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ARTICLE IN PRESS
Med Clin (Barc). 2010;134(5):202–205
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Original breve
Determinacio´n del ı´ndice tobillo-brazo en pacientes con dolor tora´cico agudo de posible origen coronario ˜ oz Santos, Juan M. Nogales Asensio , Fernando Gime´nez Sa´ez, Javier Elduayen Gragera, Lorenzo Mun Jose´ R. Lo´pez Mı´nguez y Antonio Mercha´n Herrera ˜a Servicio de Cardiologı´a, Hospital Universitario Infanta Cristina, Badajoz, Espan
´ N D E L A R T ´I C U L O INFORMACIO
R E S U M E N
Historia del artı´culo: Recibido el 23 de febrero de 2009 Aceptado el 8 de julio de 2009 On-line el 31 de octubre de 2009
Fundamento y objetivo: El dolor tora´cico agudo (DTA) es un sı´ntoma inespecı´fico que puede ser expresio´n de cardiopatı´a isque´mica (CI). La arteriosclerosis frecuentemente esta´ presente en ma´s de un territorio vascular. El ı´ndice tobillo-brazo (ITB) es una herramienta u´til en el diagno´stico de enfermedad arterial perife´rica (EAP). Nuestro objetivo fue evaluar la utilidad del ITB en pacientes con DTA en los que se sospecha CI. Pacientes y me´todo: Estudio transversal de 94 pacientes consecutivos, con una edad media (DE) de 57,4 ˜ os, ingresados por DTA con sospecha de CI, en los que se determino´ el ITB y se investigo´ la (12,2) an presencia de CI. Resultados: La CI estuvo presente en 22 pacientes (23,4%) y estuvo ausente en 72 pacientes (76,6%). La EAP asintoma´tica (ITBr0,9) estuvo presente en 6 pacientes (27,2%) en el grupo con CI y en 7 pacientes (9,7%) en el grupo sin CI. Encontramos diferencias significativas en el ITB segu´n la presencia o no de CI (0,9 [0,23] frente a 1,17 [0,15]; po0,001). Evaluamos el valor diagno´stico del ITB en la deteccio´n de CI: el a´rea bajo la curva ROC (receiver operating characteristic) fue de 0,8 (intervalo de confianza del 95%: 0,70–0,87); el punto de corte o´ptimo fue de 0,8 (sensibilidad del 22,7% y especificidad del 98,6%). En el ana´lisis multivariante, el ITB fue el mejor predictor independiente de CI (po0,0001). Conclusiones: El ITB es un me´todo sencillo, barato y eficiente, que complementa los me´todos diagno´sticos actuales en el reconocimiento del DTA de origen coronario. ˜ a, S.L. Todos los derechos reservados. & 2009 Elsevier Espan
Palabras clave: I´ndice tobillo-brazo Dolor tora´cico Cardiopatı´a isque´mica
Ankle-brachial index in patients with chest pain and suspected acute coronary syndrome A B S T R A C T
Keywords: Ankle-brachial index Chest pain Coronary artery disease
Background and objective: Acute chest pain (ACP) is a non-specific symptom that may be the expression of coronary artery disease (CAD). Atherosclerosis is usually present in more than one vascular territory. Anklebrachial index (ABI) is a useful tool for the diagnosis of peripheral arterial disease (PAD). Our aim was to evaluate the value of ABI in patients with ACP when CAD is suspected. Patients and methods: We performed a cross-sectional study of 94 patients, mean age: 57.4 (12.2), admitted consecutively due to ACP with suspicion of CAD. ABI and presence of CAD were determined. Results: CAD was present in 22 patients (23.4%) and absent in 72 (76.6%). Asymptomatic PAD (ABIr0.9) was present in 6 patients (27.2%) of CAD group and in 7 patients (9.7%) of the non-CAD group. Significant difference was found in ABI based on the presence or not of CAD [0.95 (0.23) vs 1.17 (0.15), po0.001]. The diagnostic value of ABI for CAD detection was evaluated: area under the ROC curve was 0.8 (IC 95%: 0.70–0.87) and optimal cut-off point was 0.8 (sensitivity=22.7% and specificity=98.6%). In the multivariate analysis, ABI was the best independent predictor of CAD (po0.001). Conclusion: ABI is a simple, cheap and efficient method, which complements other conventional diagnostic methods in the recognition of patients with ACP due to CAD. ˜ a, S.L. All rights reserved. & 2009 Elsevier Espan
Autor para correspondencia.
