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Comparación entre la tabla del SCORE y la función de Framingham-REGICOR en la estimación del riesgo cardiovascular
CARTAS AL EDITOR
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Comparación entre la tabla del SCORE y la función de Framingham-REGICOR en la estimación del riesgo cardiovascular Sr. Editor: Quisiéramos comentar el artículo de Buitrago Ramírez et al1, cuyo objetivo era validar las funciones de riesgo REGICOR (Registre Gironí del Cor) y SCORE (Systematic Coronary Risk Evaluation). Se nos plantean diversas dudas sobre el método de selección de pacientes, el análisis estadístico y la presentación de resultados que, a nuestro juicio, comprometen la contundencia de sus conclusiones y limitan sustancialmente su validez interna y externa. Nuestro propósito es que los autores aclaren en lo posible las dudas expuestas. En primer lugar, creemos que no puede validarse la función SCORE habiendo observado únicamente 9 acontecimientos mortales en los 10 años de seguimiento. Cualquier conclusión sobre la evaluación de esta función es un ejercicio teórico interesante, pero carente de cualquier validez científica. Por otro lado, la validación de la función REGICOR también está limitada por el reducido número de acontecimientos coronarios observados: los 47 (6 muertes coronarias, 31 anginas y 10 infartos) según el texto, o los 48 que se obtienen al calcular el número de acontecimientos según el tamaño muestral de varones y mujeres, y la tasa de acontecimientos en cada sexo (un 13,3 y un 3,8%, respectivamente). Los autores utilizan diversas aproximaciones para evaluar la validez de las 2 funciones de riesgo, aunque centran gran parte de su discusión en las características de una prueba diagnóstica como son la sensibilidad y la especificidad. Clásicamente, para el análisis de la validez de una prueba –en este caso, de una función de riesgo– se utilizan 3 conceptos2:
1. Comparación de los coeficientes de riesgo de los modelos de Cox de la función original y de la mejor función obtenida de los datos observados, aunque los autores no presentan datos de este tipo de comparación. 2. Calibración, en la que se compara el riesgo observado en la población con el estimado mediante la función de riesgo en diferentes grupos de riesgo. Debido al bajo número de acontecimientos, los autores no pueden utilizar el método que requiere analizar la bondad de ajuste de la estimación frente a la tasa de acontecimientos observados en una curva de Kaplan-Meier a 10 años en cada sexo, con su correspondiente intervalo de confianza (IC), en un mínimo de 3 grupos de riesgo para disponer de al menos 2 grados de libertad2. Tal vez con el bajo número de acontecimientos observados una aproximación podría ser calcular la tasa de acontecimientos por Kaplan-Meier a 10 años en cada sexo, con su IC, y comprobar si la predicción de cada adaptación está dentro de dicho IC. Si lo está, no puede decirse que la función infra o sobrestime. Tememos que con la baja tasa de acontecimientos, y debido al bajo poder estadístico, sea difícil establecer de forma concluyente ninguna diferencia. 3. Capacidad de discriminación mediante el cálculo del área bajo la curva ROC (receiver operating characteristic). Los autores presentan el área bajo la curva ROC de las 2 funciones evaluadas, pero no el IC del 95% de estas áreas.
Los autores centran la discusión en la validez de las funciones de riesgo en su sensibilidad y especificidad, muy útiles en la evaluación de pruebas diagnósticas, pero de dudosa validez en la evaluación de funciones de riesgo. Los IC del 95% de las tablas 3 y 4 están forzosamente mal calculados. Por poner un ejemplo, la sensibilidad descrita en la tabla 3 para el conjunto de la muestra de SCORE se calcula con 9 acontecimientos mortales y es del 66,7%, con un IC del 66,2 al 67,2%, cuando en realidad éste debería ser del 35,9 al 97,5%. Evidentemente los análisis de subgrupos presentados en la tabla 4 tienen aún menos potencia estadística y deberían tener IC más amplios. Merece un comentario la selección de la muestra y la validez externa de los resultados. La muestra seleccionada está claramente sesgada hacia pacientes hipertensos (cerca del 75%) y dislipémicos (cerca del 18% tratados en 1990-1994), y excluye a pacientes con diabetes. Además, no queda claro en el apartado de métodos (frase final del segundo párrafo de «Método») si los autores excluyen a los pacientes tratados con hipolipemiantes y antihipertensivos del cálculo de la función de REGICOR. Si es así, podrían haber excluido entre un 30 y un 48% de la muestra. ¿Son entonces los acontecimientos observados/predichos por esta función atribuibles a los pacientes que se incluyeron en el estudio (probablemente alrededor de 360)? Los pacientes incluidos en el estudio representan un 12% de los pacientes de 40 y 65 años visitados en el centro de salud. Al ser población atendida y con datos sobre factores de riesgo cardiovascular, entendemos