El filtrado glomerular reducido según las fórmulas de Cockcroft-Gault y MDRD no siempre predice la morbimortalidad cardiovascular en los pacientes hipertensos atendidos en atención primaria
Decreased glomerular filtration rate as calculated by the Cockckroft-Gault and MDRD formulas does not always predict cardiovascular morbidity and mortality in hypertensive patients treated in primary care
, Francisco Javier Tovillas-Moránb, Miguel Vilaplana-Cosculluelac, Artur Dalfò-Pibernatd, Artur Dalfó-Pibernate, Edurne Zabaleta-del-Olmof, Josep María Galceráng, Antonio Cocah, Antoni Dalfò-Baquéi, Antoni Dalfó-Baquéc
b Insitituto de Investigación en Atención Primaria (IDIAP) Jordi Gol y Equipo de Atención Primaria (EAP) Martí i Julià, Cornellá, Barcelona,
c Insitituto de Investigación en Atención Primaria (IDIAP) Jordi Gol y EAP Gòtic, Barcelona,
d EAP Vallcarca, Barcelona, Barcelona, Spain,
e EAP Vallcarca, Barcelona,
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Por este motivo, distintas Sociedades y organismos<span class="elsevierStyleSup">5-8</span> incluyen el FG reducido como una de las repercusiones orgánicas que hay que buscar en el paciente hipertenso y que es de utilidad en las tablas de decisión terapéutica. Las recomendaciones actuales<span class="elsevierStyleSup">9,10</span> van dirigidas, por un lado, a minimizar la progresión del deterioro renal y, por otro, a tratar las complicaciones inherentes a la insuficiencia renal, reduciendo así el riesgo cardiovascular asociado con la ERC.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">La ERC es una entidad que puede diagnosticarse en atención primaria (AP) en sus fases tempranas mediante la estimación del FG por distintas fórmulas (ERC oculta), ya que la creatinina plasmática no se ve alterada habitualmente hasta fases más avanzadas. De éstas, las más utilizadas y validadas son las de Cockcroft-Gault<span class="elsevierStyleSup">11</span> y MDRD<span class="elsevierStyleSup">12</span>, que tienen diferentes ventajas y limitaciones y se recomiendan en la bibliografía según el estadío de alteración de la función renal<span class="elsevierStyleSup">13-15</span>; además, se ha descubierto su asociación con la aparición de eventos cardiovasculares (ECV).</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Los estudios realizados en España que analizan la evolución de la morbimortalidad cardiovascular a largo plazo de una cohorte de pacientes hipertensos seguidos en AP, según la función renal, son escasos. Dado que la HTA se detecta y controla fundamentalmente en la AP, cabe pensar que la población hipertensa general está mejor representada por la población visitada en dicho nivel asistencial.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">En 1993 se realizó un estudio prospectivo<span class="elsevierStyleSup"> </span>que estableció la prevalencia de hipertrofia ventricular izquierda determinada en una población hipertensa general, libre de enfermedad cardiovascular y atendida en un centro de AP<span class="elsevierStyleSup">16</span>. A partir de ese año se procedió al seguimiento de la cohorte de pacientes<span class="elsevierStyleSup">17</span>.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">El objetivo del presente estudio fue analizar la asociación de la morbimortalidad cardiovascular con el estado inicial de la función renal, según las fórmulas de Cockcroft-Gault y MDRD, en una cohorte de personas hipertensas seguida durante 12 años.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">MATERIAL Y MÉTODOS</span></p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">El estudio prospectivo «Gòtic» de una cohorte de hipertensos atendida en un centro de salud de Barcelona (España) ha sido la fuente de datos del presente estudio. El seguimiento se inició en 1993 y tuvo una duración de 12 años. Los criterios de selección de la población y las variables analizadas han sido publicados con anterioridad<span class="elsevierStyleSup">17</span>. Para este estudio se excluyeron, además, los pacientes que presentaban peso corporal extremo (índice de masa corporal [IMC] inferior a 19 kg/m<span class="elsevierStyleSup">2 </span>o superior a 35 kg/m<span class="elsevierStyleSup">2</span>), alteraciones importantes en la masa muscular, insuficiencia renal aguda, embarazo, hepatopatía grave, edema generalizado o ascitis y aquellos que seguían tratamiento con fármacos que bloquearan la secreción de creatinina. Finalmente, un total de 223 personas hipertensas formaron la cohorte del estudio.