Arq Bras Cardiol abc Arquivos Brasileiros de Cardiologia Arq. Bras. Cardiol. 0066-782X 1678-4170 Sociedade Brasileira de Cardiologia - SBC KSqSpLJBXrYBNKY4839h6wc S0066-782X2023001200309 00309 10.36660/abc.20230441 Artigo Original Desempenho do Escore SHARPEN e do Índice de Comorbidade de Charlson para Predição de Mortalidade durante a Internação Hospitalar e após a Alta na Endocardite Infecciosa 0000-0002-6703-8471 Alves Sofia Giusti Concepção e desenho da pesquisa Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Análise estatística Redação do manuscrito Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 1 0000-0003-1521-6608 Pivatto Fernando Júnior Concepção e desenho da pesquisa Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Análise estatística Redação do manuscrito Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 1 2 0000-0001-6055-6682 Filippini Filippe Barcellos Concepção e desenho da pesquisa Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Redação do manuscrito Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 3 Dannenhauer Gustavo Paglioli Concepção e desenho da pesquisa Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Redação do manuscrito Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 3 Seroiska Gabriel Concepção e desenho da pesquisa Obtenção de dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 4 Bischoff Helena Marcon Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 4 Birk Luiz Felipe Schmidt Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 4 Terra Diego Henrique Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 4 Sganzerla Daniel Análise e interpretação dos dados Análise estatística Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 5 0000-0002-3314-9712 Miglioranza Marcelo Haertel Concepção e desenho da pesquisa Obtenção de dados Análise e interpretação dos dados Análise estatística Obtenção de financiamento Redação do manuscrito Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante 4 5 6 7 Hospital de Clínicas de Porto Alegre Porto Alegre RS Brasil Hospital de Clínicas de Porto Alegre, Porto Alegre (HCPA), RS – Brasil Hospital Nossa Senhora da Conceição Porto Alegre RS Brasil Hospital Nossa Senhora da Conceição (HNSC), Porto Alegre, RS – Brasil Instituto de Cardiologia de Santa Catarina São José SC Brasil Instituto de Cardiologia de Santa Catarina, São José, SC – Brasil Universidade Federal de Ciências da Saúde de Porto Alegre Porto Alegre RS Brasil Universidade Federal de Ciências da Saúde de Porto Alegre (UFCSPA), Porto Alegre, RS – Brasil Unimed Porto Alegre Cooperativa Médica Porto Alegre RS Brasil Unimed Porto Alegre Cooperativa Médica, Porto Alegre, RS – Brasil Instituto de Cardiologia do Rio Grande do Sul Laboratório de Pesquisa e Inovação em Imagem Cardiovascular Porto Alegre RS Brasil Instituto de Cardiologia do Rio Grande do Sul (ICFUC-RS) – Laboratório de Pesquisa e Inovação em Imagem Cardiovascular, Porto Alegre, RS – Brasil Hospital Mãe de Deus Porto Alegre RS Brasil Hospital Mãe de Deus, Porto Alegre, RS – Brasil Correspondência: Sofia Giusti Alves • Hospital de Clínicas de Porto Alegre – Rua Ramiro Barcelos, 2350. CEP 90410-000, Porto Alegre, RS – Brasil. E-mail: sofiagiustia@gmail.com

Editor responsável pela revisão: Gláucia Maria Moraes de Oliveira

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 04 03 2024 2023 120 12 e20230441 04 07 2023 03 10 2023 18 10 2023 This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License, which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

: Desempenho do Escore SHARPEN e do Índice de Comorbidade de Charlson para Predição de Mortalidade durante a Internação Hospitalar e após a Alta na Endocardite Infecciosa

Resumo Fundamento

O SHARPEN foi o primeiro escore desenvolvido especificamente para a predição de mortalidade hospitalar em pacientes com endocardite infecciosa (EI), independentemente da realização de cirurgia cardíaca.

 Objetivos

Analisar a capacidade do escore SHARPEN na predição de mortalidade hospitalar e mortalidade após a alta e compará-la à do Índice de Comorbidade de Charlson (ICC).

 Métodos

Estudo retrospectivo do tipo coorte incluindo internações por EI (segundo os critérios de Duke modificados) entre 2000 e 2016. A área sob a curva ROC (AUC-ROC) foi calculada para avaliar a capacidade preditiva. Curvas de Kaplan-Meier e regressão de Cox foram realizadas. Um valor de p < 0,05 foi considerado estatisticamente significativo.

 Resultados

Estudamos 179 internações hospitalares. A mortalidade hospitalar foi 22,3%; 68 (38,0%) foram submetidos à cirurgia cardíaca. Os escores SHARPEN e ICC (mediana e intervalo interquartil) foram, respectivamente, 9(7-11) e 3(2-6). O escore SHARPEN mostrou melhor predição de mortalidade hospitalar em comparação ao ICC nos pacientes não operados (AUC-ROC 0,77 vs. 0,62, p = 0,003); não foi observada diferença no grupo total (p=0,26) ou nos pacientes operados (p=0,41). Escore SHARPEN >10 na admissão foi associado a uma menor sobrevida hospitalar no grupo total (HR 3,87; p < 0,001), nos pacientes não operados (HR 3,46; p = 0,006) e de pacientes operados (HR 6,86; p < 0,001) patients. ICC > 3 na admissão foi associada a pior sobrevida hospitalar nos grupos total (HR 3,0; p = 0,002), de pacientes operados (HR 5,57; p = 0,005), mas não nos pacientes não operados (HR 2,13; p = 0,119). A sobrevida após a alta foi pior nos pacientes com SHARPEN > 10 (HR 3,11; p < 0,001) e ICC > 3 (HR 2,63; p < 0,001) na internação; contudo, não houve diferença na capacidade preditiva entre esses grupos.