´nico:
[email protected] (J.M. Nogales Asensio). Correo electro ˜ a, S.L. Todos los derechos reservados. 0025-7753/$ - see front matter & 2009 Elsevier Espan doi:10.1016/j.medcli.2009.07.045
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J. Elduayen Gragera et al. / Med Clin (Barc). 2010;134(5):202–205
Introduccio´n El dolor tora´cico agudo (DTA) es un sı´ntoma inespecı´fico, frecuente, expresio´n de mu´ltiples enfermedades, algunas banales y otras de gran gravedad. La cardiopatı´a isque´mica (CI) aguda o sı´ndrome coronario agudo (SCA) constituye una causa frecuente y potencialmente fatal de DTA1. Los medios diagno´sticos disponibles en urgencias (electro˜ o mioca´rdico) son muy cardiograma [ECG] y marcadores de dan especı´ficos y sensibles en la identificacio´n de pacientes con SCA de alto riesgo1 pero no en aque´llos con riesgo bajo-moderado. En e´stos, el diagno´stico se convierte en una cuestio´n probabilı´stica, segu´n la presencia de factores de riesgo cardiovascular (FRCV) cla´sicos y caracterı´sticas del DTA2. Este hecho obliga a efectuar ingresos, muchos innecesarios, para realizar pruebas ma´s sensibles en el diagno´stico etiolo´gico1,2. Esta estrategia, poco rentable econo´micamente, se considera la ma´s acertada ante la posibilidad de diagnosticar erro´neamente a un paciente con SCA. La aterosclerosis es una enfermedad siste´mica. Pacientes con lesiones sintoma´ticas en un territorio vascular muestran lesiones adicionales, en ocasiones asintoma´ticas, en otros territorios3. La enfermedad arterial perife´rica (EAP) es predictora de morbimortalidad cardiovascular3,4. El ı´ndice tobillo/brazo (ITB) es un me´todo sencillo, barato y reproducible en el diagno´stico de EAP asintoma´tica4–6. Un ITB inferior a 0,9 presenta elevadas sensibilidad y especificidad para identificar una obstruccio´n superior al 50% en miembros inferiores en relacio´n con la arteriografı´a, aunque en ma´s del 80% la EAP sea asintoma´tica y se asocie a mayor morbimortalidad cardiovascular5,6. La utilidad del ITB esta´ bien establecida en pacientes con riesgo cardiovascular moderado o alto7,8, pero nunca se ha estudiado en pacientes con DTA de posible origen coronario. Nuestro objetivo fue evaluar la validez diagno´stica del ITB en pacientes con DTA coronario en los que los medios convencionales ˜ o mioca´rdico) no aportaron un (ECG y marcadores de dan diagno´stico inicial.
