el dolor no es de origen coronario, presentan un infarto agudo de miocardio, lo cual aumenta la mortalidad extrahospitalaria3,4.
En Colombia, la enfermedad coronaria es la principal causa de muerte6, y aunque no se encuentran estudios disponibles en cuanto a la frecuencia del dolor torácico en los servicios de urgencias, según datos estadísticos suministrados por la gerencia de urgencias de la Fundación Clínica Shaio, entre enero y julio de 2011 se atendieron en el servicio de urgencias de esta institución 40,030 pacientes, de los cuales el 12% eran pacientes con dolor torácico, y de estos, solo el 25% fueron hospitalizados.
Teniendo en cuenta la magnitud del problema asistencial, el paciente con dolor torácico genera incertidumbre tanto en el médico como en él mismo y su familia. En los últimos años, la estratificación del riesgo ha adquirido relevancia al ser considerada como la base para la toma de decisiones médicas. Con la incorporación de las técnicas estadísticas a la investigación clínica se han desarrollado múltiples modelos para predecir el pronóstico de los pacientes coronarios, y dichos modelos han evolucionado hasta ser más exactos, y algunos poco prácticos7, pero aún no logran resolver el problema. Por esta razón, en un intento por mejorar las técnicas de predicción y diagnóstico, todavía se desarrollan modelos pronósticos y diagnósticos.
Diseñar un modelo de predicción útil no es tarea fácil8,9. Esta estrategia requiere un número elevado de pacientes que representen la condición clínica de interés. Así mismo, el número de desenlaces debe ser suficiente para permitir un cálculo estadístico adecuado, las variables clínicas deben ser relevantes, los desenlaces deben ser clínicamente importantes y el modelo tiene que ser probado en una población diferente de la población de estudio en la que fue desarrollado10.
El índice UDT-65 ha sido validado en población española y su capacidad de discriminación para clasificar el diagnóstico final de enfermedad coronaria fue adecuada11. Es conveniente evaluar en nuestro medio la utilidad del índice UDT-65 para clasificar a los pacientes con síndrome coronario agudo asociado con enfermedad coronaria, por considerar que relaciona un menor número de variables en comparación con otras escalas, evalúa las características del dolor y requiere poco tiempo, y aunque ha sido referenciado en otros estudios europeos, no cuenta aún con validación formal en contextos diferentes del español, incluyendo el colombiano.
Descripción del índice UDT-65
En 2005, Martínez-Sellés, et al.12 llevaron a cabo una investigación cuyo objetivo era estudiar qué variables clínicas podrían estar relacionadas de manera independiente con enfermedad coronaria, en pacientes ingresados en la unidad de dolor torácico (UDT) de un hospital terciario, y secundariamente para detectar eventos coronarios en la UDT y en su seguimiento. En la metodología empleada en su estudio, evaluaron 379 pacientes que ingresaron de forma consecutiva en la UDT del Hospital Universitario Gregorio Marañón, de Madrid (España) entre julio de 2003 y septiembre de 2004, con electrocardiograma normal o no diagnóstico.
Se desarrolló un modelo logístico multivariado con inclusión de las siguientes variables clínicas: edad mayor de 64 años, sexo, factores de riesgo cardiovascular, antecedentes cardiovasculares, dolor torácico típico, uso de ácido acetilsalicílico, cifras de presión arterial al ingreso y frecuencia cardiaca. En el análisis multivariado se confirmó que la presencia de dolor típico anginoso, diabetes, uso de ácido acetilsalicílico y edad mayor de 64 años aumentaba de dos a tres veces la probabilidad de tener enfermedad coronaria en pacientes con dolor torácico sospechoso de síndrome coronario agudo y electrocardiograma normal o no diagnóstico12.
Con estas variables independientes se construyó el índice, y al combinarlas se encontró una relación directa con la aparición de eventos coronarios durante la estancia en la UDT, que osciló entre el 2.2% y el 14.3% según el puntaje obtenido. Asimismo, el índice se relacionó con la presencia de enfermedad coronaria, que varió entre el 15% y el 66.7% en los puntajes de 1 a 4 del UDT-6511.
Así las cosas, el índice UDT-65 es un instrumento construido a partir de un modelo logístico, que permite detectar o clasificar a los pacientes con baja probabilidad de enfermedad coronaria que consultan al servicio de urgencias por dolor torácico y sospecha de síndrome coronario agudo en presencia de electrocardiograma normal o no diagnóstico.
