Arq. Bras. Cardiol.Arquivos Brasileiros de CardiologiaArq. Bras.
Cardiol.0066-782X1678-4170Sociedade Brasileira de Cardiologiap5DmDKBgc9KG67GRyqZzrczS0066-782X2014002000003S0066-782X20140050400950000310.5935/abc.20140095Original ArticlesPrognostic Value of TIMI Score versus GRACE Score in
ST-segment Elevation Myocardial InfarctionCorreiaLuis C. L.12GarciaGuilherme1KalilFelipe1FerreiraFelipe1CarvalhalManuela1OliveiraRuan1SilvaAndré1VasconcelosIsis1HenriCaio1Noya-RabeloMárcia12Escola Bahiana de Medicina e Saúde
PúblicaSalvadorBABrazilEscola Bahiana de Medicina e Saúde Pública,
Salvador, BA - BrazilHospital São RafaelSalvadorBABrazilHospital São Rafael, Salvador, BA -
BrazilMailing Address: Luis Cláudio Lemos Correia, Av. Princesa
Leopoldina 19/402, Graça. Postal Code 40150-080. Salvador, BA - Brazil. E-mail:
lccorreia@cardiol.br; lccorreia@terra.com.br
Potential Conflict of Interest
No potential conflict of interest relevant to this article was reported.
150720140820141030298106301020132002201418032014This is an Open Access article distributed under the terms of the
Creative Commons Attribution Non-Commercial License which permits
unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any
medium, provided the original work is properly cited. Background:
The TIMI Score for ST-segment elevation myocardial infarction (STEMI) was
created and validated specifically for this clinical scenario, while the
GRACE score is generic to any type of acute coronary syndrome.
Objective:
Between TIMI and GRACE scores, identify the one of better prognostic
performance in patients with STEMI.
Methods:
We included 152 individuals consecutively admitted for STEMI. The TIMI and
GRACE scores were tested for their discriminatory ability (C-statistics) and
calibration (Hosmer-Lemeshow) in relation to hospital death.
Results:
The TIMI score showed equal distribution of patients in the ranges of low,
intermediate and high risk (39 %, 27 % and 34 %, respectively), as opposed
to the GRACE Score that showed predominant distribution at low risk (80 %,
13 % and 7%, respectively). Case-fatality was 11%. The C-statistics of the
TIMI score was 0.87 (95%CI = 0.76 to 0.98), similar to GRACE (0.87, 95%CI =
0.75 to 0.99) - p = 0.71. The TIMI score showed satisfactory calibration
represented by χ2 = 1.4 (p = 0.92), well above the calibration of the GRACE
score, which showed χ2 = 14 (p = 0.08). This calibration is reflected in the
expected incidence ranges for low, intermediate and high risk, according to
the TIMI score (0 %, 4.9 % and 25 %, respectively), differently to GRACE
(2.4%, 25% and 73%), which featured middle range incidence inappropriately.
Conclusion:
Although the scores show similar discriminatory capacity for hospital death,
the TIMI score had better calibration than GRACE. These findings need to be
validated populations of different risk profiles.
Risk scores correspond to multivariate models used in clinical practice to estimate
the individual probability of unwanted outcomes. Risk estimates have implications
for clinical management, particularly with regard to broad-spectrum diseases, such
as acute coronary syndromes (ACS). In this context, the main risk scores have been
developed by the TIMI1 and GRACE2 groups. Our group3 and others4,5 have previously
compared these two scores in patients with acute coronary syndromes without
ST-segment elevation, and it was evident that the GRACE score had better prognostic
accuracy. However, in patients with ST-segment elevation myocardial infraction it
has not been established which of the two models has better prognostic performance
with regard to in-hospital death.
The GRACE score was derived from a sample composed of a combination of patients with
ACS without ST-segment elevation and patients with ST-segment elevation myocardial
infarction. The former clinical condition was predominant in the sample2. Thus, the same score is used in both
conditions. On the other hand, the TIMI score has distinct models for each of these
clinical conditions, validated in distinct samples. Therefore, the TIMI score for
ST-segment elevation myocardial infarction6
comprises variables that are more specific for this clinical scenario.
To determine which of the two scores has better performance in patients with
ST-segment elevation myocardial infarction, we studied the individuals who were part
of the Acute Coronary Syndromes Registry (RESCA) and were admitted with this
condition. In this hospital cohort, with regard to in-hospital death prediction, the
discriminatory ability and calibration of the TIMI score was compared to those of
the GRACE score.
MethodsSample Selection
The patients who participated in this study were part of the Acute Coronary
Syndromes Registry (Registro de Síndromes Coronarianas Agudas - RESCA) of our
hospital and provided their signed informed consent document. This registry was
approved by the Hospital's Research Ethics Committee, according to Resolution
466/2012 of the National Health Council. RESCA was started in August 2007 and
includes patients consecutively admitted to the coronary unit of this hospital
on the basis of the objective diagnostic criteria. The criterion for ST-segment
elevation myocardial infarction was defined as chest pain associated with
persistent ST-segment elevation of ≥ 0.1 mv (not relieved by nitrates) in two
contiguous leads and confirmed by elevation of myocardial necrosis markers. In
the presence of third-degree left bundle branch block, the diagnosis is based on
the presented symptoms and on necrosis markers. The only predefined exclusion
criterion in this study was the patient's refusal to participate in this
registry, which did not occur.
Study Protocol
In this study, the outcome predicted by both scores was in-hospital death. The
patients' data on presentation in the emergency room, the electrocardiographic
exams performed in the first six hours of hospitalization, troponin T or I
levels measured during the first 12 hours of hospitalization, and the first
serum creatinine levels were used to calculate the scores. The elevation of
myocardial necrosis markers, which is one of the components of the scores, was
defined as troponin above the 99th percentile7. The Killip classification8
was applied at time of admission.
The TIMI score was created and validated in a sample of patients with ST-segment
elevation myocardial infarction, and thus, has specific variables for this
clinical condition. In brief, this score consists of eight dichotomic variables,
with the exception of age that adds points in two distinct strata. The presence
of previous infarction (or left bundle branch block esquerdo), major risk
factors (hypertension, diabetes, or dyslipidemia), weight <67 kg, and
reperfusion time >4 hours adds one point each. The variables Killip > 1,
heart rate >100 bpm, and systolic pressure < 100 mmHg adds 2 points each.
Age adds 2 points if between 65 and 74 years and 3 points if ≥75 years. The
final score may vary between 0 and 146.
The GRACE score was created and validated in a sample of patients with or without
ST-segment elevation (1/3 and 2/3 of patients, respectively). Therefore, its
variables are common to both clinical conditions. This score consists of eight
variables; five of them are analyzed semiquantitatively: different weight for
each age range, systolic arterial pressure, heart rate, serum creatinine, and
Killip class; three of them are analyzed dichotomically: ST-segment depression,
elevation of myocardial necrosis markers, and cardiac arrest on admission. The
final score may vary between 0 and 3722.
Statistical Analysis
For calculating sample size, we estimated a statistical power of 80% (alpha of
5%) for the detection of a difference of 0.10 between the ROC curves of both
scores, considering a correlation between the scores of 0.80. Hence, a sample of
94 patients was thus calculated9. To
optimize the statistical power, the number of patients with the outcome should
be similar to the number of patients without the outcome. Because this was not
expected in our sample, we empirically increased the size of the sample by 50%,
thus obtaining a total of 141 patients.
