El riesgo cardiovascular en los hispano-parlantes: paradojas e incógnitas

www.REGICOR.org

III Curso Dieta Mediterránea y prevención Cardiovascular 2006 Talca Agosto de 2006

Jaume Marrugat

Unitat de Lipids i Epidemiologia Cardiovascular

Institut Municipal d’Investigació Mèdica (IMIM)

Barcelona

Esperanza de vida al nacer en 2002 en varios países industrializados por sexos

60 65 70 75 80 85

Turkey

Chile

Mexico

Cuba

Korea

Portugal

USA

Finland

U.K.

Belgium

Germany

New Zealand

Norway

Austria

Spain

Canada

Hombres Mujeres

Mortalidad por cardiopatía isquémica en varios países industrializados en el 2002

0 100 200 300 400 500 600

Japón

Francia

China

España

Chile

Portugal

Israel

Luxemburgo

Suiza

Italia

Holanda

Grecia

Canadá

Noruega

Austria

Suecia

Cuba

Alemania

Reino Unido

EEUU

Irlanda

Finlandia

Polonia

Rumanía

Hungría

Bulgaria

Lithuania

Fed. Rusa

Mujeres

Hombres

World Health Statistics. World Health Organization. Geneve, 2000.(versión on-line en http://www.who.int/ncd_surveillance/infobase/web/InfoBasePolicyMaker/Reports/).

Mortalidad por cardiopatía isquémica en varios países industrializados: Hombres 1995-2002

0 100 200 300 400 500 600

Japón

Francia

España

Portugal

Luxemburgo

Suiza

Italia

Holanda

Grecia

Canadá

Noruega

Austria

Suecia

Alemania

Reino Unido

EEUU

Irlanda

Finlandia

Rumanía

Hungría

Bulgaria

Lithuania

Fed. Rusa

Mortalidad / 100.000

Hombres 2002

Hombres 1995

World Health Statistics. World Health Organization. Geneve, 2000.(versión on-line en http://www.who.int/ncd_surveillance/infobase/web/InfoBasePolicyMaker/Reports/).

Mortalidad por cardiopatía isquémica en varios países industrializados: Mujeres 1995-2002

0 50 100 150 200 250 300 350

Japón

Francia

España

Portugal

Luxemburgo

Suiza

Italia

Holanda

Grecia

Canadá

Noruega

Austria

Suecia

Alemania

Reino Unido

EEUU

Irlanda

Finlandia

Rumanía

Hungría

Bulgaria

Lithuania

Fed. Rusa

Mortalidad / 100.000

Mujeres 2002

Mujeres 1995

1World Health Statistics. World Health Organization. Geneve, 2000.(versión on-line en http://www.who.int/ncd_surveillance/infobase/web/InfoBasePolicyMaker/Reports/).

Incidencia de IAM por sexos en los años 90: 35-64 años

España será el país más “viejo” del mundo en el 2020 y el 7º en el 2050

0200400600800

100012001400

Año

Tas

a /1

00.0

00 h

Hombres 75-84 aHombres 65-74 aHombres 35-64 a

Tasa de incidencia acumulada por IAM/100.000 hombres por grupos de edad. 1990-97

IAM seguro fatal o no + muerto posible + muerto con datos insuficientes

(x7)

(x4)

(1)

Marrugat J. Eur J Epidemiol 2003; 19:231–237.

0

100

200

300

400

500

600

700

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997

Año

Tas

a /1

00.0

00 h

Mujeres 75-84 aMujeres 65-74 aMujeres 35-64 a

Incidencia acumulada por IAM / 100.000 mujeres por grupos de edad. 1990-97 (casos nuevos +recurrentes)

IAM seguro fatal o no + muerto posible + muerto con datos insuficientes

(x17)

(x7)

(1)

Marrugat J. Eur J Epidemiol 2003; 19:231–237.

Aumento del número de casos de IAM en España por razones demográficas

entre 1997 y 2005

68.49462.725

72.572

40.98938.100 42.950

74.51869.26678.083

010.00020.00030.00040.00050.00060.00070.00080.00090.000

1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

IAM Población IAM Hospitalarios Sd. Coronarios AgudosMarrugat J et al. Rev Esp Cardiol 2002; 55: 337-46.

Tendencias en la tasa de incidencia acumulada por IAM 1990-99 en España

Mu

jeres

0

100

200

300

400

500

600

700

800

900

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999

Ho

mb

res

65 a 74 años35 a 64 años

P tend.>0.05

P tend. NS

0

50

100

150

200

250

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999

65 a 74 años35 a 64 años

P tend. NS

P tend. NS

Prevalencia de factores de riesgo cardiovascular

0 2 4 6 8 10 12

Netherlands

France

Denmark

Finland

S weden

US A

Poland

Russian Fed.

