¿Qué hay de nuevo?
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La duración de la insuficiencia cardíaca (IC) aumenta el riesgo tanto de mortalidad por todas las causas como de muerte cardíaca súbita. Sin embargo, la proporción de fallecimientos por muerte súbita cardíaca y por muerte no súbita sigue siendo la misma con una mayor duración de la IC. El efecto de un desfibrilador cardioversor implantable no se ve modificado por la duración de la IC.
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El efecto de un desfibrilador cardioversor implantable no se ve modificado por la duración de la IC.
¿Cuáles son las implicaciones clínicas?
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El riesgo relativo de muerte súbita cardíaca se mantuvo igual con una mayor duración de la IC.
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A pesar de la larga duración de la IC, los pacientes no superan el riesgo de muerte súbita cardíaca; por lo tanto, puede considerarse la implantación de un desfibrilador cardioversor implantable incluso en una fase tardía de la progresión de la enfermedad.
Introducción
A pesar de los avances en el diagnóstico y el tratamiento, los pacientes con insuficiencia cardíaca (IC) tienen una tasa de mortalidad creciente.1 La mayoría de las muertes se deben a un fallo de bomba progresivo o a arritmias malignas.2 La duración de la IC es un factor de riesgo de mortalidad por todas las causas, de mortalidad cardiovascular y de hospitalización.3,4 No está bien descrito si las modalidades de muerte cambian con el tiempo. Por un lado, los pacientes con IC de larga duración pueden sufrir una fibrosis miocárdica progresiva y la generación de sustratos arrítmicos a lo largo del tiempo; por otro lado, los pacientes que han vivido con IC durante mucho tiempo sin arritmias malignas podrían tener un riesgo relativamente menor de morir repentinamente.5 Por lo tanto, la duración de la IC podría influir en el riesgo y el modo de muerte, y los supervivientes a largo plazo de la IC crónica podrían representar un fenotipo de bajo riesgo de arritmias ventriculares mortales.
Como el riesgo de muerte súbita cardiaca (MSC) podría cambiar con la duración de la IC, el impacto de la implantación de un desfibrilador cardioversor implantable (DAI) también podría ser diferente entre los pacientes que han tenido IC durante muchos años y los pacientes que acaban de recibir un tratamiento médico óptimo. El presente estudio aborda cómo la duración de la IC se asocia con el riesgo de muerte por todas las causas y de MSC en pacientes con insuficiencia cardíaca sistólica no isquémica, y si el efecto de la implantación del DAI está relacionado con la duración de la IC.
Métodos
Diseño del estudio y pacientes
El estudio DANISH (Danish Study to Assess the Efficacy of ICDs in Patients with Non-ischemic Systolic Heart Failure on Mortality) fue un estudio multicéntrico aleatorizado que investigó el papel del implante de DAI en pacientes con IC sistólica no isquémica. Los criterios de inclusión fueron una fracción de eyección ventricular izquierda ≤35% y niveles elevados (>200 pg/mL) del péptido pro-náuretico cerebral N-terminal (NT proBNP). La exclusión de un origen isquémico de la IC se realizó mediante angiografía coronaria (96% de los pacientes), angiografía por tomografía computarizada o imágenes nucleares de perfusión miocárdica. Los pacientes fueron asignados aleatoriamente a DCI o a control. El diseño y los resultados principales se han publicado previamente.6,7
Seguimiento y puntos finales
La duración de la IC se basó en las entrevistas con los pacientes y fue revisada por el médico que incluía a los pacientes en el ensayo en el momento de la aleatorización y se expresó en meses. Para que un paciente fuera incluido en DANISH, no se requería una duración mínima de la IC, pero los pacientes tenían que estar en tratamiento médico óptimo.