El índice UDT-65 (Tabla 1) tiene una puntuación máxima de 4 y su punto de corte es 1; a su vez, utiliza la escala de dolor torácico de Geleijnse13 (Tabla 2) para medir las características del dolor torácico y discriminarlo en típico si se obtienen 6 o más puntos o atípico si el puntaje es menor de 6.
Tabla 1 Escala del dolor de Geleinjse13
| Localización | |
| Retroesternal | +3 |
| Precordial | +2 |
| Cuello, mandíbula o epigastrio | +1 |
| Apical (debajo de la mamila izquierda) | −1 |
| Irradiación | |
| Uno de los dos brazos | +2 |
| Hombro, espalda, cuello, mandíbula | +1 |
| Carácter | |
| Fuertemente opresivo | +3 |
| Molestia opresiva | +2 |
| Pinchazos | −1 |
| Gravedad | |
| Grave | +2 |
| Moderada | +1 |
| Varía con nitroglicerina | +1 |
| Postura | −1 |
| Respiración | −1 |
| Síntomas asociados | |
| Disnea | +2 |
| Náuseas o vómitos | +2 |
| Sudación | +2 |
| Antecedentes de angina de esfuerzo | +3 |
Tabla 2 Índice UDT-65
| Variable | Definición | Puntaje |
|---|---|---|
| Tipicidad del dolor* | Típico (≥ 6 puntos) | 1 |
| Atípico (< 6 puntos) | 0 | |
| Diabetes | Sí | 1 |
| No | 0 | |
| Uso de ácido acetilsalicílico | Sí | 1 |
| No | 0 | |
| Edad | ≥ 65 años | 1 |
| < 65 años | 0 |
*Usar escala de Geleijnse.
Método
Se llevó a cabo un estudio de evaluación de la utilidad del índice UDT-65 mediante su validación externa en pacientes de 18 o más años que ingresaron al servicio de urgencias de la Fundación Clínica Shaio entre el 1 de agosto y el 31 de octubre del 2016 con dolor torácico no traumático y electrocardiograma normal o no diagnóstico, cuya duración del dolor fuese menor de 60 minutos y que estuviesen de acuerdo con su participación en el estudio y firmaran el consentimiento informado, debido a que los pacientes dados de alta desde urgencias requerían un seguimiento telefónico a los 30 días del egreso. Asimismo, se excluyeron aquellos pacientes con falla cardiaca o falla renal de cualquier origen, así como también aquellos con antecedentes de neoplasias, trasplante de órganos o síndromes de hipercoagulabilidad.
El proceso de recolección de la muestra consideró la inclusión consecutiva de pacientes que cumplieran con los criterios de elegibilidad, cuidando de tener al menos 250 pacientes con eventos y otros 250 sin eventos10,14-16 distribuidos en todo el índice UDT-65.
Como variable de desenlace final se evaluó la presencia de enfermedad coronaria, entendida como la confirmación mediante angiografía o una prueba de detección de isquemia positiva17. Además de esta variable, se midió como variable de desenlace intermedio el síndrome coronario agudo, basado en sus definiciones operativas4,5,18.
Durante el proceso de recolección de los datos, un primer evaluador (médico de urgencias) registró en una ficha estandarizada los datos de identificación y las características del dolor según la escala de Geleijsen. Luego, con esta información, un segundo evaluador extrajo datos de variables demográficas, como edad, sexo, raza, estado civil, procedencia, ocupación, situación laboral, nivel educativo y tipo de aseguramiento.
Se midieron las variables clínicas de interés que considera el UDT-65 (Uso de ácido acetilsalicílico, Diabetes, Tipicidad del dolor y edad de 65 años o más), y de manera adicional se midieron las variables hipertensión arterial, antecedentes familiares, colesterol total, colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad y tabaquismo. Estas variables fueron seleccionadas para mejorar el desempeño del índice en la población de estudio, en caso de ser necesario. Su selección se basó en los resultados de los estudios INTERHEART19 y CARMELA20 realizados en Latinoamérica, en los que incluyeron a Bogotá.