The statistical analysis is explained in the diagram of Figure 1. The discriminatory ability of the scores with
regard to risk of in-hospital death was assessed using ROC curves. The area
under the ROC curve (C-statistics) represented the accuracy of each score to
discriminate the survivors from the non survivors. C-statistics of the two
scores were compared pairwise using the Hanley-McNeil test10. Next, the optimal cutoff-points for each score were
determined. Specificity was defined as the maximum difference between
sensitivity and 1. These cutoff-points were used to calculate the prognostic
sensitivity and specificity (confidence intervals set at 95%). The McNemar test
was used to compare these parameters in the two scores. Score calibration was
evaluated by the Hosmer-Lemeshow test and by the scatter plot of predicted
mortality by risk deciles versus observed mortality.
Statistical analysis diagram.
In a secondary analysis, score performance was assessed on the basis of
cutoff-points used in the clinical practice, which in turn were derived from the
studies that developed these scores. For this analysis we defined high risk of
in-hospital death as a likelihood of > 8%, which is above the mortality value
reported for patients with ST-segment elevation myocardial infarction2,6. Low risk of death was defined as a likelihood of <
3%, which is below 50% of the mortality reported. Based on these definitions,
the strata that define low, intermediate, and high risk in the TIMI score are
< 3, 3-4, and > 4, respectively. In the GRACE score, the risk strata
correspond to < 141, 141-172, and > 172, respectively. Initially, the
prevalence of patients in each risk stratum was described for each score.
Subsequently, the agreement between the scores in relation to the definition of
these three risk strata was assessed using the Kappa test and the Kendall
correlation coefficient. Next, considering the definition of high risk as
outcome predictor, we described sensitivity, specificity, and odds ratios. The
Youden index was used to evaluate overall accuracy and is calculated as
(sensitivity + specificity) - 1; a perfect test would have a Youden index of 1.
In addition, we used the diagnostic odds ratio, defined by the equation (true
positive/false negative)/(false positive/true negative). Finally, in an
explanatory phase, the components of each score were compared between the
patients who died and those who survived.
For statistical analysis the SPSS software, version 21 was used. The
Hanley-McNeil test (comparison of ROC curves) was performed using the MedCalc
software, version 12. A value of p < 0.05 was considered statistically
significant in all analyses.
ResultsSample characterization
The study included 152 patients, with a mean age of 63 ± 13 years; 72% were men,
admitted to hospital within a median of 171 minutes [interquartile interval
(IIQ) = 66-402] after the onset of symptoms. Of these, 78% were subjected to
reperfusion in a timely manner, the majority via primary coronary intervention.
The median door-to-balloon time for primary intervention was 132 minutes (IIQ =
95-175). Other characteristics are described in Table 1. Sixteen patients died during hospitalization (lethality of
11%). The causes of death were cardiogenic shock in 50% of cases, arrhythmic
death in 12.5%, renal dysfunction post cardiac catheterization in 25% (in
patients with hypoperfusion), and infection in 12.5%.
Sample characteristics
Variables
Values
Sample Size
152
Age (years)
63 ± 13
Male sex
110 (72%)
Weight (kg)
76 ± 12
Previous infarction
75 (49%)
Symptom-to-door time (minutes)*
171 (66-402)
Door-to-balloon time (minutes)*
132 (95-175)
Absent or >4-hour reperfusion therapy
96 (63%)
Killip class
1.3 ± 0.78
Killip I
124 (82%)
Killip II
9 (5.9%)
Killip III
14 (9.2%)
Killip IV
5 (3.3%)
Pro-BNP (pg/ml)*
712 (274-1817)
Elevated pro-BNP
67 (44%)
LV ejection fraction <45%
35 (23%)
Tri-arterial disease or left coronary artery
70/147 (48%)
Serum creatinine (mg/dl)
1.1 ± 0.81
Heart rate (bpm)
81 ± 18
Systolic arterial pressure (mmHg)
150 ± 31
Previous coronary disease
26 (17%)
Diabetes
49 (32%)
Systemic arterial hypertension
108 (71%)
Reperfusion therapy
Absence of indication due to late arrival
17 (11%)
Indication for reperfusion
135 (89%)
Primary angioplasty
104 (77%)
Thrombolysis
15 (11%)
Coronarography without indication for
angioplasty
9 (6.7%)
Absence of strategy due to diagnostic
error
7 (5.2%)
Adjuvant pharmacological therapy
Aspirin
150 (99%)
Clopidrogrel or ticagrelor
143 (94%)
Statin
143 (94%)
ACE inhibitor
111 (73%)
Beta blocker
99 (65%)
Risk scores
GRACE score
116 ± 36
TIMI score
3.7 ± 2.3
'Variables expressed as median and interquartile interval. The
remaining numerical variables are expressed as mean and standard
deviation. Elevated pro-BNP: > 450 pg/ml if age < 50 years;
> 900 pg/ml if age ≥ 50 years; If distribution não normal,
numerical variables expressed as median (interquartile interval).
LV: Left ventricle; ACE: Angiotensin converting enzyme.
The values of the TIMI and GRACE scores followed normal distribution. The mean
TIMI score was 3.7 ± 2.3, which corresponded to a mortality of 7%6 and indicated intermediate risk, whereas
the mean GRACE score was 116 ± 36, which corresponded to a mortality of
1.6%2 and suggested low risk. We used
the cutoff-points determined by the score validation studies to define low (<
3%), intermediate (3%-8%), and high (> 8%) risk, and we observed that the
prevalence of these risk strata according to TIMI were 39%, 27%, and 34%,
respectively, which showed a balanced distribution of patients across risk
strata. On the other hand, the distribution of patients according to the
cutoff-points of the GRACE score was asymmetric, with 80% in the low-risk
stratum, 13% in the intermediate-risk stratum, and 7% in the high-risk stratum
(Figure 2).
Distribution of the risk strata according to the TIMI and GRACE
scores.
Prognostic Accuracy of Scores
The analysis of the discriminatory capacity with regard to the outcome
in-hospital death showed similarity between the TIMI and GRACE scores,
represented by C-statistics of 0.867 (95% CI = 0.76-0.98) and 0.871 (95% CI =
0.75 - 0.99), respectively, which indicated good accuracy in both cases (p =
0.71; Figure 3). In our sample, the
optimal cutoff-points according to the analysis of the ROC curve were TIMI >
5 and GRACE >170. Based on these values, the two scores exhibited similar
sensitivities: 75% (95% CI = 48%-93%) for the TIMI score and 81% (95% CI =
54%-96%) for the GRACE score (p = 1.0). Similarly, the specificities were 86%
(95% CI = 79%-91%) and 88% (95% CI = 81%-93%), respectively (p = 0.82; Table 2).
ROC curves for the TIMI and GRACE scores for predicting in-hospital
death. Area under the curve for the TIMI score = 0.867 and area under
the curve for the GRACE score = 0.871 (p = 0.71).
Comparison between the TIMI and GRACE scores with regard to
discriminatory capacity, calibration, and accuracy according to
cutoff-points
TIMI Score
GRACE Score
p Value*
Discrimination
C-Statistics (95% CI)
0.867 (0.76-0.98)
0.871 (0.5-0.99)
0.71
Calibration
X2 Hosmer-Lemeshow
1.4
14
p Value
0.92
0.08
Optimal Cutoff-Point†
TIMI >5
GRACE >142
Sensitivity (95% CI)
75% (48%-93%)
81% (54%-96%)
1.0
Specificity (95% CI)
86% (79%-91%)
88% (81%-93%)
0.82
Positive Odds Ratio
5.4
6.5
Negative Odds Ratio
0.29
0.21
Definition of High Risk (> 8%)‡
TIMI > 4
GRACE >170
Sensitivity (95% CI)
88% (71%-100%)
50% (26%-75%)
< 0.001
Specificity (95% CI)
72% (65%-80%)
98% (97%-100%)
0.03
Positive Odds Ratio
3.1
23
Negative Odds Ratio
0.17
0.51
† Optimal cutoff-point: best accuracy determined by the ROC
curve.
‡ Cutoff-point of the validation studies that defined risk of death
> 8%, with GRACE score > 170 and TIMI score > 4.