El punto final primario fue la muerte por cualquier causa, y el punto final secundario fue la MSC. Todos los criterios de valoración se determinaron de acuerdo con los criterios previamente comunicados por un comité de criterios de valoración clínicos.7 La MSC se definió como la muerte que se produce de forma inesperada en un paciente previamente estable, la muerte que se produce en el plazo de una hora desde el inicio o el empeoramiento de los síntomas, o la muerte no presenciada, en la que los pacientes fueron vistos por última vez con vida <72 horas antes de la muerte sin signos de enfermedad o síntomas que pusieran en peligro su vida, y cuando las circunstancias sugerían una muerte súbita (como cuando un paciente fue encontrado en la cama). Todas las muertes no cardíacas y todas las muertes cardíacas no causadas por MSC se clasificaron juntas como muertes no súbitas.
Los datos de seguimiento para todos los resultados estaban disponibles hasta el final del seguimiento el 30 de junio de 2016 y los pacientes sin un evento fueron censurados a la derecha aquí.
Estadísticas
Los pacientes se dividieron en cuartiles de duración de la IC al inicio (Q1, ≤8 meses; Q2, 9≤18 meses; Q3, 19≤65 meses; Q4, ≥66 meses). Las características basales de los grupos se compararon con la prueba de tendencia para las variables categóricas y la prueba de Spearman para las variables continuas. Los resultados se analizaron con el uso de métodos de tiempo hasta el evento. Todos los análisis se realizaron en la población por intención de tratar. Los datos del Q1 sirven de referencia en todos los análisis, a menos que se indique lo contrario. Se calcularon curvas de incidencia acumulada para la mortalidad por todas las causas y para la MSC y la muerte no súbita mediante análisis de Kaplan-Meier teniendo en cuenta los riesgos competitivos. Para ilustrar el riesgo de MSC y de muerte no súbita sin el efecto del tratamiento de la implantación del DAI, estas curvas de incidencia acumulada se presentan para la población del grupo de control. Las diferencias en la distribución del modo de muerte entre los grupos de duración de la IC se evaluaron con tablas de frecuencia y la prueba de la χ2. Las tasas de incidencia anualizadas se estimaron mediante regresión de Poisson y se expresaron como eventos por 100 pacientes-año. En un modelo de regresión de Cox, se probó la interacción entre la duración de la IC, como variable continua y como variable categórica agrupada según los cuartiles de duración de la IC, y la estrategia de tratamiento, con y sin controlar los factores de riesgo conocidos. Se utilizó el modelo de regresión de Cox sobre la variable de duración de la IC transformada en log2. Todos los modelos multivariables se ajustaron por edad, sexo, CDI, terapia de resincronización cardiaca (TRC), clase de la New York Heart Association, fracción de eyección ventricular izquierda, índice de masa corporal, tasa de filtración glomerular estimada, fibrilación auricular permanente, hipertensión, diabetes mellitus, causa de la IC, NT-proBNP y duración del QRS. Las variables no lineales (duración de la IC y NT-proBNP) se transformaron en log2. En el análisis de regresión de Cox se utilizó todo el período de seguimiento. Se comprobaron los supuestos de riesgos proporcionales con los residuos de Schoenfeld para todos los modelos y no se encontraron violaciones. Se utilizó el criterio de Akaike para encontrar el modelo más parsimonioso para describir la relación entre la duración de la IC y la muerte. El hecho de que los pacientes se dividieran en terciles, cuartiles o quintiles no afectó significativamente a los resultados de los análisis basados en la duración de la IC dividida en categorías. Se consideraron estadísticamente significativos los valores de dos caras de P<0,05. Todos los análisis se realizaron con el software SAS versión 9.4 (SAS Institute) y el software R versión 3.3.1 (R Project for Statistical Computing).
Los datos no se pondrán a disposición de otros investigadores para reproducir los resultados o replicar el procedimiento debido a las restricciones relacionadas con la investigación con sujetos humanos. Los métodos analíticos se pondrán a disposición de quien los solicite.
Etica
El estudio se realizó de acuerdo con los principios de la Declaración de Helsinki. Los pacientes se inscribieron sólo después de proporcionar el consentimiento informado. El estudio fue aprobado por el comité regional de ética científica de la región de la capital (H-D-2007-0101) y por la Agencia Danesa de Protección de Datos.