Se diligenciaron 1628 formatos, de los cuales solo 1320 se consideraron aptos para el análisis. Para medir los desenlaces se definieron dos grupos: el primero conformado por los pacientes hospitalizados en quienes se determinó la presencia o no de enfermedad coronaria y el tipo de síndrome coronario agudo; el segundo, por los pacientes que fueron dados de alta desde urgencias, a los que se efectuó seguimiento telefónico a los 30 días de dicho egreso para evaluar desenlaces. Fue un cardiólogo quien midió el desenlace final.
Con el propósito de minimizar el posible sesgo de selección por clasificación errónea del dolor torácico, los médicos del servicio de urgencias fueron capacitados por un experto temático (especialista en medicina interna y cardiología) sobre las características relevantes en la interrogación del dolor torácico de origen no traumático, con énfasis en la etiología coronaria. Para el manejo del sesgo asociado a la búsqueda activa y de verificación de desenlaces, tanto el desenlace final como el intermedio fueron medidos por un cardiólogo.
Análisis estadístico
Para el procesamiento de los datos se utilizó el programa STATA 14. Inicialmente se realizó un análisis exploratorio de los datos en búsqueda de valores faltantes21, con búsqueda activa de los datos en la historia clínica o llamando al paciente cuando fue necesario.
En el análisis descriptivo se calcularon los promedios y las desviaciones estándar para las variables cuantitativas, las frecuencias para las variables nominales, y la mediana y la moda para las variables ordinales, como el puntaje total de la escala.
Con los datos obtenidos se calcularon las estimaciones de riesgo de tener enfermedad coronaria para cada puntaje UDT-65 a partir de los coeficientes de regresión obtenidos del modelo inicial (población española). A continuación, se procedió a realizar la validación del modelo22,23 en nuestra población, en términos de desempeño (calibración y capacidad de discriminación24-26) y utilidad clínica (aplicabilidad del instrumento).
La calibración del modelo se evaluó mediante un gráfico de calibración, comparando los eventos esperados con los eventos observados al interior de cada grupo de puntaje del índice UDT-65. Se consideró que un modelo bien calibrado debía tener en el gráfico una pendiente (B1) de 1 y un intercepto (B0) igual a 022-24. De igual manera, se realizó una prueba de ji al cuadrado para comparar los eventos esperados y observados, y se evaluó la bondad del ajuste con la prueba de Hosmer-Lemeshow25. Sin embargo, sin desconocer la importancia de los estadísticos, fue una decisión clínica la que definió si el modelo estaba bien calibrado, mediante el grado de acuerdo de las diferencias absolutas entre lo esperado y lo observado de un 5% o menos9,26.
Se evaluó la capacidad de discriminación del modelo mediante una curva ROC (Receiver Operating Characteristic)27,28 y se determinó el área bajo la curva (AUC), considerando en nuestra población que el índice tendría una adecuada discriminación si el AUC era ≥ 0.80.
El estudio se ajustó a los principios éticos consagrados en la Declaración de Helsinki29 y a la resolución No. 8430 de 199330. Respecto a la utilización del índice UDT-65 y la escala de dolor torácico de Geleijnse, se solicitó permiso para su uso a los autores, con respuesta favorable de su parte.
Resultados
Población de estudio
De agosto a octubre de 2016 ingresaron 14,944 pacientes al servicio de urgencias de la clínica en mención, de los cuales 1898 consultaron por dolor torácico no traumático, lo que correspondió al 12.7% del total de las urgencias. La media diaria de pacientes con dolor torácico no traumático fue de 21. En relación con la presencia de enfermedad coronaria, la proporción de pacientes que ingresaron con dolor torácico no traumático y presentaron la condición fue del 40.3% (533/1320), y de estos, el 64.4% (343/533) presentaron síndrome coronario agudo (Tabla 3).
Tabla 3 Características clínicas de la población de estudio (n = 1320)
| Características clínicas | n | % | |
|---|---|---|---|
| Dolor torácico típico | 735 | 55.7 | |
| Diabetes | 216 | 16.4 | |
| Uso crónico de ácido acetilsalicílico | 543 | 41.1 | |
| Tabaquismo | 477 | 36.1 | |
| Hipertensión arterial | 766 | 58 | |
| Dislipidemia | 502 | 38 | |
| Enfermedad coronaria previa | 417 | 31.6 | |
| Antecedentes familiares de enfermedad coronaria | 189 | 14.3 | |
| Características clínicas continuas | n | Promedio | DE |
| Peso (kg) | 1320 | 70.9 | 13.1 |
| Talla (cm) | 1320 | 165.1 | 7.9 |
| Glucemia (mg/dl) | 1248 | 97.1 | 26.8 |
| Colesterol total (mg/dl) | 1058 | 168.6 | 41.3 |
| Colesterol HDL (mg/dl) | 1057 | 40.1 | 9.6 |
| Colesterol LDL (mg/dl) | 1043 | 99.9 | 35.6 |
| Triglicéridos (mg/dl) | 1055 | 144.8 | 71.8 |
DE: desviación estándar; HDL: lipoproteínas de alta densidad; LDL: lipoproteínas de baja densidad.