que es una población sesgada, con un elevado riesgo cardiovascular. De todos modos, la función REGICOR debería estimar correctamente el riesgo en este grupo de población y, según los resultados presentados, el riesgo estimado (4,9%) es inferior al riesgo observado en dicha población (7,9%). Estos resultados sorprenden y son muy diferentes de los observados en el estudio VERIFICA (Validez de la Ecuación de Riesgo Individual de Framingham de Incidentes Coronarios Adaptada)3. En este estudio, el riesgo estimado mediante la función REGICOR y el observado en el subgrupo de participantes con un riesgo coronario superior al 10% calculado con la función original de Framingham fueron muy similares: del 6,2 frente al 6,9% en varones, y del 5,9 frente al 7,2% en mujeres, respectivamente. Una posible explicación para la infraestimación observada con la función REGICOR podría estar relacionada con la selección de la muestra del estudio. La tasa de acontecimientos coronarios, infarto o muerte por cardiopatía isquémica es de alrededor de 260/100.000 habitantes, más del doble de la observada en la población española de 35 a 64 años (120/100.000 habitantes/año; 206/100.000 varones y 32/100.000 mujeres)4. Otro dato que llama la atención es que al parecer no se produjo ninguna pérdida de seguimiento, lo cual es insólito en un seguimiento a más de 10 años como el presentado. Asimismo, un resultado sorprendente es que la proporción de muertes por cardiopatía isquémica respecto a las muertes por ictus sea de 6:1, cuando la cardiopatía isquémica causa el 10,4% de las muertes en varones y mujeres y la enfermedad cerebrovascular el 9,2%, y esta relación es aún más favorable a la enfermedad cerebrovascular en las mujeres4. Esta propor-
ción resulta todavía más llamativa si se tiene en cuenta que más de un 57% de los participantes eran mujeres y un 75% presentaba hipertensión. Por otro lado, se observa un 7,9% de episodios vasculares, mientras que con la ecuación de REGICOR se esperaría un 4,9%. El REGICOR, pues, infraestima el riesgo en un ([4,9-7,9]/7,9) = 38% (p < 0,001). En relación con las muertes cardiovasculares, se observa un porcentaje del 1,5%, mientras que con la ecuación SCORE se esperaría un 2,1%. Este índice, pues, sobrestima el riesgo en un ([2,1-1,5]/1,5) = 40% (p < 0,001). Sorprende que con los pocos acontecimientos observados cualquier prueba estadística alcance significación. En la figura 4 inferior se presenta la probabilidad de muerte cardiovascular estimada mediante análisis de Kaplan-Meier. Cada salto en la línea debería corresponder al menos a una muerte, por lo que como mucho deberían observarse 9 saltos. Además, a los 10 años la curva debería quedar en un riesgo de 0,015. Podría pensarse que simplemente se trata de un error y que las figuras superior e inferior son idénticas, pero en realidad sólo son parecidas. Por último, los resultados hacen referencia al grupo de edad de 40-65 años, que es precisamente en el que se producen menos acontecimientos cardiovasculares, mortales o no, en España5. Por lo tanto, creemos que la evaluación de la función SCORE presentada en este estudio carece de valor, y hay errores metodológicos serios que cuestionan la validez de sus resultados respecto a la función REGICOR. Nos desconcierta considerablemente que los revisores de MEDICINA CLÍNICA no hayan identificado problemas tan graves y obvios como los descritos en este manuscrito. A la vista de estas consideraciones, los autores deberían rectificar sus conclusiones en su respuesta a esta carta. Creemos que la validación de las diferentes funciones de riesgo coronario o cardiovascular en España es un tema relevante, que debe abordarse seriamente con el seguimiento de cohortes poco sesgadas cuyo tamaño permita obtener un número suficiente de acontecimientos.
Agradecimiento Los autores quieren agradecer las contribuciones y comentarios recibidos de Jaume Marrugat, Roberto Elosua y Joan Sala.
Rafael Ramosa,b,c, Pascual Solanasd, Isaac Subiranac y Joan Vilac a
Unidad de Investigación de Atención Primaria de Girona. Institut Català de la Salut. Girona. b Universidad Autónoma de Barcelona. Barcelona. c Institut Municipal d’Investigació Mèdica. Barcelona. d Unidad Docente de Medicina Familiar y Comunitaria de Girona. Institut Català de la Salut. Girona. España.
1. Buitrago Ramírez F, Cañón Barroso L, Díaz Herrera N, Cruces Muro E, Bravo Simón B, Pérez Sánchez I. Comparación entre la tabla del SCORE y la función Framingham-REGICOR en la estimación del riesgo cardiovascular en una población urbana seguida durante 10 años. Med Clin (Barc). 2006;127:368-73. 2. D’Agostino RB, Grundy S, Sullivan LM, Wilson P, for the CHD Risk Prediction Group. Validation of the Framingham Coronary Heart Disease Prediction Scores. JAMA. 2001;286:180-8. 3. Marrugat J, Subirana I, Comín E, Cabezas C, Vila J, Elosua R, et al. Validity of an adaptation of the Framingham cardiovascular risk function: the VERIFICA Study. J Epidemiol Community Health. 2007;61:40-7.