Resultados
En DANISH, 1116 pacientes fueron aleatorizados a DCI (556 pacientes) o a control (560 pacientes). Se dispuso de información sobre la duración de la IC en todos los pacientes. La mediana de la duración de la IC fue de 18 meses (con un rango de 1 a 360 meses). Las características basales según los cuartiles de duración de la IC se presentan en la tabla 1. Los pacientes con la mayor duración de la IC eran de mayor edad, con más frecuencia hombres y en una clase más alta de la New York Heart Association. La causa de la IC y la prevalencia de comorbilidades (hipertensión, fibrilación auricular, diabetes mellitus, obesidad e insuficiencia renal) fueron diferentes. La mediana de la duración del QRS fue mayor en los pacientes con mayor duración de la IC, al igual que la tasa de implantación de TRC. En total, 721 pacientes habían sido hospitalizados previamente a causa de la IC, con 188 pacientes (65%), 172 pacientes (63%), 164 pacientes (60%) y 197 pacientes (71%) en el T1 al T4, respectivamente, P de tendencia 0,08.
| Q1: Duración de la IC ≤8 Mo |
Q2: Duración de la IC 9≤18 Mo |
Q3: Duración de la IC 19≤65 Mo |
Q4: Duración de la IC ≥66 Mo |
Valor P de la tendencia | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Pacientes, n | 290 | 276 | 272 | 278 | … | |||||
| Edad media, y (IQR) | 61 (53-67) | 63 (55-70) | 65 (59-72) | 65 (59-71) | <0.0001 | |||||
| Randomizados a CDI, n (%) | 141 (49) | 128 (46) | 137 (50) | 150 (54) | 0.14 | |||||
| CRT, n (%) | 169 (58) | 142 (52) | 152 (56) | 182 (65) | 0.05 | |||||
| TCR preexistente, n (%) | 0 (0) | 1 (0) | 5 (2) | 13 (5) | 0.001 | |||||
| Hombres, n (%) | 199 (69) | 184 (67) | 205 (75) | 221 (80) | 0.0006 | |||||
| LVEF, % | 24 (20-29) | 25 (20-30) | 25 (20-30) | 24 (20-30) | 0.50 | |||||
| Presión arterial media, mm Hg (IQR) | ||||||||||
| Sistólica | 120 (110-134) | 125 (114-141) | 128 (115-142) | 124 (108-136) | 0.42 | |||||
| Diastólica | 73 (66-80) | 74 (68-82) | 76 (68-83) | 73 (64-81) | 0.93 | |||||
| Mediana del IMC, kg/m2 (IQR) | 26 (23-29) | 26 (24-30) | 27 (24-31) | 28 (25-31) | <0.0001 | |||||
| Media de NT-pro BNP, pg/mL (IQR) | 1262 (559-2229) | 994 (512-2022) | 1045 (577-1964) | 1537 (680-2845) | 0.03 | |||||
| Duración media del QRS, mseg (IQR) | 146 (110-164) | 140 (104-165) | 144 (116-166) | 150 (120-170) | 0.01 | |||||
| Media de la TFGe, mL/min por 1,73 m2 (IQR) | 78 (63-96) | 76 (59-92) | 72 (60-92) | 65 (50-84) | <0.0001 | |||||
| Clase NYHA, n (%) | <0.0001 | |||||||||
| II | 179 (62) | 167 (61) | 131 (48) | 120 (43) | ||||||
| III | 108 (37) | 139 (51) | 153 (55) | |||||||
| IV | 3 (1) | 4 (1) | 2 (1) | 5 (2) | ||||||
| Condiciones coexistentes, n (%) | ||||||||||
| Hipertensión | 72 (25) | 96 (35) | 96 (35) | 84 (30) | 0.16 | |||||
| Fibrilación auricular permanente | 30 (10) | 56 (20) | 76 (28) | 86 (31) | <0.0001 | |||||
| Diabetes mellitus | 43 (15) | 34 (12) | 60 (22) | 74 (27) | <0.0001 | |||||