 Conclusão

O SHARPEN escore foi superior ao ICC na predição de mortalidade hospitalar nos pacientes não operados. Não houve diferença entre os escores quanto à mortalidade após a alta.

 Endocardite Comorbidade Análise de Sobrevida Introdução

A endocardite infecciosa (EI) tem uma alta incidência, com 1,5-11,6 casos por 100 000 pessoas,1 e taxas de mortalidade hospitalar que variam entre 17,5% e 30%.1-3 Pacientes que sobrevivem ao primeiro episódio de EI continuam apresentando mortalidade e morbidade elevadas, principalmente no primeiro ano de alta.4 Mudanças recentes no perfil epidemiológico da EI podem haver contribuído para a manutenção da morbidade e da mortalidade elevada. A incidência de EI tem aumentado em pacientes com fatores de risco para eventos adversos, tais como idade avançada, comorbidades, próteses valvares, e dispositivos cardíacos; além disso, um aumento de casos de endocardite nosocomial tem sido relatado.2,5,6

Considerando o impacto da EI na saúde, a otimização de sua avaliação e de seu tratamento é essencial. Há evidência de melhora nos desfechos clínicos com o uso de um uma estratégia de alarme multidisciplinar e protocolos padronizados de EI com base na gravidade da doença.7-10 Nesse contexto, a estratificação de risco baseada em um escore pode auxiliar no encaminhamento de pacientes de alto risco para centros especializados ou de terapia intensiva.11 Considerando que a cirurgia precoce está associada a menor mortalidade por EI, os escores de risco podem ser úteis para direcionar a seleção dos pacientes.12 Ainda, sua aplicação para predição da mortalidade após internação por EI pode ajudar a identificar os pacientes que se beneficiariam de um acompanhamento mais próximo após a alta.

Vários escores de risco cirúrgicos foram desenvolvidos especificamente para EI13-20 e comparados com escores de risco cirúrgicos tradicionais, como o EuroSCORE e o escore STS.21-23 No entanto, esses escores não foram validados em pacientes não operados, que representam quase 50% de todas as internações por EI6, ou na avaliação prognóstica em longo prazo. O estudo The ICE-Prospective Cohort Study é o único que avaliou a mortalidade por EI após a alta, a qual foi determinada aos seis meses.24 Assim, é necessário melhorar a avaliação prognóstica dos pacientes sob tratamento clínico.

SHARPEN é um escore de risco para EI desenvolvido por Chee et al.11 para predizer mortalidade hospitalar em pacientes operados e não operados.25 Nosso estudo tem como objetivo avaliar o valor prognóstico do escore SHARPEN durante a internação por EI tanto em pacientes operados como não operados, além de comparar seu desempenho com o Índice de Comorbidade de Charlson (ICC).26

 Pacientes e métodos

Realizamos um estudo retrospectivo unicêntrico do tipo coorte incluindo todos os casos de EI ativa (em tratamento com antibiótico)27 entre 2000 e 2016 em pacientes com idade ≥ 18 anos. Foram incluídos somente os pacientes com diagnóstico definitivo de EI de acordo com os critérios de Duke.28 Nossa instituição é um hospital escola público terciário localizado no sul do Brasil. O hospital tem 784 leitos e o acesso à saúde é concedido exclusivamente pelo Sistema Único de Saúde, principalmente para pacientes de baixa renda. Uma média de 30-60 substituições de válvula são realizadas por ano na instituição. O estudo foi aprovado pelo comitê de ética em pesquisa.

Internações por EI foram identificadas pelo código da Classificação Internacional de Doenças, 10ª revisão (CID-10)29 registrado no resumo da alta ou em qualquer outro momento durante a internação. Os seguintes códigos foram pesquisados: B37.6 (Endocardite por Candida), I33.0 (Endocardite aguda e subaguda), I33.9 (Endocardite aguda e subaguda não especificada), I38 (Endocardite de valva não especificada), e I39.8 (Endocardite e transtornos valvulares cardíacos em doenças classificadas em outra parte). Após esse rastreamento inicial, os prontuários dos pacientes foram revisados para assegurar que os critérios de inclusão foram preenchidos. A Figura 1 apresenta o fluxograma do estudo. Dados do período de internação foram coletados dos prontuários médicos físicos e eletrônicos. A avaliação no seguimento pós-alta envolveu a avaliação dos prontuários médicos para verificar se os pacientes sobreviventes tiveram consulta e/ou internações após a alta, número de telefone dos demais pacientes e, finalmente, revisão dos atestados de óbito. Todos os pacientes que não foram registrados como falecidos até em nenhuma dessas fontes de dados até 1º de outubro de 2022 (que marcou a conclusão da avaliação do seguimento) foram considerados vivos.

– Fluxograma do estudo; EI: Endocardite Infecciosa; CID: Classificação Internacional de Doenças; ICC: Índice de comorbidade de Charlson; *critério modificado de Duke; dados apresentados como n (%).

