ISSN: 1578-7710

  Editorial nº 23
 

 

   REMI está dirigida exclusivamente a profesionales de la salud

Primera página
Organigrama

Política de privacidad
Derechos de copia

Secciones:
Enlaces
Club de lectura
Pautas de actuación
Debates
Casos clínicos
Arte y Medicina

Revista:
REMI 2001, Vol 1
REMI 2002, Vol 2
REMI 2003; Vol 3
REMI 2004; Vol 4
REMI 2005; Vol 5
REMI 2006; Vol 6
REMI 2007; Vol 7
Buscar

 

Auspiciada por la

 

Web Médica Acreditada. Ver más información

 

REMI suscribe los principios del código HON de la Fundación Salud en la Red
REMI suscribe los principios del código HON
Compruébelo aquí

 

 

 

Revista Electrónica de Medicina Intensiva
Editorial nº 23. Vol 3 nº 2, febrero 2003.
Autor:
Vicente Gómez Tello

Arriba ]

Anterior ] Siguiente ]


Proteína C activada: ¿en qué situaciones es más eficaz?

Artículo original: Wesley E, Laterre PF, Angus DC. Drotrecogin alfa (activated) administration across clinically important subgroups of patients with severe sepsis. Crit Care Med 2003; 31: 12-19.

Introducción:

La gran mayoría de los pacientes con sepsis grave presentan déficit de proteína C activada (PCA), asociándose este hecho a un mayor riesgo de mortalidad. El estudio PROWESS (ver enlaces) se planteó como un ensayo clínico aleatorizado en fase III, para evaluar la eficacia y la seguridad de la PCA en la sepsis grave. Para ello, se comparó con placebo una infusión continua de PCA administrada durante 96 horas; el estudio tuvo un carácter multicéntrico, participando 164 hospitales de 11 países. Se incluyeron un total de 1.690 pacientes. El objetivo primario del estudio fue valorar la muerte por cualquier causa a los 28 días del comienzo de la infusión. El análisis de los resultados se realizó por intención de tratar. La mortalidad a los 28 días fue del 30,8% en el grupo placebo y del 24,7% en el grupo PCA, diferencia que fue significativa (p= 0,005 en el análisis no estratificado), y que supone una reducción absoluta en el riesgo de muerte del 6,1% (IC 95% 1,9-10,4%), un riesgo relativo de 0,8 (IC 95% 0,69-0,94), una reducción en el riesgo relativo del 19,4% (IC 95% 6,6-30,5%), y un NNT (número necesario de tratamientos con PCA para evitar una muerte a los 28 días) de 16 (IC 95% 10 a 54).

Sin embargo en este estudio no quedaron claras varias cuestiones, como la eficacia del fármaco en diferentes subgrupos de pacientes (según gravedad o nivel de proteína C, por ejemplo) o la relación coste/beneficio.

El objetivo de este artículo fue responder a la primera de estas cuestiones y evaluar el riesgo de sangrado en los diferentes subgrupos.

Métodos y resultados:

El diseño es un análisis uni y multivariante de subgrupos previamente definidos en el ensayo PROWESS (ver tabla), excepto la coagulación intravascular diseminada (CID) y el número de organos en fallo según la escala SOFA. El lugar, intervenciones, asignación, enmascaramiento, criterios de inclusión/exclusión y desenlaces principales son los mismos que se describen en el estudio.

Los resultados mostraron que existió una consistente tendencia a la eficacia (reducción del RR a los 28 días) en todos los subgrupos tratados, excepto en los pacientes leves (APACHE 3-9) y en las sepsis de origen urinario (ver tabla). Con respecto a la gravedad, tras elaborar un modelo matemático multivariable con los datos del estudio se calculó el riesgo de mortalidad individual de cada paciente y se estratificó este riesgo en varios grupos (ver tabla). El efecto del fármaco fue positivo en todos ellos, pero sobre todo en los enfermos con un riesgo de mortalidad superior al 30%.

En cuanto al riesgo de sangrado, y a pesar de la escasa muestra en algunos grupos, no pareció apreciarse un incremento del riesgo en ninguno de ellos.

Comentario:

El artículo trata de responder a una cuestión planteada a raíz de la publicación del PROWESS, presentando los datos que entonces no estuvieron disponibles. Si bien los datos aparentemente muestran que existe un beneficio del fármaco en casi todos los grupos, debemos utilizar la cautela por diferentes motivos.

a)      El primero de ellos es la propia naturaleza del estudio. Los estudios de subgrupos, aunque hayan sido previamente definidos como es el caso, suelen presentar sesgos debido al bajo número poblacional de alguno de ellos, lo que impide una adecuada inferencia estadística. Este artículo no es una excepción al comprobarse que el intervalos de confianza de los riesgos relativos (ver tabla) cruza la unidad en más de un 75% de los casos (no significación) Esto plantearía la hipótesis de si una mayor muestra hubiese podido mostrar que el tratamiento es ineficaz o incluso perjudicial en estos grupos. La asunción estadística de que el efecto general suele reflejar el efecto en los subgrupos podría no ser una verdad clínica evidente.