La tabla 4 muestra las características sociodemográficas de la población objeto de estudio. Las características clínicas de los pacientes se resumen en la tabla 3. La tabla 5 muestra la distribución del índice UDT-65, en la que se refleja claramente que la mitad de los pacientes se ubicaron entre los puntajes 0 y 1, considerados de bajo riesgo. Las características clínicas de los pacientes según el puntaje del UDT-65 obtenido se resumen en la tabla 6.
Tabla 4 Descripción general de las caracteristícas sociodemográficas de la población de estudio (n = 1320)
| Características sociodemográficas | n | % | |
|---|---|---|---|
| Edad | Promedio ± DE | 60.2 ± 14.4 | |
| Sexo | Femenino | 577 | 43.7 |
| Masculino | 743 | 56.3 | |
| Raza | Mestiza | 1164 | 88.2 |
| Blanca | 140 | 10.6 | |
| Afrodescendiente | 13 | 0.9 | |
| Indígena | 3 | 0.2 | |
| Seguridad social | Régimen contributivo | 1264 | 95.8 |
| Régimen subsidiado | 15 | 1.1 | |
| Régimen especial | 41 | 3.1 | |
| Medicina prepagada y seguros | 499 | 37.8 | |
DE: desviación estándar.
Tabla 5 Distribución del índice por puntaje
| Puntaje UDT-65 | n | % |
|---|---|---|
| 0 | 277 | 20.9 |
| 1 | 384 | 29.1 |
| 2 | 363 | 27.5 |
| 3 | 239 | 18.1 |
| 4 | 57 | 4.3 |
| Total | 1320 | 100 |
Tabla 6 Características clínicas por puntaje UDT-65 en 1320 pacientes con dolor torácico no traumático
| Variable | n (%) | UDT-65 = 0 n (%) | UDT-65 = 1 n (%) | UDT-65 = 2 n (%) | UDT-65 = 3 n (%) | UDT-65 = 4 n (%) |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Edad ≥ 65 años | 560 (42.2) | 0 | 82 (21.3) | 225 (62) | 196 (82) | 57 (100) |
| Mujeres | 577 (43.7) | 124 (44.8) | 186 (48.3) | 160 (44.1) | 80 (33.5) | 27 (47.4) |
| Dolor típico | 735 (55.7) | 0 | 236 (61.5) | 232 (64) | 210 (87.9) | 57 (100) |
| Uso de ácido acetilsalicílico | 543 (41.1) | 0 | 57 (14.8) | 213 (58.7) | 216 (90.4) | 57 (100) |
| Factores de riesgo cardiovascular | ||||||
| Tabaquismo | 477 (36.1) | 85 (30.7) | 122 (31.7) | 149 (41) | 100 (41.8) | 21 (36.8) |
| Diabetes | 217 (16.4) | 0 | 10 (2.6) | 55 (15.1) | 95 (39.7) | 57 (100) |
| Hipertensión arterial | 766 (58.0) | 65 (23.5) | 163 (42.4) | 263 (72.5) | 220 (92) | 55 (96.5) |
| Dislipidemia | 502 (38.0) | 62 (22.4) | 135 (35.1) | 173 (47.7) | 104 (43.5) | 28 (49.1) |
| Antecedentes familiares | 189 (14.3) | 40 (14.4) | 56 (14.6) | 61 (16.8) | 30 (12.6) | 0 |
| Antecedentes cardiovasculares | ||||||
| Enfermedad coronaria previa | 417 (31.6) | 1 (0.4) | 54 (14.0) | 152 (42) | 161 (67.4) | 49 (86) |
| Insuficiencia cardiaca | 45 (3.4) | 2 (0.7) | 6 (1.6) | 14 (3.9) | 16 (6.7) | 7 (12.3) |
| FA crónica | 35 (2.7) | 0 | 9 (2.3) | 15 (4.1) | 6 (2.5) | 0 |
| Enfermedad arterial periférica | 37 (2.8) | 0 | 6 (1.6) | 14 (3.9) | 13 (5.4) | 4 (7.0) |
FA: fibrilación auricular.