O escore SHARPEN11 (2-20 pontos, material suplementar S1) foi calculado retrospectivamente para cada internação e foi realizada classificação como baixo ou alto risco para mortalidade hospitalar de acordo com o melhor ponto de corte observado. Foram atribuídos três pontos para pressão sistólica < 90mmHg ou usuário de drogas não injetáveis; dois pontos para manifestações de insuficiência cardíaca (IC) durante internação, creatinina na admissão > 2,26mg/dL, diagnóstico de pneumonia nosocomial, pico de proteína C reativa (PCR) > 200mg/dL durante a internação; e 2, 4, e 6 pontos para os grupos de < 50, 50-65, e > 65 anos, respectivamente). O diagnóstico de IC foi definido com base nos critérios de Framingham.30 Pneumonia nosocomial foi definida como pneumonia ocorrendo ≥ 48 horas após a admissão hospitalar. O ICC foi calculado para cada paciente (Material Suplementar S2) e as definições de comorbidades do estudo original foram usados.26 A urgência da operação foi definida de acordo com os critérios EuroSCOREII.27

Análise estatística

Os dados foram analisados usando o programa SPSS, versão 21.0, e MedCalc, versão 12.5. Para análise descritiva, as variáveis categóricas foram expressas em frequências absolutas e relativas, as variáveis contínuas com distribuição normal em média [± desvio padrão (DP)], e as variáveis contínuas sem distribuição normal em mediana [Intervalo Interquartil (IIQ)]. O teste de Shapiro-Wilk foi usado para testar a normalidade da distribuição. Para comparações entre os grupos, as variáveis categóricas e as variáveis quantitativas com distribuição normal foram comparadas pelo teste do qui-quadrado e pelo teste t de Student, respectivamente. O teste exato de Fisher foi usado em caso de baixa frequência dos dados. A capacidade preditiva do escore SHARPEN e do ICC foi avaliada calculando-se a Área sob a Curva ROC (AUC-ROC). As AUC-ROCs foram comparadas usando o teste DeLong, o melhor ponto de corte em cada sistema de escores foi determinado pelo índice de Youden. A análise de sobrevida foi realizada usando curvas de Kaplan-Meier. Modelos de regressão de Cox foram usados para calcular a razão de risco (Hazard Ratio, HR) da mortalidade hospitalar e após a alta. Valores de p<0,05 foram considerados estatisticamente significativos.

 Resultados Características basais da amostra

Das 251 internações inicialmente identificadas, 179 internações de 168 pacientes preencheram os critérios de inclusão; 10 pacientes tinham mais de uma internação por EI durante o período do estudo (Material Suplementar S3). O tempo mediano de internação foi 45 (33-64) dias, com 93 (52,0%) de internações na unidade de terapia intensiva (excluindo admissões somente para monitoramento pós-operatório). As características basais da amostra estão apresentadas na Tabela 1. A terapia com antibióticos foi iniciada 1 (0-6) dia (período mediano) após a admissão. Não houve casos de EI em dispositivos intra-cardíacos.

– Características basais e complicações hospitalares
Variável Total (n = 179) Alta hospitalar (n = 139) Morte hospitalar (n = 40) p
Características basais
Idade (anos)* 57,4 (42,3-68,5) 54,7 (40,6-66,0) 64,7 (54,5-72,1) ,004
Sexo masculino 126 (70,4) 101 (72,7) 25 (62,5) ,30
FEVE (%) 63 (58-68) 63 (58-68) 62 (56-69) ,97
EI do lado esquerdo 164 (91,6) 124 (89,2) 40 (100) ,020
Hipertensão 92 (51,4) 68 (48,9) 24 (60,0) ,29
Diabetes† 37 (20,7) 27 (19,4) 10 (25,0) ,58
Cirurgia cardíaca prévia 31 (17,3) 24 (17,3) 7 (17,5) 1,0
PAS < 90mmHg na admissão* 26 (14,5) 15 (10,9) 11 (27,5) ,018
Pico de PCR durante a internação > 200mg/L* 26 (14,5) 16 (11,5) 10 (25,0) ,060
EI de prótese valvar 23 (12,8) 18 (12,9) 5 (12,5) 1,0
Creatinina > 2,26mg/dL na admissão* 20 (11,2) 12 (8,6) 8 (20,0) ,082
DRC com necessidade de diálise † 14 (7,8) 8 (5,8) 6 (15,0) ,088
Uso de droga endovenosa* 13 (7,3) 11 (7,9) 2 (5,0) ,74
HIV 9 (5,0) 6 (4,3) 3 (7,5) ,42
Disfunção cardíaca (FEVE ≤ 40%) 8 (4,5) 6 (4,3) 2 (5,0) ,85
Complicações hospitalares
Regurgitação moderada/grave 107 (59,8) 79 (56,8) 28 (70,0) ,19
Insuficiência cardíaca*† 97 (54,2) 69 (49,6) 28 (70,0) ,036
Cirurgia cardíaca 68 (38,0) 54 (38,8) 14 (35,0) ,80
Pneumonia (≥ 48h após admissão)* 38 (21,2) 22 (15,8) 16 (40,0) ,002
Eventos embólicos (excluindo eventos cerebrovasculares) 35 (19,6) 25 (18,0) 10 (25,0) ,45
Hemodiálise‡ 33 (18,4) 12 (9,2) 21 (61,8) < ,001
Complicações intracranianas (hemorragia/AVC isquêmico) 31 (17,3) 21 (15,1) 10 (25,0) ,22
Ruptura de cordas tendinosas 23 (12,8) 19 (13,7) 4 (10,0) ,73
Abscesso perivalvar 18 (10,1) 14 (10,1) 4 (10,0) 1,0
Fístula 14 (7,8) 10 (7,2) 4 (10,0) ,52
Pseudoaneurisma 3 (1,7) 3 (2,2) 0 (0) 1,0

Dados apresentados em mediana (intervalo interquartil) ou número (%); AVC: acidente vascular cerebral; DRC: doença renal crônica; HIV: vírus da imunodeficiência humana; EI: endocardite infecciosa; FEVE: fração de ejeção do ventrículo esquerdo; NS: não significativo; PAS: pressão arterial sistólica; *Componente do escore SHARPEN; †Componente do Índice de Comorbidade de Charlson. ‡Excluindo pacientes com doença renal crônica com necessidade de diálise antes da admissão hospitalar (n = 14).

