QUANDO É NOVO?
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Duração da Insuficiência Cardíaca (IC) aumenta o risco de mortalidade por todas as causas e morte cardíaca súbita. Entretanto, a proporção de morte por morte cardíaca súbita e morte sem internação permaneceu a mesma com maior duração da IC. O efeito de um cardioversor-desfibrilador implantável não é modificado pela duração da IC.
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> O efeito de um cardioversor-desfibrilador implantável não é modificado pela duração da IC.
QUAIS SÃO IMPLICAÇÕES CLÍNICAS?
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>O risco relativo de morte cardíaca súbita permaneceu o mesmo com maior duração da IC.
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Embora a longa duração da IC, os pacientes não sobrevivem ao risco de morte cardíaca súbita; assim, um implante de cardioversor-desfibrilador implantável pode ser considerado até mesmo tardio na progressão da doença.
Introdução
Embora os avanços no diagnóstico e tratamento, os pacientes com insuficiência cardíaca (IC) têm uma taxa de mortalidade aumentada.1 A maioria dos óbitos é devido à falência progressiva da bomba ou arritmias malignas.2 A duração da IC é um fator de risco para mortalidade por todas as causas, mortalidade cardiovascular e hospitalização.3,4 Se os modos de morte mudam ao longo do tempo não está bem descrito. Por um lado, pacientes com longa duração de IC podem sofrer de fibrose miocárdica progressiva e geração de substratos arrítmicos ao longo do tempo; por outro lado, pacientes que viveram com IC por muito tempo sem arritmias malignas podem estar com um risco relativamente menor de morrer de repente.5 Assim, a duração da IC pode influenciar o risco e o modo de morte, e os sobreviventes de IC crônica a longo prazo podem representar um fenótipo de baixo risco para arritmias ventriculares fatais.
Como o risco de morte súbita cardíaca (SCD) pode mudar com a duração da IC, o impacto do implante de cardioversor-desfibrilador implantável (CDI) também pode ser diferente entre pacientes que tiveram IC por muitos anos e pacientes que acabaram de ser submetidos a uma terapia médica ótima. O presente estudo aborda como a duração da IC está associada ao risco de morte por todas as causas e do CDI em pacientes com insuficiência cardíaca sistólica não isquêmica, e se o efeito do implante de CDI está relacionado à duração da IC.
Métodos
Estudo e Pacientes
O estudo DANISH (Danish Study to Assess the Efficacy of ICDs in Patients with Non-ischemic Systolic Heart Failure on Mortality) foi um estudo multicêntrico randomizado investigando o papel do implante de CDI em pacientes com IC não isquêmica sistólica. Os critérios de inclusão foram fração de ejeção do ventrículo esquerdo ≤35% e níveis aumentados (>200 pg/mL) de peptídeo naurético pro-cérebro terminal (NT proBNP). A exclusão da origem isquêmica da IC foi feita por angiografia coronária (96% dos pacientes), tomografia computadorizada ou perfusão nuclear do miocárdio. Os pacientes foram randomizados para CDI ou controle. O desenho e os principais resultados foram publicados anteriormente.6,7
Follow-Up e End Points
A duração da IC foi baseada em entrevistas com pacientes e revisada pelo médico, incluindo os pacientes no estudo, aleatoriamente e expressa em meses. Para que um paciente fosse incluído no DANISH, não era necessária uma duração mínima de IC, mas os pacientes tinham que ser uptitrated no tratamento médico ótimo.
O ponto final primário foi a morte por qualquer causa, e o ponto final secundário foi o SCD. Todos os pontos finais foram julgados de acordo com critérios previamente relatados por um comitê de pontos finais clínicos.7 O SCD foi definido como morte ocorrendo inesperadamente em um paciente previamente estável, morte ocorrendo dentro de uma hora após o início ou piora dos sintomas, ou morte não testemunhada, na qual os pacientes foram vistos vivos pela última vez <72 horas antes da morte sem sinais de doença ou sintomas que ameaçassem a vida, e quando as circunstâncias sugeriram morte súbita (como quando um paciente foi encontrado no leito). Todas as mortes não cardíacas e todas as mortes cardíacas não causadas por SCD foram categorizadas juntas como mortes sem internação.
Dados de acompanhamento para todos os resultados estavam disponíveis até o final do acompanhamento em 30 de junho de 2016 e os pacientes sem evento foram censurados aqui.