*Statistical comparison between the two scores using the
Hanley-McNeil test for the C-statistics and the McNemar test for
sensitivity and specificity. CI: Confidence interval.
The TIMI score exhibited satisfactory calibration, represented by χ2
of 1.4 using the Hosmer-Lemeshow test (p = 0.92), well better than the
calibration of the GRACE score, which was χ2 de 14 (p = 0.08). Figure 4 depicts the scatter plots of
estimated probability versus observed mortality by risk deciles. TIMI score data
points showed an ascending distribution pattern, close to the identity line,
which was not the case for the GRACE score; this demonstrated that TIMI
calibration was better than the GRACE calibration.
Correlation between the mortality predicted by the TIMI and GRACE
scores and the observed mortality (calibration analysis).
Analysis of the Prevalidated Cutoff-Points
The two scores categorized 59% of patients in the same risk stratum (low,
intermediate, or high), corresponding to a kappa of 0.32 (95% CI = 0.24-0.41),
which indicated discrete agreement. The Kendall correlation coefficient was 0.58
(95% CI = 0.49-0.66).
The analysis of death incidence in the low-, intermediate-, and high-risk strata
showed an increase in mortality according to the TIMI score (0%, 4.9%, and 25%,
respectively). With regard to the GRACE score, the increase in mortality from
the low-risk stratum to the intermediate-risk stratum was excessive (2.4%, 25%,
and 73%, respectively), which inadequately characterized the predefined stratum
as intermediate risk.
In a dichotomic analysis, the definition of high risk according to the TIMI score
exhibited sensitivity of 88% (95% CI = 71% - 100%) in predicting which patients
would present the outcome. This value was significantly higher than that of the
GRACE score (sensitivity 50%; 95% CI = 26%-75%; p < 0.001). On the other
hand, the specificity of TIMI was 72% (95% CI = 65%-80%), moderately lower than
that of GRACE (specificity 98%; 95% CI = 97%-100%; p = 0.03). These values of
sensitivity and specificity resulted in a positive odds ratios and negative odds
ratio of 3.1 and 0.17 for TIMI and 23 and 0.51 for GRACE, respectively. Thus,
positive and negative TIMI results influence the risk of death, whereas only
positive results of GRACE have a significant influence. With regard to overall
accuracy, the Youden indexes of the TIMI and GRACE scores were 0.6 and 0.48,
respectively. The diagnostic odds ratio of TIMI (42) was higher than that of
GRACE (19). Therefore, the accuracy of TIMI using prevalidated cutoff-points was
higher than that of GRACE.
Exploratory Analysis of Score Components
Of the four variables that are common to both scores, three exhibited higher
values (age, arterial pressure, Killip) in patients who died than in those who
survived. Heart rate values were similar in these two groups of patients.
Of the four variables exclusive to TIMI, three (previous infarction, late
reperfusion, and risk factors ≥ 3) were more frequent in patients who died than
in those who survived. Weight (<67 kg) was similar in both groups. Of the
four exclusive variables of GRACE, only creatinine differed between the groups.
ST-segment deviation and positive necrosis marker are universal characteristics
of patients with ST-segment elevation myocardial infarction. The fourth
variable, death after hospital admission, was not observed in any patient. These
data are shown in Table 3.
Comparison of score components between patients who died and patients
who survived
Variables
Death
Survival
Sample Size
16
136
Common variables
Age (years)
77 ± 13
61 ± 12
Systolic Arterial Pressure (mmHg)
129 ± 38
152 ± 29
Killip
2.4 ± 1.3
1.2 ± 0.59
Heart Rate (bpm)
82 ± 22
80 ± 17
Variables Exclusive to TIMI
Previous Infarction
5 (31%)
27 (20%)
Risk Factors ≥3
15 (94%)
106 (78%)
Reperfusion >4 hours
12 (75%)
84 (62%)
Weight < 67 kg
3 (19%)
30 (22%)
Variables Exclusive to GRACE
Serum Creatinine (mg/dl)
1.35 ± 0,69
1.06 ± 0,82
ST segment deviation
16 (100%)
16 (100%)
Elevation of necrosis marker
16 (100%)
136 (100%)
Cardiac arrest
0
0
Discussion
In the present study we compared the performance of the two main scores, for
predicting death, applied to patients with ST-segment elevation myocardial
infarction. Our primary analysis considered all the ranges of numerical values of
the scores and demonstrated similar discriminatory ability. However, TIMI score
calibration was better than that of GRACE. As a result, the accuracy of TIMI was
better when the cutoff-points predefined in the score validation studies were
used.
Our exploratory analysis explains these findings: the TIMI score has more variables
associated with death. This may result from the fact that, unlike GRACE, TIMI was
derived from a specific sample of patients with ST-segment elevation myocardial
infraction. The combination of better accuracy (although not excessive) and greater
simplicity of calculation led us to deem TIMI as the preferred score in this
clinical scenario.
It is worth revising the significance of the prognostic factors under study:
discrimination and calibration. Discriminatory capacity (C-statistics) describes the
score's ability to individually distinguish patients who will experience the outcome
from patients who will not. Calibration, on the other hand, relates to the score's
ability to predict mortality in a given population. It is a collective estimate
rather than an individual one. Therefore, one might expect the TIMI score, which is
derived from a sample of patients with ST-segment elevation myocardial infarction,
to be better calibrated than GRACE, which was derived from a sample with only 1/3 of
patients with this condition.
The similar discriminatory ability observed in our primary analysis suggests that the
scores are interchangeable with regard to distinguishing the patients who will
experience the outcome from those who will not, provided the cutoff-points are
adapted to our population. On the other hand, the calibration analysis indicated
that the performance of the TIMI score with regard to estimation of probability of
outcome is better. By using a basal probability to calculate the absolute impact of
a clinical decision, this estimate would prove useful for clinical decision trees.
We acknowledge that, in ST-segment elevation myocardial infarction, risk prediction
does not modify the initial treatment because the indication for reperfusion is
universal. Still, a well calibrated score has practical advantages: low-risk
patients subjected to primary intervention can be discharged earlier; beta blockers
should be used carefully used in high-risk patients who tend to be hemodynamically
unstable; complete revascularization via percutaneous intervention may be better
than simply intervening on the involved vessel in high-risk patients11 (this hypothesis needs to be tested in large
randomized studies). Second, risk estimation is useful for assistance quality
control, namely by comparing the predicted mortality in a population (score) with
the observed mortality in our sample.
Another aspect that suggested greater usefulness of TIMI was the balanced
distribution of patients in the low-, intermediate-, and high-risk strata, when
considering the cutoff-points used in the clinical practice. This allows applying
differentiated treatments to a larger number of patients. In contrast, the GRACE
score classified almost all patients as low risk, which would hinder differentiated
risk-based treatment.
Recently, Kozieradzka et al12 compared these
scores in ST-segment elevation myocardial infarction and observed similar
discriminatory ability. However, these authors did not analyze score calibration. In
addition, that study analyzed long-term outcomes (five-year evolution)12. We, on the other hand, focused our approach
on hospital outcomes, for two reasons: first, these scores were originally created
and validated for this type of prediction; second, the prediction of hospital
outcomes has greater ability to influence acute phase treatment. This characteristic
and our calibration analysis represent the original contribution of our study.
Next, we discuss the significance of the relatively high death incidence (11%) in our
sample. As shown in Figure 4 (calibration
graph), the two deciles of patients who experienced higher mortality are the same
patients whose TIMI and GRACE scores predicted high mortality. On the other hand,
the graph shows that mortality was low in the other eight deciles of predicted low
risk. That is, when we demonstrated that the calibration was good, mortality was
high among high-risk patients (according to the scores) and was low among low-risk
patients. Therefore, it is evident that the observed mortality was the result of the
characteristics of some high-risk subgroups. This is the statistical explanation for
the observed mortality. In line with this idea, Table 3 indicates that the severity characteristics of both scores were
more present in the patients who died. Moreover, it should be noted that our sample
was limited to patients with ST-segment elevation myocardial infarction, a group in
which mortality was expected to be higher than that in the overall GRACE cohort.