S witzerland

Estonia

S pain

Germany

Prevalencia de Diabetes Mellitus por países ambos sexos 20-79 años (2003)

International Diabetes Federation: www.eatlas.idf.org/

150 170 190 210 230 250 270

Netherlands (1997)

Russia* (1992)

Estonia (2002)

US A (2002)

S weden* (2002)

Poland* (1988)

S pain* (2000)

Denmark* (1992)

Finland* (1992)

France* (1997)

S witzerland* (1993)

Germany (1996)

Mujeres

Hombres

Niveles de colesterol total (mg/dl) por países (25-64 años en su mayoría)

* Metodología del estudio MONICA-OMS

30 35 40 45 50 55 60 65 70

Estonia (2002)

Russia* (1992)

US A (2002)

S pain* (2000)

Germany (1996)

S witzerland* (1993)

Netherlands (1997)

Finland* (1992)

Denmark* (1992)

Poland* (1988)

France* (1997)

S weden* (2002)

Mujeres

Hombres

Niveles de colesterol HDL (mg/dl) por países (25-64 años en su mayoría)

* Metodología del estudio MONICA-OMS

0 10 20 30 40 50 60

S weden

US A

Finland

Netherlands

Germany

Denmark

France

S pain

Estonia

Russian Fed.

Female

Male

Prevalencia de consumo de tabaco por países (2003)

WHO Global InfoBase Online: www.who.int

0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50

France

Denmark

Estonia

S weden

Netherlands

S pain

Russian Fed.

Finland

Germany

US A

Female

Male

Prevalencia de obesidad por países (2002)BMI > 30 kg / m2

WHO Global InfoBase Online: http://www.who.int/ncd_surveillance/infobase/web/InfoBasePolicyMaker/CountryProfiles/QCStart.aspx

0 10 20 30 40 50 60

US A

Canada

Italy

S weden

England

S pain

Finland

Germany

Female

Male

Prevalencia de Hipertensión Arterial por países (2003)

Wolf-Maier K. JAMA 2003-289-2363

La paradoja del Sur de Europa

• Francia: baja mortalidad por CI en un país con gran consumo de grasa saturada.

• España: baja incidencia de CI en una región con elevada prevalencia de factores de riesgo cardiovascular.

Artaud-Wild SM. Circulation 1993; 88:2771-9.

Masiá R et al. J Epidemiol Comm Health 1998; 52: 707-715

Colesterol total en Manresa (España), Brisighella (Italia) y Framingham (USA) en 1968

0

5

10

15

20

25

30

35

40

45

50

% p

obla

ción

<200 200-239 240-299 >299

mg/dL

Framingham

Manresa

Brisighella

Ordovas J. Rev Esp Cardiol 2001; 54 : 1143-45. Lamarche B. Am J Cardiol 1995; 75 1189-95

Colesterolemia total, mmol/ l

Mortalidad coronaria a 25 años en el estudio 7 paísessegún la colesterolemia

Kromhout D. Eur Heart Journal 1999; 20: 796-802.

Tasa de mortalidad coronaria, %

0

5

10

15

20

25

30

2,6 5,15 7,75 (100mg/dl) (200mg/dl) (300mg/dl)

Europa del norte

USA

Sur Europa continental

Serbia Sur Europa Mediterránea

Japón

Diagrama del efecto del colesterol en la mortalidad por CI

02468

101214161820

25-y

ear

mor

tali

rty

risk

Anglo-saxonMediterranean

<200 200-239 240-300 >300 mg/dL Total Cholesterol

RR=1,7

RR=1,7

Kromhout D. Eur Heart Journal 1999; 20: 796-802.

Diagrama del efecto del colesterol en la mortalidad por CI

02468

101214161820

25-y

ear

mor

tali

rty

risk

Anglo-saxonMediterranean

<200 200-239 240-300 >300 mg/dL Total Cholesterol

Diferencia absoluta de riesgo entre regiones

Kromhout D. Eur Heart Journal 1999; 20: 796-802.