| Obesidad* | 54 (19) | 67 (24) | 88 (32) | 95 (34) | <0.0001 | |||||
| Deterioro renal† | 61 (21) | 72 (26) | 69 (25) | 117 (42) | <0.0001 | |||||
| Causa de la insuficiencia cardíaca, n (%) | ||||||||||
| Idiopática | 230 (79) | 209 (75) | 211 (78) | 199 (72) | ||||||
| Valvular | 2 (1) | 10 (4) | 9 (3) | 20 (7) | ||||||
| Hipertensión | 30 (10) | 30 (11) | 24 (9) | 33 (12) | ||||||
| Otros | 28 (10) | 27 (10) | 28 (10) | 26 (9) | ||||||
| Medicación, n (%) | ||||||||||
| β-Bloqueante | 265 (91) | 258 (94) | 253 (93) | 250 (90) | 0.52 | |||||
| Inhibidor de la ECA o ARA | 281 (97) | 267 (97) | 262 (96) | 267 (96) | 0.54 | |||||
| MRA | 164 (57) | 149 (54) | 154 (57) | 179 (64) | 0.05 | |||||
| Amiodarona | 12 (4) | 15 (5) | 16 (6) | 23 (8) | 0.04 | |||||
ACE: enzima convertidora de angiotensina; BRA: bloqueador del receptor de angiotensina; IMC: índice de masa corporal; TRC: terapia de resincronización cardíaca; TFGe: tasa de filtración glomerular estimada; IC: insuficiencia cardíaca; DCI, desfibrilador cardioversor implantable; IQR, rango intercuartil; FEVI, fracción de eyección del ventrículo izquierdo; ARM, antagonista del receptor de mineralocorticoides; NT-proBNP, péptido natriurético cerebral N-terminal; NYHA, New York Heart Association; y Q1-Q4, cuartiles.
*La obesidad se define como IMC >30 kg/m2.
†La insuficiencia renal se define como TFGe <60 mL/min por 1,73 m2.
Durante una mediana de seguimiento de 67,6 meses, fallecieron 251 pacientes. Las curvas de incidencia acumulada de muerte por todas las causas y de MSC según los cuartiles de duración de la IC se presentan en las figuras 1A y 1B. La incidencia de muerte por todas las causas (P<0,0001) y de MSC (P=0,0008) aumentó con una mayor duración de la IC. El modelo mejor y más parsimonioso de la relación, evaluado por el criterio de información de Akaike, fue una relación lineal entre la duración de la IC transformada en logaritmos y la razón de riesgo (tabla I del suplemento de datos). La duplicación de la duración de la IC aumentó el riesgo de muerte por todas las causas con un cociente de riesgos de 1,33 (IC del 95%, 1,23-1,43; p<0,0001), figura 2. Además, la figura 2 muestra el riesgo relativo de muerte en función de la duración de la IC durante el seguimiento en función de la duración de la IC en el momento de la aleatorización. En el análisis multivariable, la duplicación de la duración de la IC siguió siendo un factor predictivo independiente de la muerte por todas las causas con una HR de 1,27 (IC del 95%, 1,17-1,38; p<0,001). El riesgo de muerte súbita también aumentó con una mayor duración de la IC. La duplicación de la duración de la IC aumentó el riesgo de MSC con un HR de 1,36 (IC del 95%, 1,18-1,56; p<0,0001), y esto siguió siendo significativo en el modelo ajustado HR de 1,29 (IC del 95%, 1,11-1,50; p=0,0007), presentado en la Tabla 2. Los detalles completos del ajuste del modelo se muestran en la Tabla II del Suplemento de Datos.