El índice UDT-65 se relacionó con la presencia de síndrome coronario agudo en el 1.8% (5/277) de los pacientes con puntaje 0, proporción que varió hasta un 73.7% (42/57) en los pacientes con puntaje 4.
Respecto al manejo de los pacientes, 757 fueron hospitalizados y en estos la proporción de enfermedad coronaria fue del 60.2%, mientras que en los pacientes para los que se decidió manejo ambulatorio la proporción de enfermedad coronaria fue del 13.7%. En total, se decidió el alta médica desde urgencias en el 43% de los ingresos. El diagnóstico más frecuente fue dolor en el pecho no especificado.
Ningún paciente con un índice UDT-65 de 0 murió durante el seguimiento. Dos pacientes con índice de 1 murieron durante el seguimiento, ambos de sexo femenino; la primera de 55 años, sin enfermedad coronaria, hospitalizada porque presentó un síndrome coronario agudo tipo infarto agudo de miocardio sin elevación del ST secundario a una taquicardia supraventricular, y la otra de 86 años, sin enfermedad coronaria, quien murió durante el seguimiento ambulatorio.
Evaluación del desempeño del modelo UDT-65
Los coeficientes de regresión obtenidos del modelo original (español) derivado para el índice UDT-65 fueron utilizados para las estimaciones de las probabilidades (riesgo) de tener enfermedad coronaria en nuestra población. En el estudio español, los coeficientes de regresión calculados se muestran en la tabla 7. En la tabla 8 se encuentran las diferentes probabilidades estimadas para cada subgrupo del índice UDT-65 en la población colombiana estudiada; se halló que la probabilidad de tener enfermedad coronaria osciló entre el 5.9% si el paciente tenía un puntaje de 0 (menor de 65 años, sin dolor típico anginoso, sin diabetes ni uso de ácido acetilsalicílico) y el 93.8% si el paciente tenía un puntaje de 4.
Tabla 7 Coeficientes de regresión del índice UDT-65 en el estudio español
| Variable | Peso aditivo | βi |
|---|---|---|
| Dolor típico | 1 | 0.6419 |
| Uso de ácido acetilsalicílico | 1 | 1.1632 |
| Diabetes | 1 | 0.5306 |
| Edad ≥ 65 años | 1 | 0.7419 |
| Constante | −1.273 |
Tabla 8 Estimación del riesgo en la población bajo estudio según el índice UDT-65
| Índice UDT 65 | P (ECe) |
|---|---|
| Puntaje 0 | 0.059 |
| Puntaje 1 | 0.238 |
| Puntaje 2 | 0.565 |
| Puntaje 3 | 0.833 |
| Puntaje 4 | 0.938 |
El desempeño del modelo se evaluó en términos de calibración y capacidad de discriminación. La tabla 9 muestra la calibración del índice UDT-65 en la población objeto de estudio y su comportamiento en los cinco grupos de riesgo en relación con los eventos de enfermedad coronaria observados frente a los esperados.
Tabla 9 Calibración del índice UDT-65: proporción de eventos observados frente a esperados
| Grupo | n | Eventos observados | Proporción observada (%) | Eventos esperados | Proporción esperada (%) |
|---|---|---|---|---|---|
| UDT-65 = 0 | 277 | 5 | 1.81 | 16 | 5.94 |
| UDT-65 = 1 | 384 | 85 | 22.1 | 92 | 24.0 |
| UDT-65 = 2 | 363 | 202 | 55.7 | 205 | 56.5 |
| UDT-65 = 3 | 239 | 188 | 78.7 | 199 | 83.3 |
| UDT-65 = 4 | 57 | 53 | 92.9 | 53 | 93.8 |
| 1320 | 533 | 40.4 | 565 | 42.8 |
Se evaluó la calibración mediante un gráfico que relacionó la proporción de eventos observados frente a esperados según el índice (Fig. 1). Se determinó clínicamente el grado de acuerdo entre ellos, con diferencias absolutas entre la proporción de eventos esperados y observados menores del 2% para los puntajes UDT-65 de 1 a 4. El puntaje 0 tuvo un comportamiento diferente al resto de los grupos, debido a que se presentó una diferencia absoluta entre las proporciones esperada y observada del 4.1%.