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4. Instituto Nacional de Estadística. Defunciones según la causa de muerte 2004. Defunciones por causas (lista reducida), sexo y edad [consultado 05/10/2006]. Disponible en: http://www.ine.es/ inebase/cgi/axi 5. Marrugat J, Elosua R, Aldasoro E, Tormo MJ, Vanaclocha H, Segura A, et al. Regional variability in population acute myocardial infarction cumulative incidence and mortality rates in Spain 1997 and 1998. Eur J Epidemiol. 2004;19:831-9.
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Medicina hospitalaria, ¿quo vadis? Sr. Editor: Nadie duda hoy día que la medicina sea una profesión llena de futuro. A la hora de elegir la carrera, los jóvenes lo saben muy bien y la ley del más fuerte se impone cada año tras la selectividad. Así, ateniéndonos a las notas de corte de entrada en la universidad, podemos asegurar que quienes desde hace unos años eligen estudiar medicina son los/las mejores. El futuro parece, pues, muy halagüeño con tantos estudiantes excelentes en nuestras aulas. Sin embargo, hay múltiples datos objetivos que anuncian una auténtica debacle en la medicina hospitalaria española en el horizonte próximo. Estos datos son del dominio público y, en mi opinión, deberían hacer pensar en cambiar las cosas a quienes tienen la capacidad de hacerlo. Los números hablan por sí mismos. El año 1995 fue el primero en la historia del sistema de médicos internos y residentes (MIR) en el que el número de plazas ofertadas igualó al número de egresados de nuestras facultades. Diez años más tarde, unas 1.000 plazas MIR de formación de especialistas quedan vacantes cada año por falta de licenciados. Dicho de otro modo: hay muchas más plazas que candidatos a ocuparlas. Hay más datos que deben mover a la reflexión: el 5 de junio de 2004, la edición digital de La Voz de Galicia aseguraba que «la jubilación masiva de médicos causará escasez de especialistas en diez años»1. Esta misma fuente sostenía el 30 de enero de 2005 que «Galicia perderá casi mil médicos especialistas para el año 2025»2. Ambas noticias de prensa son sólo 2 ejemplos y hacen referencia a la legión de especialistas formados hace varias décadas, en los albores del sistema MIR, a los que el paso del tiempo ha colocado, cómo no, al borde de la jubilación. Y digo «legión», en primer lugar, porque son muchos… desde luego, muchos más que las pocas centurias destinadas a sustituirlos, y en segundo lugar, porque son aguerridos supervivientes, primero, de una enseñanza universitaria masificada, en la que las aulas se llenaban de centenares y centenares de alumnos, y luego, de un sistema MIR que convocaba cada año a más de 22.000 licenciados para optar a alrededor de 1.500 plazas. El retraso en la respuesta a esta situación es ya irresoluble. Quiero decir con ello que en el momento actual ya no hay arreglo posible que garantice la continuidad del sistema mediante el simple autoabastecimiento. Hay ciertos plazos que son incompresibles: se necesita al menos una década para colocar a un estudiante de primer curso de medicina como médico especialista en un hospital. Por eso, y en
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el mejor de los casos, las cosas empezarán a mejorar exactamente 10 años después de haber puesto el remedio. Nunca antes. ¿Y mientras tanto? La solución está en abrir la puerta. Y se ha hecho. Cada año se homologan en España, al margen de la decisión de nuestras facultades, unos cuantos miles de títulos de licenciado en medicina. Este método de obtención de nuevos profesionales es de idoneidad discutible, pero parchea el asunto y permite sobrevivir al sistema. Sin embargo, la necesidad imperiosa, por un lado, y la solución dada a ésta, por otro, traen consigo no pocos problemas. Sé de un médico polaco recién llegado al País Vasco que atiende, gracias a un traductor de español-polaco sentado al lado, una consulta de medicina general en una zona rural con alta incidencia de vascohablantes, y sé también de médicos latinoamericanos que, una vez conseguida la convalidación del título, abandonan la plaza para la que se les trajo a España y emigran a otro país de Europa en busca de mejores salarios, porque también en Europa hacen falta especialistas y allí pagan mejor3,4. Abrir la puerta, por lo tanto, está bien, pero también tiene sus riesgos. Sobre todo porque, cuando se hace para que entren los de fuera, puede que además se nos vayan los de dentro. En este sentido, Portugal parece ser la opción más socorrida debido al elevado nivel de consideración social de que gozan los médicos y a las ventajosas condiciones económicas. Así, se cifra en más de 3.000 los médicos españoles que trabajan en el país vecino4. Con todo, aunque el problema es acuciante, no sería tan grave, que lo es, si en su génesis no se produjese una situación perversa, que se produce. Me explico. La nota de corte de los alumnos que ingresan para cursar estudios de medicina en la Universidad del País Vasco en este curso 2006-2007 ha sido de 8,03, muy parecida, décima arriba o abajo, a la del resto del Estado. Esto quiere decir que todos los estudiantes cuya nota de selectividad haya sido inferior a 8 se quedan «cortados» debido a la elevada competencia y al númerus clausus. ¿Alguien puede explicarme cómo puede ocurrir esto hoy día, teniendo en cuenta todas nuestras carencias?, ¿alguien puede explicar de forma razonable a muchos de estos estupendos estudiantes por qué no entran a estudiar «su carrera» habiendo necesidad objetiva de médicos? Ahora pregunto: ¿sabemos qué nota de acceso a la universidad tienen todos los médicos extranjeros que vienen actualmente a trabajar o a formarse como especialistas a nuestro país? ¿Sabemos en función de qué criterios o con qué rigor se obtuvo? ¿Sabemos si se les exige a su llegada algún nivel de competencia, además de un título con que convalidar sus estudios y así habilitarlos profesionalmente a todos los efectos? En definitiva, ¿tenemos todo esto bajo control, o actuamos simplemente presionados por la demanda? Es verdad que el remedio está en abrir las puertas. La correcta, a ser posible, también. Por favor. José I. López Servicio de Anatomía Patológica. Hospital de Basurto. Universidad del País Vasco. Bilbao. Vizcaya. España.