| Muerte y duración de la IC | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Eventos (No.) | Tasa de mortalidad anual por 100 años-persona | Corazón no ajustado (IC 95%) | Valor P | Corazón ajustado* (IC 95%) | Valor P | ||
| Mortalidad por todas las causascausa | 251 | ||||||
| Duplicación de la duración de la IC | <0.0001 | 1.27 (1.17-1.37) | <0.0001 | ||||
| Duración de la HF ≥66 meses | 96 | 7,59 (6,21-9,27) | 3,05 (2,07-4,49) | <0.0001 | 2,26 (1,51-3,39) | <0,0001 | |
| Duración de la HF 19≤65 mo | 78 | 5,45 (4,76-7,42) | 2,35 (1,58-3,50) | <0.0001 | 1,96 (1,30-2,97) | 0,001 | |
| Duración de la HF 9≤18 meses | 42 | 3,01 (2,22-4,07) | 1,18 (0,76-1,85) | 0.46 | 0,97 (0,61-1,53) | 0,89 | |
| Duración de la HF ≤8 meses | 35 | 2,52 (1,81-3,50) | 1,00 (Ref.) | … | 1.00 (Ref.) | … | |
| Muerte súbita cardiaca | 70 | ||||||
| Duplicación de la duración de la IC | <0,0001 | 1,26 (1,09-1,48) | 0,002 | ||||
| Duración de la IC ≥66 meses | 29 | 2,29 (1,59-3.30) | 3,52 (1,67-7,44) | 0,001 | 2,43 (1,10-5,34) | 0,03 | |
| Duración de la IC 19≤65 mo | 20 | 1,52 (0,98-2.36) | 2,32 (1,05-5,09) | 0,04 | 1,94 (0,85-4,40) | 0,12 | |
| Duración de la HF 9≤18 mo | 12 | 0,86 (0,49-1.51) | 1,30 (0,55-3,08) | 0,55 | 1,07 (0,44-2,60) | 0,87 | |
| Duración de la HF ≤8 meses | 9 | 0,65 (0,34-1.24) | 1,00 (Ref.) | … | 1,00 (Ref.) | … | |
IMC: índice de masa corporal; TRC: terapia de resincronización cardiaca; TFGe: tasa de filtración glomerular estimada; IC: insuficiencia cardiaca; HR: hazard ratio; DCI: desfibrilador cardioversor implantable; FEVI: fracción de eyección del ventrículo izquierdo; NT-proBNP: péptido pro natriurético cerebral N-terminal; y NYHA: New York Heart Association.
* Ajustado por edad, sexo, implantación de DAI, tratamiento con TRC, clase de la NYHA, FEVI, IMC, TFGe, fibrilación auricular permanente, hipertensión, diabetes mellitus, causa de la insuficiencia cardiaca, NT-proBNP y duración del QRS.
Figura 1. Curvas de incidencia acumulada para la mortalidad por todas las causas (A) y la muerte súbita cardíaca (MSC; B) según los cuartiles de duración de la insuficiencia cardíaca (IC) (Q1-Q4). Los cuartiles de IC se definieron como Q1, duración de la IC ≤8 meses; Q2, duración de la IC 9≤18 meses; Q3, duración de la IC 19≤65 meses; Q4, duración de la IC ≥66 meses.
Figura 2. Relación entre la duración de la insuficiencia cardíaca y el riesgo de mortalidad por todas las causas. El eje de abscisas muestra la duración de la insuficiencia cardíaca en años, el eje de ordenadas las razones de riesgo (HR) para la mortalidad por todas las causas. La línea horizontal gris discontinua indica HR=1; el valor de referencia es a los 12 meses. La línea negra completa ilustra el riesgo de mortalidad por todas las causas según la duración de la insuficiencia cardíaca, y las líneas rojas discontinuas muestran el IC del 95%.
El impacto de la duración de la IC en la muerte también se analizó en un tiempo de seguimiento más corto. Después de 1 año, una duplicación de la duración de la IC aumentó el riesgo de muerte por todas las causas con un CRI de 1,29 (IC del 95%, 1,20-1,39; P<0,0001) y siguió siendo un predictor independiente de mortalidad por todas las causas en el análisis multivariante CRI, 1,22 (IC del 95%, 1,13-1,32; P<0,001). El riesgo de MSC también aumentó con una mayor duración de la IC después de 1 año. La duplicación de la duración de la IC aumentó el riesgo de MSC con un CRI de 1,32 (IC del 95%, 1,15-1,52; p<0,0001), y esto siguió siendo significativo en el modelo ajustado CRI, 1,26 (IC del 95%, 1,08-1,46; p=0,003); los datos se presentan en las Tablas IV y V del Suplemento de Datos.