Me´todos Entre octubre de 2007 y octubre de 2008 analizamos una serie consecutiva de pacientes ingresados en nuestro centro por DTA de posible etiologı´a coronaria. Los criterios utilizados para el ingreso se basaron en las caracterı´sticas del DTA, probabilidad de CI segu´n FRCV y que no hubiera evidencia de otro origen del dolor. Los criterios de exclusio´n fueron: edad ˜ os, antecedente de CI o EAP conocida, superior o igual a 80 an evidencia de isquemia mioca´rdica por ECG o elevacio´n de ˜ o mioca´rdico, insuficiencia renal cro´nica en marcadores de dan dia´lisis, negativa del paciente a participar en el estudio o a firmar el consentimiento informado. Se recogieron de forma prospectiva las siguientes variables: ˜ o mioca´rdico, caracterı´sticas del dolor tora´cico, marcadores de dan FRCV cla´sicos y emergentes, y para´metros antropome´tricos. El sı´ndrome metabo´lico (SM) se definio´ segu´n la International Diabetes Federation. La determinacio´n del ITB se realizo´ mediante sonda Doppler de 8 MHz, segu´n la metodologı´a considerada actualmente de eleccio´n3,6. Se calculo´ en cada lado y se tomo´ el valor ma´s bajo. Se clasifico´ la EAP segu´n el ITB: grave (ITBr0,4), leve-moderada (ITB: 0,41-0,9) y dudosa (ITB: 0,91-0,99). En todos los pacientes se evaluo´ la presencia de coronariopatı´a mediante alguna de las siguientes te´cnicas a criterio del cardio´logo responsable: ergometrı´a convencional: tomografı´a computarizada por emisio´n de fotones con tecnecio 99msestamibi (SPECT-MIBI), ecografı´a de estre´s o coronariografı´a. Se
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considero´ DTA no coronario si el resultado era negativo o no presentaba por coronariografı´a ninguna estenosis igual o superior al 50%, y se considero´ DTA coronario si existı´a alguna estenosis igual o superior al 50%. ´lisis estadı´stico Ana La comparacio´n de variables cuantitativas, expresadas como media (DE), se realizo´ mediante la prueba t de Student, y la de las variables catego´ricas mediante el ana´lisis de la ji al cuadrado o la prueba exacta de Fisher. Se analizaron los para´metros de validez interna (sensibilidad y especificidad) de la variable cuantitativa ITB mediante curva ROC. En el ana´lisis multivariante, regresio´n logı´stica binaria, se incluyeron en el modelo aquellas variables que se asociaban con la variable dependiente con un nivel de significacio´n pr0,2. Se considero´ que habı´a diferencias significativas cuando po0,05. Los ana´lisis se realizaron con el programa SPSS 15.0.
Resultados Se estudiaron 94 pacientes, con una edad media de 57,4 (12,2) ˜ os. El estudio del DTA se realizo´ segu´n muestra la figura 1. La an prevalencia de coronariopatı´a fue del 23,4%. La tabla 1 muestra la distribucio´n de las distintas variables segu´n la etiologı´a del DTA. Encontramos diferencia estadı´sticamente significativa en el resultado del ITB segu´n la presencia o no de coronariopatı´a: media de 0,95 (0,23) frente a 1,17 (0,15) (po0001). Esta diferencia en el ITB entre ambos grupos se mantuvo tras excluir del ana´lisis a los pacientes con ITB alto (ITBZ1,3): 0,94 (0,22) frente a 1,13 (0,13) (po0,0001). La distribucio´n del ITB segu´n la presencia de coronariopatı´a difirio´ segu´n el sexo (mujeres: 1,04 [0,18] frente a 1,16 [0,13], p = 0,05; varones: 0,91 [0,24] frente a 1,18 [0,18], po0,01) (fig. 2).
94 pacientes ingresados por DTA de posible origen coronario
Evaluación de factores de riesgo cardiovascular clásicos y emergentes Determinación del Índice Tobillo/Brazo
21 Ergometría
Positivo 6
42
5
SPET
Ecografía de estrés
Dudoso 26
Negativo 54
Coronariografía 18
Dolor torácico de origen coronario: 22
Dolor torácico de origen no coronario: 22
Figura 1. Diagrama del estudio etiolo´gico del dolor tora´cico agudo (DTA) en los pacientes incluidos.