Figura 1 Calibración del modelo UDT-65: porcentaje de eventos (enfermedad coronaria) esperados frente a observados.
La prueba ji al cuadrado para comparar la proporción de eventos esperados y observados se calculó usando un nivel a de 0.05 y se obtuvieron los siguientes resultados: = 3.302 con un valor p = 0.508. La anterior es una prueba global, pero también se evaluó la bondad del ajuste con la prueba de Hosmer-Lemeshow, que mostró un resultado de 12.4 con p = 0.47.
La capacidad de discriminación del índice UDT-65 en nuestra población de estudio mostró un AUC ROC de 0.8667 (intervalo de confianza del 95% [IC95%]: 0.84741-0.88543) (Fig. 2). La sensibilidad, la especificidad y los valores predictivos para diferentes puntos de corte se muestran en la tabla 10.
Tabla 10 Sensibilidad, especificidad y valores predictivos para diferentes puntos de corte del índice UDT-65
| Punto de corte 1* | Punto de corte 2† | Punto de corte 3‡ | |
|---|---|---|---|
| Sensibilidad (%) | 97.2 | 81 | 44.6 |
| Especificidad (%) | 34.6 | 73 | 94.1 |
| Valor predictivo positivo (%) | 52.6 | 69.3 | 85.1 |
| Valor predictivo negativo (%) | 94.2 | 83.6 | 69.4 |
| Razón de verosimilitud positiva | 1.49 | 3 | 7.69 |
| Razón de verosimilitud negativa | 0.08 | 0.26 | 0.59 |
*277 pacientes con UDT = 0 y 1043 con UDT ≥ 1.
†661 pacientes con UDT < 2 y 659 con UDT ≥ 2.
‡1024 pacientes con UDT < 3 y 296 con UDT ≥ 3.
La razón de disparidad (OR) de enfermedad coronaria según el índice UDT-65, tanto para la población en la que fue desarrollado como para la población bajo estudio, se encuentra en la tabla 11.
Tabla 11 Razón de disparidad de enfermedad coronaria en el estudio español en comparación con la población colombiana estudiada
| UDT-65 español | Población de estudio | |
|---|---|---|
| Variable | OR (IC95%) | OR (IC95%) |
| Dolor típico | 1.9 (1.0-3.8) | 2.54 (1.9-3.4) |
| Ácido acetilsalicílico | 3.2 (1.7-6.2) | 9.9 (7.5-13.1) |
| Diabetes | 1.7 (1.0-2.7) | 2.5 (1.7-3.6) |
| Edad ≥ 65 años | 2.1 (1.1-4.2) | 3.78 (2.9-5.0) |
IC95%: intervalo de confianza del 95%; OR: odds ratio.
Discusión
En este estudio realizado en una población de pacientes que ingresaron con dolor torácico no traumático a un servicio de urgencias de una institución cardiovascular de referencia nacional, el índice UDT-65 pudo ser considerado un instrumento útil como predictor del tipo diagnóstico para enfermedad coronaria o síndrome coronario agudo, toda vez que luego de efectuarse la validación externa de dicho índice mostró una buena calibración y una adecuada discriminación en la población bajo estudio. Este modelo logístico, de fácil aplicación en un servicio tan dinámico como el de urgencias, puede tener un alto valor al momento de priorizar aquellos pacientes que requieren atención inmediata, pero que, al ser de bajo riesgo coronario, son desestimados a su ingreso.
El índice UDT-65 funcionó tanto en el grupo de pacientes ingresados como en los que fueron dados de alta al domicilio. Esta es la primera validación externa del índice UDT-65 en una población colombiana y ha permitido, a su vez, realizar la caracterización del perfil de pacientes con dolor torácico de posible origen coronario que asisten a un servicio de urgencias de una clínica especializada.
Dada la magnitud del problema asistencial, que trasciende desde lo médico-legal y ético hasta lo económico, el paciente con dolor torácico genera incertidumbre tanto en el médico como en él mismo y su familia. Por esto, la toma de decisiones médicas, sobre todo en nuestro contexto social como país en vía de desarrollo, debe ser segura y costo-efectiva, considerando el evidente envejecimiento de la población y el aumento de la carga de las enfermedades de las patologías cardiovasculares31.