La duración de la IC siguió siendo un factor predictivo significativo tanto para la mortalidad por todas las causas como para la MSC si analizamos el impacto sólo en la parte más joven de la población (pacientes menores de 70 años). La duplicación de la IC fue un predictor independiente en el análisis multivariante tanto de la HR de la mortalidad por todas las causas, 1,25 (IC del 95%, 1,13-1,38; p<0,001) como de la HR de la MSC, 1,36 (IC del 95%, 1,14-1,62; p=0,0007). En las Tablas V y VI del Suplemento de Datos se ofrecen más detalles.
La distribución del modo de muerte (MSC frente a muerte no súbita) no cambió con el aumento de la duración de la IC para la población global (p=0,91), para los pacientes aleatorizados a control (p=0,35) o para los pacientes aleatorizados a CDI (p=0,34). En la población global, la MSC representó el 28% de las muertes, con un 26%, 29%, 26% y 30% en los trimestres 1 a 4, respectivamente, como se ilustra en la figura 3. Las curvas de incidencia acumulada de la MSC y de la muerte no súbita de los pacientes del grupo de control según los cuartiles de duración de la IC se presentan en las figuras 4A a 4D. En los pacientes asignados aleatoriamente al grupo de control, la tasa de incidencia de MSC fue de 1,12 eventos por 100 pacientes-año (IC del 95%, 0,56-2,23) en el Q1, 1,24 (IC del 95%, 0,65-2,39) en el Q2, y 1,39 (IC del 95%, 0,73-2,68) en el Q3, y 3,66 (IC del 95%, 2,36-5,68) en el Q4. En cuanto a la muerte no súbita, fue de 3,23 eventos por cada 100 pacientes-año (IC 95%, 2,61-4,00) en el T1, 1,40 (IC 95%, 0,75-2,60) en el T2, 2,48 (IC 95%, 1,56-3,94) en el T3 y 5,31 (IC 95%, 3,69-7,64) en el T4. Las tasas acumulativas correspondientes de MSC y muerte no súbita para todos los pacientes y para los pacientes aleatorizados a CDI se presentan en las figuras IA a ID y IIA a IID del Suplemento de Datos. En la figura 5A a 5D se presentan las curvas de incidencia acumulada de MSC y muerte no súbita y brazo de aleatorización en los cuartiles.
Figura 3. Tasas anuales de mortalidad por muerte súbita cardíaca (MSC) y muerte no súbita en la población global y según los cuartiles de duración de la insuficiencia cardíaca (Q1-Q4). La proporción de muertes causadas por MSC se indica en cada columna. La proporción de muertes súbitas no cambió con el aumento de la duración de la insuficiencia cardíaca (P=0,91). Los cuartiles de insuficiencia cardíaca se definieron como Q1, duración de la insuficiencia cardíaca ≤8 meses; Q2, duración de la insuficiencia cardíaca 9≤18 meses; Q3, duración de la insuficiencia cardíaca 19≤65 meses; Q4, duración de la insuficiencia cardíaca≥66 meses).
Figura 4. Tasas de eventos acumulativos para el modo de muerte (muerte cardíaca súbita y muerte no súbita) para los pacientes aleatorizados al control según los cuartiles de duración de la insuficiencia cardíaca (Q1-Q4). A, Q1, duración de la insuficiencia cardíaca ≤8 meses; (B) Q2, duración de la insuficiencia cardíaca 9≤18 meses; (C) Q3, duración de la insuficiencia cardíaca 19≤65 meses; (D) Q4, duración de la insuficiencia cardíaca ≥66 meses.