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Se calculó el FG según las fórmulas de Cockcroft-Gault (FG = [140 — edad]*peso(kg)/[creatinina plasmática*72]*0,85, si mujer)<span class="elsevierStyleSup">11 </span>y MDRD (FG = 186*creatinina plasmática<span class="elsevierStyleSup">—1,154</span>*edad<span class="elsevierStyleSup">—0,203</span>*1,212, si raza negra*0,742, si mujer)<span class="elsevierStyleSup">12</span> y se clasificó según los estadíos de la ERC<span class="elsevierStyleSup">9</span>.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Se consideró ECV la aparición de los siguientes episodios durante el período de seguimiento: insuficiencia cardíaca; cardiopatía isquémica (angina, infarto agudo de miocardio); accidente cerebrovascular (permanente o transitorio); vasculopatía periférica (clínica de claudicación intermitente o constatación por eco-Doppler); muerte por causa cardiovascular y muerte súbita. La muerte súbita se definió como la ocurrida en el intervalo de una hora desde el inicio de los síntomas, o acaecida, sin testigos, en personas sin diagnóstico previo de cardiopatía coronaria ni otras enfermedades presumiblemente mortales. El registro de la aparición de los ECV se realizó durante las visitas de seguimiento de la HTA. Todos los ECV recogidos se corroboraron con los médicos responsables de los pacientes y con los sistemas de información y registros tanto hospitalarios como de AP. </p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Se desarrollaron estrategias para minimizar las pérdidas durante el seguimiento y recuperar la información relacionada con la mortalidad<span class="elsevierStyleSup">17</span>.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Los ECV y las causas de mortalidad fueron evaluadas por una comisión externa de médicos que desconocía la situación del paciente en relación con su función renal.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">El estudio contó con la aprobación del Comité Ético de Investigación Clínica del IDIAP Jordi Gol del Instituto Catalán de la Salud.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">El tiempo de supervivencia se midió desde la fecha de inclusión del sujeto en el estudio hasta la aparición de un ECV, si así sucedía. La variable censuradora fue la aparición o no de ECV desde la inclusión de los sujetos en el estudio (1993) hasta la fecha de término del seguimiento (2005). Sólo se tuvo en cuenta el evento inicial en el caso de que se dieran varios episodios de un mismo evento en un mismo paciente. Las tasas de supervivencia e incidencia se estimaron mediante el método actuarial. Para el análisis bivariado se utilizaron la prueba de la t de Student o su correspondiente no paramétrica en el caso de las variables continuas y la prueba de la ji cuadrado en el de las categóricas. Para evaluar la concordancia entre las estimaciones de FG realizadas con ambas fórmulas se utilizó el índice kappa<span class="elsevierStyleSup">18</span>. El valor pronóstico del FG calculado con cada una de las dos fórmulas y de los factores de ajuste se evaluó mediante modelos de regresión de riesgos proporcionales de Cox.  Se evaluó un modelo para cada una de las fórmulas utilizadas.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Las covariables de ajuste de los modelos iniciales fueron: edad (años), sexo (hombre/mujer), tiempo de diagnóstico de HTA (meses), presión arterial sistólica y diastólica media de las dos últimas visitas, presencia al inicio del estudio de obesidad (IMC >30 kg/m<span class="elsevierStyleSup">2</span>), diabetes mellitus (DM), dislipemia y consumo de tabaco. La selección de las variables incluidas en el modelo final se efectuó combinando criterios estadísticos y sustantivos<span class="elsevierStyleSup">19,20</span>. Se evaluaron los efectos de confusión y de interacción entre las variables del modelo. Asimismo, se comprobó el supuesto de proporcionalidad de riesgos para las diferentes covariables y para el grupo de las incluidas en el modelo final, así como la presencia de multicolinealidad. Los datos cuantitativos se describen mediante la estimación de la media y la desviación estándar en el caso de seguir una distribución normal; en caso contrario, se emplea la mediana acompañada del intervalo intercuartílico (IQR). Las estimaciones relacionadas directamente con el objetivo del estudio se acompañan de sus respectivos intervalos de confianza (IC) del 95%. El grado de significación estadística aceptado fue una p <0,05. El análisis de los datos se realizó con el paquete estadístico SPSS 15.0 para Windows.