La población objeto de este estudio proviene de una institución cardiovascular que es referente nacional, y en su mayoría (96%) pertenece al régimen contributivo del Sistema de Seguridad Social, y de estos, cerca del 40% tienen medicina prepagada o un seguro médico (en razón del carácter privado de la institución), lo que implica mayor oportunidad en la atención y la posibilidad de acceder sin barreras a sus servicios, con la consiguiente baja migración a otras instituciones de salud; hecho que podría explicar la alta prevalencia de enfermedad coronaria (40.3%) en la institución y, asimismo, la elevada frecuencia de enfermedad coronaria previa en comparación con el diagnóstico de primera vez de esta.
Es de anotar que, en la población española en la que se desarrolló el índice UDT-65, la población de 65 años o más correspondió al 48%, en contraste con una menor proporción de estas edades en nuestra población (42%). Es interesante el comportamiento de la prevalencia de factores de riesgo como el tabaquismo, que en población española fue del 49% y en la nuestra del 36%, diferencia que radica en la mayor proporción de fumadores activos españoles, del 21%, comparado con el 7% de fumadores activos en nuestra población; sin embargo, ambos hallazgos no logran superar la prevalencia de tabaquismo del 53% encontrada en el estudio ASPECT32 realizado en población asiática. Llama la atención este hallazgo de tabaquismo del 36% en la población fuente, en comparación con una menor prevalencia encontrada en otros estudios colombianos como el de Bedoya, et al.33 (12.9%) y el de Muñoz, et al.23 (8.2%).
De igual forma, la prevalencia de diabetes mellitus (16.4%) en la población bajo estudio es relativamente inferior a la encontrada en la población en la que se desarrolló el índice UDT-65 (18.6%), y a la encontrada por Bedoya, et al.33 (21.8 %) en Armenia (Quindío), lo que contrasta con la menor prevalencia hallada en el estudio CARMELA20 en población general de Bogotá, que fue del 8.1%, o en el estudio de Muñoz, et al.23, del 5.4%. Es importante aclarar que las diferencias observadas en las frecuencias en nuestro estudio respecto al estudio CARMELA se deben al tipo de población incluida en cada uno: población general en el CARMELA y población que consulta a urgencias con posibilidad de enfermedad coronaria en el nuestro. Sin embargo, es relevante mencionar dicho estudio porque constituye un referente de estimaciones confiables de la prevalencia de factores de riesgo cardiovascular en Latinoamérica20.
Factores de riesgo como la hipertensión arterial y la dislipidemia presentaron una alta prevalencia tanto en la población española como en la colombiana, asociado a la alta frecuencia de enfermedad coronaria previa en ambas poblaciones (42 vs. 31.6%, respectivamente), resultados que en nuestro caso pueden ser explicados por el tipo de población en la que se desarrolló este estudio al tratarse de una clínica especializada en el área cardiovascular. Sin embargo, estos hallazgos contrastan con la distribución heterogénea de dichos factores de riesgo en Latinoamérica20,31,34-37, aunque esto puede deberse, según lo asumen los autores del estudio CARMELA, a una subestimación de las prevalencias en dicho estudio. A pesar de lo anterior, la población objeto de estudio tiene al menos un 40% de pacientes de bajo riesgo coronario, cuya representación permite que los resultados sean aplicables a pacientes que acuden a cualquier servicio de urgencias en nuestro medio.
Este estudio evaluó la validez externa del índice UDT-65 en población colombiana, pero no solo contempla su utilidad en función de la calibración del modelo y de su capacidad de discriminación mediante la evaluación de las características operativas del receptor, sino que rescata su utilidad en términos de tiempo, necesidad de entrenamiento y facilidad de calificación del instrumento38, hechos que hacen factible la aplicación del índice en las condiciones reales de un servicio tan dinámico como el de urgencias.
En los últimos años, con la incorporación de métodos estadísticos a la investigación clínica, se han desarrollado múltiples modelos para predecir el pronóstico de los pacientes coronarios7,39-43; desafortunadamente, muy pocos modelos predictores son de tipo diagnóstico y, sin diferenciar el tipo de modelo, son escasos los que se validan en una población diferente de la que les dio origen. En 2016 se publicó un metaanálisis en el que se analizaron 363 modelos de predicción cardiovascular y se encontró que el 64% no tenían validez externa44.
