INTRODUCCIÓN

La enfermedad renal crónica (ERC) es una patología muy prevalente en la población añosa. Así, más del 40% de los pacientes que inician diálisis crónica en Cataluña tienen más de 70 años1; el pico de incidencia se sitúa por encima de los 75 años en Estados Unidos2 y, como consecuencia, cada vez es mayor el número de octogenarios y nonagenarios que comienzan diálisis3. Por otra parte, esta población de edad avanzada suele acumular otras enfermedades crónicas que empeorarían aún más el pronóstico vital y funcional a corto plazo, sobre todo entre aquellos individuos que previamente ya no eran autónomos para las actividades básicas de la vida diaria4. Todo ello plantea el dilema entre el beneficio teórico de la diálisis crónica y la carga en términos de complicaciones y deterioro de la calidad de vida que dicho tratamiento puede suponer en aquellos pacientes añosos con pluripatología que alcanzan estadios avanzados de ERC5-7. Por tanto, sería útil poder disponer de la mejor previsión pronóstica posible para tomar la mejor decisión en beneficio del paciente8.

En la ERC se han utilizado diferentes índices de comorbilidad para intentar ajustar el pronóstico, como, por ejemplo, los de Charlson9, Khan10, Davies11, Liu12 o el índice de Charlson modificado13, siendo este último probablemente el más usado y recomendado en la ERC14,15. Si bien estos índices son útiles para comparar la comorbilidad de diferentes grupos o poblaciones, no lo son tanto para determinar el pronóstico individual. Además, otros factores como la edad, el sexo, la enfermedad renal primaria, la modalidad de tratamiento o un inicio de diálisis «no programado» también pueden influir notablemente en la mortalidad de estos pacientes16,17.

Recientemente se han publicado modelos pronósticos individuales referidos al paciente añoso que inicia diálisis18, al que inicia hemodiálisis19 (HD) o a los pacientes prevalentes ya en HD20. Los índices pronósticos referidos a los pacientes incidentes en diálisis tienen en cuenta diversas variables clínicas y demográficas, y se han elaborado tras analizar las bases de datos con miles de pacientes de los registros de tratamiento sustitutivo renal (TSR) francés (Renal Epidemiology and Information Network o REIN)18 y catalán (Registre de Malalts Renals de Catalunya o RMRC)19. 

El objetivo de nuestro estudio ha sido evaluar la utilidad clínica del índice pronóstico del registro REIN (índice REIN) y del modelo predictivo de mortalidad precoz del registro catalán (RMRC), comparándolos con la mortalidad individual observada en una cohorte de pacientes añosos que inician HD y siguen tratamiento en un Servicio de Nefrología hospitalario. En el caso de que estos modelos fuesen válidos en la práctica clínica, podrían ser útiles como apoyo en la toma de decisiones sobre la indicación del TSR en estos pacientes.

MATERIAL Y MÉTODOS

Se trata de un estudio observacional, retrospectivo y comparativo de diferentes índices pronósticos individuales de mortalidad precoz en los pacientes mayores de 75 años que iniciaron HD crónica en el Hospital de Sabadell entre 2004 y 2009. El Servicio atiende a una población de 429.000 habitantes y ofrece las diferentes alternativas de manejo inicial de la insuficiencia renal crónica terminal (IRCT): tratamiento conservador, trasplante renal, diálisis peritoneal y HD. Se excluyeron los pacientes que fueron derivados a otros centros y aquellos que se trataron con diálisis peritoneal. En la figura 1 se desglosa el manejo clínico de nuestros pacientes con IRCT. De un conjunto de 437 pacientes, el 13% recibieron tratamiento conservador no dialítico y el 87% inició diálisis crónica, correspondiendo a diálisis peritoneal el 11%. De los 339 pacientes que iniciaron HD crónica, el 12% fueron derivados a otros centros por saturación del nuestro. Así, en el período examinado tratamos con HD crónica a 297 pacientes incidentes, de los que 63 (21%) eran mayores de 75 años y se incluyeron en el estudio. El seguimiento evolutivo se cerró el 1 de diciembre de 2010. El tiempo medio de seguimiento fue de 27,4 ± 20,7 meses. Todos los pacientes que sobrevivieron a la fecha de cierre del estudio fueron seguidos durante más de 12 meses.

El tratamiento se administró en una unidad de HD hospitalaria con un esquema de 3 sesiones semanales con una duración total de 10,5-12 horas por semana para mantener un eKt/V ≥ 1,2. Durante el período de estudio se utilizaron filtros sintéticos biocompatibles de permeabilidad media-baja y heparina de bajo peso molecular como anticoagulante. Nuestra unidad de HD es sometida desde el 2006 a auditorías internas y externas y está acreditada con una certificación del sistema de gestión de calidad conforme a las normas ISO 9001-2001 y 2008.