Ecocardiografia transesofágica foi realizada na maioria dos pacientes (n = 145; 81,0%). Foram detectadas vegetações em 162 pacientes (90,5%), que eram maiores que 10mm em 69 (38.5%) pacientes. EI da valva aórtica (n = 68; 38,0%) ou da valva mitral (n = 60; 33,5%) foi a apresentação mais comum, e 36 (20,1%) pacientes apresentaram envolvimento em mais de uma válvula. Culturas sanguíneas positivas foram encontradas em 154 (86,0%) pacientes; Staphylococcus aureus (22.0%) e Streptococcus viridans (15,1%) foram os agentes mais comuns. A infecção associada com cateter ocorreu em 12 (6,7%) da amostra.

Embora em 87 (48,6%) das internações houvesse indicação de cirurgia, o procedimento foi realizado durante a mesma internação em somente 68 (78,2%) delas – em caráter de urgência em 64 (94,1%) e em caráter emergencial em quatro (5,9%) pacientes. As indicações cirúrgicas foram IC aguda (n = 54; 79,4%) e infecção não controlada (n = 28; 41,2%). As principais razões de não se operar durante a mesma internação apesar da indicação foram: plano de uma cirurgia eletiva em uma internação subsequente (n = 7; 6,8%) e instabilidade hemodinâmica (n = 5; 26,3%). Os procedimentos mais realizados foram o implante de válvula aórtica mecânica (n = 19, 10,6%) e o implante de válvula aórtica biológica (n = 12, 6,7%). O tempo médio (± DP) de bypass cardiopulmonar e isquemia foram 136 (± 46) e 104 (± 42) minutos, respectivamente.

A mortalidade hospitalar foi 22,3% [Intervalo de Confiança (IC) de 95%: 16,2-28,4%)], e o choque séptico foi a principal causa de morte (n = 20; 11,2%). A taxa de mortalidade não foi diferente entre pacientes operados e não operados (20,6% vs. 23,4%, p = 0,797).

 Avaliação prognóstica usando o escore SHARPEN e o ICC para predição de mortalidade hospitalar

Os pacientes apresentaram um escore SHARPEN mediano de 9 (7-11) pontos. Os escores SHARPEN (mediana e IIQ) dos pacientes após a alta e dos pacientes que foram a óbito durante a internação foram 9 (7-11) e 11 (9-13) pontos, respectivamente (p < 0,001). O melhor ponto de corte para predição de mortalidade no escore SHARPEN foi > 10 pontos. No geral, 111 (62,0%) internações foram classificadas como de baixo risco (2-10 pontos) e 68 (38,0%) como de alto risco (11-20 pontos), com taxas de mortalidade hospitalar entre 10,8 e 41,2%, respectivamente (p < 0,001).

Os pacientes apresentaram um ICC mediano de 3 (2-6) pontos. Os escores ICC (mediana e IIQ) dos pacientes após a alta e dos pacientes que foram a óbito durante a internação foram 3 (1-5) e 5 (3-7), respectivamente (p < 0,001). O melhor ponto de corte para predição de mortalidade para o ICC foi >3 pontos. No geral, 95 (56,1%) internações foram classificadas como de baixo risco (≤3 pontos) e 84 (46,9%) como de alto risco (>3 pontos), com taxas de mortalidade hospitalar entre 12,5 e 33,3%, respectivamente (p < 0,001). A Tabela 2 apresenta as características do escore SHARPEN e do ICC em todos os pacientes, nos pacientes operados e nos pacientes não operados.

– Características do escore SHARPEN e do Índice de Comorbidade de Charlson
Estatísticas % (IC95%) SHARPEN > 10 ICC > 3
Total Não operados Operados Total Não operados Operados
Sensibilidade 70,0 (53,5-83,4) 71,4 (41,9-91,1) 69,2 (48,2-85,7) 70,0 (53,5-83,4) 69,2 (48,2-85,7) 71,4 (41,9-91,6)
Especificidade 71,2 (62,9-78,6) 72,2 (58,3-83,5) 70,6 (59,7-79,9) 59,7 (51,1-67,9) 50,6 (39,5-61,6) 74,1 (60,4-85)
Razão de verossimilhança positiva 2,43 (1,75-3,39) 2,57 (1,49-4,43) 2,35 (1,55-3,57) 1,74 (1,30-2,31) 1,40 (1,0-1,96) 2,76 (1,57-4,82)
Razão de verossimilhança negativa 0,42 (0,26-0,68) 0,40 (0,17-0,92) 0,44 (0,24-0,79) 0,50 (0,31-0,82) 0,61 (0,33-1,12) 0,39 (0,17-0,90)
Mortalidade 22,3 20,6 23,4 22,3 23,4 20,6
Valor preditivo positivo 41,1 (33,4-49,3) 40,0 (27,9-53,4) 41,8 (32,1-52,2) 33,3 (27,2-39,9) 30 (23,5-37,5) 41,67 (28,9-55,5)
Valor preditivo negativo 89,2 (83,6-93,1) 90,7 (80,7-95,8) 88,2 (80,6-93,1) 87,4 (80,9-91,9) 84,3 (74,4-90,9) 90,9 (81,1-95,9)
Acurácia 70,9 (63,7-77,5) 72,1 (59,8-82,3) 70,3 (60,8-78,6) 62,0 (54,5-69,1) 54,95 (45,2-64,4) 73,5 (61,4-83,5)