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">RESULTADOS</span></p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">De las 265 personas que formaban la cohorte al inicio del estudio sólo se pudo estimar el FG en 223 (84,2%). La relación y los motivos de exclusión fueron: 25 (9,4%) por presentar un IMC >35 kg/m<span class="elsevierStyleSup">2</span> y 17 (6,4%) por otros motivos, como el consumo de fármacos que bloquearan la secreción de creatinina, la presencia de hepatopatía grave y la falta de disponibilidad de cifras de creatinina.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Las características de los participantes al inicio del seguimiento, los valores analíticos medios, la frecuencia de los distintos factores de riesgo cardiovascular (FRC), la distribución de la estimación del FG de acuerdo con las fórmulas del Cockcroft-Gault y MDRD y la proporción con tratamiento farmacológico antihipertensivo se exponen en la tabla 1. </p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">La mediana de tiempo de seguimiento fue de 10,7 (IQR 6,5-12,1) años. El seguimiento fue completo en 191 participantes (85,7%) e incompleto en un total de 32(14,3%). Estos últimos diferían, en comparación con los primeros, en la edad media (68,5 frente a 64,2 años) y el tiempo medio de diagnóstico de hipertensión (149 frente a 82 meses), y la distribución del resto de variables de estudio fue similar en ambos grupos.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">La supervivencia acumulada, proporción de participantes que permanecieron libres de eventos cardiovasculares al final del estudio, fue del 64,7% (IC del 95%, 57,9-71,6%). La tasa media de incidencia de ECV durante todo el período de seguimiento fue de 3,6 (IC del 95%, 2,7-4,4%) por 100 personas hipertensas/año.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">La distribución de la estimación de FG al inicio del estudio con ambas fórmulas se expone en la tabla 2. La concordancia entre ambas estimaciones fue moderada (kappa = 0,501; IC del 95%, 0,399-0,604). La mayoría de los pacientes se clasificaban en los estadíos 2 y 3 mediante ambas fórmulas. Dentro del estadío 3, el estadío 3a era más frecuente: un 86,8% en el caso del cálculo realizado con la fórmula de Cockcroft-Gault y un 76,1% en el de la fórmula MDRD.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Los resultados obtenidos en el análisis bivariado, en el que se comparaban los participantes según hubieran sufrido o no algún ECV durante el seguimiento, se exponen en la tabla 3. Sólo la presencia de DM se relacionaba con una mayor probabilidad de presentar, como mínimo, un ECV durante el seguimiento.  Por el contrario, el sexo femenino y el FG <60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span> según la fórmula MDRD se asociaban con un menor riesgo de presentar un ECV. Sin embargo, no se encontró asociación entre la aparición de ECV y el FG estimado mediante la fórmula de Cockcroft-Gault.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">En el modelo multivariable final (tabla 4) únicamente el FG ≥ 60ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2 </span>mediante fórmula MDRD y la presencia de DM al inicio del estudio se relacionaron con un mayor riesgo cardiovascular.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">DISCUSIÓN</span></p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">En el presente estudio, el FG moderadamente reducido no comporta un mayor riesgo cardiovascular. Incluso los pacientes con FG según fórmula MDRD >60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span> presentan una mayor incidencia de eventos, en sentido contrario al descrito en la literatura<span class="elsevierStyleSup">2,21</span>. Estos resultados no se confirman con la medida del FG según fórmula de Cockcroft-Gault.