Estatística
Patientes foram divididos em duração dos quartis de IC na linha de base (Q1, ≤8 meses; Q2, 9≤18 meses; Q3, 19≤65 meses; Q4, ≥66 meses). As características de linha de base dos grupos foram comparadas com o teste de tendência para variáveis categóricas e o teste de Spearman para variáveis contínuas. Os resultados foram analisados com o uso de métodos de tempo-até-evento. Todas as análises foram realizadas na população com intenção de tratar. Os dados do Q1 servem como referência em todas as análises, a menos que seja indicado o contrário. As curvas de incidência acumulada foram calculadas para mortalidade por todas as causas, e para SCD e morte sem internação usando análises de Kaplan-Meier levando em conta os riscos concorrentes. Para ilustrar o risco de SCD e morte sem internação sem o efeito do tratamento com implante de CDI, estas curvas de incidência cumulativa são apresentadas para a população do grupo controle. As diferenças na distribuição do modo de morte entre a duração dos grupos de IC foram avaliadas com tabelas de frequência e com o teste χ2. As taxas de incidência anualizadas foram estimadas pela regressão de Poisson e foram expressas como eventos por 100 pacientes-ano. Em um modelo de regressão de Cox, testamos a interação entre a duração da IC, tanto como variável contínua quanto como variável categórica agrupada de acordo com a duração dos quartis de IC, e a estratégia de tratamento, tanto com quanto sem controle para fatores de risco conhecidos. O modelo de regressão Cox foi utilizado na variável log2-transformada para a duração da IC. Todos os modelos multivariados foram ajustados para idade, sexo, CDI, terapia de ressincronização cardíaca (TRC), classe New York Heart Association, fração de ejeção ventricular esquerda, índice de massa corporal, taxa de filtração glomerular estimada, fibrilação atrial permanente, hipertensão arterial, diabetes mellitus, causa da IC, NT-proBNP e duração do QRS. Variáveis não-lineares (duração da IC e NT-proBNP) foram log2-transformadas. Todo o período de seguimento foi utilizado na análise de regressão de Cox. As suposições de riscos proporcionais foram testadas com os resíduos de Schoenfeld para todos os modelos e não foram encontradas violações. O critério Akaike foi utilizado para encontrar o modelo mais parcimonioso para descrever a relação entre a duração de HF e a morte. Se os pacientes foram divididos em tertiles, quartiles ou quintiles não afectou significativamente os resultados das análises baseadas na duração da IC dividida em categorias. Valores bilaterais de P<0,05 foram considerados estatisticamente significativos. Todas as análises foram realizadas com os softwares SAS versão 9.4 (SAS Institute) e R versão 3.3.1 (R Project for Statistical Computing).
Os dados não serão disponibilizados a outros pesquisadores para fins de reprodução dos resultados ou replicação do procedimento devido a restrições relacionadas à pesquisa com seres humanos. Métodos analíticos serão disponibilizados mediante solicitação.
Ethics
O estudo foi realizado de acordo com os princípios da Declaração de Helsinque. Os pacientes foram inscritos somente após o fornecimento do consentimento informado. O estudo foi aprovado pelo comitê regional de ética científica para a região da capital (H-D-2007-0101) e pela Agência Dinamarquesa de Proteção de Dados.
Resultados
Em DANISH, 1116 pacientes foram randomizados para CDI (556 pacientes) ou controle (560 pacientes). A informação sobre a duração da IC estava disponível para todos os pacientes. A duração média da IC foi de 18 meses (variando de 1 a 360 meses). As características de base de acordo com a duração dos quartis de IC são apresentadas na Tabela 1. Os pacientes com a maior duração de IC eram mais velhos, mais frequentemente homens, e em uma classe mais alta da New York Heart Association. A causa da IC e a prevalência de comorbidades (hipertensão, fibrilação atrial, diabetes mellitus, obesidade e insuficiência renal) foram diferentes. A duração mediana do QRS foi a maior em pacientes com a maior duração de IC, assim como a taxa de implante de TRC. No total, 721 pacientes haviam sido previamente hospitalizados por IC, com 188 pacientes (65%), 172 pacientes (63%), 164 pacientes (60%), e 197 pacientes (71%) no 1T a 4T, respectivamente, P para tendência 0,08.