On this subject it should be said that the calibration of a prediction model can vary
with the incidence of the outcome in the population. Therefore, our findings cannot
be extrapolated with a high degree of certainty to populations that are at a
significantly different risk for outcome.
With regard to the high frequency of late reperfusion, it should be noted that this
reperfusion time does not refer to door-to-balloon time but rather the time elapsed
between onset of symptoms and reperfusion. Thus, it is expected that most patients
exhibit a prolonged reperfusion time. The original work on the TIMI score (which
includes this variable) used a sample from a randomized clinical trial, i.e., a
selected sample, which may explain the favorable rates of early reperfusion.
Ideally, the evaluation of a risk marker should not be performed in a context where
this marker is used by the team who cares for the patient because this leads to the
underestimation of the observed predictive value. However, these scores are known
and have been adopted in the clinical practice, which makes it impossible to
guarantee that they are not used in the current registries. Although we acknowledge
this limitation, we note that it probably occurred with the two scores. This lessens
this potential bias because the main objective was to compare the scores.
Conclusion
The discriminatory abilities of the TIMI and GRACE scores were similar; however, the
calibration of TIMI was better than that of GRACE. This result, combined with the
greater simplicity of the TIMI score, makes this the preferred score in patients
with ST-segment elevation myocardial infarction. In future studies, this conclusion
should be validated for populations at different risks for the outcome.
Author contributions
Conception and design of the research: Correia LCL, Carvalhal M, Oliveira R,
Silva A, Vasconcelos I, Henri C; Acquisition of data: Correia LCL, Garcia G,
Kalil F, Ferreira F, Carvalhal M; Analysis and interpretation of the data and
Statistical analysis: Correia LCL; Writing of the manuscript: Correia LCL,
Vasconcelos I; Critical revision of the manuscript for intellectual content:
Garcia G, Kalil F, Ferreira F, Carvalhal M, Oliveira R, Silva A, Henri C,
Noya-Rabelo M.
Sources of Funding
There were no external funding sources for this study.
Study Association
This study is not associated with any thesis or dissertation work.
References1. Antman EM, Cohen M, Bernink PJ, McCabe CH, Horacek T, Papuchis G,
et al. The TIMI risk score for unstable angina/non-ST elevation MI: A method for
prognostication and therapeutic decision making. JAMA.
2000;284(7):835-42.AntmanEMCohenMBerninkPJMcCabeCHHoracekTPapuchisGet alThe TIMI risk score for unstable angina/non-ST
elevation MI: A method for prognostication and therapeutic decision
makingJAMA200028478358422. Granger CB, Goldberg RJ, Dabbous O, Pieper KS, Eagle KA, Cannon
CP, et al; Global Registry of Acute Coronary Events Investigators. Predictors of
hospital mortality in the global registry of acute coronary events. Arch Intern
Med. 2003;163(19):2345-53.GrangerCBGoldbergRJDabbousOPieperKSEagleKACannonCPet alGlobal Registry of Acute Coronary Events InvestigatorsPredictors of hospital mortality in the global
registry of acute coronary eventsArch Intern Med200316319234523533. Correia LC, Freitas R, Bittencourt AP, Souza AC, Almeida MC, Leal
J, et al. [Prognostic value of GRACE scores versus TIMI score in acute coronary
syndromes]. Arq Bras Cardiol. 2010;94(5):613-9.CorreiaLCFreitasRBittencourtAPSouzaACAlmeidaMCLealJet alPrognostic value of GRACE scores versus TIMI score
in acute coronary syndromesArq Bras Cardiol20109456136194. de Araujo Gonçalves P, Ferreira J, Aguiar C, Seabra-Gomes R.
TIMI, PURSUIT, and GRACE risk scores: sustained prognostic value and interaction
with revascularization in NSTE-ACS. Eur Heart J.
2005;26(9):865-72.de Araujo GonçalvesPFerreiraJAguiarCSeabra-GomesRTIMI, PURSUIT, and GRACE risk scores: sustained
prognostic value and interaction with revascularization in
NSTE-ACSEur Heart J20052698658725. Yan AT, Yan RT, Tan M, Casanova A, Labing M, Sridhar K, et al.
Risk scores for risk strati Eur Heart J. 2007;28(9):1072-8.YanATYanRTTanMCasanovaALabingMSridharKet alRisk scores for risk stratiEur Heart2007289107210786. Morrow DA, Antman EM, Charlesworth A, Cairns R, Murphy SA, de
Lemos JA, et al. TIMI Risk Score for ST-Elevation Myocardial Infarction: A
Convenient, Bedside, Clinical Score for Risk Assessment at Presentation: An
Intravenous nPA for Treatment of Infarcting Myocardium Early II Trial Substudy.
Circulation. 2000;102(17):2031-7.MorrowDAAntmanEMCharlesworthACairnsRMurphySAde LemosJAet alTIMI Risk Score for ST-Elevation Myocardial
Infarction: A Convenient, Bedside, Clinical Score for Risk Assessment at
Presentation: An Intravenous nPA for Treatment of Infarcting Myocardium
Early II Trial SubstudyCirculation200010217203120377. Apple FS, Quist HE, Doyle PJ, Otto AP, Murakami MM. Plasma 99th
percentile reference limits for cardiac troponin and creatine kinase MB mass for
use with European Society of Cardiology/American College of Cardiology Consensus
Recommendations. Clin Chem. 2003;49(8):1331-6.AppleFSQuistHEDoylePJOttoAPMurakamiMMPlasma 99th percentile reference limits for cardiac
troponin and creatine kinase MB mass for use with European Society of
Cardiology/American College of Cardiology Consensus
RecommendationsClin Chem2003498133113368. Parakh K, Thombs BD, Bhat U, Fauerbach JA, Bush DE, Ziegelstein
RC. Long-term significance of Killip class and left ventricular systolic
dysfunction. Am J Med. 2008;121(11):1015-8.ParakhKThombsBDBhatUFauerbachJABushDEZiegelsteinRCLong-term significance of Killip class and left
ventricular systolic dysfunctionAm J Med200812111101510189. Hanley JA, McNeil BJ. The meaning and use of the area under a
receiver operating characteristic (ROC) curve. Radiology.
1982;143(1):29-36.HanleyJAMcNeilBJThe meaning and use of the area under a receiver
operating characteristic (ROC) curveRadiology19821431293610. Hanley JA, McNeil BJ. A method of comparing the areas under
receiver operating characteristic curves derived from the same cases. Radiology.