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">La fórmula MDRD es útil para estimar FG inferiores a 60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span> y tiene tendencia a infraestimar valores superiores<span class="elsevierStyleSup">14,15,22</span>. Su autor ha descrito recientemente<span class="elsevierStyleSup">12</span> la nueva ecuación CKD-EPI que tiene mayor precisión que la MDRD para FG >60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">12</span>. La fórmula de Cockcroft-Gault, que también es adecuada para estos valores de FG, infraestima menos la función renal en valores por encima de 60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span>.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Otros trabajos han obtenido resultados contradictorios en cuanto al comportamiento de la fórmula MDRD según los estadíos de insuficiencia renal.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">En un estudio realizado en nuestro medio con una cohorte retrospectiva de población general entre 35 y 75 años de edad y en estadío 3 de función renal (FG entre 30 y 60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span>), Buitrago et al<span class="elsevierStyleSup">14</span> describían que la fórmula de Cockcroft-Gault detectaba más ERC oculta en hombres, con mayor riesgo cardiovascular y más edad. MDRD, en cambio, lo hacía más en el caso de mujeres, con más obesidad, cifras más elevadas de presión arterial diastólica y triglicéridos. La ecuación MDRD podría obviar, pues, casos de gran importancia desde el punto de vista de prevención cardiovascular. La concordancia hallada por estos autores entre las estimaciones realizadas con ambas fórmulas era moderada, resultado similar al observado en el presente estudio. Por otra parte, al igual que en nuestro estudio, tampoco evidenciaron relación entre la ERC oculta detectada por una u otra fórmula y la morbimortalidad cardiovascular<span class="elsevierStyleSup">23</span>. Lo mismo ha ocurrido en otros estudios de mayor tamaño muestral, como el NHANES-I<span class="elsevierStyleSup">24</span>, en población general norteamericana.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Esto cuestiona la importancia del FG como herramienta predictiva de riesgo cardiovascular por sí sola, o al menos la utilidad del estadío 3 considerado como un bloque<span class="elsevierStyleSup">25</span>. Ciertamente, distintos estudios observaron que el riesgo aumentaba significativamente con FG inferiores a 45 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span> (estadío 3b), siendo el riesgo de los pacientes con FG superior (estadío 3a) comparable a los de función renal normal<span class="elsevierStyleSup">2,26</span>. En nuestro estudio la mayoría de pacientes en estadío  3 corresponden al estadío  3a, tanto por fórmula de Cockcroft-Gault como por MDRD.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">La controversia entre fórmulas persiste incluso en los estadíos más avanzados de insuficiencia renal (4 y 5), para los que algunos autores proponen la superioridad de la fórmula de Cockcroft-Gault frente a la MDRD<span class="elsevierStyleSup">27</span>.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Asimismo, la edad avanzada atenúa la relación del FG estimado con la morbimortalidad según han mostrado algunos estudios<span class="elsevierStyleSup">28</span>. Otros autores<span class="elsevierStyleSup">29</span> no han registrado ningún incremento de la mortalidad en ancianos con FG entre 45 y 59 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span>. Otros factores, como el sexo, también podrían influir en el valor pronóstico del FG: se ha descrito una menor correlación en mujeres<span class="elsevierStyleSup">25,30</span> que, precisamente, son mayoría en nuestra muestra.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">En relación con otros estudios<span class="elsevierStyleSup">2-4</span> que sí han encontrado relación entre FG reducido y morbimortalidad cardiovascular, un primer bloque correspondía a población general. La edad media en nuestro estudio es superior a la de los pacientes de Go<span class="elsevierStyleSup"> </span>et al. y de Hallan et al., lo que puede contribuir a un distinto riesgo cardiovascular y a variar la importancia pronóstica de la función renal. El trabajo de Keith et al., con una edad media de la muestra similar a la nuestra, observó que las diferencias pronósticas entre los estadíos 2 y 3 eran inferiores al 5%, con significación estadística en grandes muestras, pero no en aquellas menos numerosas como la nuestra. Asimismo, en el trabajo de Go et al. se describió que las mayores diferencias pronósticas se establecían con FG <45 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span> (estadíos 3b a 5), sobre todo entre 60 y 80 años, y con FG <30 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span> en mayores de 80 años, siendo francamente menores entre estadíos con mejor función renal.