b)      La validez externa del artículo (eficiencia en aplicación a poblaciones de críticos generales) podría limitarse debido a la diferente “estructura” de la población de estudio y la población general de críticos estándar en un país desarrollado. Aparentemente los pacientes del ensayo parecen representar por su gravedad (APACHE II medio de 25 puntos, el 75% tenían disfunción aguda de dos o más órganos) y grado de intervención (el 75% recibían ventilación mecánica, y el 71% cumplían criterios de shock, recibiendo vasopresores el 73% y dobutamina el 13%) a la población general. Sin embargo, los selectivos criterios de inclusión (dejando fuera enfermos con mayor coagulopatía como enfermos renales o hepáticos) la diferente estructura de edad (los enfermos sépticos “generales” son más mayores), la diferente patología (enfermos quirúrgicos poco representados y con beneficio dudoso) podría traducirse en cifras de efecto diferentes en la población, con una relación coste/beneficio menos favorable.

c)      La anterior cuestión afecta también a parámetros de tratamiento. En enfermos que recibieron heparina (1.271; RRR 3%) la eficacia fue menor que en el grupo sin heparina (419; RRR 15%). Teniendo en cuenta el efecto fisiopatológico de la trombosis en la sepsis y el efecto “convergente” de la PCA y la heparina, podría existir un cierto factor de confusión sobre el efecto final.

d)      Respecto a la gravedad, los pacientes con mayor gravedad y más intervención parecen beneficiarse más que los enfermos con menores puntuaciones, aunque sin significación estadística. Esto es constante para el APACHE II, el SOFA y el modelo estimado en el artículo. Aunque estos sistemas tienen las limitaciones ya conocidas de los modelos de riesgo, los datos parecen consistentes en indicar que una política de “discrecionalidad” en el uso de este producto podría  no conducir a efectos tan favorables en la relación coste/beneficio (ver artículo de Angus et al en este número de REMI). Incluso en cifras bajas de APACHE (sepsis urinaria) el producto podría no tener ningún efecto, aunque no podemos establecer puntos de corte como un “dogma para el tratamiento de los enfermos”.  Por tanto, hasta no ver los resultados del estudio en marcha sobre eficacia de la PCA en pacientes con baja mortalidad, habría que seguir las recomendaciones de la FDA sobre restricción del uso a pacientes de alto riesgo y gravedad.

En resumen, la PCA es el primer candidato al papel de “piedra filosofal” para el tratamiento de la sepsis. Sin embargo, la lectura crítica de sus efectos en este ensayo exige cautela hasta comprobar su reproducibilidad en escenarios no controlados, y por lo tanto más reales.

Pacientes

Número

Placebo Mort. %

PCA
Mort. %

IC cruza la unidad

RR

NNT

Todos

1.690

30.8

24.7

No

0.8

16

< 65 años

886

20.9

15.6

No

0.74

19

>65 años

804

42.2

34.4

No

0.8

13

Varones

964

31

24.3

No

0.78

15

Mujeres

726

30.6

25.2

0.82

18

Americanos

924

32.3

24.9

No

0.77

13

Europeos

507

30.3

25.8

0.85

22

Cáncer

303

41.1

28.3

No

0.68

8

OCFA

408

41.6

26.5

No

0.63

7

Cirugía reciente

502

30.7

27.8

0.9

34

 

Inf. pulmonar

906

33.6

25

No

0.74

12

Inf. abdominal

337

30.5

27.6

0.9

34

Inf. urinaria

171

20.9

21.2

1.01

NA

Gram positivos

430

32.7

22.8

No

0.69

10

Gram negativos

337

30.5

27.6

0.9

34

CID

378

46.2

32.0

No

0.69

7

Trombopenia

434

35.9

25.9

No

0.72

10

Déficit de PC

1.379

32.1

25.7

No

0.8

16

No déficit

195

26.7

15.6

0.58

9

V. Mecánica no

415

22.9

17.6

0.76

19

V. Mecánica sí

1.275

33.1

27.3

No

0.82

17

Vasopresores no

446

25.2

17.9

0.71

14

Vasopresores sí

1.244

32.7

27.4

No

0.83

18

1 fallo orgánico

418

21.2

19.5

0.91

58

2 fallos

543

26

20.7

0.79

18

3 fallos

432

34.4

26.2

0.76

12

APACHE 3-19

433

12.5

15.1

1.2

NA

APACHE 20-24

440

25.7

22.7

0.88

33

APACHE 25-29

366

35.8

23.5

0.65

8

APACHE 30-53

451

44.9

33.5

0.74

9

Riesgo mortalidad <10%

237

8.9

7.2

0.8

59

Riesgo 10-20%

383

14.3

12.1

0.84

45

Riesgo 20-30%

317

26.5

26.5

1

NA

Riesgo 30-60%

601

41.7

33.5

0.8

12

Riesgo 30-60%

152

77.8

53.5

0.68

3

RR= Mortalidad tratamiento/mortalidad placebo

NNT: (1/ Mortalidad de placebo-tratamiento) x 100

Vicente Gómez Tello
©REMI, http://remi.uninet.edu. Febrero 2003.

Enlaces:

Palabras clave: Sepsis grave, Proteína C activada, subgrupos, APACHE II, Tratamiento.

Busque en REMI con Google:

Envía tu comentario para su publicación

 

© REMI, http:// remi.uninet.edu 
© REMI-L

 
webmaster: remi@uninet.edu
última modificación: 01/07/2007