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J. Elduayen Gragera et al. / Med Clin (Barc). 2010;134(5):202–205
Tabla 1 Distribucio´n de variables basales y factores de riesgo cardiovascular segu´n etiologı´a del dolor tora´cico agudo
˜ os Edad, an Varo´n Tabaco Hipercolesterolemia Antecedentes familiares Diabetes mellitus Hipertensio´n arterial Colesterol HDL bajo (varoneso40 mg/dl; mujereso50 mg/dl) Acido u´rico (mg/dl) Proteı´na C reactiva (mg/l) Amiloide A (mg/l) Homocisteinemia (mmol/l) Lipoproteı´na A (mg/dl) Apolipoproteı´na A1 (mg/dl) Apolipoproteı´na B (mg/dl) Cociente albu´mina/creatinina en orina (mg/g) I´ndice de masa corporal (kg/m2) I´ndice cintura/cadera Sı´ndrome metabo´lico ITB
Global (n=94)
DTA no coronario (n=72)
DTA coronario (n=22)
p
57,38 52 37 40 17 22 56 24 5,60 4,08 11,33 12,81 32,59 142,85 83,62 22,29 30,61 0,96 52 1,12
55,83 37 28 30 15 17 41 17 5,49 3,96 11,06 11,90 30,05 146,03 85,23 23,29 31,36 0,94 39 1,17
62,39 15 9 10 2 5 15 7 5,96 3,71 14,62 16,32 40,44 133,03 78,64 16,81 28,18 1 13 0,95
0,026 0,22 0,86 0,75 0,21 0,91 0,35 0,83 0,29 0,85 0,32 0,25 0,20 0,03 0,31 0,72 0,003 0,18 0,76 o0,001
(12,16) (55,3%) (39,4%) (42,6%) (18,1%) (23,4%) (59,6%) (25,5%) (1,76) (10,51) (17,19) (10,18) (32,64) (24,96) (26,43) (14,65) (6,07) (0,11) (55,3%) (0,20)
(11,85) (51,4%) (38,9%) (41,7%) (20,8%) (23,6%) (56,9%) (23,6%) (1,63) (11,59) (16,86) (6,25) (20,22) (25,48) (27,52) (15,61) (6,54) (0,07) (54,2%) (0,15)
(12,07) (68,2%) (40,9%) (45,4%) (9,1%) (22,7%) (68,2%) (31,8%) (2,14) (5,39) (22,71) (17,09) (25,10) (20,89) (22,60) (10,21) (3,14) (0,19) (59,1%) (0,23)
Valores expresados como media (DE) o como n (%). Colesterol HDL: colesterol unido a lipoproteı´nas de alta densidad; DTA: dolor tora´cico agudo; ITB: ı´ndice tobillo-brazo.
Mujeres
1,40
1,40
1,20
1,20
Índice tobillo/brazo
Índice tobillo/brazo
Hombres
1,00 0,80
52
0,60 59
0,40 0,20
23
1,00 0,80
15 17 5
4
0,60 0,40 0,20
DTA no coronario
DTA coronario
DTA no coronario
DTA coronario
Figura 2. Distribucio´n de los valores del ı´ndice tobillo-brazo segu´n el sexo y la presencia de coronariopatı´a.
Tabla 2 Distribucio´n de la presencia y gravedad de la enfermedad arterial perife´rica segu´n la presencia de coronariopatı´a
EAP grave (ITBr0,4) EAP leve-moderada (ITB 0,41–0,9) EAP dudosa (ITB 0,91–0,99) Normal (ITB 1–1,29) Alto (ITBZ1,3) Total
DTA no coronario
DTA coronario
0 7 (9,7%) 0 53 (73,6%) 12 (16,7%) 72 (100%)
1 5 4 11 1 22
(4,5%) (22,7%) (18,2%) (50%) (4,5%) (100%)
DTA: dolor tora´cico agudo; EAP: enfermedad arterial perife´rica; ITB: ı´ndice tobillobrazo.