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">En estudios en población hipertensa, Ruilope et al.<span class="elsevierStyleSup">31</span> sí evidenciaron un valor predictivo del FG, pero en pacientes con alto riesgo cardiovascular.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Nuestro estudio presenta, por otra parte, ciertas limitaciones. Una de ellas radicaba en una mayor probabilidad de pérdidas por la larga duración del seguimiento (mayor que la de otros trabajos), lo que puede aumentar la posibilidad de un sesgo de selección que repercutiera en la validez interna. Sin embargo, una serie de estrategias<span class="elsevierStyleSup">17</span> permitieron que el porcentaje de pérdidas fuera finalmente del 14,3%.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Otro inconveniente sería la falta de seguimiento de algunos parámetros, como la evolución del FG en el tiempo. Esto podría ser de gran importancia, ya que recientemente se ha descrito que la velocidad de declive de la función renal en personas de >65 años es más importante en relación al riesgo cardiovascular que la creatinina basal<span class="elsevierStyleSup">32</span>.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Tampoco se registraron sistemáticamente al inicio del estudio la albuminuria o la proteinuria. En 1993 su determinación no figuraba en los protocolos de evaluación del paciente hipertenso. Diversos estudios han hecho hincapié en la importancia de este parámetro con valor pronóstico superior al FG estimado por MDRD. Hemmelgarn et al.<span class="elsevierStyleSup">26</span> observaron un mayor riesgo cardiovascular y la progresión de deterioro renal en pacientes con estadíos 1-2 y proteinuria en comparación con pacientes en estadío 3a sin ella. Asimismo, el estudio PREVEND<span class="elsevierStyleSup">33</span> demostró que individuos con FG <60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span> sin proteinuria no presentan mayor riesgo cardiovascular que los de FG superior. Combinar FG reducido y proteinuria podría mejorar la predicción de riesgo<span class="elsevierStyleSup">25,26,34</span>.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Otros marcadores, como la cistatina C, han demostrado recientemente ser predictores de riesgo cardiovascular y de afectación renal en pacientes ancianos con FG >60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span>, en mayor medida que el FG según MDRD<span class="elsevierStyleSup">25,35</span>, como ocurre con la citada fórmula CKD-EPI<span class="elsevierStyleSup">15</span>. Sin embargo, se tiene poco acceso a ambos métodos en AP.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Finalmente, no se evaluó la esperable influencia del tratamiento antihipertensivo u otros, como el hipolipemiante o el antiagregante, durante el seguimiento.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">En conclusión, el presente estudio no evidencia un mayor riesgo cardiovascular en población hipertensa con FG moderadamente reducido.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Las fórmulas estimativas de FG, por sí solas, recomendadas actualmente por las guías de práctica clínica, podrían ser de menor utilidad para la predicción de ECV en hipertensión arterial, al no reflejar el riesgo real de algunas poblaciones importantes. Podría ser recomendable considerar la redefinición de los valores de función renal de riesgo (estadíos 3 o 3b) y evaluar el posible beneficio de incorporar el sexo y el valor de la albuminuria para mejorar el valor predictivo del FG estimado. Los pacientes hipertensos con estadíos 2-3a son los más prevalentes en AP y, por tanto, en los que es más necesario definir las mejores estrategias de prevención cardiovascular.