1983;148(3):839-43.HanleyJAMcNeilBJA method of comparing the areas under receiver
operating characteristic curves derived from the same casesRadiology1983148383984311. Wald DS, Morris JK, Wald NJ, Chase AJ, Edwards RJ, Hughes LO, et
al. Randomized trial of preventive angioplasty in myocardial infarction. N Engl
J Med. 2013;369(12):1115-23.WaldDSMorrisJKWaldNJChaseAJEdwardsRJHughesLOet alRandomized trial of preventive angioplasty in
myocardial infarctionN Engl J Med2013369121115112312. Kozieradzka A, Kaminski KA, Maciorkowska D, Olszewska M,
Dobrzycki S, Nowak K, et al. GRACE, TIMI, Zwolle and CADILLAC risk scores--do
they predict 5-year outcomes after ST-elevation myocardial infarction treated
invasively? Int J Cardiol. 2011;148(1):70-5.KozieradzkaAKaminskiKAMaciorkowskaDOlszewskaMDobrzyckiSNowakKet alGRACE, TIMI, Zwolle and CADILLAC risk scores--do
they predict 5-year outcomes after ST-elevation myocardial infarction
treated invasively?Int J Cardiol201114817075Artigos OriginaisValor Prognóstico do Escore TIMI versus Escore GRACE no
Infarto com Supradesnível do Segmento STCorreiaLuis C. L.12GarciaGuilherme1KalilFelipe1FerreiraFelipe1CarvalhalManuela1OliveiraRuan1SilvaAndré1VasconcelosIsis1HenriCaio1Noya-RabeloMárcia12Escola Bahiana de Medicina e Saúde Pública,
Salvador, BA - BrasilHospital São Rafael, Salvador, BA -
BrasilCorrespondência: Luis Cláudio Lemos Correia, Av. Princesa
Leopoldina 19/402, Graça. CEP 40150-080. Salvador, BA - Brasil. E-mail:
lccorreia@cardiol.br; lccorreia@terra.com.br
Potencial conflito de interesse
Declaro não haver conflito de interesses pertinentes.
Fundamento:
O Escore TIMI para infarto com supradesnível do segmento ST (IAMcSST) foi
criado e validado especificamente para este cenário clínico, enquanto o
Escore GRACE é genérico para qualquer tipo de síndrome coronariana aguda.
Objetivo:
Identificar qual dos escores, TIMI ou GRACE, apresenta melhor desempenho
prognóstico em pacientes com IAMcSST.
Métodos:
Foram incluídos 152 indivíduos consecutivamente internados por IAMcSST. Os
escores TIMI e GRACE foram testados quanto a sua capacidade discriminatória
(estatística-C) e calibração (teste Hosmer-Lemeshow), em relação ao desfecho
óbito hospitalar.
Resultados:
O Escore TIMI apresentou distribuição equitativa de pacientes nas faixas de
baixo, intermediário e alto risco (39%, 27% e 34%, respectivamente),
diferente do Escore GRACE que apresentou distribuição predominante em baixo
risco (80%, 13% e 7%, respectivamente). A letalidade da amostra foi de 11%.
A estatística-C do Escore TIMI foi de 0,87 (95% IC = 0,76 - 0,98),
semelhante ao GRACE (0,87; 95% IC = 0,75-0,99) - p = 0,71. O Escore TIMI
apresentou calibração satisfatória, representada por χ2 de 1,4 (p
= 0,92), nitidamente superior à calibração do Escore GRACE, que apresentou
χ2 de 14 (p = 0,08). Esta calibração se reflete em
incidências esperadas para as faixas de baixo, intermediário e alto risco de
acordo com o Escore TIMI (0%, 4,9% e 25%, respectivamente), diferente do
GRACE (2,4%, 25% e 73%) que caracterizou inadequadamente a faixa
intermediária.
Conclusão:
Os escores TIMI e GRACE apresentam semelhante capacidade discriminatória em
relação a óbito hospitalar, porém o Escore TIMI possui calibração superior
ao GRACE. Para populações de risco diferente da nossa amostra, esta
conclusão deve ser validada por futuros trabalhos.
Infarto do MiocárdioPontuação de PropensãoFatores de RiscoEstudo ComparativoSíndrome Coronariana Aguda / diagnósticoPrognósticoIntrodução
Escores de risco correspondem a modelos multivariados, utilizados na prática
clínica a fim de estimar a probabilidade individual de desfechos indesejados.
Estimativas de risco possuem implicações em condutas clínicas, especialmente em
doenças de amplo espectro, tais como as síndromes coronarianas agudas (SCA).
Neste cenário, os principais escores de risco são os desenvolvidos pelos grupos
TIMI1 e GRACE2. Previamente, nosso grupo3 e outros4,5 compararam esses dois escores em
pacientes com síndromes coronarianas agudas sem supradesnível do segmento ST,
ficando evidente que o Escore GRACE possui melhor acurácia prognóstica. No
entanto, em pacientes com infarto e supradesnível do segmento ST, não está
estabelecido qual dos dois modelos apresenta melhor desempenho prognóstico em
relação a óbito hospitalar.
O escore GRACE foi derivado de uma amostra constituída simultaneamente de
pacientes com SCA sem supradesnível e infarto com supradesnível do segmento ST
(IAMcSST), predominando a primeira condição clínica2. Desta forma, o mesmo escore é utilizado nas duas
condições. Por outro lado, o Escore TIMI possui modelos diferentes para cada uma
dessas condições clínicas, validados em amostras diferentes. Assim, o Escore
TIMI para infarto com supradesnível6 é
constituído de variáveis mais específicas para este cenário clínico.
No intuito de identificar qual dos dois escores apresenta melhor desempenho em
pacientes com infarto e supradesnível do segmento ST, estudamos os indivíduos do
Registro de Síndromes Coronárias Agudas (RESCA) que foram admitidos nesta
condição. Nesta coorte hospitalar, a capacidade discriminatória e a calibração
do Escore TIMI foram comparadas ao Escore GRACE, na predição de óbito
hospitalar.
MétodosSeleção da Amostra
Os pacientes deste estudo fazem parte do Registro de Síndromes Coronarianas
Agudas (RESCA) de nosso Hospital e, para participar, assinaram termo de
consentimento livre e esclarecido. Este Registro foi aprovado pelo Comitê de
Ética em Pesquisa do Hospital, estando de acordo com a Resolução 466/2012 do
Conselho Nacional da Saúde. Iniciado em agosto de 2007, o RESCA inclui
pacientes consecutivos, internado na Unidade Coronariana de nosso Hospital,
com critérios diagnósticos objetivos. O critério de inclusão para IAMcSST é
definido por desconforto torácico associado a supradesnível persistente (não
reversível com nitrato) do segmento ST ≥ 0,1 mv, em duas derivações
contíguas, confirmado por elevação em curva de marcadores de necrose
miocárdica. Na presença de bloqueio do ramo esquerdo de terceiro grau, o
diagnóstico se baseia nos sintomas apresentados e marcadores de necrose. O
único critério de exclusão pré-definido deste estudo foi recusa do paciente
em participar deste Registro, o que não ocorreu em nenhum caso.
Protocolo do Estudo
Neste estudo, o desfecho predito por ambos os escores foi morte durante a
hospitalização. Para cálculo dos escores, foram utilizados dados clínicos da
apresentação do paciente no setor de emergência, registros
eletrocardiográficos realizados nas primeiras seis horas de atendimento,
dosagens de troponina T ou I referentes às primeiras 12 horas de atendimento
e o valor da primeira creatinina plasmática. Elevação de marcador de necrose
miocárdica como componente dos escores foi definido como troponina acima do
percentil 997. A classificação de
Killip8 foi aplicada no momento
da admissão.
O Escore TIMI foi criado e validado em amostra de infarto com supradesnível,
possuindo variáveis específicas desta condição clínica. Resumidamente, este
escore consiste de oito variáveis dicotômicas, exceto idade que pontua em
duas faixas diferentes. A presença das variáveis infarto anterior (ou
bloqueio do ramo esquerdo), presença de fator de risco maior (hipertensão,
diabetes ou dislipidemia), peso < 67 Kg e tempo de reperfusão > 4
horas somam um ponto cada. As variáveis Killip > 1,
frequência cardíaca > 100 bpm e pressão sistólica < 100 mmHg somam 2
pontos cada. Idade soma 2 pontos se entre 65 e 74 anos e 3 pontos se ≥ 75
anos. O escore final pode variar de 0 a 146.