Clasificación de las placas de ateroma• Grado 1 algunas células espumosas con cambios

mínimos• Grado 2 Abundantes células espumosas en

varias capas, estrías grasas• Grado 3 Acúmulos de lípidos extracelulares sin

un núcleo definido, lesiones intermedias, pre-ateroma

• Grado 4 Núcleos lipídicos bien definidos con superficie de la luz arterial cubierta de íntima normal, ateroma o placas fibrosas;

• Grado 5 Núcleos lipídicos bien definidos con cápsula fibrosa con o sín calcificación, fibro-ateroma;

• Grado 6 Fibro-ateroma con defectos en la cápsula (hemorragias o trombosis), lesiones complicadas

Stary HC Circulation. 1995;92:1355

Prevalencia de lesiones ateroscleróticas en la coronaria derecha en 65 víctimas de accidente <35

años en España

Bertomeu A. BMJ 2003; 327: 591. Stary HC Circulation. 1995;92:1355. Tracy RE Atherosclerosis 1995 116 163 Edad en años

Lesiones tipo 5 o 6 de Stary

España: 0 / 65USA (Bogalusa): 4 / 52

Hipótesis de la placa estable del sur de Europa

• Es concebible la hipótesis de que la menor morbi-mortalidad por cardiopatía isquémica de algunos países del sur de Europa sea atribuible al predominio de placas arteriosclerosas estables en esta zona del mundo

Hipótesis de la placa estable del sur de Europa

• Esto puede ser debido a diferencias cualitativas más que cuantitativas en los lípidos – Capacidad antioxidante y de transporte reverso del

HDL– Mayor resistencia del LDL a la oxidación

Tablas y guías de práctica clínicaTablas y guías de práctica clínica

Jaume MarrugatJaume MarrugatUnitat de Lípids i Epidemiologia Cardiovascular, Institut Unitat de Lípids i Epidemiologia Cardiovascular, Institut

Municipal d’Investigació Mèdica (IMIM), BarcelonaMunicipal d’Investigació Mèdica (IMIM), Barcelona

¿Cómo calcular el riesgo cardiovascular en ¿Cómo calcular el riesgo cardiovascular en España?¿Qué Tablas utilizar?España?¿Qué Tablas utilizar?

These guidelines are specifically intended to encourage the development of national guidance on cardiovascular disease prevention. Implementation of these guidelines is possible only through collaboration between very different professional groups at the national level. The guidelines should be considered as the framework in which all necessary adaptations can be made in order to reflect different political, economic, social and medical circumstances.

Guías adaptadas:circunstancias a tener en cuenta

• Politicas• Económicas • Sociales• Médicas

SNS Público vs privadoLo que un país puede pagar Expectativas de la poblaciónCaracterísticas locales de pre-

valencia de factores de ries-go, incidencia de eventos y disponibilidad de funciones de riesgo alternativas.

Distribución del colesterol de LDL en la población de 25-74

años de Girona

71%

115 130 148 160 190 mg/dL

Riesgo atribuible poblacional de CI y AVC asociado a distintos factores de

riesgo en España

0

10

20

30

40

50

60

España

R A

trib

uibl

e P

obla

cion

al

Tabaco Sedentarismo HTA Dislipemia

Banegas JR et al. Rev Epidemiol Santé Pub 1992; 40: 313-322

30%

17%13%

45%

9%

ACVCI CI CICI

Mapa de las comarcas del estudio REGICOR

Mapa de las comarcas del estudio REGICOR

Prevalencia defactores de riesgo

cardiovascularestudiada en 1995

Incidencia poblacionalconocida: Casos

observados de IAM

Población de 35 a 74 años:

Casos esperados

de IAM

Análisis de la sobrestimación de la función de Framingham en

Girona

• Cálculo del cociente: ObservadosCasos

EsperadosCasos

D’Agostino R et al. JAMA 2001;286: 180-187. Marrugat J et al JECH 2003 ;57:1-6.

Estimación del riesgo de un acontecimiento coronario mayor a 10 años en Girona mediante la función de

Framingham calibrada

0

1

2

3

4

5

35-44 y 45-54 y 55-64 y 65-74 y

Grupo de edad

Cas

os e

stim

ados

/ob

serv

ados

Mujeres Hombres

Marrugat J et al JECH 2003;57:1-6.

0

1

2

3

4

5

35-44 y 45-54 y 55-64 y 65-74 y

Grupo de edad

Cas

os e

stim

ados

/obs

erva

dos

Mujeres Hombres

Características de las tablas calibradas del estudio REGICOR:1) Permite utilizarlas hasta los 74 años de edad2) Se proporciona el riesgo exacto en cada casilla3) Si el HDL está disponible puede corregirse la lectura del riesgo4) Se usa la clasificación de la HTA y no sólo la TAS5) Código de colores igual que los vigentes hasta 20036) Distingue diabéticos de no diabéticos

Wilson P et al. Circulation 1998; 97: 1837-1847. Marrugat J et al. Rev Esp Cardiol 2002; 56: 253-61.