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">AGRADECIMIENTOS</span></p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Este estudio ha sido posible, en primer lugar, gracias a la colaboración de todo el EAP «Gòtic» de Barcelona que ha contribuido al seguimiento óptimo de los pacientes. Además, ha contado con el apoyo del IDIAP Jordi Gol, así como la ayuda (FIS Exp. PI040356) del Instituto de la Salud Carlos III del Ministerio de Ciencia e Innovación. Los autores del estudio declaran la no existencia de conflictos de intereses.</p><p class="elsevierStylePara"><a href="grande/10297_108_1784_es_10297_t1_copy1.jpg" class="elsevierStyleCrossRefs"><img src="10297_108_1784_es_10297_t1_copy1.jpg" alt="Características de la cohorte de estudio al inicio del seguimiento (n = 223)"></img></a></p><p class="elsevierStylePara">Tabla 1. Características de la cohorte de estudio al inicio del seguimiento (n = 223)</p><p class="elsevierStylePara"><a href="grande/10297_108_1785_es_10297_t2_copy1.jpg" class="elsevierStyleCrossRefs"><img src="10297_108_1785_es_10297_t2_copy1.jpg" alt="Distribución de la población de estudio según los valores de filtrado glomerular (FG) al inicio del estudio estimados con las fórmulas de MDRD y Cockcroft-Gault"></img></a></p><p class="elsevierStylePara">Tabla 2. Distribución de la población de estudio según los valores de filtrado glomerular (FG) al inicio del estudio estimados con las fórmulas de MDRD y Cockcroft-Gault</p><p class="elsevierStylePara"><a href="grande/10297_108_1786_es_10297_t3_copy1.jpg" class="elsevierStyleCrossRefs"><img src="10297_108_1786_es_10297_t3_copy1.jpg" alt="Características al inicio del estudio de los pacientes que completaron el seguimiento (n = 191) según la aparición o no de eventos cardiovasculares (ECV) durante el mismo"></img></a></p><p class="elsevierStylePara">Tabla 3. Características al inicio del estudio de los pacientes que completaron el seguimiento (n = 191) según la aparición o no de eventos cardiovasculares (ECV) durante el mismo</p><p class="elsevierStylePara"><a href="grande/10297_108_1787_es_10297_t4_copy1.jpg" class="elsevierStyleCrossRefs"><img src="10297_108_1787_es_10297_t4_copy1.jpg" alt="Modelo final de regresión de Cox para determinar el poder predictivo de eventos cardiovasculares de las variables de estudio a los 12 años de seguimiento de la cohorte de personas hipertensas (n = 223)"></img></a></p><p class="elsevierStylePara">Tabla 4. 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El objetivo del estudio fue analizar la asociación del filtrado glomerular (FG) basal, según las fórmulas de Cockcroft-Gault y MDRD, con la incidencia de eventos cardiovasculares (ECV) en una cohorte de personas hipertensas seguida durante 12 años. <span class="elsevierStyleBold">Métodos: </span>Estudio prospectivo de una muestra aleatoria de 223 hipertensos libres de ECV atendidos en un centro de atención primaria urbano. Se estimó el FG mediante ambas fórmulas. Se consideró ECV la aparición de cardiopatía isquémica, insuficiencia cardíaca, accidente cerebrovascular, vasculopatía periférica o muerte por ECV. Se analizaron los datos mediante el método actuarial y modelos de regresión de Cox. <span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> La mediana de tiempo de seguimiento fue de 10,7 años (rango intercuartílico, 6,5-12,1). El seguimiento fue completo en 191 participantes (85,7%). La supervivencia acumulada fue del 64,7% (intervalo de confianza [IC] del 95%: 57,9-71,6%). La tasa media de incidencia de ECV durante todo el período de seguimiento fue de 3,6 (IC del 95%, 2,7-4,4%) por 100 personas hipertensas/año. El modelo multivariable final mostró que las variables con mayor poder predictivo de ECV en la población de estudio fueron la diabetes y la estimación del FG >60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span> mediante fórmula MDRD. <span class="elsevierStyleBold">Conclusiones: </span>Se observó una relación entre la aparición de ECV y los valores de FG estimados por la fórmula MDRD al inicio del seguimiento superiores a 60 ml/min/1,73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span>, inversa a la esperada. 