O Escore GRACE foi criado e validado em amostra de pacientes com ou sem
supradesnível do ST, respectivamente, 1/3 e 2/3 dos pacientes. Desta forma,
suas variáveis são comuns às duas condições clínicas. Este escore consiste
de oito variáveis: cinco delas computadas de forma semiquantitativa, ou
seja, diferente peso para cada estrato de idade, pressão arterial sistólica,
frequência cardíaca, creatinina plasmática e classe de
Killip; três delas computadas de forma dicotômica
(infradesnível do segmento ST, elevação de marcador de necrose miocárdica,
parada cardíaca na admissão). O escore final pode variar de 0 a 3722.
Análise Estatística
Para cálculo do tamanho amostral, planejamos um poder estatístico de 80%
(alfa 5%) na detecção de uma diferença de 0,10 entre as curvas ROC dos dois
escores, sob a premissa de correlação entre os escores de 0,80. Sendo assim,
torna-se necessária uma amostra de 94 pacientes9. Para otimização do poder estatístico, o número de
pacientes com desfecho deve ser semelhante ao número de pacientes sem
desfecho. Como esta não seria a tendência em nossa amostra, aumentamos
empiricamente em 50% o tamanho amostral, resultando em um total de 141
pacientes.
A análise estatística deste trabalho está esquematizada didaticamente na
Figura 1. A capacidade
discriminatória dos escores quanto ao risco de morte hospitalar foi avaliada
pela construção de curvas ROC. A área abaixo da curva ROC (estatística-C)
representou a acurácia de cada escore em discriminar sobreviventes e não
sobreviventes. As estatísticas-C dos escores foram comparadas de forma
pareada pelo teste de Hanley-McNeil10. Em seguida, foram identificados os melhores pontos de corte para
cada escore, definidos pela diferença máxima entre sensibilidade e 1 -
especificidade. Estes pontos de corte foram utilizados para cálculo de
sensibilidade e especificidade prognóstica, com seus intervalos de confiança
no nível 95%. Tais propriedades foram comparadas entre os dois escores pelo
teste de McNemar. A calibração dos escores foi avaliada pelo teste de
Hosmer-Lemeshow e pelo gráfico de dispersão entre a mortalidade prevista a
cada decil de risco e a mortalidade observada.
Esquematização da análise estatística.
Em análise secundária, o desempenho dos escores foi avaliado com base nos
pontos de corte utilizados na prática clínica, os quais derivam dos
trabalhos que deram origem a estes escores. Para esta análise, definimos
alto risco de morte hospitalar como probabilidade superior a 8%, valor
pontual que se encontra acima da mortalidade descrita em registros de
pacientes com infarto e supradesnível do segmento ST2,6.
Baixo risco de morte foi definido como probabilidade inferior a 3%, valor
pontual que se situa abaixo da metade da mortalidade dos registros. Baseadas
nestas definições, as faixas que definem baixo, intermediário e alto risco
no Escore TIMI são respectivamente < 3, 3 - 4 e > 4. No Escore GRACE,
as faixas de risco correspondem a < 141, 141 - 172 e > 172.
Inicialmente, a prevalência de pacientes em cada faixa de risco foi descrita
para cada escore. Posteriormente, a concordância entre os escores na
definição dessas três faixas de risco foi avaliada pelo teste Kappa e pelo
coeficiente de correlação de Kendall. Em seguida, considerando a definição
de alto risco como preditor de desfecho, foram descritas sensibilidade,
especificidade e razões de probabilidade. Para avaliação da acurácia global,
foi utilizado o índice de Youden, calculado como (sensibilidade +
especificidade) - 1, sendo que um teste perfeito teria um índice de 1. Além
deste, foi também utilizado o odds ratio diagnóstico,
definido pela equação (verdadeiro positivo/falso negativo)/(falso
positivo/verdadeiro negativo). Finalmente, em análise explanatória, os
componentes de cada escore foram comparados entre pacientes que morreram e
sobreviventes.
Para análise estatística, foi utilizado o programa SPSS, versão 21. O teste
de Hanley-McNeil (comparação das curvas ROC) foi realizado pelo programa
MedCalc, versão 12. Para todas as análises, o valor de p < 0,05 foi
considerado estatisticamente significante.
ResultadosCaracterização da Amostra
Foram estudados 152 pacientes, com idade de 63 ± 13 anos, sendo 72% do sexo
masculino, admitidos com mediana de 171 minutos (Intervalo Interquartil
(IIQ) = 66 - 402) do início dos sintomas. Destes, 78% foram submetidos à
estratégia de reperfusão em tempo hábil, a maioria por intervenção coronária
primária. O tempo porta-balão para intervenção primária apresentou mediana
de 132 minutos (IIQ = 95 - 175). Demais características estão descritas da
Tabela 1. Durante o
internamento, 16 pacientes evoluíram para óbito, representando letalidade de
11%. Os mecanismos de óbito foram choque cardiogênico em 50% dos casos,
morte arrítmica em 12,5%, disfunção renal pós-CAT em 25% (nestes casos em
pacientes que já evoluíam com hipoperfusão) e infecção em 12,5%.
Características da amostra
Variáveis
Valores
Tamanho Amostral
152
Idade (anos)
63 ± 13
Sexo masculino
110 (72%)
Peso (kg)
76 ± 12
Infarto anterior
75 (49%)
Tempo sintoma-porta (minutos)*
171 (66 - 402)
Tempo porta-balão (minutos)*
132 (95 - 175)
Terapia de reperfusão ausente ou > 4 horas
96 (63%)
Classificação de Killip
1,3 ± 0,78
Killip I
124 (82%)
Killip II
9 (5,9%)
Killip III
14 (9,2%)
Killip IV
5 (3,3%)
Pro-BNP (pg/ml)*
712 (274 - 1817)
Pro-BNP elevado
67 (44%)
Fração de ejeção do VE < 45%
35 (23%)
Doença triarterial ou tronco de CE
70/147 (48%)
Creatinina sérica (mg/dl)
1,1 ± 0,81
Frequência cardíaca (bpm)
81 ± 18
Pressão arterial sistólica (mmHg)
150 ± 31
Doença coronária prévia
26 (17%)
Diabetes
49 (32%)
Hipertensão arterial sistêmica
108 (71%)
Terapia de reperfusão
Ausência de indicação por chegada tardia
17 (11%)
Indicação de reperfusão
135 (89%)
Angioplastia primária
104 (77%)
Trombólise
15 (11%)
Coronariografia sem indicação de
angioplastia
9 (6,7%)
Ausência de estratégia por falha
diagnóstica
7 (5,2%)
Terapia farmacológica adjuvante
Aspirina
150 (99%)
Clopidrogrel ou ticagrelor
143 (94%)
Estatina
143 (94%)
Inibidor da ECA
111 (73%)
Betabloqueador
99 (65%)
Escores de risco
Escore GRACE
116 ± 36
Escore TIMI
3,7 ± 2,3
Variáveis descritas em mediana e intervalo interquartil. As
demais variáveis numéricas descritas em média e desvio-padrão.
Pro-BNP elevado: > 450 pg/ml se idade < 50 anos; > 900
pg/ml se idade ≥ 50 anos; Se distribuição não normal,
variáveis numéricas expressas em mediana (intervalo
interquartil). VE: Ventrículo esquerdo; CE: Coronária esquerda;
ECA: Enzima conversora da angiotensina
Os valores dos escores TIMI e GRACE apresentaram distribuição normal. A média
do Escore TIMI foi de 3,7 ± 2,3 (corresponde à mortalidade de 7%6), indicando risco intermediário,
enquanto o GRACE de 116 ± 36 (corresponde à mortalidade de 1,6%2) sugeriu amostra de baixo risco.