Estudio VERIFICAMarrugat J, Subirana I, Comín E, Cabezas C, Vila J, Elosua R et al. for the

VERIFICA Investigators. Validity of an adaptation of the framingham cardiovascular risk function: the VERIFICA study. J Epidemiol Comm

Health. 2006 (in press).

www.regicor.org

Con una ayuda a la investigación de Esteve y el apoyo de las Redes RECAVA, RCESP y

REDIAPP

Objetivo

• Determinar la validez y fiabilidad de las funciones de Framingham, de la adaptación del REGICOR para la predicción de los acontecimientos coronarios ocurridos en 5 años en una cohorte española sin CI.

Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

Métodos

Criterios de selección

• Edad 35 a 74 años

• Con datos basales suficientes para calcular el riesgo

• Sujetos libres de cardiopatía isquémica

Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

5.732 participantes reclutados en el estudio VERIFICA por comunidad Autónoma

2496 +

1429 (REGICOR)

698

220460

134

56

128

636

105

Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

Tasa de incidencia anual de IAM sintomática /100.000

35 – 74 años

IBERICA VERIFICA

Mujeres 81 122

Hombres  314 420

Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

Características de la población estudiada

GlobalN=5732

MujeresN=3285

HombresN=2447

Edad (media) 56.3(10,5) 56.8(10,4) 55.7(10.6)

HTA I-III 47.2% 48.4% 45.6%

Colesterol>200 mg/dl 77.8% 79.3% 76.0%

HDL<45 mg/dl 28.2% 16.6% 43.9%

Fumadores 24.7% 10.6% 43.8%

Diabetes 16.4% 14.6% 18.8%

Personas con acontecimientos coronarios

180 (3.1%) 68(2.1%) 112(4.6%)

Mortalidad CV 43 (0.7%) 18(0.5%) 25(1.0%)Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

Comparación de las características de las personas con cardiopatía isquémica y sin ella

CON CARDIOPATIA ISQUEMICA

N=180

SIN CARDIOPATIA ISQUEMICA

N=5534

Edad 62.1 56.2*

Sexo femenino 37.9% 58.0%*

HTA I-III 79.8% 69.0%*

Colesterol (media-DE) 233 (41) 232 (42)

Colesterol total 200 79.8% 77.8%

HDL < 45 mg/dL 44.9% 27.6%*

Fumadores 36.9% 24.3%*

Diabetes 29.3% 16.0%* p<0.001Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

6.9%

2.4%

1.1%

3.4%

6.2%

2.9%2.1%

1.1%

17.4%

8.6%

6.3%

3.3%

0%

2%

4%

6%

8%

10%

12%

14%

16%

18%

20%

<5% 5 - 7.49% 7.5 - 9.9% ≥10%

risk group category

rate

Observed Adapted Original

Distribution of participants, by sex, in four groups of coronary heart disease risk according to the 5-year Framingham function, showing the observed event rate and

the rate expected by the REGICOR-adapted and original Framingham functions. Reliability: goodness of fit test.

N=642 n= 448 n=346 n=1011

2 p-value 

Framingham 110.1 < 0.001

Adapted 5.1 0.078

MEN

Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

Distribution of participants, by sex, in four groups of coronary heart disease risk according to the 5-year Framingham function, showing the observed event rate and

the rate expected by the REGICOR-adapted and original Framingham functions. Reliability: goodness of fit test.

7.2%

2.6%2.4%

0.9%

5.9%

3.6%2.6%

1.1%

13.7%

8.6%

6.1%

2.7%

0%

2%

4%

6%

8%

10%

12%

14%

16%

18%

20%

<5% 5 - 7.49% 7.5 - 9.9% ≥10%

risk group category

rate

Observed Adapted Original

2 p-value

Framingham 64.3 < 0.001

Adapted 2.7 0.256

n=2090 n= 638 n=281 n=276

WOMEN

Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

Distribution of participants, by sex, in four groups of coronary heart disease risk according to the 5-year Framingham function, showing the observed event rate and

the rate expected by the REGICOR-adapted and original Framingham functions. Reliability: goodness of fit test

6.5%

4.0%3.4%2.3%

6.8%

3.4%2.5%

1.3%

17.8%

8.7%

6.3%

3.5%

0%2%4%6%8%

10%12%14%16%18%20%

<5% 5 - 7.49% 7.5 - 9.9% ≥10%

risk group category

rate

Observed Adapted Original

2 p-value

Framingham 54.2 < 0.001

Adapted 1.4 0.499

n=87 n= 155 n=158 n=541

DIABETES

Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

Receiver operating curves for the predicted risk according to the original function and the best Cox model fitted with the

study cohort in men: function discrimination capacity (accuracy)

Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

Receiver operating curves for the predicted risk according to the original function and the best Cox model fitted with the study cohort in women: function discrimination capacity

(accuracy)

Marrugat J et al. J Epidemiol Comm Health 2006 (en prensa)

Calibrada Framingham Score

No puese usarse en > 65 años

Pendiente de validación

?