ICC: índice de comorbidade de Charlson; IC: intervalo de confiança.

A Figura 2 apresenta as curvas ROC para predição de mortalidade hospitalar de acordo com o escore SHARPEN e o ICC. Não houve diferença na AUC do escore SHARPEN entre os pacientes operados e não operados (p = 0,058). Por outro lado, encontramos uma diferença estatisticamente significativa na AUC do ICC entre os pacientes operados e não operados (p = 0,039). Quando comparamos a capacidade do SHARPEN e do ICC em predizer a mortalidade hospitalar, não encontramos diferença na amostra total (p = 0,26) ou nos pacientes operados (p = 0,41). No entanto, no subgrupo de pacientes não operados, o escore SHARPEN foi superior ao ICC (p = 0,003).

– Curvas ROC do escore SHARPEN e do Índice de Comorbidade de Charlson para a predição de mortalidade hospitalar. 2A: Curvas ROC curves para o escore SHARPEN e Índice de Comorbidade de Charlson em toda a amostra; 2B: Curvas ROC para o escore SHARPEN em pacientes operados e não operados; 2C: Curvas ROC para Índice de Comorbidade de Charlson em pacientes operados e não operados, AUC: área sub a curva; IC: intervalo de confiança.

Análise de sobrevida hospitalar

Observou-se uma associação estatisticamente significativa entre o escore SHARPEN > 10 e uma sobrevida hospitalar menor, o que se manteve na análise dos pacientes operados e não operados separadamente. As curvas de sobrevida hospitalar de acordo com o escore SHARPEN são apresentadas na Figura 2.

Também encontramos uma associação entre ICC>3 pontos e menor sobrevida hospitalar em pacientes operados; no subgrupo de pacientes não operados, no entanto, não houve associação estatisticamente significativa entre ICC elevada e menor mortalidade hospitalar. Curvas de sobrevida hospitalar segundo o ICC estão apresentadas na Figura 4.

– Sobrevida hospitalar de acordo com o Índice de Comorbidade de Charlson (ICC) na amostra total (4A), (4B) pacientes não operados e (4C) pacientes operados; ICC: Índice de Comorbidade de Charlson comorbidity; IC: intervalo de confiança; HR: hazard ratio; o sombreamento representa o intervalo de confiança de 95% da estimativa.

Análise de sobrevida após a alta hospitalar

Dos 135 pacientes que receberam alta após a primeira internação por EI, 73 (54,1%) morreram durante o acompanhamento; 25 (34,2%) das mortes foram registradas no primeiro ano de seguimento. O tempo mediano (IIQ) de acompanhamento foi de 8,95 (3,23-14,1) anos, correspondendo a 1223 pacientes-anos e a uma taxa de incidência de seis eventos por 100 paciente-anos. A sobrevida após a alta foi 12,3 (± 3,30) anos. Não houve diferença estatisticamente significativa nas taxas de mortalidade após a alta entre os pacientes operados e não operados (58,5 vs. 47,2% respectivamente, p = 0,264).

As taxas de mortalidade após a alta foram maiores nos pacientes com um escore SHARPEN de 11-20 pontos (80,0 vs. 43,2% 2-10 pontos; p < 0,001) e naqueles com um ICC > 3 pontos (69,8 vs. 43,9% ICC ≤ 3 pontos; p = 0,006). A taxa de sobrevivência foi mais baixa nos pacientes com um escore SHARPEN de 11-20 pontos e um ICC > 3 pontos. A Figura 5 apresenta as curvas de Kaplan-Meier para sobrevida após a alta de acordo com ambos os escores avaliados no estudo.

– Sobrevida após a alta de acordo com o escore SHARPEN (5A) e o Índice de Comorbidade de Charlson (5B); ICC: índice de comorbidade de Charlson; IC: intervalo de confiança; HR: hazard ratio; o sombreamento representa o intervalo de confiança de 95% da estimativa.

Avaliação prognóstica usando o escore SHARPEN e o ICC para predição de mortalidade após a alta

A Figura 6 apresenta as curvas ROC para predição de mortalidade após a alta de acordo com o escore SHARPEN e o ICC. Não houve diferença estatisticamente significativa nas AUCs do escore SHARPEN entre os pacientes operados e não operados (p = 0,086). Ainda, não houve diferença nas AUCs do ICC entre pacientes operados e não operados (p = 0,683). Não foram observadas diferenças entre o escore SHARPEN e o ICC na predição de mortalidade após a alta na população total (p = 0,515), nos pacientes operados (p = 0,547) e nos pacientes não operados (p = 0,468).