Figura 5. Tasas de eventos acumulados para el modo de muerte (muerte cardíaca súbita y muerte no súbita) para todos los pacientes divididos según la aleatorización (desfibrilador cardioversor implantable o control) de acuerdo con los cuartiles de duración de la insuficiencia cardíaca (Q1-Q4). A, Q1, duración de la insuficiencia cardíaca ≤8 meses; (B) Q2, duración de la insuficiencia cardíaca 9≤18 meses; (C) Q3, duración de la insuficiencia cardíaca 19≤65 meses; (D) Q4, duración de la insuficiencia cardíaca ≥66 meses.
No hubo interacción entre la duración de la IC y el efecto del DAI en la mortalidad por todas las causas, independientemente de que la duración de la IC se tratara como una variable continua (P=0,59) o como una variable categórica (Q1-Q4) (P=0,66). El DCI no redujo de forma estadísticamente significativa el riesgo de mortalidad por todas las causas en ninguno de los cuartiles de duración de la IC, Q1: HR, 0,98 (IC 95%, 0,51-1,91; P=0,96); Q2: HR, 0,58 (IC 95%, 0,31-1,10; P=0,10); Q3: HR, 1,08 (0,69-1,68; P=0,74); Q4: HR, 0,71 (IC 95%, 0,47-1,05; P=0,09). Además, no hubo interacción entre la duración de la IC y el efecto de la CDI sobre la MSC, independientemente de si la duración de la IC se trató como una variable continua (P=0,87) o como una variable categórica (Q1-Q4; P=0,62).
Todos los resultados estadísticamente significativos persistieron si la duración de la IC no se transformó en logaritmo, lo que se presenta en la Tabla I del Suplemento de Datos. Los resultados fueron consistentes cuando dividimos a los pacientes según los terciles de duración de la IC, ilustrados en la Figura IIIA y IIIB del Suplemento de Datos.
Discusión
Este estudio demostró que con una mayor duración de la IC, el riesgo tanto de mortalidad por todas las causas como de MSC aumentó, y que la proporción de muertes causadas por MSC permaneció igual. El efecto del DAI sobre la mortalidad por todas las causas no cambió en función de la duración de la IC. Dado que la proporción de muertes causadas por MSC se mantuvo sin cambios con una mayor duración de la IC, no parece haber una reducción del riesgo relativo o absoluto de muerte arrítmica asociada a haber sobrevivido mucho tiempo con la IC. Dado que el riesgo relativo de MSC siguió siendo el mismo con una mayor duración y que el efecto de la implantación de un DAI sólo puede reducir la mortalidad por todas las causas mediante la reducción de la MSC, el efecto de la implantación de un DAI no se vio modificado por la duración de la IC.
Los pacientes con una mayor duración de la IC diferían considerablemente de los pacientes con una menor duración de la IC y presentaban peores resultados en la mayoría de los parámetros basales, en correspondencia con los hallazgos anteriores.3 La edad es uno de los predictores más potentes de la mortalidad por todas las causas, pero a pesar de que una mayor edad se asocia a una mayor duración de la IC, la duración de la IC siguió siendo un predictor significativo de la muerte cuando se ajustó por la edad y varios otros factores de riesgo conocidos o cuando sólo se analizó en los pacientes más jóvenes. La distribución del modo de muerte cambia con la edad y también el beneficio de un DAI.8,9 Sin embargo, a pesar de las diferencias de edad entre los grupos, esto no se tradujo en un riesgo diferente de MSC en los cuartiles de IC.
En los ensayos clínicos de pacientes con IC crónica, rara vez se informa de la duración de la IC, y a menudo se incluye a los pacientes independientemente de la duración de la IC. Sin embargo, la eficacia de tratamientos específicos puede variar según la duración de la IC. Por ejemplo, una mayor duración de la IC se asocia a peores resultados tras la asistencia circulatoria mecánica y el tratamiento con TRC.4,10 En nuestro estudio, la proporción de pacientes que recibieron TRC fue diferente en los cuartiles y aumentó con una mayor duración de la IC. Se ha demostrado que la TRC reduce la mortalidad por todas las causas, pero también la MSC en los pacientes con IC.11,12 Dado que los pacientes no fueron asignados aleatoriamente a la TRC, no se sabe con certeza si la proporción de MSC se vio influida.