Conclusiones

• Sin ser perfecta, la estimación de riesgo coronario de la función calibrada de REGICOR se ajusta mejor a la tasa observada de acontecimientos coronarios que cualquiera de las disponibles en España en pacientes de 35 a 74 años.

• Su uso debería permitir alcanzar la sostenibilidad de la prevención primaria dirigida a sujetos con riesgo elevado, utilizando el punto de corte para iniciar tratamiento adecuado (sugerido 10% en Cataluña).

0

10

20

30

EJTF 2003 Fram 20% EJTF 2003 Calib 10% EJTF 2003 Calib 15% EJTF 2003 Calib 20%

%

Ya tratados Deberían tratarse

Proporción de la población no diabética de 35 a 74 años que recibiría tratamiento hipolipemiante de acuerdo con

la guía de práctica clínica Third Joint Task Force of European and other Societies (EJTF) on Coronary Prevention

Ramos R et al. Med Clin (Barc) 2003; 121: 521.

910.0001.008.0001.560.000

2.601.000

Temps

109876543210

Su

pe

rviv

en

cia

1,0

,9

,8

,7

,6

Tasa deacontecimientos

coronarios en pacientescon 1er IAM a 10 años

Aprox. 30%

Jackson PR. Br J Clin Pharmacol, 2001; 52: 439-446

Punto de corte según riesgo / beneficio

13%

Mensajes clave

La aparición de la CI en España se desplaza a edades más avanzadas que en otros países.

Es importante preservar los estilos de vida clásicos (dieta y ejercicio) y que las autoridades sanitarias apliquen medidas contundentes contra el consumo de tabaco.

Mensajes clave

Necesitamos comprender mejor la fisiopato-logía de la arteriosclerosis y los mecanismos implicados en su regresión y estabilización.

Parte de este conocimiento se puede perfeccionar determinando las causas de la paradoja del sur de Europa.

Los 10 CS más reclutadores (>100 ptes)Centro de Salud (CS) Sant Pere, Reus, Joan Josep Cabré, Francisco Martín, Bernardo Costa, Josep Lluís Piñol, Josep Basora, Àngel Donado-Mazarrón, Jordi Bladé, Rosa Solà; CS Son Ferriol, Palma de Mallorca, Tomàs Rodríguez, Montserrat de la Torre, Catalina Mateu, Gorka Karla Iriarte, Cristina Soriano, Antonio Bernad; CS Sárdoma, Vigo, Fernando Lago, Jacinto Mosquera, José Ramón Moliner, Mª Concepción Cruces, Manuel Domínguez, Juan Novoa, Luciano Casariego, Joan Cristobal; EAP de Can Vidalet, Esplugues, Isabel Porta, Inés Monte, Teresa Cabases, Mª Rosario Mateo, Xavier Rodríguez, Rosa Batlle, Mª Jesús Ceraín, Mª Teresa Julià; CS Santa Clara, Girona, Cristina Serra, Silvia Garcia, Concepció Bou, Mercè Salvans, Montse Ribas, Aurora Massaguer, Mª Carmen Asensio; CS Guayaba, Madrid, Francisco Gómez, José Antonio Granados, Carmen Hernández, Isabel Gutierrez, Javier Martínez, Sonia Sánchez, Elena Navarro, Ana Pastor; CS La Riera, Mataró, Josep Lluis Anglada, Eugeni Fau, Elisa Sanz, Jordi Salabarnada, Susana Morales, Carme Forcada; CS Iturrama, Pamplona, María del Mar Hernández, Maite Gaztelu, Julián Carlos Amézqueta, Maite Salinas, Ramón Villanueva; CS San José Norte, Zaragoza, Alejandro Marín Ibáñez;CS Abrantes, Madrid, Begoña Brusint, Elena Rojo; Antonino Román, Javier Garijo, María Angeles De la Fuente, José Manuel Pérez;

