en: Medicina basada en Evidencia. Hospt 12 de octubre
ResultadosEn la lista de espera se incluyeron 8182 pacientes, de los que se trasplantaron y cumplían los criterios de inclusión 5873. En el análisis multivariante de los pacientes en la lista de espera, se mantuvieron las siguientes variables (sin interacciones): edad, déficit de alfa-1 antitripsina, clase funcional, requerimiento de oxígeno, test de caminar 6 minutos, ventilación mecánica continua, FEV1, presión sistólica de la arteria pulmonar, e índice de masa corporal. En el análisis multivariante para los pacientes trasplantados se retuvieron las siguientes variables (sin interacciones): edad, año en que se realizó el transplante, necesidad de ventilación mecánica, clase funcional, diabetes, y tipo de trasplante (uni o bipulmonar).
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Análisis en la lista de espera: Se incluyeron en la lista de espera 8182 pacientes. El máximo seguimiento fue de 14,8 años. La mediana de supervivencia en la lista de espera fue de 73,8 años (IC 95% 67,5-81,1). La mediana de tiempo esperando el trasplante fue de 18,6 meses (IC 95% 17,8-19,5). De los 5873 pacientes trasplantados incluidos en el estudio, el máximo seguimiento fue de 14,9 años. La mediana se supervivencia después del trasplante fue de 55,7 meses (IC 95% 53,9-59,1).
Los parámetros asociados con la supervivencia (hazard ratio), mientras se permanecía en la lista de espera, o en los pacientes trasplantados, se muestra en la tabla.
En el análisis multivariante, se mantuvieron las siguientes variables para los pacientes en lista de espera (sin interacciones): edad, déficit de alfa-1 antitripsina, clase funcional, requerimiento de oxígeno, test de caminar 6 minutos, ventilación mecánica continua, FEV1, presión sistólica de la arteria pulmonar, e índice de masa corporal. Este modelo fue seleccionado en el 62,4% de las muestras remuestreadas. Las asunciones de linealidad de las covariables continuas, y de riesgos proporcionales, se confirmaron por la inspección gráfica de los residuos de Martingala, y la escala de residuos de Schoenfeld, respectivamente. El índice de compactación de la varianza (shrinkage factor) fue de 0,97. La calibración del modelo fue buena, como confirmó la concordancia entre la supervivencia esperada y observada. La discriminación, valorada con el estadístico c fue 0,74 (IC 95% 0,73-0,75).
Comparación de la supervivencia esperada (línea punteada), y observada, en la lista de espera y posteriormente al trasplante pulmonar, para pacientes de los 4 grupos, estratificados de acuerdo con los índices pronósticos.
En el análisis multivariante para los pacientes trasplantados se retuvieron las siguientes variables (sin interacciones): edad, año en que se realizó el transplante, necesidad de ventilación mecánica, clase funcional, diabetes, y tipo de trasplante (uni o bipulmonar). Este modelo se seleccionó en el 70,9% de las muestras remuestreadas. Las asunciones de linealidad de las covariables continuas, y de riesgos proporcionales, se confirmaron por la inspección gráfica de los residuos de Martingala, y la escala de residuos de Schoenfeld, respectivamente. El factor de índice de compactación de la varianza (shrinkage factor) fue 0,94. La calibración del modelo fue buena, como confirmó la concordancia entre la supervivencia esperada y observada. La discriminación, valorada con el estadístico c fue 0,68 (IC 95% 0,64-0,70).
Estudios de simulación: Los parámetros que se utilizaron para la simulación se muestran en la siguiente tabla.
El efecto en la supervivencia de un trasplante uni o bipulmonar, se muestra en la figura. Como se puede apreciar, el 50,1% de pacientes son trasplante unipulmonar, y el 63% con trasplante bipulmonar, se habrían beneficiado del trasplante. Para los pacientes con trasplante unipulmonar, 22,3% habrían ganado uno o más años de supervivencia, 43% habrían habrían ganado o perdido menos de un año, y 34,7% habrían perdido un año o más. Para pacientes con trasplante bipulmonar, el 44,6% habrían ganado un año o más de vida, 29,4% habrían ganado o perdido menos de un año, y 26% habrían perdido un año o más de supervivencia. El beneficio en la supervivencia fue mayor con el trasplante bipulmonar que con el unipulmonar, con una diferencia de 307 días (IC 95% 217-523 días).
Los autores muestran también una figura donde se observa el efecto en la supervivencia de las covariables en el momento de la inclusión en la lista de espera.
Cálculo del efecto en la supervivencia del trasplante pulmonar, para un paciente concreto: Para este cálculo, se simularon 68.000 combinaciones de los factores pronósticos. Se pueden introducir los datos del paciente en una dirección de internet: http://www.copdtransplant.fr/
Análisis de sensibilidad: Para evaluar el impacto de excluir los pacientes que se sacaron de la lista de espera, se realizaron los mismos análisis teniendo en cuenta todos los pacientes de la lista de espera. La mediana de supervivencia de la cohorte fue de 75,1 meses (IC 95% 71,5-85,1). El modelo incluyó las mimas variables, y los resultados de las simulaciones son muy parecidos al del primer modelo.