Variables estudiadas 

Se han recogido los parámetros con significación pronóstica de los índices predictivos de mortalidad REIN18 (tabla 1) y RMRC19 (tabla 2): edad, sexo, enfermedad renal primaria (categorizada en estándar, diabética o sistémica), grado de autonomía funcional (categorizado en normal, limitado pero se vale por sí mismo y no se vale por sí mismo), índice de masa corporal, tipo de acceso vascular (catéter, fístula arteriovenosa o injerto), tipo de inicio de HD (programado o no programado) y las siguientes comorbilidades: diabetes mellitus, enfermedad cardíaca congestiva clase funcional III y IV de la New York Heart Association, cardiopatía isquémica, arritmias, enfermedad vascular periférica estadios III y IV, neoplasias activas, enfermedad pulmonar obstructiva crónica, enfermedad hepática crónica y trastornos severos de conducta. Se calculó el número total de enfermedades acompañantes. Se definió como enfermedad renal primaria de causa sistémica a la secundaria a vasculitis, amiloidosis, mieloma, lupus o síndrome hemolítico-urémico y se consideró como enfermedad renal primaria «estándar» a la que no era de causa diabética ni sistémica19. De acuerdo con Couchoud et al.18, se definió como trastorno conductual grave aquel que afectaba a la autonomía del paciente o al cumplimiento terapéutico, e incluía a aquellos pacientes con demencia, psicosis o neurosis graves. Se consideró que el inicio de HD fue no programado en los casos en que la primera sesión se realizaba en situación de riesgo vital que requería comenzar diálisis en menos de 24 horas18. Se registró la fecha de inicio de HD y, en caso de fallecimiento, la fecha y la causa de la muerte.

Cálculo de los índices pronósticos REIN y RMRC 

Para cada paciente de la cohorte de estudio se ha determinado la mortalidad observada en los primeros 6 y 12 meses de HD (tabla 3), la mortalidad predicha a los 6 meses según la puntuación clínica pronóstica del registro REIN para pacientes ancianos18 (tabla 4) y la probabilidad de muerte en los 12 primeros meses de HD del modelo predictivo del registro catalán RMRC19. Para el cálculo de la puntuación del índice REIN se sumaron los puntos de cada uno de los factores de riesgo del modelo según aparecen en la tabla 118. El índice REIN no incluye la edad como factor de riesgo de mortalidad, pues el modelo se elaboró a partir de los datos de los pacientes mayores de 75 años incluidos en el registro francés y, por tanto, sólo es aplicable en pacientes añosos. Para el cálculo del índice RMRC se aplicó la ecuación de la figura 219.

En esta ecuación, Π (x) es la probabilidad de muerte en los 12 primeros meses de HD, β0 es la constante del modelo de regresión logística (−5,799) y β1x es la suma de los diferentes coeficientes β aplicables en función de los factores de riesgo del modelo presentes en un paciente en concreto (tabla 2). 

Análisis estadístico 

Se ha evaluado la concordancia pronóstica observada en nuestra cohorte con los dos métodos pronósticos en estudio para evaluar su utilidad en la práctica clínica como métodos predictores individuales. El análisis estadístico se ha realizado mediante el programa estadístico SPSS para Windows, versión 15. Se ha utilizado: estadística descriptiva con cálculo del intervalo de confianza (IC) del 95% para medias y proporciones; la prueba exacta de Fisher y la U de Mann-Whitney como pruebas no paramétricas para comparar variables cualitativas y cuantitativas, respectivamente; análisis de supervivencia de Kaplan-Meier; y curvas ROC (Receiver Operating Characteristic) para contrastar la concordancia con los índices pronósticos. Se han considerado estadísticamente significativas las p < 0,05.

RESULTADOS

Se estudiaron 63 pacientes con una edad media de 80,4 ± 3,9 años (rango: 75,4-91,8); el 60% eran varones. La causa más frecuente de enfermedad renal primaria fue la vascular (37%), seguida de la nefropatía diabética (19%). El tiempo medio de seguimiento nefrológico prediálisis fue de 3,9 + 4,1 años (rango, 0-15,8). Un 19% de los pacientes que iniciaron HD crónica no habían tenido un seguimiento nefrológico previo.

Índice REIN 

La puntuación media del índice REIN fue de 2,9 ± 2,3 (rango: 0-8) y fue significativamente superior en los fallecidos en los primeros 6 meses (4,0 vs. 2,6; p = 0,046). La tabla 1 detalla la frecuencia en nuestra serie de los diferentes factores pronósticos del índice REIN. Destaca la elevada incidencia de enfermedades cardíacas y de inicio de HD no programado (52,4%) debido en muchos casos a la agudización de la insuficiencia renal crónica. En la tabla 4 se compara la mortalidad esperada y la realmente observada para cada puntuación del índice REIN.