| > | Q1: Duração de AF ≤8 Mo |
Q2: Duração de AF 9≤18 Mo |
Q3: Duração de AF 19≤65 Mo |
Q4: Duração de AF ≥66 Mo |
P Valuefor Trend | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Patientes, n | 290 | 276 | 272 | 278 | … | ||||||
| Idade média, y (IQR) | 61 (53-67) | 63 (55-70) | 65 (59-72) | 65 (59-71) | <0.0001 | ||||||
| Randomized to ICD, n (%) | 141 (49) | 128 (46) | 137 (50) | 150 (54) | 0.14 | ||||||
| CRT, n (%) | 1699 (58) | 142 (52) | 152 (56) | 182 (65) | 0.05 | ||||||
| CRT pré-existente, n (%) | 0 (0) | 1 (0) | 5 (2) | 13 (5) | 0.001 | ||||||
| Homens, 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 | ||||||
| Pressão arterial média, mm Hg (IQR) | |||||||||||
| Sistólica | 120 (110-134) | 125 (114-141) | 128 (115-142) | 124 (108-136) | 0.42 | ||||||
| Diastolic | 73 (66-80) | 74 (68-82) | 76 (68-83) | 73 (64-81) | 0.93 | ||||||
| IMC médio, kg/m2 (IQR) | 26 (23-29) | 26 (24-30) | 27 (24-31) | 28 (25-31) | <0.0001 | ||||||
| Median NT-pro BNP, pg/mL (IQR) | 1262 (559-2229) | 994 (512-2022) | 1045 (577-1964) | 1537 (680-2845) | >0.03 | ||||||
| Mediana duração QRS, msec (IQR) | 146 (110-164) | 140 (104-165) | 144 (116-166) | 150 (120-170) | 0.01 | ||||||
| eGFR médio, mL/min por 1,73 m2 (IQR) | 78 (63-96) | 76 (59-92) | 72 (60-92) | 65 (50-84) | <0.0001 | ||||||
| Classe NYHA, n (%) | |||||||||||
| II | 179 (62) | 167 (61) | 131 (48) | 120 (43) | |||||||
| III | 108 (37) | 105 (38) | 139 (51) | 153 (55) | |||||||
| IV | 3 (1) | 4 (1) | 2 (1) | 5 (2) | |||||||
| Condições coexistentes, n (%) | |||||||||||
| Hipertensão | 72 (25) | 96 (35) | 96 (35) | 84 (30) | 0.16 | ||||||
| Fibrilação atrial permanente | 30 (10) | 56 (20) | 76 (28) | 86 (31) | <0.0001 | ||||||
| Diabetes mellitus | 43 (15) | 34 (12) | 60 (22) | 74 (27) | <0.0001 | ||||||
| Obesidade* | 54 (19) | 67 (24) | 88 (32) | 95 (34) | <0.0001 | ||||||
| Rim impairment† | 61 (21) | 72 (26) | 69 (25) | 117 (42) | <0.0001 | ||||||
| Causa da insuficiência cardíaca, n (%) | 0.02 | ||||||||||
| Idiopático | 230 (79) | 209 (75) | 211 (78) | 199 (72) | |||||||
| Valvular | 2 (1) | 10 (4) | 9 (3) | 20 (7) | |||||||
| Hipertensão | 30 (10) | 30 (11) | 24 (9) | 33 (12) | |||||||
| Outros | 28 (10) | 27 (10) | 28 (10) | 26 (9) | |||||||
| Medicação, n (%) | |||||||||||
| β-Bloqueador | 265 (91) | 258 (94) | 253 (93) | 250 (90) | 0.52 | ||||||
| Inibidor da ECA ou ARB | 281 (97) | 267 (97) | 262 (96) | 267 (96) | 0.54 | ||||||
| MRA | 164 (57) | 149 (54) | 154 (57) | 179 (64) | 0.05 | ||||||
| Amiodarone | 12 (4) | 15 (5) | 16 (6) | 23 (8) | 0.04 | ||||||
ACE indica enzima conversora de angiotensina; ARB, bloqueador do receptor de angiotensina; IMC, índice de massa corporal; TRC, terapia de ressincronização cardíaca; eGFR, taxa de filtração glomerular estimada; IC, insuficiência cardíaca; CDI, cardioversor-desfibrilador implantável; IQR, intervalo interquartil; FEVE, fração de ejeção ventricular esquerda; ARM, antagonista do mineralocorticoide-receptor; NT-proBNP, peptídeo natriurético pro-cérebro terminal; NYHA, New York Heart Association; e Q1-Q4, quartis.