La tabla 2 muestra la distribucio´n de la presencia y gravedad de la EAP segu´n la presencia de coronariopatı´a. Analizamos mediante curva ROC el rendimiento diagno´stico del ITB en la deteccio´n de CI. El a´rea bajo la curva fue de 0,80
(intervalo de confianza [IC] del 95%: 0,70–0,87). El punto de corte o´ptimo (PCO) fue de 0,8. La sensibilidad para este punto de corte fue del 22,7% (IC del 95%: 7,8 a 45,4) y la especificidad fue del 98,6% (IC del 95%: 92,5 a 99,9) (valor predictivo positivo del 83,3% y valor predictivo negativo del 80,7%). Para el punto de corte de 0,9 (lı´mite establecido en el diagno´stico de EAP) la sensibilidad fue del 22,7% y la especificidad fue del 90,3%. En el ana´lisis multivariante (excluyendo a los pacientes con ITB alto [Z1,3]), el u´nico predictor independiente de DTA de origen coronario fue la variable cuantitativa ITB (OR = 0,001; IC del 95%: 0,00 a 0,06; p = 0,0004). Para la variable binaria ITB patolo´gico en funcio´n del PCO (r0,8) la OR fue de 9,06 (IC del 95%: 1,61 a 51,16; p = 0,013).
Discusio´n Hemos evaluado mediante la determinacio´n del ITB la presencia de EAP subclı´nica en pacientes ingresados por DTA de
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J. Elduayen Gragera et al. / Med Clin (Barc). 2010;134(5):202–205
posible origen coronario. Se trata de una muestra de alto riesgo cardiovascular (el 60% tenı´a hipertensio´n, el 23% tenı´a diabetes mellitus y el 55% cumplı´a criterios de SM), lo que probablemente en muchos casos motivo´ el ingreso. Destaca la elevada prevalencia de EAP asintoma´tica segu´n el ITB: el 13,9% presentaba criterios de EAP (ITBr0,9) y el 4,3% presentaba criterios de EAP dudosa (ITB: 0,91-0,99). Esta prevalencia es similar a la encontrada en otros estudios con pacientes de elevado riesgo cardiovascular6–8. El 13,9% presentaba un ITB alto o incompresible (ITBZ1,3). Este resultado se atribuye a rigidez de la arteria, probablemente debido a arteriosclerosis o calcificacio´n, y el riesgo cardiovascular es similar al de los sujetos con ITB bajo. Por tanto, todos los sujetos con ITB patolo´gico (r0,9 o Z1,3) deben considerarse de alto riesgo cardiovascular3–5. En nuestra muestra, la mayor parte de los pacientes con ITB alto se encontraban en el grupo sin CI (tabla 2), lo que contribuyo´ al aumento del ITB medio medido en este grupo. En nuestra muestra, el 32% de los pacientes en los que se confirmo´ la presencia de coronariopatı´a tenı´a EAP concomitante. La prevalencia de EAP en pacientes con CI oscila en un amplio rango (entre el 15 y el 35%) segu´n la forma de diagnosticar la EAP (clı´nica o subclı´nica) y la poblacio´n estudiada (edad, FRCV, ˜ oles coronariopatı´a, etc.)9,10. En una muestra de pacientes espan ingresados por SCA, la prevalencia de EAP fue del 26%, y la prevalencia de EAP subclı´nica fue del 12%10. La presencia de EAP asociada a CI identifica a un subgrupo de peor prono´stico cardiovascular5,6,10. La distribucio´n del ITB, su relacio´n con la presencia de enfermedad coronaria y con la morbimortalidad cardiovascular difiere segu´n el sexo5. En nuestro estudio, el ITB mostro´ una alta especificidad en el diagno´stico del origen coronario del DTA, y fue, adema´s, el mejor predictor independiente de coronariopatı´a, incluyendo FRCV cla´sicos y emergentes. Ası´, pues, a la luz de nuestros resultados y a falta de estudios ma´s amplios, el hallazgo de un ITB patolo´gico en estos pacientes podrı´a justificar el ingreso hospitalario y la realizacio´n directa de coronariografı´a, al igual que en otros pacientes con elevado riesgo cardiovascular. Entre las limitaciones del presente estudio habrı´a que citar que la pericia de los me´dicos de urgencias en la valoracio´n del DTA pudo influir en la prevalencia de CI de la muestra estudiada. Aunque pensamos que e´sta serı´a representativa de los pacientes atendidos por DTA de posible origen coronario, podrı´an existir limitaciones en extrapolar los para´metros de validez diagno´stica a otros escenarios con diferente prevalencia de CI. La prueba de
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referencia (coronariografı´a) so´lo se realizo´ en pacientes con resultado positivo/dudoso en la prueba de deteccio´n de isquemia y en algunos con resultado negativo a criterio del clı´nico, lo que pudo producir un sesgo de verificacio´n.