Utilizando pontos de corte determinados pelos estudos de validação dos
escores na definição de baixo risco (< 3%), intermediário (3% - 8%) e
alto risco (> 8%), verificamos que a prevalências destas faixas de risco
pelo TIMI foram de 39%, 27% e 34%, respectivamente, mostrando distribuição
equilibrada dos pacientes nas diferentes faixas de risco. Por outro lado, de
acordo com os pontos de corte do GRACE, a distribuição foi assimétrica, com
80% no baixo risco, 13% no risco intermediário e 7% no alto risco - Figura 2.
Distribuição das faixas de risco de acordo com Escore TIMI e
Escore GRACE.
Acurácia Prognóstica dos Escores
A análise da capacidade discriminatória quanto ao desfecho óbito hospitalar
demonstrou semelhança entre os Escores TIMI e GRACE, representados
respectivamente por estatística-C de 0,867 (95% IC = 0,76 - 0,98) e 0,871
(95% IC = 0,75 - 0,99), indicando boa acurácia em ambos os casos (p = 0,71)
- Figura 3. Em nossa amostra, os
melhores pontos de corte de acordo análise da curva ROC foram TIMI > 5 e
GRACE > 170. Baseado nestes valores, o Escore TIMI apresentou
sensibilidade de 75% (95% IC = 48% - 93%), semelhante a 81% (95% IC = 54% -
96%) do Escore GRACE (p = 1,0). Da mesma forma, as especificidades foram 86%
(95% IC = 79% - 91%) e 88% (95% IC = 81% - 93%), respectivamente (p = 0,82)
- Tabela 2.
Comparação dos escores TIMI e GRACE quanto à capacidade
discriminatória, calibração e acurácia de acordo com pontos de
corte
Escore TIMI
Escore GRACE
Valor de p*
Discriminação
Estatística-C (95% IC)
0,867 (0,76 - 0,98)
0,871 (0,75 - 0,99)
0,71
Calibração
X2 Hosmer-Lemeshow
1,4
14
Valor de p
0,92
0,08
Melhor Ponto de Corte †
TIMI > 5
GRACE > 142
Sensibilidade (95% IC)
75% (48% - 93%)
81% (54% - 96%)
1,0
Especificidade (95% IC)
86% (79% - 91%)
88% (81% - 93%)
0,82
Razão de Probabilidade Positiva
5,4
6,5
Razão de Probabilidade Negativa
0,29
0,21
Definição de Alto Risco (>
8%)‡
TIMI > 4
GRACE > 170
Sensibilidade (95% IC)
88% (71% - 100%)
50% (26% - 75%)
< 0,001
Especificidade (95% IC)
72% (65% - 80%)
98% (97% - 100%)
0,03
Razão de Probabilidade Positiva
3,1
23
Razão de Probabilidade Negativa
0,17
0,51
Melhor ponto de corte: melhor acurácia determinada pela curva
ROC.
Ponto de corte dos trabalhos de validação que definiam risco de
óbito > 8%, sendo Escore GRACE > 170 e Escore TIMI >
4.
Comparação estatística entre os dois escores pelo teste de
Hanley-McNeil para as estatísticas-C e pelo teste de McNemar
para sensibilidade e especificidade. IC: intervalo de
confiança.
Curvas ROC dos Escores TIMI e GRACE, para predição de óbito
hospitalar. Área abaixo da curva de 0,867 para Escore TIMI e 0,871
para Escore GRACE (p = 0,71).
O Escore TIMI apresentou calibração satisfatória, representada por
χ2 de 1,4 pelo teste de Hosmer-Lemeshow (p = 0,92),
nitidamente melhor do que a calibração do Escore GRACE, que apresentou
χ2 de 14 (p = 0,08). A Figura
4 apresenta os gráficos de dispersão entre probabilidade estimada
e mortalidade observada a cada decil de risco. Percebe-se que o Escore TIMI
apresenta pontos distribuídos de forma ascendente próximos à linha da
identidade, o que não acontece com o escore GRACE, indicando superior
calibração do primeiro em relação ao segundo.
Correlação entre mortalidade predita pelos Escores TIMI e GRACE e
mortalidade observada (análise de calibração).
Análise de Pontos de Corte Pré-validados
Os dois escores classificaram 59% pacientes na mesma faixa de risco (baixo,
intermediário ou alto), correspondendo a Kappa de 0,32 (95% IC = 0,24 -
0,41), o que indica concordância discreta. O coeficiente de correlação
Kendall foi de 0,58 (95% IC = 0,49 - 0,66).
Quando se analisa as incidências de morte nas faixas de baixo, intermediário
e alto risco, observa-se o crescimento esperado da mortalidade de acordo com
o Escore TIMI (0%, 4,9% e 25%, respectivamente). Quanto ao Escore GRACE, o
aumento de mortalidade da faixa de baixo risco para risco intermediário foi
excessivo (2,4%, 25% e 73%, respectivamente), caracterizando inadequadamente
a faixa pré-definida como risco intermediário.
Em análise dicotômica, a definição de risco elevado pelo Escore TIMI
apresentou sensibilidade de 88% (95% IC = 71% - 100%) na predição de
pacientes que apresentariam o desfecho, nitidamente superior ao Escore GRACE
(sensibilidade 50%; 95% IC = 26% - 75%) - p < 0,001. Por outro lado, o
TIMI apresentou especificidade de 72% (95% IC = 65% - 80%), moderadamente
inferior ao GRACE (especificidade 98%; 95% IC = 97% - 100%) - p = 0,03.
Estes valores de sensibilidade e especificidade resultaram em razões de
probabilidade positiva de 3,1 e negativa de 0,17 para o TIMI, enquanto o
GRACE apresentou razões de 23 e 0,51, respectivamente. Desta forma, enquanto
resultados positivos e negativos do TIMI influenciam o risco de óbito,
apenas resultados positivos do GRACE apresentam influência significativa.
Analisando a acurácia global, o índice de Youden do Escore TIMI foi de 0,6,
comparado a 0,48 para o Escore GRACE. O odds ratio
diagnóstico do TIMI foi de 42, superior ao valor de 19 observado para o
GRACE. Sendo assim, a acurácia do TIMI utilizando pontos de corte
pré-validados foi superior ao GRACE.
Análise Exploratória dos Componentes dos Escores
Das quatro variáveis compartilhadas entre os dois escores, três apresentaram
valores mais elevados (idade, pressão arterial, Killip) nos pacientes que
morreram, em relação aos sobreviventes. Frequência cardíaca foi semelhante
entre esses dois grupos.
Quando analisadas as quatro variáveis exclusivas do TIMI, três apresentaram
maior frequência entre os pacientes que foram a óbito, comparados aos
sobreviventes: infarto anterior, reperfusão tardia e fatores de risco ≥ 3.
Peso < 67 Kg foi semelhante entre os dois grupos. Das quatro variáveis
exclusivas do GRACE, apenas a creatinina distinguiu os grupos. Desvio do
segmento ST e marcador de necrose positiva são características universais de
pacientes com infarto e supradesnível do ST. A quarta variável, morte súbita
na admissão, não esteve presente em nenhum paciente. Estes dados estão
apresentados na Tabela 3.
Comparação dos componentes dos escores entre pacientes que
evoluíram com óbito e sobreviventes
Variáveis
Óbito
Não óbito
Tamanho Amostral
16
136
Variáveis Compartilhadas
Idade (anos)
77 ± 13
61 ± 12
Pressão Arterial Sistólica (mmHg)
129 ± 38
152 ± 29
Killip
2,4 ± 1,3
1,2 ± 0,59
Frequência Cardíaca (bpm)
82 ± 22
80 ± 17
Variáveis Exclusivas do TIMI
Infarto anterior
5 (31%)
27 (20%)
Fatores de Risco ≥ 3
15 (94%)
106 (78%)
Reperfusão > 4 horas
12 (75%)
84 (62%)
Peso < 67 Kg
3 (19%)
30 (22%)
Variáveis Exclusivas do GRACE
Creatinina sérica (mg/dl)
1,35 ± 0,69
1,06 ± 0,82
Desvio do segmento ST
16 (100%)
16 (100%)
Elevação de marcador de necrose
16 (100%)
136 (100%)
Parada cardíaca
0
0
Discussão
O presente estudo comparou o desempenho dos dois principais escores preditores de
morte aplicados a pacientes com infarto e supradesnível do segmento ST. Nossa
análise primária considerou os escores em toda sua amplitude numérica, indicando
semelhante capacidade discriminatória. No entanto, a calibração do escore TIMI
foi superior ao GRACE. Esta calibração superior promoveu melhor acurácia do TIMI
quando utilizados pontos de corte pré-definidos pelos trabalhos de validação de
tais escores.