Centro de Salud (CS) Sant Pere, Reus, Joan Josep Cabré Vila, Francisco Martín Luján, Bernardo Costa Pinel, Josep Lluís Piñol Moreso, Josep Basora Gallisà, Àngel Donado-Mazarrón Romero, Jordi Bladé Creixenti, Rosa Solà Alberich; CS Son Ferriol, Palma de Mallorca, Tomàs Rodríguez Ruiz, Montserrat de la Torre Vidal, Catalina Mateu Sabater, Gorka Karla Iriarte Posse, Cristina Soriano Iglesias, Antonio Bernad Ceresuela; CS Sárdoma, Vigo, Fernando Lago Deibe, Jacinto Mosquera Nogueira, José Ramón Moliner De la Puente, Mª Concepción Cruces Artero, Manuel Domínguez Sardiña, Juan Novoa Rodríguez, Luciano Casariego Barro, Joan Cristobal Torras; EAP de Can Vidalet, Esplugues, Isabel Porta Rey, Inés Monte Collado, Teresa Cabases Latorre, Mª Rosario Mateo Gambarte, Xavier Rodríguez Pascual, Rosa Batlle Granel, Mª Jesús Ceraín Herrero, Mª Teresa Julià Nicolàs; CS Santa Clara, Girona, Cristina Serra Ferrer, Silvia Garcia Parajua, Concepció Bou Mias, Mercè Salvans Sagué, Montse Ribas Martín, Aurora Massaguer Fuster, Mª Carmen Asensio Aznar; CS Guayaba, Madrid, Francisco Gómez Martin, José Antonio Granados Garrido, Carmen Hernández Manzano, Isabel Gutierrez Sánchez, Javier Martínez Suberviola, Sonia Sánchez Yubero, Elena Navarro Matías, Ana Pastor Rodríguez Moñino; CS La Riera, Mataró, Josep Lluis Anglada Barceló, Eugeni Fau Montllor, Elisa Sanz Moragas, Jordi Salabarnada Torras, Susana Morales Lozano, Carme Forcada Vega; CS Iturrama, Pamplona, María del Mar Hernández Espinosa, Maite Gaztelu Contín, Julián Carlos Amézqueta Goñi, Maite Salinas Vidondo, Ramón Villanueva Moreno; CS San José Norte, Zaragoza, Alejandro Marín Ibáñez; CS Abrantes, Madrid, Begoña Brusint Olivares, Elena Rojo Subiñas; Antonino Román Martínez, Javier Garijo Cobo, María Angeles De la Fuente Martínez, José Manuel Pérez Rodriguez-Amezcua; CS Novoa Santos, Ourense, Alberto J del Alamo Alonso, Manuel González Rodríguez, Antonio González Alvarez; CS de Salt, Salt, Esteve Avellana Revuelta, Rafel, Ramos Blanes; CS Pontones, Madrid, Pilar Martín Rodríguez, Pilar Llorente Domingo, Carmen Romero Fortunez, María del Pilar Nieto Sánchez, María Jesús Fidalgo Baz; Maria Isabel Gámez Cabero, Margarita Gonzalez Polo; CS Dr. Pujol i Capsada, Prat de Llobregat, Esther López Gonzalo, Maribel Matilla Mort, Ana Mª Cuenca Olivas, Oscar Mazeres Ferrer, Eva Comín Bertran; CS Perales del Rio, Getafe, María de las Mercedes Rojo Tardón, Cesar Minue Lorenzo, María Angeles Usero Martín; CS Inca, Mallorca, Luis Escriche, Mercedes Jalon Monzon, Basilio García Sanchez; CS Almendrales, Madrid, María José Ramírez Vallejo, Aurora García Lerin, Esther Picazo Gómez, Concepción Rodríguez Martín, Paloma Cauto Aragonés, Nuria Fernández Gutiérrez, Enrique Pereda Arregui, CS Emili Darder, Palma de Mallorca, Escarlata Angullo Martinez, Amador Ruiz Torrejón, Belén Gómez Queipo, Catalina Llabrés Campins; CS La Paz, Badajoz, Francisco Buitrago Ramírez, Lourdes Cañón Barroso; CS Embajadores, Madrid, María del Pilar Moro Torija, Francisco Javier San Andrés Rebollo, Victoria Heras Hernández, Juan Carlos López Andrino; CS Son Pisà, Palma de Mallorca, Miguel Góngora Andrade, Eugenia Carandell Jäger; CS Verdúm, Barcelona, Xavier Clar Guevara, Natividad Fernández Padilla, Silvia Güell Parnau; CS Rosales, Madrid, Elena López Parra, Francisco Javier Zufía García, Natividad Puche López; CS Sant Just Desvern, Sant Just Desvern, Purificación Robles