*Obesidade é definida como IMC >30 kg/m2.
†Kidney comprometimento é definido como eGFR <60 mL/min por 1,73 m2.
Durante um seguimento mediano de 67,6 meses, 251 pacientes morreram. As curvas de incidência acumulada para morte por todas as causas e SCD de acordo com a duração dos quartis de IC são apresentadas nas Figuras 1A e 1B. A incidência de óbitos por todas as causas (P<0,0001) e SCD (P=0,0008) aumentou com maior duração da IC. O melhor e mais parcimonioso modelo de relação, conforme avaliado pelo critério de informação Akaike, foi uma relação linear entre a duração log-transformada de HF e a razão de perigo, (Tabela I no Suplemento de Dados). A duplicação da duração da HF aumentou o risco de morte por todas as causas com uma FC de 1,33 (IC 95%, 1,23-1,43; P<0,0001), Figura 2. Além disso, a Figura 2 mostra o risco relativo de morte em função da duração da IC durante o acompanhamento, em função da duração da IC no momento da aleatorização. Na análise multivariável, a duplicação da duração da IC permaneceu como um preditor independente de morte por todas as causas FC de 1,27 (IC 95%, 1,17-1,38; P<0,001). O risco de TSC também aumentou com a maior duração da IC. A duplicação da duração da IC aumentou o risco de SCD com uma FC de 1,36 (IC 95%, 1,18-1,56; P<0,0001), e isto permaneceu significativo no modelo FC ajustado de 1,29 (IC 95%, 1,11-1,50; P=0,0007), apresentado na Tabela 2. Detalhes completos do ajuste do modelo são mostrados na Tabela II no Suplemento de Dados.
| > | Morte e Duração da IC | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Eventos (Não.) | Taxa de Mortalidade Anual Por 100 Anos-Pessoa | RH não ajustado (95% CI) | Valor de P | RH ajustado* (95% CI) | Valor de P | ||
| Todos-causar mortalidade | 251 | ||||||
| Duplicação da duração de AF | 1.33 (1.23–1.43) | <0.0001 | 1.27 (1.17–1.37) | <0.0001 | |||
| Duração HF ≥66 mo | 96 | 7.59 (6.21-9.27) | 3.05 (2.07-4.49) | <0.0001 | 2.26 (1.51-3.39) | <0.0001 | |
| Duração de 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 | |
| HF duração 9≤18 mo | 42 | 3.01 (2.22-4.07) | 1.18 (0.76-1.85) | >0.46 | 0.97 (0.61-1.53) | 0.89 | |
| Duração HF ≤8 mo | 35 | 2.52 (1.81-3.50) | 1.00 (Ref.) | … | … | 1.00 (Ref.) | … |
| Morte cardíaca súbita | >70 | ||||||
| Duplicação da duração de HF | >1.36 (1.18-1.56) | <0.0001 | 1.26 (1.09-1.48) | 0.002 | |||
| Duração de AF ≥66 mo | 29 | 2.29 (1.59-3.30) | 3,52 (1,67-7,44) | 0,001 | 2,43 (1,10-5,34) | 0,03 | |
| Duração de AF 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 | |
| Duração de AF 9≤18 mo | 0.86 (0.49-1.51) | 1,30 (0,55-3,08) | 0,55 | 1,07 (0,44-2,60) | 0,87 | ||
| Duração de AF ≤8 mo | >9 | 0,65 (0,34-1.24) | 1,00 (Ref.) | … | 1,00 (Ref.) | … | |
IMC indica índice de massa corporal; TRC, terapia de ressincronização cardíaca; eGFR, taxa de filtração glomerular estimada; IC, insuficiência cardíaca; FC, relação de perigo; CDI, cardioversor-desfibrilador implantável; FEVE, fração de ejeção ventricular esquerda; NT-proBNP, peptídeo natriurético pro-cérebro terminal; e NYHA, New York Heart Association.