Nossa análise exploratória explica esses achados na medida em que o Escore TIMI
possui um maior número de variáveis que se associam a óbito. Isto pode decorrer
do fato de que o TIMI foi derivado de uma amostra específica de infarto com
supradesnível, diferente do GRACE. Embora a superior acurácia não seja
excessiva, quando aliamos o presente achado à maior simplicidade de cálculo,
passamos a considerar o TIMI como o escore preferencial nesse cenário
clínico.
Nesta discussão, faz-se necessário revisar o significado de cada uma das
propriedades prognósticas estudadas: discriminação e calibração. Capacidade
discriminatória (estatística-C) descreve a habilidade do escore em
individualmente diferenciar o paciente que terá o desfecho do paciente que
permanecerá livre do desfecho. Por outro lado, calibração diz respeito à
habilidade do escore em predizer qual a mortalidade em uma dada população. É uma
estimativa coletiva, ao invés de individual. Sendo assim, é natural que o TIMI,
um escore derivado de pacientes com supradesnível do ST, seja melhor calibrado
do que o GRACE, cuja amostra de derivação possuía apenas 1/3 de pacientes nesta
condição.
A semelhante capacidade discriminatória em nossa análise primária sugere que para
diferenciar pacientes que apresentarão ou não um desfecho, os dois escores podem
ser intercambiáveis desde que se adaptem os pontos de corte à nossa população.
Por outro lado, para estimar a probabilidade do desfecho, a análise de
calibração indica que o Escore TIMI é superior. Esta estimativa é útil para
árvores de decisão clínica, quando se parte de uma probabilidade basal para
calcular impacto absoluto de uma conduta médica. Devemos reconhecer que, no
infarto com supradesnível, a predição de risco não modifica a conduta inicial,
pois a indicação de reperfusão é universal. Mesmo assim, há utilidades práticas
de um escore bem calibrado: pacientes de menor risco submetidos à intervenção
primária podem receber alta mais precoce; deve-se ter cuidado com a aplicação de
betabloqueador em pacientes de alto risco, que tendem a instabilizar
hemodinamicamente; possibilidade da revascularização completa por intervenção
percutânea pode ser melhor do que simplesmente intervenção no vaso culpado em
pacientes de alto risco11 (hipótese ainda
a ser testada por grandes estudos randomizados). Em segundo lugar, a estimativa
de risco é útil em controle de qualidade assistencial, quando se compara a
mortalidade esperada em uma população (escore) com a mortalidade observada em
nosso meio.
Outro aspecto que sugeriu maior utilidade do TIMI foi a distribuição equitativa
de pacientes nas faixas de baixo, médio e alto risco, quando se considerou os
pontos de corte utilizados na prática clínica. Isto permite atribuir condutas
diferenciadas a maior número de pacientes. Diferentemente, o GRACE classificou
quase todos os pacientes como baixo risco, o que tornaria infrequente a
distinção de conduta baseada em risco.
Recentemente, Kozieradzka e cols.12
compararam estes escores no infarto com supradesnível, mostrando semelhante
capacidade discriminatória. No entanto, esses autores não analisaram calibração.
Além disso, a análise daquele trabalho correspondeu a desfechos no longo prazo,
cinco anos de evolução12. Diferentemente,
preferimos focar nossa abordagem em desfechos hospitalares, por dois motivos:
primeiro, estes escores foram originalmente criados e validados para este tipo
de predição; segundo, a predição de desfechos hospitalares possue maior
capacidade de influenciar a conduta de fase aguda. Esta característica e nossa
análise de calibração representam a originalidade de nosso estudo.
Devemos discutir o significado da incidência de morte (11%) relativamente alta em
nossa amostra. Como observado na Figura 4
(gráfico de calibração), os dois decis de pacientes que apresentam maior
mortalidade são exatamente os paciente cujos escores TIMI e GRACE fizeram
predição de alta mortalidade. Em contrapartida, observamos no gráfico que nos
outros oito decis de baixo risco predito, a mortalidade observada é baixa. Ou
seja, quando mostramos que a calibração é boa, isso significa que os pacientes
de alto risco (pelos escores) estão com alta mortalidade e os de baixo risco
possuem baixa mortalidade. Sendo assim, fica evidente que nossa mortalidade
observada se deve às características de alguns subgrupos de alto risco. Esta é a
explicação estatística de nossa mortalidade. Corroborando com esta ideia, a
Tabela 3 indica que as
características de gravidade dos escores são de fato mais presentes nos
pacientes que foram a óbito. Devemos também considerar que nossa amostra se
limita a pacientes com IAMcSST, grupo em que se espera maior mortalidade do que
na coorte total do GRACE.
A este respeito, devemos salientar que, quanto à calibração de um modelo
preditor, pode variar com a incidência do desfecho na população. Sendo assim,
nossos achados não podem ser extrapolados com alto grau de certeza para
populações de risco muito diferentes.
Outro aspecto que merece discussão é a alta frequência de reperfusão tardia.
Devemos salientar que este tempo de reperfusão não se refere ao tempo
porta-balão, mais sim ao tempo entre início dos sintomas e a reperfusão. Sendo
assim, espera-se que boa parte dos pacientes apresente este tempo mais
prolongado. O trabalho original do Escore TIMI (que possui esta variável)
vale-se de uma amostra proveniente de ensaio clínico randomizado, ou seja,
selecionada, o que pode explicar taxas favoráveis de reperfusão precoce.
Idealmente, a avaliação de um marcador de risco não deve ser feita em cenário no
qual este marcador seja utilizado pela equipe que cuida do paciente, pois isto
pode subestimar o valor preditor observado. No entanto, esses são escores já
conhecidos e adotados na prática clínica, tornando impossível garantir que não
sejam utilizados nos registros atuais. Ao passo em que reconhecemos tal
limitação, observamos que possivelmente esta ocorreu com os dois escores. Isto
ameniza este potencial viés, visto que o objetivo principal é a comparação entre
os escores.
Conclusão
As capacidades discriminatórias dos Escores TIMI e GRACE são semelhantes,
enquanto o TIMI supera o GRACE em calibração. Este resultado, aliado à maior
simplicidade do TIMI, torna este o escore preferencial em pacientes com infarto
e supradesnível do segmento ST. Para populações de risco diferente da nossa
amostra, esta conclusão deve ser validada por futuros trabalhos estudos.
Contribuição dos autores
Concepção e desenho da pesquisa: Correia LCL, Carvalhal M, Oliveira R, Silva
A, Vasconcelos I, Henri C; Obtenção de dados: Correia LCL, Garcia G, Kalil
F, Ferreira F, Carvalhal M; Análise e interpretação dos dados e Análise
estatística: Correia LCL; Redação do manuscrito: Correia LCL, Vasconcelos I;
Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante:
Garcia G, Kalil F, Ferreira F, Carvalhal M, Oliveira R, Silva A, Henri C,
Noya-Rabelo M.
Fontes de financiamento
O presente estudo não teve fontes de financiamento externas.
Vinculação acadêmica
Não há vinculação deste estudo a programas de pós-graduação.