Conflicto de intereses Los autores declaran no tener ningu´n conflicto de intereses.
Financiacio´n ˜ a de Cardiologı´a (Beca Estudio becado por la Sociedad Extremen de Investigacio´n o Registro de la Caja Rural de Almendralejo). Bibliografı´a 1. Erhardt L, Herlitz J, Bossaert L, Halinen M, Keltai M, Koster R, et al. Task Force on the management of chest pain. Eur Heart J. 2002;23:1153–76. 2. Bassan R, Gibler WB. Unidades de dolor tora´cico: estado actual del manejo de pacientes con dolor tora´cico en los servicios de urgencias. Rev Esp Cardiol. 2001;54:1103–9. 3. Hirsch AT, Haskal ZJ, Hertzer NR, Bakal CW, Creager MA, Halperin JL, et al. ACC/AHA 2005 Practice Guidelines for the management of patients with peripheral arterial disease (Lower extremity, renal, mesenteric and abdominal aortic). Circulation. 2006;113:e463–654. 4. Hirsch AT, Criqui MH, Treat-Jacobson D, Regensteiner JG, Creager MA, Olin JW, et al. Peripheral arterial disease detection, awareness, and treatment in primary care. JAMA. 2001;286:1317–24. 5. O’Hare AM, Katz R, Shlipak MG, Cushman M, Newman AB. Mortality and cardiovascular risk across the ankle-arm index spectrum: Results from the Cardiovascular Health Study. Circulation. 2006;113:388–93. 6. Mostaza JM, Vicente I, Cairols M, Castillo J, Gonza´lez-Juanatey JR, Pomar JL, et al. I´ndice tobillo-brazo y riesgo cardiovascular. Med Clin (Barc). 2003;121:68–73. 7. Vicente I, Lahoz C, Taboada M, Garcı´a A, San Martı´n MA, Terol I. Prevalencia de un ı´ndice tobillo-brazo patolo´gico segu´n el riesgo cardiovascular calculado mediante la funcio´n de Framingham. Med Clin (Barc). 2005;124:641–4. 8. Manzano L, Garcı´a-Dı´az J, Go´mez-Cerezo J, Mateos J, Del Valle F, MedinaAsensio J, et al. Valor de la determinacio´n del ı´ndice tobillo-brazo en pacientes de riesgo vascular sin enfermedad aterotrombo´tica conocida: estudio VITAMIN. Rev Esp Cardiol. 2006;59:662–70. 9. Simon A, Chironi G, Levenson J. Performance of subclinical arterial disease detection as a screening test for coronary heart disease. Hypertension. 2006;48:392–6. 10. Huelmos A, Jime´nez J, Guijarro C, Belinchon JC, Puras E, Sa´nchez C, et al. Enfermedad arterial perife´rica desconocida en pacientes con sı´ndrome coronario agudo: prevalencia y patro´n diferencial de los factores de riesgo cardiovascular tradicionales y emergentes. Rev Esp Cardiol. 2005;58: 1403–10.