*Ajustado para idade, sexo, implante de CDI, tratamento de TRC, classe NYHA, FEVE, IMC, eGFR, fibrilação atrial permanente, hipertensão arterial, diabetes mellitus, causa de insuficiência cardíaca, NT-proBNP e duração do QRS.
Figure 1. Curvas cumulativas de incidência para mortalidade por todas as causas (A) e morte cardíaca súbita (SCD; B) de acordo com a duração dos quartis de insuficiência cardíaca (IC) (Q1-Q4). Quartis de IC foram definidos como Q1, duração da IC ≤8 mo; Q2, duração da IC 9≤18 mo; Q3, duração da IC 19≤65 mo; Q4, duração da IC ≥66 mo.
Figure 2. Relação entre a duração da insuficiência cardíaca e o risco de mortalidade por todas as causas. O eixo x mostra a duração da insuficiência cardíaca em anos, os rácios de risco do eixo y (FCs) para a mortalidade por todas as causas. A linha horizontal cinzenta tracejada indica FC=1; o valor de referência é de 12 mo. A linha preta completa ilustra o risco de mortalidade por todas as causas de acordo com a duração da insuficiência cardíaca, e as linhas vermelhas tracejadas mostram a IC 95%.
O impacto da duração da IC sobre a mortalidade também foi analisado em um tempo de seguimento mais curto. Após 1 ano, a duplicação da duração da IC aumentou o risco de morte por todas as causas com uma FC de 1,29 (IC 95%, 1,20-1,39; P<0,0001) e permaneceu um preditor independente de mortalidade por todas as causas na análise multivariada da FC, 1,22 (IC 95%, 1,13-1,32; P<0,001). O risco de TSC também aumentou com maior duração da IC após 1 ano. A duplicação da duração da IC aumentou o risco de SCD com uma FC de 1,32 (IC 95%, 1,15-1,52; P<0,0001), e isto permaneceu significativo no modelo FC ajustado, 1,26 (IC 95%, 1,08-1,46; P=0,003); os dados são apresentados nas Tabelas IV e V do Suplemento de Dados.
Duração da IC permaneceu um preditor significativo tanto para a mortalidade por todas as causas quanto para a DSC, se analisarmos o impacto apenas na parte mais jovem da população (pacientes com menos de 70 anos). A duplicação da IC foi um preditor independente na análise multivariada tanto da FC de mortalidade por todas as causas, 1,25 (IC 95%, 1,13-1,38; P<0,001) quanto da FC de SCD, 1,36 (IC 95%, 1,14-1,62; P=0,0007). Mais detalhes são fornecidos nas Tabelas V e VI do Suplemento de Dados.
Distribuição do modo de morte (SCD versus morte sem internamento) não mudou com o aumento da duração da IC para a população total (P=0,91), para pacientes randomizados para controle (P=0,35) ou para pacientes randomizados para CDI (P=0,34). Na população geral, o CDI foi responsável por 28% dos óbitos, com 26%, 29%, 26%, e 30% no 1T a 4T, respectivamente, ilustrados na Figura 3. As curvas de incidência acumulada para o CDI e morte sem internação para pacientes do grupo controle de acordo com a duração dos quartis de IC são apresentadas na Figura 4A até 4D. Em pacientes randomizados para controle, a taxa de incidência de SCD foi de 1,12 eventos por 100 pacientes-ano (IC 95%, 0,56-2,23) no 1T, 1,24 (IC 95%, 0,65-2,39) no 2T e 1,39 (IC 95%, 0,73-2,68) no 3T e 3,66 (IC 95%, 2,36-5,68) no 4T. Para morte sem internação, foram 3,23 eventos por 100 pacientes-ano (IC 95%, 2,61-4,00) no T1, 1,40 (IC 95%, 0,75-2,60) no T2, 2,48 (IC 95%, 1,56-3,94) no T3, e 5,31 (IC 95%, 3,69-7,64) no T4. As taxas cumulativas correspondentes de SCD e morte sem nudez para todos os pacientes e pacientes aleatorizados ao CDI são apresentadas nas Figuras IA a ID e IIA a IID no Suplemento de Dados. As Figuras 5A a 5D apresentam as curvas de incidência cumulativa de SCD e de morte sem nudez e braço de randomização nos quartis.