Raya, Marina Payá Marco, Jesús Muniesa Minguillon, Xavier Serra Gabriel; CS Delicias, Málaga, Fernando López Verde, Jesús Díaz Jiménez; CS Sant Miquel, Granollers, Josep Espinasa Rifà; CS de Sta Margarida de Montbui, Sta Margarida de Montbui, Josep Alins i Presas, CS La Mina, Sant Adrià de Besòs, Carme Espel Masferrer, Silvia Calvet Junoy, Mariano de la Figuera Von Wichmann, Manuel Mata Cases, Ernest Vinyoles Bargalló, Enriqueta Pujol; CS de La Bisbal, La Bisbal, Jordi March Nogué, Helena Badia Capdevila; CS de Tafalla, Tafalla, María José Ariz Arnedo, Javier Díez Espino; CS Catalina Cargol, Palamós, Ignacio Pascual Cereceda, Xavier Casanovas Rigall, Jordi Coderch; CS General Ricardos (Opañel II), Madrid, César Jurado Valenzuela; CS Potes, Madrid, Rosario Serrano Martín, Javier Castellanos Maroto; CS Lluís Millet, Esplugues de Llobregat, Carme Turró Xiqué, Pere Barreto Ramón, Sandra Curto Sancho, María Llagostera; CS de Marratxí, Marratxí, Santiago Mairata Bosch, Manuel Franco; CS de Desierto, Baracaldo, Fernando Uribe Oyarbide; CS General Ricardos, Madrid, Asunción Prieto Orzanco, Raquel Mateo Fernández; CS Montivili, Girona, Pascual Solanas Saura, Carlos Cerezo Goyeneche, Ferran Cordon Granados; CS San Martín, Vitoria, Rosa Esquisábel Martínez; CS de Pineda de Mar, Pineda de Mar, Mercè Pérez Vera, Mercè Pol Pons, Esperança Almerich Latorre; CS de Montornés del Vallés, Montornés del Vallés, Miguel Angel Muñoz Perez, Eduardo Carrión Sánchez; CS Villaba. Navarra, Juan Carlos Cenoz Osinaga; CS Borges Blanques, Borges Blanques, Innocencia Bobadilla Machin; CS Les Corts-Hèlios, Barcelona, Ana Benavides Ruiz, Joan Mitjavila López, Antoni Sisó Almirall; CS Arquitecto Bennasar, Palma de Mallorca, Antonio Joan Jover Palmes, Carolina Tomàs Morin, Antonio Ballester Camps; CS Balàfia-Pardinyes-Secà de Sant Pere, Lleida, Plácido Santafé Soler, Ramón Sánchez Pellicer; CS Camps Blancs, Sant Boi de Llobregat, Alicia Val Jimenez; CS de Les Preses, Les Preses, Antoni Agustí Martí; CS Dr Josep Alzina i Bofill, Palafrugell, Concepció de Ribot Mundet; CS de Tordera, Tordera, Rosa Francisco Soms, Luis Villanueva Segarra; CS Chantrea, Pamplona, Carmen Fuertes Goñi; CS Ermitagaña, Pamplona, Cristina Ibarrola Guillén; CS Los Ángeles, Madrid, Miguel Ángel Delgado Nicolas, Sílvia Ayala Luna; CS de Alza-Roteta, San Sebastian: Carmen Olasagasti Caballero, Rafael Rotaeche del Campo, Celestino Gómez Calatrava. CS de Pasai Antxo, Pasai Antxo , Eulali Mariñelarena Mañeru; CS San Andés-Torcal, Málaga, Juan José Bedoya Belmonte; CS Carranque, Málaga, José Carlos Bravo; EAP San Fermín, Madrid, Cristina De Alba Romero, Alfonso Corrochano Pérez; CS Sant Ildefons, Cornellà, Marta Valls Esteve; CS Manacor, Palma de Mallorca, María Isabel Borràs Bosch; CS de Sta Margarida de Montbui, Sta Margarida de Montbui, Josep Maria Sánchez Colom; CS Cuevas de Almanzora, Cuevas de Almanzora, Juan Pablo Sánchez Andrada, Ana Iranzo Luna, Maria Dolores Acosta González, Carlos Fernández Oropesa; CS de Vilanova del Vallès, Vilanova del Vallès, Francesca Zapater Torras; CS Párroco Julio Morate, Madrid, Fernando Romero Arroyo, Elena Aguilo Pastrana; Ambulatorio de Tolosa, Tolosa, Javier Hernando Aizpurua, Ina Idarreta Mendiola; CS Azpilagaña. Navarra, Pamplona, Manuel Serrano Martínez; CS d’Arenys de Mar, Arenys de Mar, Martí Fradera Subirana; CS Florida, L'Hospitalet de Llobregat, Juan José Rodríguez Cristobal.