En nuestro estudio, el efecto de la implantación del DAI no cambió con una mayor duración de la IC; el efecto del DAI fue neutro en la cohorte global y en todos los subconjuntos con diferente duración de la IC.10 En los subgrupos en los que se ha demostrado el efecto de la implantación de un DCI, como los pacientes más jóvenes con IC sistólica no isquémica, la implantación de un DCI sigue siendo relevante, independientemente de la duración de la IC.
Los pacientes con una mayor carga de comorbilidad se benefician menos de la implantación de un DCI y una mayor proporción nunca utilizó el dispositivo.13,14 Se han desarrollado varias puntuaciones de riesgo pronóstico para predecir las estimaciones de mortalidad por todas las causas en pacientes con IC crónica. Sólo 2 de los principales modelos bien validados incluyen la duración de la IC (CHARM y MAGGIC).15,16 Nuestros datos sugieren que la duración de la IC es un predictor esencial de la mortalidad por todas las causas y proporciona información adicional más allá de la edad biológica. Sin embargo, debido a que la proporción del modo de muerte no cambió, la duración de la IC no puede utilizarse para estratificar el tipo de muerte y la terapia relacionada con el modo de muerte esperado.
Limitaciones
Este es un análisis post hoc, y la aleatorización a CDI o control no fue estratificada por la duración de la IC. Hay un elemento de sesgo de selección, ya que los pacientes tenían que estar vivos y ser atendidos por un cardiólogo para ser incluidos en el ensayo. Decidimos realizar una transformación logarítmica de la duración de la IC para las regresiones de Cox, antes de realizar los análisis, porque lo consideramos biológicamente correcto. Los resultados sobre el impacto pronóstico de la duración de la IC y la relación con el efecto de la implantación del DAI no fueron significativamente diferentes si utilizamos la duración de la IC no transformada logarítmicamente o si categorizamos la duración de la IC de forma diferente. Nuestros datos no se refieren a los pacientes con IC sistólica no isquémica de novo o de diagnóstico muy reciente, ya que los pacientes debían recibir un tratamiento médico óptimo y estable de la IC para ser incluidos en el ensayo DANISH. Los investigadores registraron la duración de la IC en el momento de la aleatorización, pero en el protocolo no se describió ningún método formal para determinar la duración de la IC. Tanto la mortalidad por todas las causas como las tasas de eventos de MSC fueron menores de lo esperado, y esto podría limitar la aplicabilidad a una población con IC con mayor riesgo de mortalidad.
Conclusiones
La duración de la IC aumentó significativamente el riesgo de muerte por todas las causas y de MSC independientemente de los factores de riesgo cardiovascular conocidos. La distribución del modo de muerte no cambió según la mayor duración, y la proporción de MSC se mantuvo igual a lo largo del tiempo. No hubo diferencias en el efecto de la implantación del DCI con una mayor duración de la IC.
Fuentes de financiación
El trabajo fue patrocinado por la Fundación Danesa del Corazón (Hjerteforeningen) y la Fundación Lundbeck (Lundbeckfonden). El ensayo DANISH (Defibrillators in Patients with Nonischemic Systolic Heart Failure on Mortality) contó con el apoyo de subvenciones de Medtronic y St. Jude Medical.
Disclosures
El Dr. Nielsen cuenta con el apoyo de la Fundación Novo Nordisk (NNF16OC0018658) y recibió una subvención institucional de Abbott, Dinamarca. El Dr. Hastrup Svendsen declara subvenciones, honorarios personales y otros de Medtronic y Biotronik; honorarios personales de AstraZeneca, Boehringer Ingelheim y Bayer; y subvenciones de Gilead y St. Los demás autores no informan de ningún conflicto.
Notas a pie de página
El editor invitado para este artículo fue Kenneth B. Margulies, MD.
El suplemento de datos está disponible en https://www.ahajournals.org/doi/suppl/10.1161/CIRCHEARTFAILURE.119.006022.
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