La depresión y las enfermedades cardiovasculares

Introducción

La enfermedad coronaria y el accidente cerebrovascular (ACV) se consideran causas relevantes de discapacidad y mortalidad. Se describe un gran interés en el trastorno depresivo como un potencial factor modificable de riesgo para estas afecciones. En distintos estudios prospectivos se obtuvieron resultados dispares en términos de los efectos del riesgo de enfermedad coronaria y ACV en estos pacientes.

No obstante, en las revisiones de esos estudios, se ha señalado que la retrocausalidad (síndrome depresivo originado en la enfermedad vascular) no ha sido evaluada como potencial causa de sesgos en la internación de la asociación entre la depresión y los nuevos casos de afecciones cardiovasculares.

En el presente ensayo, se llevó a cabo una evaluación de la eventual participación de la retrocausalidad y los resultados en función de la exposición, en relación con el trastorno depresivo y su asociación prospectiva con el infarto de miocardio (IAM) o la mortalidad de causa coronaria, por un lado, o el ACV mortal o no mortal, por el otro, en la cohorte del estudio Whitehall II.

La exposición se cuantificó en 6 oportunidades en un período de 20 años por medio del General Health Questionnaire de 20 puntos (GHQ-20) y con la aplicación de la Center for Epidemiologic Studies Depression Scale (CES-D) en una única ocasión.

Pacientes y métodos

El protocolo Whitehall II consistió en un estudio de cohortes en el cual participaron 10 308 pacientes (6 895 varones y 3 413 mujeres), con una edad inicial de 35 a 55 años. Tras un primer contacto en el período 1985-1988 (fase 1), se efectuaron controles presenciales por quinquenios (fases 3, 5, 7 y 9) con evaluaciones intermedias realizadas por correo postal (fases 2, 4, 6 y 8). Todos los controles clínicos, así como las fases 2 y 6, incluyeron la aplicación del GHQ-20. Asimismo, la CES-D se indicó en la fase 7.

Se logró el seguimiento de un total de 10 297 participantes por medio de los registros nacionales de mortalidad del Reino Unido.

Se definió como evento coronario mayor a los casos de mortalidad por esa causa o a los IAM no mortales. Además, en el cuestionario aplicado en la fase 9 se incluyeron variables del MONICA-Augsburg Stroke Symptom Questionnaire para la pesquisa de síntomas clínicos asociados con un ACV.

El GHQ-30 fue validado durante el estudio Whitehall II en el marco de las entrevistas clínicas y se aplicó mediante la puntuación convencional, con tasas de sensibilidad y especificidad de 78% y 83%, en ese orden. Asimismo, la aplicación de la CES-D se realizó en la fase 7, con una sensibilidad y especificidad estimadas de 89% y 86%, respectivamente.

Se definieron como criterios de valoración a los eventos coronarios mayores y a los ACV. El seguimiento máximo correspondía a la finalización de la fase 9 para ambos criterios. La concordancia entre los puntajes de las escalas GHQ-30 y CES-D fue evaluada por medio del estadístico kappa. Se completaron modelos de análisis para el puntaje directo del GHQ-20 en 4 ciclos de 5 años y en 3 períodos de 10 años, con el fin de minimizar el potencial efecto de la retrocausalidad.

Además, el efecto acumulativo de los puntajes GHQ-20 se evaluó en 3 fases de 5 años y en 2 lapsos de 10 años. Todos los análisis comprendieron modelos de regresión proporcional de Cox, con estratificación en función de la edad, el sexo y el grupo étnico.

Resultados

La media de edad de los participantes era de 44.4 años para la primera aplicación del GHQ-30 y de 61.0 años en el cuarto control. El 67% de los pacientes eran varones.

La prevalencia de casos diagnosticados por medio del GHQ-30 fue de 23% en los ciclos de observación, mientras que se estimó en 15% hacia el comienzo del cuarto ciclo para la CES-D. La concordancia entre ambos puntajes se calculó en kappa = 0.42 (intervalo de confianza del 95% [IC 95%]: 0.38 a 0.45).

La asociación entre la cantidad de casos diagnosticados mediante el GHQ-30 y la incidencia de episodios vasculares en los ciclos de 5 años fue nula para los episodios coronarios mayores, pero positiva para los ACV. En los ciclos de 10 años con lapsos intermedios de un lustro, la asociación fue nuevamente nula para los eventos coronarios, pero también fue ausente para los ACV.

Cuando se utilizaron los datos acumulativos de los casos confirmados por el GHQ-30 y los eventos ocurridos en períodos de 5 años sin interrupciones, no se describió un aumento del riesgo de eventos coronarios en pacientes diagnosticados en un único control. Sin embargo, ese riesgo se elevaba en un 50% en los sujetos confirmados como casos mediante el GHQ-30 en dos o tres oportunidades.

Para el modelo de análisis de ciclos de 10 años con lapsos intermedios de un lustro, se comprobó un incremento del riesgo en los individuos diagnosticados como casos en una única aplicación del cuestionario o en dos o tres controles. En cambio, no se demostró una asociación con el riesgo de ACV en este formato de análisis acumulativo.

Se destaca que el puntaje CES-D y el diagnóstico acumulativo de casos mediante el GHQ-30 en la fase 7 constituían factores de riesgo para nuevos casos de eventos coronarios mayores, pero no se asociaban con mayor riesgo de ACV. En este sentido, se advirtió una relación entre la exposición y la incidencia de eventos coronarios en relación con el puntaje acumulativo del GHQ-30 (p = 0.04).

Se evaluó la potencial retrocausalidad por medio del análisis de la asociación entre la prevalencia de eventos coronarios y ACV, por un lado, con la posterior incidencia de casos diagnosticados por medio del GHQ-30, por el otro. Se demostró una correlación leve entre la enfermedad coronaria prevalente y la subsecuente aparición de casos diagnosticados mediante el GHQ-30 (odds ratio [OR]: 1.32; intervalo de confianza [IC] 95%: 0.96 a 1.82; p = 0.09), con una mayor asociación con la prevalencia de ACV (OR: 2.01; IC 95%: 1.16 a 3.50; p = 0.013).