Figure 3. Taxas de mortalidade anual de morte súbita cardíaca (TSC) e morte sem nudismo na população total e de acordo com a duração dos quartis de insuficiência cardíaca (Q1-Q4). A proporção de mortes causadas por SCD é declarada em cada coluna. A proporção de SCD não se alterou com o aumento da duração da insuficiência cardíaca (P=0,91). Quartis de insuficiência cardíaca foram definidos como Q1, duração da insuficiência cardíaca ≤8 mo; Q2, duração da insuficiência cardíaca 9≤18 mo; Q3, duração da insuficiência cardíaca 19≤65 mo; Q4, insuficiência cardíaca duration≥66 mo).
>
Figure 4. Taxas cumulativas de eventos para modo de morte (morte cardíaca súbita e morte sem internação) para pacientes randomizados para controle de acordo com a duração dos quartis de insuficiência cardíaca (Q1-Q4). A, Q1, duração da insuficiência cardíaca ≤8 mo; (B) Q2, duração da insuficiência cardíaca 9≤18 mo; (C) Q3, duração da insuficiência cardíaca 19≤65 mo; (D) Q4, duração da insuficiência cardíaca ≥66 mo.
Figure 5. Taxas cumulativas de eventos para modo de morte (morte cardíaca súbita e morte sem internação) para todos os pacientes divididos de acordo com a randomização (cardioversor-desfibrilador implantável ou controle) de acordo com a duração dos quartis de insuficiência cardíaca (Q1-Q4). A, Q1, duração da insuficiência cardíaca ≤8 mo; (B) Q2, duração da insuficiência cardíaca 9≤18 mo; (C) Q3, duração da insuficiência cardíaca 19≤65 mo; (D) Q4, duração da insuficiência cardíaca ≥66 mo.
Não houve interação entre a duração da IC e o efeito do CDI na mortalidade por todas as causas, independentemente da duração da IC ter sido tratada como uma variável contínua (P=0,59) ou como uma variável categórica (Q1-Q4) (P=0,66). O CDI não reduziu significativamente o risco de mortalidade por todas as causas em nenhum dos quartis de IC, Q1: FC, 0,98 (IC 95%, 0,51-1,91; P=0,96); Q2: FC, 0,58 (IC 95%, 0,31-1,10; P=0,10); Q3: FC, 1,08 (0,69-1,68; P=0,74); Q4: FC, 0,71 (IC 95%, 0,47-1,05; P=0,09). Também não houve interação entre a duração da IC e o efeito da DCI na DCI, independentemente de a duração da IC ter sido tratada como uma variável contínua (P=0,87) ou como uma variável categórica (Q1-Q4; P=0,62).
Todos os resultados estatisticamente significativos persistiram se a duração da IC não foi transformada em log, apresentada na Tabela I do Suplemento de Dados. Os resultados foram consistentes quando dividimos os pacientes de acordo com a duração da IC tertis, ilustrados nas Figuras IIIA e IIIB do Suplemento de Dados.
Discussão
Este estudo demonstrou que com maior duração da IC, o risco de mortalidade por todas as causas e de SCD aumentou, e que a proporção de morte causada por SCD permaneceu a mesma. O efeito do CDI sobre a mortalidade por todas as causas não se alterou dependendo da duração da IC. Como a proporção de mortes causadas por SCD permaneceu inalterada com maior duração da IC, não parece haver redução no risco relativo ou absoluto de morte arrítmica associada a já ter sobrevivido por muito tempo com IC. Como o risco relativo de CDI permaneceu o mesmo com maior duração e o efeito do implante de CDI só pode reduzir a mortalidade por todas as causas através da redução da IC, o efeito do implante de CDI não foi modificado pela duração da IC.
Patientes com maior duração de IC diferiram consideravelmente dos pacientes com menor duração de IC e apresentaram pior na maioria dos parâmetros basais, em correspondência com os achados anteriores.3 A idade é um dos preditores mais fortes de mortalidade por todas as causas, mas apesar da maior idade estar associada ao aumento da duração da IC, a duração da IC permaneceu como um preditor significativo de morte quando ajustada à idade e a vários outros fatores de risco conhecidos ou quando analisada apenas nos pacientes mais jovens. A distribuição do modo de morte muda com a idade e também com o benefício de um CDI.8,9 Entretanto, apesar das diferenças de idade entre os grupos, isso não resultou em um risco diferente de TOC nos quartis de IC.