1. Vegas P. La jubilación masiva de médicos causará escasez de especialistas en diez años. La Voz de Galicia [edición digital], 5 de junio de 2004.
2. Vegas P. Galicia perderá casi mil médicos especialistas para el año 2025. La Voz de Galicia [edición digital], 30 de enero de 2005. 3. Moreno P. Francia busca solucionar su carencia de médicos en España. Diario Médico [edición digital], 23 de enero de 2003. 4. Truchado L. Análisis de las remuneraciones de los médicos (I). Medical Economics. 2006;3:24-9.
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Leucemia promielocítica aguda en un paciente con carcinoma de colon tratado con fluorouracilo Sr. Editor: La leucemia promielocítica aguda (LPA) secundaria representa el 22% de todas las LPA1 y un 12-15% de las leucemias agudas secundarias a quimioterapia2,3. Generalmente aparece a partir de los 3 años después del tratamiento de la neoplasia primaria, principalmente en pacientes que reciben fármacos inhibidores de la topoisomerasa II, pero también puede asociarse a la administración de agentes alquilantes o de radioterapia. Las características morfológicas y citogenéticas, la respuesta al tratamiento y la supervivencia total de la LPA secundaria son similares a las de la LPA de novo1,4. Con todo, hay casos en que es muy difícil diferenciar una LPA secundaria de una LPA de novo. En este artículo se describe el caso de un paciente que presentó de forma simultánea una LPA junto con metástasis en médula ósea de un carcinoma de colon que había sido tratado previamente con 5-fluorouracilo (5-FU). Varón de 52 años de edad, diagnosticado en febrero de 2003 de un carcinoma de colon en estadio inicial pT4N2M0. Recibió tratamiento con 2 ciclos de 5-FU (cada ciclo constaba de una dosis de 660 mg/m2 durante 5 días, por lo que la dosis total acumulada fue de 6.600 mg/m2). En mayo de 2003 el tratamiento fue suspendido por neutropenia. En julio de 2003 el paciente ingresó en el hospital por afección del estado general y fiebre. La exploración física fue normal. En el hemograma destacaban: hemoglobina, 64 g/l; hematocrito, 0,18 l/l; VCM, 100 fl; leucocitos, 22,2 × 109/l (neutrófilos 4%, linfocitos 16%, bandas 2%, mielocitos 4%, promielocitos atípicos 74% y eritroblastos 1%), y plaquetas, 38 × 109/l. El estudio de la fase plasmática de la coagulación, que incluyó la actividad de protrombina, el tiempo de tromboplastina parcial activada, el fibrinógeno y los valores de dímero-D, fue normal. El aspirado de médula ósea demostró una infiltración por un 75% de promielocitos atípicos, con una granulación reforzada y múltiples bastones de Auer con astillas. Estos promielocitos mostraban una positividad intensa para mieloperoxidasa. Además, se observaban unas células cohesivas de gran tamaño que parecían formaciones glandulares. El estudio inmunofenotípico por citometría de flujo de la médula ósea demostró que las células leucémicas eran positivas para CD45 (99%), mieloperoxidasa (91%), CD13 (98%), CD33 (98%) y CD11b (90%) y negativas para CD34, HLA-DR y CD117. El estudio citogenético en médula ósea demostró el siguiente cariotipo: 47,XY,+8,t(15;17)(q22; q21) [20]. Mediante reacción en cadena de la polimerasa inversa (RT-PCR) se detectó la isoforma bcr1 del gen de fusión PML-RARA. En la biopsia de médula ósea se observó una infiltración por promielocitos atípicos junto con una infiltración focal por células metastásicas y fibrosis. Por inmunohistoquímica estas células metastásicas eran positivas para citoqueratina-20. Dado el mal estado general del paciente, únicamente se efectuó tratamiento con ácido transretinoico (ATRA) a dosis de 70 mg/m2/día, p.o. El paciente falleció por un shock séptico 5 días después de su ingreso.