– Curvas do escore de SHARPEN e índice de comorbilidade de Charlson para predição de mortalidade após a alta. 6A: Curvas ROC para escore SHARPEN e índice de comorbilidade de Charlson na amostra total; 6B: Curvas ROC para escore SHARPEN para os pacientes operados e os pacientes não operados; 6C: Curvas ROC para índice de comorbilidade de Charlson para os pacientes operados e os pacientes não operados; ICC: índice de comorbilidade de Charlson; AUC: área sob a curva; IC: intervalo de confiança.

Discussão

Nosso estudo apresentou três importantes conclusões: 1) o escore SHARPEN é preciso na predição de mortalidade hospitalar tanto em pacientes operados como não operados; 2) a acurácia do escore SHARPEN é similar à do ICC e significativamente melhor nos pacientes não operados; 3) Escores SHARPEN e ICC mais altos estão associados com mortalidade elevada após a alta de uma internação por EI.

As taxas de mortalidade na nossa amostra foram similares às descritas no estudo de Chee et al.11 (22,3 vs. 23,2%, respectivamente). Um estudo brasileiro do tipo coorte, publicado por Lemos et al., que incluiu 359 pacientes entre 2006 e 2019, 285 (79,4%) desses operados, mostrou uma mortalidade hospitalar de 24,5%, a qual também foi comparável aos nosso resultados.31 Contudo, embora o estudo original11 e o registro multicêntrico EURO-ENDO6 tenham mostrado mortalidade reduzida nos pacientes com EI que não tinham indicação de cirurgia, nós não encontramos diferença na mortalidade na comparação entre pacientes operados e não operados. Uma possível explicação para essas divergências é a existência de um viés de sobrevivência no qual pacientes elegíveis para cirurgia que foram operados têm maior probabilidade de sobreviver, enquanto aqueles com indicação cirúrgica que não puderam ser operados têm um prognóstico inerente pior.11,32,33 A taxa de cirurgia mais baixa no estudo original11 em comparação com a nossa (26,9 vs. 38,0%) sugere que a cirurgia teria sido contraindicada em pacientes em alto risco.34

O escore SHARPEN foi comparado ao ICC pela sua capacidade de predizer mortalidade hospitalar em estudos anteriores.6,35,36 apesar da acurácia relativamente baixa do ICC para predição de mortalidade hospitalar, um escore >3 foi associado com mortalidade elevada durante a internação, exceto no grupo não operado. Esse efeito pode estar relacionado à associação entre um ICC elevado e taxas de cirurgia mais baixas,6 o que também é um preditor independente de mortalidade.36 Similar ao estudo de Lu et al.,37 o ICC também foi capaz de predizer mortalidade em longo prazo na nossa amostra.

– Sobrevida hospitalar de acordo com o escore SHARPEN (3A) total (3B) pacientes não operados (3C) e operados. IC: intervalo de confiança; HR: hazard ratio; o sombreamento representa 95% da estimativa.

A aplicação dos escores de risco desenvolvidos especificamente para paciente com EI é preferível devido às particularidades da doença que nem sempre são contempladas por escores de risco de uso geral. Essa crença é reforçada pelo fato de que o EuroSCORE, um dos principais escores de risco cirúrgico usados na prática clínica, subestimou a mortalidade em cirurgia de válvula para EI ativa.38 Embora seja muito interessante ter escores específicos para a avaliação da mortalidade na EI, vale a pena ressaltar que o escore SHARPEN também inclui aspectos gerais (por exemplo, uso de drogas vasoativas para IC, presença de insuficiência renal, pressão arterial) que são, na verdade, incluídos em outros escores como o SOFA e o qSOFA.39,40

Poucos estudos abordaram a aplicação dos escores de risco cirúrgico em pacientes com EI não operados. Gatti et al.41 relataram que três escores específicos para EI (STS-IE, escore ICE, e EndoSCORE) e dois escores específicos para cirurgia cardíaca (logistic EuroSCORE e EuroSCORE II) tiveram um desempenho satisfatório. Contudo, a avaliação prognóstica pode ser enviesada por vários fatores: escores cirúrgicos contêm variáveis relacionadas ao risco perioperatório, que são de pouca relevância a pacientes não operados. Além disso, a omissão dos pacientes não operados do processo de validação aumenta o risco de viés de sobrevivência.32,33 Considerando que o escore SHARPEN foi desenvolvido e validado especificamente para pacientes com EI independentemente da necessidade de cirurgia e que mostrou melhor poder discriminatório em pacientes não operados, sua aplicação poderia ser mais vantajosa.

Este é o primeiro estudo a analisar o desempenho do escore SHARPEN na predição de mortalidade em longo prazo. Embora sua acurácia tenha sido considerada baixa, pacientes com um escore elevado têm taxas baixas de sobrevivência, mesmo tendo completado o tratamento para EI. IC e idade, ambos componentes do escore SHARPEN, também foram preditores independentes de mortalidade após a alta no estudo de Tahon et al.42 Devido ao tamanho reduzido da nossa amostra, não conseguimos avaliar o desempenho do SHARPEN nos pacientes operados e não operados separadamente.

O presente estudo tem limitações. A amostra foi relativamente pequena e restrita à um único centro terciário. A baixa média de 10,5 pacientes com EI/ano também pode ser considerada uma limitação. No longo período de análise, tanto o manejo clínico como o cirúrgico desses pacientes pode ter mudado ao longo do tempo. A coleta retrospectiva de dados pode comprometer a qualidade dos dados obtidos. Finalmente, o número de pacientes em risco reduz à medida que o tempo após a alta hospitalar aumenta, o que reduz a validade dos dados (como pode ser visto a partir dos IC95% nas curvas de sobrevida).