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MACEs were considered as the onset of ischaemic heart disease, heart failure, heart attacks, peripheral vascular disease or cardiovascular death. Data were analysed using the life-table method and Cox regression modeling. <span class="elsevierStyleBold">Results:</span><span class="elsevierStyleBold"> </span>The median follow-up was 10.7 (interquartile range, 6.5-12.1) years. Follow-up was completed in 191 participants (85.7%). The cumulative survival was 64.7% (95% Confidence Interval (CI), 57.9-71.6). The incidence of MACEs during the follow-up period was 3.6 (95% CI, 2.7-4.4) per 100 subject-years. The final multivariable model showed that the most predictive variables of MACEs in the study population were the presence of diabetes mellitus and the estimation of GFR >60ml/min/1.73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span><span class="elsevierStyleBold"> Conclusions:</span><span class="elsevierStyleBold"> </span>There was a relationship between the occurrence of MACEs and an estimated GFR by MDRD above 60 ml/min/1.73 m<span class="elsevierStyleSup">2</span> at study entry, inversely to what was expected. 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| 2023 Marzo | 313 | 54 | 367 |
| 2023 Febrero | 259 | 55 | 314 |
| 2023 Enero | 165 | 49 | 214 |
| 2022 Diciembre | 143 | 56 | 199 |
| 2022 Noviembre | 178 | 76 | 254 |
| 2022 Octubre | 209 | 61 | 270 |
| 2022 Septiembre | 105 | 69 | 174 |
| 2022 Agosto | 120 | 76 | 196 |
| 2022 Julio | 142 | 80 | 222 |
| 2022 Junio | 155 | 56 | 211 |
| 2022 Mayo | 228 | 76 | 304 |
| 2022 Abril | 200 | 86 | 286 |
| 2022 Marzo | 197 | 79 | 276 |
| 2022 Febrero | 163 | 69 | 232 |
| 2022 Enero | 210 | 61 | 271 |
| 2021 Diciembre | 116 | 55 | 171 |
| 2021 Noviembre | 169 | 47 | 216 |
| 2021 Octubre | 185 | 84 | 269 |
| 2021 Septiembre | 177 | 70 | 247 |
| 2021 Agosto | 258 | 77 | 335 |
| 2021 Julio | 177 | 89 | 266 |
| 2021 Junio | 211 | 53 | 264 |
| 2021 Mayo | 191 | 76 | 267 |
| 2021 Abril | 316 | 156 | 472 |
| 2021 Marzo | 200 | 69 | 269 |
| 2021 Febrero | 221 | 50 | 271 |
| 2021 Enero | 164 | 55 | 219 |
| 2020 Diciembre | 186 | 39 | 225 |
| 2020 Noviembre | 237 | 50 | 287 |
| 2020 Octubre | 216 | 46 | 262 |
| 2020 Septiembre | 183 | 49 | 232 |
| 2020 Agosto | 93 | 43 | 136 |
| 2020 Julio | 133 | 41 | 174 |
| 2020 Junio | 118 | 42 | 160 |
| 2020 Mayo | 101 | 61 | 162 |
| 2020 Abril | 117 | 54 | 171 |
| 2020 Marzo | 114 | 59 | 173 |
| 2020 Febrero | 128 | 63 | 191 |
| 2020 Enero | 141 | 78 | 219 |
| 2019 Diciembre | 164 | 48 | 212 |
| 2019 Noviembre | 204 | 40 | 244 |
| 2019 Octubre | 260 | 38 | 298 |
| 2019 Septiembre | 468 | 51 | 519 |
| 2019 Agosto | 380 | 44 | 424 |
| 2019 Julio | 480 | 59 | 539 |
| 2019 Junio | 479 | 51 | 530 |
| 2019 Mayo | 508 | 65 | 573 |
| 2019 Abril | 384 | 53 | 437 |
| 2019 Marzo | 332 | 53 | 385 |
| 2019 Febrero | 327 | 35 | 362 |
| 2019 Enero | 228 | 38 | 266 |
| 2018 Diciembre | 246 | 39 | 285 |
| 2018 Noviembre | 408 | 47 | 455 |
| 2018 Octubre | 603 | 31 | 634 |
| 2018 Septiembre | 827 | 47 | 874 |
| 2018 Agosto | 810 | 47 | 857 |
| 2018 Julio | 524 | 32 | 556 |
| 2018 Junio | 494 | 23 | 517 |
| 2018 Mayo | 654 | 23 | 677 |
| 2018 Abril | 595 | 21 | 616 |
| 2018 Marzo | 552 | 10 | 562 |
| 2018 Febrero | 483 | 9 | 492 |
| 2018 Enero | 497 | 6 | 503 |
| 2017 Diciembre | 342 | 17 | 359 |
| 2017 Noviembre | 424 | 14 | 438 |
| 2017 Octubre | 277 | 18 | 295 |
| 2017 Septiembre | 391 | 16 | 407 |
| 2017 Agosto | 246 | 22 | 268 |
| 2017 Julio | 240 | 8 | 248 |
| 2017 Junio | 246 | 27 | 273 |
| 2017 Mayo | 264 | 27 | 291 |
| 2017 Abril | 207 | 14 | 221 |
| 2017 Marzo | 247 | 14 | 261 |
| 2017 Febrero | 520 | 31 | 551 |
| 2017 Enero | 234 | 20 | 254 |
| 2016 Diciembre | 221 | 15 | 236 |
| 2016 Noviembre | 370 | 27 | 397 |
| 2016 Octubre | 380 | 30 | 410 |
| 2016 Septiembre | 608 | 24 | 632 |
| 2016 Agosto | 926 | 22 | 948 |
| 2016 Julio | 450 | 27 | 477 |
| 2016 Junio | 330 | 0 | 330 |
| 2016 Mayo | 277 | 0 | 277 |
| 2016 Abril | 224 | 0 | 224 |
| 2016 Marzo | 192 | 0 | 192 |
| 2016 Febrero | 211 | 0 | 211 |
| 2016 Enero | 192 | 0 | 192 |
| 2015 Diciembre | 190 | 0 | 190 |
| 2015 Noviembre | 198 | 0 | 198 |
| 2015 Octubre | 167 | 0 | 167 |
| 2015 Septiembre | 147 | 0 | 147 |
| 2015 Agosto | 87 | 0 | 87 |
| 2015 Julio | 127 | 0 | 127 |
| 2015 Junio | 79 | 0 | 79 |
| 2015 Mayo | 134 | 0 | 134 |
| 2015 Abril | 41 | 0 | 41 |
| 2015 Febrero | 3500 | 0 | 3500 |
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