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Comparación entre la tabla del SCORE y la función de Framingham-REGICOR en la estimación del riesgo cardiovascular Sr. Editor: Quisiéramos comentar el artículo de Buitrago Ramírez et al1, cuyo objetivo era validar las funciones de riesgo REGICOR (Registre Gironí del Cor) y SCORE (Systematic Coronary Risk Evaluation). Se nos plantean diversas dudas sobre el método de selección de pacientes, el análisis estadístico y la presentación de resultados que, a nuestro juicio, comprometen la contundencia de sus conclusiones y limitan sustancialmente su validez interna y externa. Nuestro propósito es que los autores aclaren en lo posible las dudas expuestas. En primer lugar, creemos que no puede validarse la función SCORE habiendo observado únicamente 9 acontecimientos mortales en los 10 años de seguimiento. Cualquier conclusión sobre la evaluación de esta función es un ejercicio teórico interesante, pero carente de cualquier validez científica. Por otro lado, la validación de la función REGICOR también está limitada por el reducido número de acontecimientos coronarios observados: los 47 (6 muertes coronarias, 31 anginas y 10 infartos) según el texto, o los 48 que se obtienen al calcular el número de acontecimientos según el tamaño muestral de varones y mujeres, y la tasa de acontecimientos en cada sexo (un 13,3 y un 3,8%, respectivamente). Los autores utilizan diversas aproximaciones para evaluar la validez de las 2 funciones de riesgo, aunque centran gran parte de su discusión en las características de una prueba diagnóstica como son la sensibilidad y la especificidad. Clásicamente, para el análisis de la validez de una prueba –en este caso, de una función de riesgo– se utilizan 3 conceptos2:
1. Comparación de los coeficientes de riesgo de los modelos de Cox de la función original y de la mejor función obtenida de los datos observados, aunque los autores no presentan datos de este tipo de comparación. 2. Calibración, en la que se compara el riesgo observado en la población con el estimado mediante la función de riesgo en diferentes grupos de riesgo. Debido al bajo número de acontecimientos, los autores no pueden utilizar el método que requiere analizar la bondad de ajuste de la estimación frente a la tasa de acontecimientos observados en una curva de Kaplan-Meier a 10 años en cada sexo, con su correspondiente intervalo de confianza (IC), en un mínimo de 3 grupos de riesgo para disponer de al menos 2 grados de libertad2. Tal vez con el bajo número de acontecimientos observados una aproximación podría ser calcular la tasa de acontecimientos por Kaplan-Meier a 10 años en cada sexo, con su IC, y comprobar si la predicción de cada adaptación está dentro de dicho IC. Si lo está, no puede decirse que la función infra o sobrestime. Tememos que con la baja tasa de acontecimientos, y debido al bajo poder estadístico, sea difícil establecer de forma concluyente ninguna diferencia. 3. Capacidad de discriminación mediante el cálculo del área bajo la curva ROC (receiver operating characteristic). Los autores presentan el área bajo la curva ROC de las 2 funciones evaluadas, pero no el IC del 95% de estas áreas.
Los autores centran la discusión en la validez de las funciones de riesgo en su sensibilidad y especificidad, muy útiles en la evaluación de pruebas diagnósticas, pero de dudosa validez en la evaluación de funciones de riesgo. Los IC del 95% de las tablas 3 y 4 están forzosamente mal calculados. Por poner un ejemplo, la sensibilidad descrita en la tabla 3 para el conjunto de la muestra de SCORE se calcula con 9 acontecimientos mortales y es del 66,7%, con un IC del 66,2 al 67,2%, cuando en realidad éste debería ser del 35,9 al 97,5%. Evidentemente los análisis de subgrupos presentados en la tabla 4 tienen aún menos potencia estadística y deberían tener IC más amplios. Merece un comentario la selección de la muestra y la validez externa de los resultados. La muestra seleccionada está claramente sesgada hacia pacientes hipertensos (cerca del 75%) y dislipémicos (cerca del 18% tratados en 1990-1994), y excluye a pacientes con diabetes. Además, no queda claro en el apartado de métodos (frase final del segundo párrafo de «Método») si los autores excluyen a los pacientes tratados con hipolipemiantes y antihipertensivos del cálculo de la función de REGICOR. Si es así, podrían haber excluido entre un 30 y un 48% de la muestra. ¿Son entonces los acontecimientos observados/predichos por esta función atribuibles a los pacientes que se incluyeron en el estudio (probablemente alrededor de 360)? Los pacientes incluidos en el estudio representan un 12% de los pacientes de 40 y 65 años visitados en el centro de salud. Al ser población atendida y con datos sobre factores de riesgo cardiovascular, entendemos que es una población sesgada, con un elevado riesgo cardiovascular. De todos modos, la función