Al evaluar la calibración del modelo45,46 mediante un gráfico de calibración, las diferencias absolutas entre la proporción de eventos esperados y observados fueron menores del 2% para los puntajes UDT-65 de 1 a 4. El puntaje 0 del índice UDT-65 tuvo un comportamiento diferente al resto de los grupos, debido a que hubo una diferencia absoluta entre las proporciones, tanto esperada como observada, del 4.1%, lo que podría explicarse por la baja frecuencia de enfermedad coronaria en población colombiana para ese grupo de pacientes y a la sobreestimación que hace el puntaje 0 del índice UDT-65 en nuestra población. Aun con estos resultados, que no superan el 5% en la diferencia absoluta, se decidió clínicamente que para el puntaje 0 el modelo está bien calibrado en nuestra población para este subgrupo, debido a que se espera que los pacientes sin factores de riesgo cardiovascular convencionales no presenten enfermedad coronaria. De igual forma, una prueba de ji al cuadrado con p > 0.05 mostró que las proporciones obtenidas no fueron diferentes de aquellas esperadas para la enfermedad coronaria.
Como la capacidad de discriminación del índice UDT-65 para clasificar la enfermedad coronaria en población española obtuvo un AUC de 0.87, se determinó desde el diseño de la investigación que en la población de estudio el índice UDT-65 tendría una adecuada discriminación si presentara un AUC de 0.80 o más. Es así como en la población colombiana se encontró una capacidad de discriminación adecuada con un AUC ROC de 0.8667 (IC95%: 0.84741-0.88543), que se acerca al valor obtenido en la población española en la que fue desarrollado el índice. En ambas poblaciones, estos resultados son muy superiores a los encontrados en el estudio realizado por Sprockel, et al.47 en población colombiana, el cual midió la capacidad de discriminación de las escalas de riesgo HEART, TIMI, GRACE, CARdiac, Florencia y Sanchis, y las escalas HEART (AUC de 0.75; IC95%: 0.69-0.81) y TIMI (AUC 0,71; IC95%: 0.65-0.77) fueron las que presentaron el mejor rendimiento diagnóstico47-49. Estos resultados se explican, posiblemente, por el tipo de instituciones cardiovasculares especializadas donde se desarrolló y validó el índice UDT-65, lo que explicaría la mayor prevalencia de enfermedad coronaria y supone que la población evaluada puede influir en los resultados del mayor desempeño diagnóstico del índice en mención, en contraste con el menor desempeño presentado por las escalas evaluadas en población colombiana por Sprockel, et al.47 que, aunque provienen de instituciones de tercer nivel de complejidad, no son especializadas en el área cardiovascular.
Conclusiones
Teniendo en cuenta que la mitad de los pacientes que acuden a urgencias con dolor torácico tienen un riesgo bajo, los hallazgos de la validación del índice UDT-65 en la población de estudio sugieren que este modelo de predicción tipo diagnóstico es una buena opción para efectuar una aplicación válida en aquellos pacientes con dolor torácico no traumático de posible origen coronario que consulten al servicio de urgencias de una institución cardiovascular de referencia nacional, como la clínica en mención, debido a que mostró un buen rendimiento diagnóstico. Además, se determinó que el índice UDT-65 es un instrumento de fácil aplicación en el servicio de urgencias y no requiere mucho tiempo en su diligenciamiento.
Limitaciones
Pese a lo anterior, en población colombiana, diferente de la población de estudio, podría tener un menor rendimiento diagnóstico, quizá más cercano al mostrado por la escala HEART en población colombiana. Por ser un centro de referencia cardiovascular, la clínica Shaio tiene una gran población mayor de 65 años y con enfermedad coronaria previa, por lo que algunos resultados podrían no ser aplicables a otro tipo de población. Se requieren más estudios y la socialización de este índice en otras instituciones.
Es posible que algunos pacientes incluidos en el grupo de enfermedad coronaria no la tengan, o al contrario, debido a que no se dispone de arteriografía coronaria en todos los pacientes. La mayor limitación del estudio, que también se presentó en el estudio español, viene dada por la baja cantidad de pacientes con un puntaje de 4 en el índice UDT-65.