ResultadosEn la lista de espera se incluyeron 8182 pacientes, de los que se trasplantaron y cumplían los criterios de inclusión 5873. En el análisis multivariante de los pacientes en la lista de espera, se mantuvieron las siguientes variables (sin interacciones): edad, déficit de alfa-1 antitripsina, clase funcional, requerimiento de oxígeno, test de caminar 6 minutos, ventilación mecánica continua, FEV1, presión sistólica de la arteria pulmonar, e índice de masa corporal. En el análisis multivariante para los pacientes trasplantados se retuvieron las siguientes variables (sin interacciones): edad, año en que se realizó el transplante, necesidad de ventilación mecánica, clase funcional, diabetes, y tipo de trasplante (uni o bipulmonar).
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Análisis en la lista de espera: Se incluyeron en la lista de espera 8182 pacientes. El máximo seguimiento fue de 14,8 años. La mediana de supervivencia en la lista de espera fue de 73,8 años (IC 95% 67,5-81,1). La mediana de tiempo esperando el trasplante fue de 18,6 meses (IC 95% 17,8-19,5). De los 5873 pacientes trasplantados incluidos en el estudio, el máximo seguimiento fue de 14,9 años. La mediana se supervivencia después del trasplante fue de 55,7 meses (IC 95% 53,9-59,1).
Los parámetros asociados con la supervivencia (hazard ratio), mientras se permanecía en la lista de espera, o en los pacientes trasplantados, se muestra en la tabla.
En el análisis multivariante, se mantuvieron las siguientes variables para los pacientes en lista de espera (sin interacciones): edad, déficit de alfa-1 antitripsina, clase funcional, requerimiento de oxígeno, test de caminar 6 minutos, ventilación mecánica continua, FEV1, presión sistólica de la arteria pulmonar, e índice de masa corporal. Este modelo fue seleccionado en el 62,4% de las muestras remuestreadas. Las asunciones de linealidad de las covariables continuas, y de riesgos proporcionales, se confirmaron por la inspección gráfica de los residuos de Martingala, y la escala de residuos de Schoenfeld, respectivamente. El índice de compactación de la varianza (shrinkage factor) fue de 0,97. La calibración del modelo fue buena, como confirmó la concordancia entre la supervivencia esperada y observada. La discriminación, valorada con el estadístico c fue 0,74 (IC 95% 0,73-0,75).
Comparación de la supervivencia esperada (línea punteada), y observada, en la lista de espera y posteriormente al trasplante pulmonar, para pacientes de los 4 grupos, estratificados de acuerdo con los índices pronósticos.
En el análisis multivariante para los pacientes trasplantados se retuvieron las siguientes variables (sin interacciones): edad, año en que se realizó el transplante, necesidad de ventilación mecánica, clase funcional, diabetes, y tipo de trasplante (uni o bipulmonar). Este modelo se seleccionó en el 70,9% de las muestras remuestreadas. Las asunciones de linealidad de las covariables continuas, y de riesgos proporcionales, se confirmaron por la inspección gráfica de los residuos de Martingala, y la escala de residuos de Schoenfeld, respectivamente. El factor de índice de compactación de la varianza (shrinkage factor) fue 0,94. La calibración del modelo fue buena, como confirmó la concordancia entre la supervivencia esperada y observada. La discriminación, valorada con el estadístico c fue 0,68 (IC 95% 0,64-0,70).
Estudios de simulación: Los parámetros que se utilizaron para la simulación se muestran en la siguiente tabla.
El efecto en la supervivencia de un trasplante uni o bipulmonar, se muestra en la figura. Como se puede apreciar, el 50,1% de pacientes son trasplante unipulmonar, y el 63% con trasplante bipulmonar, se habrían beneficiado del trasplante. Para los pacientes con trasplante unipulmonar, 22,3% habrían ganado uno o más años de supervivencia, 43% habrían habrían ganado o perdido menos de un año, y 34,7% habrían perdido un año o más. Para pacientes con trasplante bipulmonar, el 44,6% habrían ganado un año o más de vida, 29,4% habrían ganado o perdido menos de un año, y 26% habrían perdido un año o más de supervivencia. El beneficio en la supervivencia fue mayor con el trasplante bipulmonar que con el unipulmonar, con una diferencia de 307 días (IC 95% 217-523 días).
Los autores muestran también una figura donde se observa el efecto en la supervivencia de las covariables en el momento de la inclusión en la lista de espera.
Cálculo del efecto en la supervivencia del trasplante pulmonar, para un paciente concreto: Para este cálculo, se simularon 68.000 combinaciones de los factores pronósticos. Se pueden introducir los datos del paciente en una dirección de internet: http://www.copdtransplant.fr/
Análisis de sensibilidad: Para evaluar el impacto de excluir los pacientes que se sacaron de la lista de espera, se realizaron los mismos análisis teniendo en cuenta todos los pacientes de la lista de espera. La mediana de supervivencia de la cohorte fue de 75,1 meses (IC 95% 71,5-85,1). El modelo incluyó las mimas variables, y los resultados de las simulaciones son muy parecidos al del primer modelo.
Victoria Villena. Factores asociados con la supervivencia postrasplante pulmonar en pacientes con enfermedad pulmonar obstructiva crónica. www.mbeneumologia.org
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