REGICOR debería estimar correctamente el riesgo en este grupo de población y, según los resultados presentados, el riesgo estimado (4,9%) es inferior al riesgo observado en dicha población (7,9%). Estos resultados sorprenden y son muy diferentes de los observados en el estudio VERIFICA (Validez de la Ecuación de Riesgo Individual de Framingham de Incidentes Coronarios Adaptada)3. En este estudio, el riesgo estimado mediante la función REGICOR y el observado en el subgrupo de participantes con un riesgo coronario superior al 10% calculado con la función original de Framingham fueron muy similares: del 6,2 frente al 6,9% en varones, y del 5,9 frente al 7,2% en mujeres, respectivamente. Una posible explicación para la infraestimación observada con la función REGICOR podría estar relacionada con la selección de la muestra del estudio. La tasa de acontecimientos coronarios, infarto o muerte por cardiopatía isquémica es de alrededor de 260/100.000 habitantes, más del doble de la observada en la población española de 35 a 64 años (120/100.000 habitantes/año; 206/100.000 varones y 32/100.000 mujeres)4. Otro dato que llama la atención es que al parecer no se produjo ninguna pérdida de seguimiento, lo cual es insólito en un seguimiento a más de 10 años como el presentado. Asimismo, un resultado sorprendente es que la proporción de muertes por cardiopatía isquémica respecto a las muertes por ictus sea de 6:1, cuando la cardiopatía isquémica causa el 10,4% de las muertes en varones y mujeres y la enfermedad cerebrovascular el 9,2%, y esta relación es aún más favorable a la enfermedad cerebrovascular en las mujeres4. Esta propor-
ción resulta todavía más llamativa si se tiene en cuenta que más de un 57% de los participantes eran mujeres y un 75% presentaba hipertensión. Por otro lado, se observa un 7,9% de episodios vasculares, mientras que con la ecuación de REGICOR se esperaría un 4,9%. El REGICOR, pues, infraestima el riesgo en un ([4,9-7,9]/7,9) = 38% (p < 0,001). En relación con las muertes cardiovasculares, se observa un porcentaje del 1,5%, mientras que con la ecuación SCORE se esperaría un 2,1%. Este índice, pues, sobrestima el riesgo en un ([2,1-1,5]/1,5) = 40% (p < 0,001). Sorprende que con los pocos acontecimientos observados cualquier prueba estadística alcance significación. En la figura 4 inferior se presenta la probabilidad de muerte cardiovascular estimada mediante análisis de Kaplan-Meier. Cada salto en la línea debería corresponder al menos a una muerte, por lo que como mucho deberían observarse 9 saltos. Además, a los 10 años la curva debería quedar en un riesgo de 0,015. Podría pensarse que simplemente se trata de un error y que las figuras superior e inferior son idénticas, pero en realidad sólo son parecidas. Por último, los resultados hacen referencia al grupo de edad de 40-65 años, que es precisamente en el que se producen menos acontecimientos cardiovasculares, mortales o no, en España5. Por lo tanto, creemos que la evaluación de la función SCORE presentada en este estudio carece de valor, y hay errores metodológicos serios que cuestionan la validez de sus resultados respecto a la función REGICOR. Nos desconcierta considerablemente que los revisores de MEDICINA CLÍNICA no hayan identificado problemas tan graves y obvios como los descritos en este manuscrito. A la vista de estas consideraciones, los autores deberían rectificar sus conclusiones en su respuesta a esta carta. Creemos que la validación de las diferentes funciones de riesgo coronario o cardiovascular en España es un tema relevante, que debe abordarse seriamente con el seguimiento de cohortes poco sesgadas cuyo tamaño permita obtener un número suficiente de acontecimientos.
Agradecimiento Los autores quieren agradecer las contribuciones y comentarios recibidos de Jaume Marrugat, Roberto Elosua y Joan Sala.
Rafael Ramosa,b,c, Pascual Solanasd, Isaac Subiranac y Joan Vilac a
Unidad de Investigación de Atención Primaria de Girona. Institut Català de la Salut. Girona. b Universidad Autónoma de Barcelona. Barcelona. c Institut Municipal d’Investigació Mèdica. Barcelona. d Unidad Docente de Medicina Familiar y Comunitaria de Girona. Institut Català de la Salut. Girona. España.
1. Buitrago Ramírez F, Cañón Barroso L, Díaz Herrera N, Cruces Muro E, Bravo Simón B, Pérez Sánchez I. Comparación entre la tabla del SCORE y la función Framingham-REGICOR en la estimación del riesgo cardiovascular en una población urbana seguida durante 10 años. Med Clin (Barc). 2006;127:368-73. 2. D’Agostino RB, Grundy S, Sullivan LM, Wilson P, for the CHD Risk Prediction Group. Validation of the Framingham Coronary Heart Disease Prediction Scores. JAMA. 2001;286:180-8. 3. Marrugat J, Subirana I, Comín E, Cabezas C, Vila J, Elosua R, et al. Validity of an adaptation of the Framingham cardiovascular risk function: the VERIFICA Study. J Epidemiol Community Health. 2007;61:40-7.