Investigadores del estudio VERIFICA

Investigadores y buenos amigos del proyecto REGICOR WWW.REGICOR.ORG (User VERIFICA

PW FFRENIAG)

Calibración de la función de riesgo coronario de Framingham para

nuestro medio

Las tablas de Framingham no calibradas sobre- estiman el riesgo coronario real enEn ciertas poblaciones de Estados Unidos,En Alemania, Italia, España, Dinamarca

D’Agostino R. JAMA 2001;286:180. Assmann G. Circulation 2002; 105:310-15.Thompsen TF. Int J Epidemiol 2002;31:817 Menotti A. Eur Heart J 2000; 21: 365-370. Marrugat J JECH 2003; 57:1-6. Hense HW EHJ 2003;24:937.

Las tablas de riesgo de Las tablas de riesgo de Framingham en el mundoFramingham en el mundo

Acontecimientos coronarios considerados en la ecuación de Framingham

• Infarto Agudo de Miocardio Mortal (25%)• Extrahospitalario (16%)

• Intrahospitalario (9%)

• Infarto Agudo de Miocardio No mortal (45%)• Con síntomas (32%)

• Sin síntomas (13%)

• Angina (30%)

Wilson P et al. Circulation 1998; 97: 1837-1847.

Acontecimientos registrados en el estudio REGICOR

• Infarto Agudo de Miocardio Mortal– Extrahospitalario – Intrahospitalario

• Infarto Agudo de Miocardio No mortal– Con síntomas– Sin síntomas

• Angina

“Hard End-points”

D’Agostino R et al. JAMA 2001;286: 180-187. Marrugat J et al JECH 2003 ;57:1-6.

Calibración de la función de riesgo coronario de Framingham de Wilson (1998)

• Incluye – HDL, – Clasificación OMS de la HTA– Todos los acontecimientos coronarios

• Se extrapola la tasa de incidencia de IAM asintomático y angina de la observada en Framingham.

Wilson P et al. Circulation 1998; 97: 1837-1847. Marrugat J et al. Rev Esp Cardiol 2002; 56: 253-61.

Sobre-estimación del riesgo de presentar un acontecimiento coronario a 10 años en Girona

mediante la función de Framingham

0

1

2

3

4

5

35-44 y 45-54 y 55-64 y 65-74 y

Grupo de edad

Cas

os e

stim

ados

/obs

erva

dos

Mujeres Hombres

Marrugat et al. J Epidemiol Comm Health 2003;57:1-6.

Esencia de las funciones de riesgo

• Se establece el “exceso” de riesgo del individuo estudiado respecto del “riesgo promedio” de la población.

D’Agostino R et al. JAMA 2001;286: 180-187. Marrugat J et al JECH 2003;57:1-6.

Esencia de las funciones de riesgo

Riesgo individual = Función

incidencia pobl.a 10 años de

acontecimientos

riesgo medio

poblacional

riesgo absoluto individual

, ,

¡ En ausencia de datos localesse usan los de Framingham !

Calculado con los factores de riesgo

del paciente

)(

D’Agostino R et al. JAMA 2001;286: 180-187. Marrugat J et al JECH 2003;57:1-6.

Esencia de las funciones de riesgo

Riesgo individual = Función

incidencia a 10 años de

acontecimientos

Riesgo medio

poblacional

Riesgo absoluto individual

, , )

Calculado con los “pesos” de cada FR [Betas= Ln(RR)] de la función

original de Framingham

(

D’Agostino R et al. JAMA 2001;286: 180-187. Marrugat J et al JECH 2003;57:1-6.

El proceso de calibración de la función de riesgo

D’Agostino R et al. JAMA 2001;286: 180-187. Marrugat J et al JECH 2003;57:1-6.

Riesgo individual= Función

incidencia pobl.a 10 años de

acontecimientos

riesgo medio

poblacional

riesgo absoluto individual

, ,

Se sustituyen los datos de Framingham Por los locales (de Girona)

Calculado con los factores de riesgo

del paciente

)(

Extracto de los elementos de la calibración de la función de riesgo cardiovascular (hombres).

PrevalenciaFramingham

ß

Edad (media) 48,3 0,04826

Colesterol total (mg/dL) <160 7,5% -0,65945

160-199 31,3% Referente

200-239 39,0% 0,17692

240-279 16,5% 0,50539

280 5,7% 0,65713

........... ....... ...... ......Incidencia CI [H0(t)] a 10 años 10,0%

Extracto de los elementos de la calibración de la función de riesgo cardiovascular (hombres).

Prevalencia

Girona

ß

Edad (media) 54,6 0,04826

Colesterol total (mg/dL) <160 5,9% -0,65945

160-199 20,7% Referente

200-239 34,8% 0,17692

240-279 28,1% 0,50539

280 10,5% 0,65713

........... ....... ..... ......Incidencia CI [H0(t)] a 10 años 4,9%

Ln(RR)

02468

101214161820

Rie

sgo

a 10

año

s de

CI

Anglo-sajónMediterráneo

<200 200-239 240-300 >300 mg/dL Colesterol total

RR=1,7

RR=1,7

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PW FFRENIAG)