Índice RMRC 

En la tabla 5 se recoge la frecuencia en nuestra serie de los factores de riesgo de mortalidad precoz incluidos en el modelo predictivo del registro catalán (RMRC). Cabe señalar que muchos pacientes tenían una pobre autonomía funcional (un 21% de los pacientes no se valían por sí mismos) y que un 59% de los pacientes requirieron un catéter como primer acceso vascular para HD. El número medio de comorbilidades, excluyendo la ERC, fue de 3,4 ± 1,8 (rango: 0-8).

Factores pronósticos de mortalidad 

Al examinar mediante el test exacto de Fisher la distribución de los diferentes factores incluidos en los índices pronósticos REIN y RMRC en función de si se había producido o no el fallecimiento precoz del paciente, sólo se observó una asociación estadísticamente significativa entre una peor autonomía funcional (necesidad de cuidados especiales) y muerte a los 6 meses (14 vs. 46% de mortalidad a los 6 meses, p = 0,02).

Mortalidad observada y esperada

La mortalidad observada en nuestra población fue del 20,6% a los 6 meses y del 27% a los 12 meses, respectivamente (figura 3). En la tabla 3 se detallan las causas de muerte. Al analizar el promedio para toda la cohorte, no se observaron diferencias significativas entre la mortalidad realmente observada (27%) en nuestros pacientes y la mortalidad media al año predicha por el RMRC (23,5; IC 95%: 19,9-27,1%), pero sí hubo diferencias al comparar la mortalidad observada a los 6 meses (20,6%) con la mortalidad media a los 6 meses predicha por el índice REIN (17,5%; IC 95%: 14,8-20,1%).

Curvas ROC 

Cuando se analizaron las curvas ROC para estudiar la aplicabilidad de los dos modelos predictivos de mortalidad utilizados (REIN y RMRC) sobre cada uno de los pacientes de manera individual, no se halló concordancia estadísticamente significativa (área bajo la curva de 0,594, p = 0,255) entre el índice RMRC de predicción de mortalidad a 12 meses del inicio de la HD y la mortalidad realmente observada (figura 4). En el caso del índice pronóstico REIN se observó una ligera concordancia (área bajo la curva 0,678, p = 0,049) entre dicho índice y la mortalidad observada a los 6 meses (figura 5).

DISCUSIÓN

Tras evaluar la aplicabilidad en la práctica clínica cotidiana de dos modelos predictivos de mortalidad precoz en pacientes incidentes en HD mayores de 75 años, no hemos encontrado una buena concordancia entre mortalidad predicha y observada que nos permita utilizar estos modelos como una herramienta de ayuda pronóstica en el paciente individual que facilite la toma de decisiones clínicas sobre el inicio o no de TSR. En relación con la probabilidad de muerte a los 12 meses estimada mediante el modelo del registro catalán (RMRC)19, la supervivencia observada del total de la cohorte estudiada se aproximaba a la calculada, pero cuando se analizaba la capacidad pronóstica individual utilizando las curvas ROC la concordancia entre la mortalidad observada y la predicha era muy escasa. En cuanto al índice pronóstico del registro REIN18, su concordancia con la mortalidad observada a los 6 meses era sólo ligeramente significativa y, por tanto, poco útil para la práctica clínica. Hay que subrayar que en nuestra población de estudio no había ningún paciente con 9 o más puntos del índice REIN, en quienes la supervivencia prevista a los 6 meses era sólo del 38%18. Por otro lado, el principal factor de mal pronóstico vital al inicio de HD a los 6 meses en nuestra cohorte fue una muy pobre autonomía funcional (no valerse por sí mismo), algo ya descrito por otros autores17,21.

Llama la atención en nuestra serie que el 52,4% inició HD de forma «no programada» según el criterio del modelo utilizado en el registro francés REIN, es decir, que la primera sesión fuese realizada en condiciones de riesgo vital que requiriese diálisis en menos de 24 horas18. Otros autores prefieren hablar de «inicio subóptimo» de diálisis y lo definen como el inicio de diálisis hospitalizado o con un catéter venoso central o en la modalidad de diálisis no elegida22. En todo caso, nuestros datos no son sorprendentes si tenemos en cuenta que algunos registros, como el catalán, informan que alrededor del 35% del conjunto de los pacientes adultos y del 40% de los mayores de 75 años inician HD crónica en un contexto de insuficiencia renal aguda o crónica agudizada1. Por otra parte, el elevado porcentaje de inicio de HD «no programado» en nuestra cohorte es similar al publicado en España23 y otros países24, situado alrededor del 40-50%.