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4. Instituto Nacional de Estadística. Defunciones según la causa de muerte 2004. Defunciones por causas (lista reducida), sexo y edad [consultado 05/10/2006]. Disponible en: http://www.ine.es/ inebase/cgi/axi 5. Marrugat J, Elosua R, Aldasoro E, Tormo MJ, Vanaclocha H, Segura A, et al. Regional variability in population acute myocardial infarction cumulative incidence and mortality rates in Spain 1997 and 1998. Eur J Epidemiol. 2004;19:831-9.
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Medicina hospitalaria, ¿quo vadis? Sr. Editor: Nadie duda hoy día que la medicina sea una profesión llena de futuro. A la hora de elegir la carrera, los jóvenes lo saben muy bien y la ley del más fuerte se impone cada año tras la selectividad. Así, ateniéndonos a las notas de corte de entrada en la universidad, podemos asegurar que quienes desde hace unos años eligen estudiar medicina son los/las mejores. El futuro parece, pues, muy halagüeño con tantos estudiantes excelentes en nuestras aulas. Sin embargo, hay múltiples datos objetivos que anuncian una auténtica debacle en la medicina hospitalaria española en el horizonte próximo. Estos datos son del dominio público y, en mi opinión, deberían hacer pensar en cambiar las cosas a quienes tienen la capacidad de hacerlo. Los números hablan por sí mismos. El año 1995 fue el primero en la historia del sistema de médicos internos y residentes (MIR) en el que el número de plazas ofertadas igualó al número de egresados de nuestras facultades. Diez años más tarde, unas 1.000 plazas MIR de formación de especialistas quedan vacantes cada año por falta de licenciados. Dicho de otro modo: hay muchas más plazas que candidatos a ocuparlas. Hay más datos que deben mover a la reflexión: el 5 de junio de 2004, la edición digital de La Voz de Galicia aseguraba que «la jubilación masiva de médicos causará escasez de especialistas en diez años»1. Esta misma fuente sostenía el 30 de enero de 2005 que «Galicia perderá casi mil médicos especialistas para el año 2025»2. Ambas noticias de prensa son sólo 2 ejemplos y hacen referencia a la legión de especialistas formados hace varias décadas, en los albores del sistema MIR, a los que el paso del tiempo ha colocado, cómo no, al borde de la jubilación. Y digo «legión», en primer lugar, porque son muchos… desde luego, muchos más que las pocas centurias destinadas a sustituirlos, y en segundo lugar, porque son aguerridos supervivientes, primero, de una enseñanza universitaria masificada, en la que las aulas se llenaban de centenares y centenares de alumnos, y luego, de un sistema MIR que convocaba cada año a más de 22.000 licenciados para optar a alrededor de 1.500 plazas. El retraso en la respuesta a esta situación es ya irresoluble. Quiero decir con ello que en el momento actual ya no hay arreglo posible que garantice la continuidad del sistema mediante el simple autoabastecimiento. Hay ciertos plazos que son incompresibles: se necesita al menos una década para colocar a un estudiante de primer curso de medicina como médico especialista en un hospital. Por eso, y en
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el mejor de los casos, las cosas empezarán a mejorar exactamente 10 años después de haber puesto el remedio. Nunca antes. ¿Y mientras tanto? La solución está en abrir la puerta. Y se ha hecho. Cada año se homologan en España, al margen de la decisión de nuestras facultades, unos cuantos miles de títulos de licenciado en medicina. Este método de obtención de nuevos profesionales es de idoneidad discutible, pero parchea el asunto y permite sobrevivir al sistema. Sin embargo, la necesidad imperiosa, por un lado, y la solución dada a ésta, por otro, traen consigo no pocos problemas. Sé de un médico polaco recién llegado al País Vasco que atiende, gracias a un traductor de español-polaco sentado al lado, una consulta de medicina general en una zona rural con alta incidencia de vascohablantes, y sé también de médicos latinoamericanos que, una vez conseguida la convalidación del título, abandonan la plaza para la que se les trajo a España y emigran a otro país de Europa en busca de mejores salarios, porque también en Europa hacen falta especialistas y allí pagan mejor3,4. Abrir la puerta, por lo tanto, está bien, pero también tiene sus riesgos. Sobre todo porque, cuando se hace para que entren los de fuera, puede que además se nos vayan los de dentro. En este sentido, Portugal parece ser la opción más socorrida debido al elevado nivel de consideración social de que gozan los médicos y a las ventajosas condiciones económicas. Así, se cifra en más de 3.000 los médicos españoles que trabajan en el país vecino4. Con todo, aunque el problema es acuciante, no sería tan grave, que lo es, si en su génesis no se produjese una situación perversa, que se produce. Me explico. La nota de corte de los alumnos que ingresan para cursar estudios de medicina en la Universidad del País Vasco en este curso 2006-2007 ha sido de 8,03, muy parecida, décima arriba o abajo, a la del resto del Estado. Esto quiere decir que todos los estudiantes cuya nota de selectividad haya sido inferior a 8 se quedan «cortados» debido a la elevada competencia y al númerus clausus. ¿Alguien puede explicarme cómo puede ocurrir esto hoy día, teniendo en cuenta todas nuestras carencias?, ¿alguien puede explicar de forma razonable a muchos de estos estupendos estudiantes por qué no entran a estudiar «su carrera» habiendo necesidad objetiva de médicos? Ahora pregunto: ¿sabemos qué nota de acceso a la universidad tienen todos los médicos extranjeros que vienen actualmente a trabajar o a formarse como especialistas a nuestro país? ¿Sabemos en función de qué criterios o con qué rigor se obtuvo? ¿Sabemos si se les exige a su llegada algún nivel de competencia, además de un título con que convalidar sus estudios y así habilitarlos profesionalmente a todos los efectos? En definitiva, ¿tenemos todo esto bajo control, o actuamos simplemente presionados por la demanda? Es verdad que el remedio está en abrir las puertas. La correcta, a ser posible, también. Por favor. José I. López Servicio de Anatomía Patológica. Hospital de Basurto. Universidad del País Vasco. Bilbao. Vizcaya. España.