Apesar da necessidade de estudos multicêntricos maiores, a acurácia aceitável e o alto valor preditivo negativo do escore SHARPEN em nossa amostra sugerem que ele pode ser útil na prática clínica para selecionar pacientes em alto risco que requerem cuidado otimizado durante a internação e um acompanhamento de perto após a alta para prevenir desfechos adversos. Embora o escore SHARPEN seja composto por variáveis que são facilmente obtidas, o escore de risco foi desenvolvido para ser calculado logo após o diagnóstico de EI, que pode ocorrer em estágios variados da internação. Como uma perspectiva futura, propomos a análise do valor prognóstico da reclassificação do paciente durante a internação.

 Conclusão

O escore SHARPEN foi reprodutível como um preditor de mortalidade hospitalar tanto em pacientes operados como não operados, com uma acurácia aceitável. Além disso, verificamos que os pacientes classificados como alto risco permaneceram com uma mortalidade significativamente maior alta após a alta em comparação a pacientes com baixo risco. Embora a acurácia do escore SHARPEN para a predição de mortalidade hospitalar tenha sido similar à do ICC na população toal, observou-se uma acurácia significativamente maior nos pacientes não operados. Assim, nossos achados destacam os potenciais benefícios da aplicação do escore SHARPEN na prática clínica.

 Agradecimentos

Os autores agradecem aos participantes da pesquisa bem como à instituição Grupo Hospitalar Conceição, que possibilitou o desenvolvimento do projeto de pesquisa.

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Material suplementar

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Fontes de financiamento

O presente estudo foi parcialmente financiado pelo CNPq e FAPERGS.

 Original Article Performance of the SHARPEN Score and the Charlson Comorbidity Index for In-Hospital and Post-Discharge Mortality Prediction in Infective Endocarditis 0000-0002-6703-8471 Alves Sofia Giusti Conception and design of the research Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Statistical analysis Writing of the manuscript Critical revision of the manuscript for important intellectual content 1 0000-0003-1521-6608 Pivatto Fernando Júnior Conception and design of the research Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Statistical analysis Writing of the manuscript Critical revision of the manuscript for important intellectual content 1 2 0000-0001-6055-6682 Filippini Filippe Barcellos Conception and design of the research Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Writing of the manuscript Critical revision of the manuscript for important intellectual content 3 Dannenhauer Gustavo Paglioli Conception and design of the research Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Writing of the manuscript Critical revision of the manuscript for important intellectual content 3 Seroiska Gabriel Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content 4 Bischoff Helena Marcon Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content 4 Birk Luiz Felipe Schmidt Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content 4 Terra Diego Henrique Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Critical revision of the manuscript for important intellectual content 4 Sganzerla Daniel Analysis and interpretation of the data Statistical analysis Critical revision of the manuscript for important intellectual content 5 0000-0002-3314-9712 Miglioranza Marcelo Haertel Conception and design of the research Acquisition of data Analysis and interpretation of the data Statistical analysis Obtaining financing Writing of the manuscript Critical revision of the manuscript for important intellectual content 4 5 6 7 Brazil Hospital de Clínicas de Porto Alegre (HCPA), Porto Alegre, RS – Brazil Brazil Hospital Nossa Senhora da Conceição (HNSC), Porto Alegre, RS – Brazil Brazil Instituto de Cardiologia de Santa Catarina, São José, SC – Brazil Brazil Universidade Federal de Ciências da Saúde de Porto Alegre (UFCSPA), Porto Alegre, RS – Brazil Brazil Unimed Porto Alegre Cooperativa Médica, Porto Alegre, RS – Brazil Brazil Instituto de Cardiologia do Rio Grande do Sul (ICFUC-RS) – Laboratório de Pesquisa e Inovação em Imagem Cardiovascular, Porto Alegre, RS – Brazil Brazil Hospital Mãe de Deus, Porto Alegre, RS – Brazil Mailing Address: Sofia Giusti Alves • Hospital de Clínicas de Porto Alegre – Rua Ramiro Barcelos, 2350. Postal Code 90410-000, Porto Alegre, RS – Brazil. E-mail: sofiagiustia@gmail.com

Potential conflict of interest

No potential conflict of interest relevant to this article was reported.

Editor responsible for the review: Gláucia Maria Moraes de Oliveira

: Performance of the SHARPEN Score and the Charlson Comorbidity Index for In-Hospital and Post-Discharge Mortality Prediction in Infective Endocarditis

Abstract Background

SHARPEN was the first dedicated score for in-hospital mortality prediction in infective endocarditis (IE) regardless of cardiac surgery.

 Objectives

To analyze the ability of the SHARPEN score to predict in-hospital and post-discharge mortality and compare it with that of the Charlson comorbidity index (CCI).

 Methods

Retrospective cohort study including definite IE (Duke modified criteria) admissions from 2000 to 2016. The area under the ROC curve (AUC-ROC) was calculated to assess predictive ability. Kaplan-Meier curves and Cox regression was performed. P-value < 0.05 was considered statistically significant.