Em ensaios clínicos de pacientes com IC crônica, a duração da IC raramente é relatada, e os pacientes são freqüentemente incluídos independentemente da duração da IC. Entretanto, a eficácia de tratamentos específicos pode variar de acordo com a duração da IC. Como exemplo, a maior duração da IC está associada a piores resultados após suporte circulatório mecânico e tratamento da TRC.4,10 Em nosso estudo, a proporção de pacientes que receberam TRC foi diferente nos quartis e aumentou com a maior duração da IC. A TRC mostrou reduzir a mortalidade por todas as causas, mas também a TRC em pacientes com IC.11,12 Como os pacientes não foram randomizados para a TRC, é incerto se a razão de TRC foi influenciada.
Em nosso estudo, o efeito do implante do CDI não se alterou com maior duração da IC; o efeito do CDI foi neutro na coorte geral e em todos os subconjuntos com diferentes durações de IC.10 Em subgrupos com efeito demonstrado do implante de CDI, como os pacientes mais jovens com IC não isquêmica, o implante de um CDI permanece relevante, independentemente da duração da IC.
Patientes com maior carga de comorbidade têm menos benefícios com o implante de CDI e uma proporção maior nunca utilizou o dispositivo.13,14 Vários escores de risco prognósticos foram desenvolvidos para prever estimativas de mortalidade por todas as causas em pacientes com IC crônica. Apenas 2 dos principais modelos bem validados incluem a duração da IC (CHARM e MAGGIC).15,16 Nossos dados sugerem que a duração da IC é um preditor essencial da mortalidade por todas as causas e fornece informações adicionais além da idade biológica. Entretanto, como a proporção de modo de morte não mudou, a duração da IC não pode ser usada para estratificar para o tipo de morte e terapia relacionada ao modo de morte esperado.
Limitações
Esta é uma análise pós-hoc, e a randomização para CDI ou controle não foi estratificada pela duração da IC. Há um elemento de viés de seleção, pois os pacientes tiveram que estar vivos e ser vistos por um cardiologista para serem incluídos no estudo. Decidimos registrar a duração da IC para as regressões de Cox, antes das análises, porque a consideramos biologicamente correta. Os resultados sobre o impacto prognóstico da duração da IC e a relação com o efeito do implante do CDI não foram significativamente diferentes se utilizamos a duração não-log-transformada da IC ou se categorizamos a duração da IC de forma diferente. Nossos dados não tratam de pacientes novos ou muito recentemente diagnosticados com IC sistólica não isquêmica, pois os pacientes tinham que estar em terapia de IC ideal estável para serem incluídos no estudo DANISH. A duração da IC foi registrada no momento da randomização pelos investigadores, mas nenhum método formal para determinar a duração da IC foi descrito no protocolo. Tanto a mortalidade por todas as causas quanto as taxas de eventos de SCD foram menores do que o esperado, o que pode limitar a aplicabilidade a uma população com maior risco de mortalidade.
Conclusões
Duração da IC aumentou significativamente o risco de morte por todas as causas e SCD, independentemente dos fatores de risco cardiovascular conhecidos. A distribuição do modo de morte não se alterou de acordo com a maior duração, e a proporção de SCD permaneceu igual ao longo do tempo. Não houve diferença no efeito do implante do CDI com maior duração da IC.
Fontes de financiamento
O trabalho foi patrocinado pela The Danish Heart Foundation (Hjerteforeningen) e pela Lundbeck Foundation (Lundbeckfonden). O ensaio DANISH (Defibrillators in Patients with Nonischemic Systolic Heart Failure on Mortality) foi apoiado por subsídios da Medtronic and St. Jude Medical.
Disclosures
Dr Nielsen é apoiado pela Fundação Novo Nordisk (NNF16OC0018658) e recebeu subsídio institucional da Abbott, Dinamarca. O Dr. Hastrup Svendsen relata subsídios, honorários pessoais e outros da Medtronic e Biotronik; honorários pessoais da AstraZeneca, Boehringer Ingelheim e Bayer; e subsídios da Gilead e St. Jude Medical. Os outros autores não relatam conflitos.
Notas de rodapé
O editor de referência para este artigo foi Kenneth B. Margulies, MD.
O Suplemento de Dados está disponível em https://www.ahajournals.org/doi/suppl/10.1161/CIRCHEARTFAILURE.119.006022.
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