Otro hallazgo interesante es que sólo un 41% de nuestros pacientes ancianos iniciaron HD crónica a través de una fístula arteriovenosa. La progresión de la ERC no proteinúrica en la población añosa suele ser lenta, especialmente si es debida a nefroangiosclerosis24. Muchos pacientes ancianos con ERC en estadio 4 fallecen antes de necesitar TSR25, por lo que la realización de las fístulas para HD a menudo se retrasa en los sujetos de edad avanzada hasta llegar a filtrados glomerulares26 de alrededor de 15 ml/min/1,73 m2. En este contexto, no sorprende que muchos pacientes añosos con IRC agudizada no dispongan de una fístula útil para iniciar HD. 

En los pacientes con ERC muy ancianos y con alta comorbilidad se plantea un complejo dilema entre la carga que supone el tratamiento con HD crónica y el beneficio en términos de supervivencia y de calidad de vida que dicho tratamiento aporta. El tema sigue abierto y las respuestas no son fáciles, aunque algún estudio observacional ha constatado que en los pacientes mayores de 75 años con mucha comorbilidad, especialmente si presentan cardiopatía isquémica, la diálisis no ofrece mayor supervivencia que el tratamiento conservador sin diálisis cuando se analiza el tiempo de supervivencia desde el momento en que se alcanza un filtrado glomerular27 inferior a 15 ml/min/1,73 m2.

El problema se presenta a la hora de enfrentarnos a un paciente concreto, en quien nos interesaría hacer una aproximación pronóstica individual para facilitar la decisión de iniciar o no diálisis crónica en función de sus valores. Las herramientas que puedan emplearse en este cometido deben evaluarse en los entornos concretos (países, centros y prácticas clínicas determinadas) en que deban utilizarse. En este sentido, nuestro estudio muestra una pobre concordancia entre la mortalidad precoz observada y la predicha por los dos modelos pronósticos estudiados, uno de ellos desarrollado en nuestro país.

Este trabajo tiene limitaciones. En primer lugar, se trata de un estudio retrospectivo con un número de pacientes relativamente pequeño. Por otro lado, hay que resaltar que en nuestro centro se ofrece de forma explícita en la insuficiencia renal muy avanzada la posibilidad del tratamiento conservador y paliativo sin diálisis28, además de todas las técnicas de TSR, lo que puede suponer un sesgo de selección al excluir a estos pacientes del estudio. Asimismo, en el período examinado se han derivado pacientes a otros centros de diálisis periféricos por saturación en el nuestro y, en general, en nuestro Servicio tendemos a aceptar y mantener en HD a pacientes con peores condiciones clínicas que aquellos que derivamos. Por ello, nuestra mortalidad precoz podría ser menor si no hubiéramos derivado a estos pacientes, cuyo seguimiento, por otra parte, perdimos. A pesar de estas limitaciones, creemos que un aspecto interesante de nuestro trabajo es que se ha realizado en las condiciones habituales de la práctica clínica de un Servicio de Nefrología con un activo programa de educación e información al paciente con ERC avanzada.

En conclusión, tras evaluar la utilidad de dos indicadores pronósticos nuevos para predecir la probabilidad de mortalidad precoz en los pacientes mayores de 75 años que inician HD crónica en nuestro centro, observamos que tanto el índice de muerte precoz al año del registro de enfermos renales de Cataluña (RMRC) como el índice de pronóstico a los 6 meses del registro francés REIN no han sido útiles como herramientas pronósticas en nuestra práctica clínica.

Conflictos de interés

Los autores declaran que no tienen conflictos de interés potenciales relacionados con los contenidos de este artículo.

Tabla 1. Índice pronóstico del registro francés REIN

Tabla 2. Modelo pronóstico de mortalidad del registro catalán (RMRC)

Tabla 4. Mortalidad en los primeros 6 meses de diálisis y puntuación del índice REIN

Tabla 3. Mortalidad precoz observada en los pacientes mayores de 74 años de nuestra serie

Tabla 5. Frecuencia de los diferentes factores de riesgo de mortalidad del índice RMRC en nuestra serie

Figura 1. Tratamiento sustitutivo renal en nuestros pacientes con enfermedad renal crónica estadio 5 (2004-2009)

Figura 2. Fórmula para el cálculo del índice RMRC

Figura 3. Curva de supervivencia de los pacientes incidentes en hemodiálisis crónica mayores de 75 años

Figura 4. Curva ROC del modelo predictivo de mortalidad precoz en hemodiálisis del registro catalán (RMRC)

Figura 5. Curva ROC del modelo predictivo de mortalidad del registro francés (REIN)