1. Vegas P. La jubilación masiva de médicos causará escasez de especialistas en diez años. La Voz de Galicia [edición digital], 5 de junio de 2004.
2. Vegas P. Galicia perderá casi mil médicos especialistas para el año 2025. La Voz de Galicia [edición digital], 30 de enero de 2005. 3. Moreno P. Francia busca solucionar su carencia de médicos en España. Diario Médico [edición digital], 23 de enero de 2003. 4. Truchado L. Análisis de las remuneraciones de los médicos (I). Medical Economics. 2006;3:24-9.
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Leucemia promielocítica aguda en un paciente con carcinoma de colon tratado con fluorouracilo Sr. Editor: La leucemia promielocítica aguda (LPA) secundaria representa el 22% de todas las LPA1 y un 12-15% de las leucemias agudas secundarias a quimioterapia2,3. Generalmente aparece a partir de los 3 años después del tratamiento de la neoplasia primaria, principalmente en pacientes que reciben fármacos inhibidores de la topoisomerasa II, pero también puede asociarse a la administración de agentes alquilantes o de radioterapia. Las características morfológicas y citogenéticas, la respuesta al tratamiento y la supervivencia total de la LPA secundaria son similares a las de la LPA de novo1,4. Con todo, hay casos en que es muy difícil diferenciar una LPA secundaria de una LPA de novo. En este artículo se describe el caso de un paciente que presentó de forma simultánea una LPA junto con metástasis en médula ósea de un carcinoma de colon que había sido tratado previamente con 5-fluorouracilo (5-FU). Varón de 52 años de edad, diagnosticado en febrero de 2003 de un carcinoma de colon en estadio inicial pT4N2M0. Recibió tratamiento con 2 ciclos de 5-FU (cada ciclo constaba de una dosis de 660 mg/m2 durante 5 días, por lo que la dosis total acumulada fue de 6.600 mg/m2). En mayo de 2003 el tratamiento fue suspendido por neutropenia. En julio de 2003 el paciente ingresó en el hospital por afección del estado general y fiebre. La exploración física fue normal. En el hemograma destacaban: hemoglobina, 64 g/l; hematocrito, 0,18 l/l; VCM, 100 fl; leucocitos, 22,2 × 109/l (neutrófilos 4%, linfocitos 16%, bandas 2%, mielocitos 4%, promielocitos atípicos 74% y eritroblastos 1%), y plaquetas, 38 × 109/l. El estudio de la fase plasmática de la coagulación, que incluyó la actividad de protrombina, el tiempo de tromboplastina parcial activada, el fibrinógeno y los valores de dímero-D, fue normal. El aspirado de médula ósea demostró una infiltración por un 75% de promielocitos atípicos, con una granulación reforzada y múltiples bastones de Auer con astillas. Estos promielocitos mostraban una positividad intensa para mieloperoxidasa. Además, se observaban unas células cohesivas de gran tamaño que parecían formaciones glandulares. El estudio inmunofenotípico por citometría de flujo de la médula ósea demostró que las células leucémicas eran positivas para CD45 (99%), mieloperoxidasa (91%), CD13 (98%), CD33 (98%) y CD11b (90%) y negativas para CD34, HLA-DR y CD117. El estudio citogenético en médula ósea demostró el siguiente cariotipo: 47,XY,+8,t(15;17)(q22; q21) [20]. Mediante reacción en cadena de la polimerasa inversa (RT-PCR) se detectó la isoforma bcr1 del gen de fusión PML-RARA. En la biopsia de médula ósea se observó una infiltración por promielocitos atípicos junto con una infiltración focal por células metastásicas y fibrosis. Por inmunohistoquímica estas células metastásicas eran positivas para citoqueratina-20. Dado el mal estado general del paciente, únicamente se efectuó tratamiento con ácido transretinoico (ATRA) a dosis de 70 mg/m2/día, p.o. El paciente falleció por un shock séptico 5 días después de su ingreso.