 Results

We studied 179 hospital admissions. In-hospital mortality was 22.3%; 68 (38.0%) had cardiac surgery. Median (interquartile range, IQR) SHARPEN and CCI scores were 9(7-11) and 3(2-6), respectively. SHARPEN had better in-hospital mortality prediction than CCI in non-operated patients (AUC-ROC 0.77 vs. 0.62, p = 0.003); there was no difference in overall (p = 0.26) and in operated patients (p = 0.41). SHARPEN > 10 at admission was associated with decreased in-hospital survival in the overall (HR 3.87; p < 0.001), in non-operated (HR 3.46; p = 0.006) and operated (HR 6.86; p < 0.001) patients. CCI > 3 at admission was associated with worse in-hospital survival in the overall (HR 3.0; p = 0.002), and in operated patients (HR 5.57; p = 0.005), but not in non-operated patients (HR 2.13; p = 0.119). Post-discharge survival was worse in patients with SHARPEN > 10 (HR 3.11; p < 0.001) and CCI > 3 (HR 2.63; p < 0.001) at admission; however, there was no difference in predictive ability between these groups.

 Conclusion

SHARPEN was superior to CCI in predicting in-hospital mortality in non-operated patients. There was no difference between the scores regarding post-discharge mortality.

 Keywords: Endocarditis Comorbidity Survival Analysis Introduction

Infective endocarditis (IE) has a high incidence, with 1.5-11.6 cases per 100,000 population,1 and in-hospital mortality rates ranging from 17.5 to 30%.1-3 Patients who survive the first episode of IE continue to present with excess mortality and morbidity, especially within the first year after discharge.4 Recent changes in IE epidemiological profile may have contributed to the maintenance of elevated morbidity and mortality. IE incidence has increased in patients with risk factors for adverse outcomes, such as advanced age, multiple comorbidities, prosthetic valves, and intracardiac devices; also, an increase in nosocomial cases has been reported.2,5,6

Considering IE a significant health burden, optimizing evaluation and treatment is essential. There is evidence of improvement in clinical outcomes with the use of a multidisciplinary alert strategy and standardized IE protocols based on disease severity.7-10 In this context, score-based risk stratification can refer high-risk patients to specialized or intensive care.11 Considering that early surgery has been shown to reduce IE mortality, risk scores may be particularly useful to guide patient selection.12 Furthermore, its application for mortality prediction after a hospitalization due to IE could help identify patients who would benefit from a closer post-discharge follow-up.

Several surgical risk scores have been developed specifically for IE13-20 and compared with traditional surgical risk scores, such as EuroSCORE and the STS score.21-23 However, these scores have not been validated in non-operated patients who represent almost 50% of all hospitalizations for IE6 or for long-term prognostic evaluation. The ICE-Prospective Cohort Study is an exception regarding evaluation of mortality for IE after discharge, which was determined at six months.24 Therefore, it is necessary to improve the prognostic evaluation of patients undergoing medical therapy alone.

SHARPEN is a risk score for IE developed by Chee et al.11 to predict in-hospital mortality in operated and non-operated patients.25 Our study aims to prognostic value of SHARPEN score during hospitalization and after discharge in both operated and non-operated patients admitted for IE and to compare its performance with that of the Charlson comorbidity index (CCI).26

 Patients and methods

We performed a unicentric retrospective cohort study enrolling all active IE cases (on antibiotic treatment)27 from 2000 to 2016 in patients aged ≥ 18 years. Only patients with a definite diagnosis of IE according to the modified Duke criteria were included.28 Our institution is a public tertiary teaching hospital located in southern Brazil. It has 784 beds and access to care is provided exclusively through the Brazilian Unified Health System, mostly to low-income patients. An average of 30-60 valve replacements are performed per year at the institution. The study was approved by the institution Research Ethics Committee.

Hospitalizations for IE were identified by the International Classification of Diseases, 10th revision (ICD-10) code29recorded in the discharge summary or at any point during hospitalization. The following codes were searched: B37.6 (Candidal endocarditis), I33.0 (acute and subacute IE), I33.9 (acute and subacute endocarditis, unspecified), I38 (endocarditis, valve unspecified), and I39.8 (endocarditis and heart valve disorders in diseases classified elsewhere). After this initial screening, the patients’ medical records were reviewed to ensure that inclusion criteria were met. Figure 1 shows the study flowchart. Data regarding the hospitalization period were collected from electronic and physical medical records. Post-discharge follow-up assessment involved evaluation of medical charts to verify whether the surviving patients had appointments and/or hospitalizations after hospital discharge, telephone number of the remaining patients and, finally, review of death certificates. All patients that were not registered as deceased in neither of these data sources by October 1st, 2022 (which marked the conclusion of the follow-up assessment) were considered alive.

– Flowchart. IE: infective endocarditis; ICD-10: International Classification of Diseases, 10th revision; CCI: Charlson comorbidity index. *Modified Duke criteria. Data presented as n (%).

SHARPEN score11 (2-20 points, Supplementary File S1) was calculated retrospectively for each hospitalization which was classified as low or high risk for in-hospital mortality according to the best cut-off point observed. Three points were assigned to systolic blood pressure < 90 mm Hg at presentation or non-intravenous (IV) drug abuser; two points to manifestations of heart failure (HF) during hospitalization, creatinine at admission > 2.26 mg/dL, diagnosis of nosocomial pneumonia, or peak C-reactive protein (CRP) > 200 mg/dL during hospitalization; and 2, 4, and 6 points to age groups < 50, 50-65, and > 65 years, respectively. The diagnosis of HF was defined based on the Framingham criteria.30 Nosocomial pneumonia was defined as pneumonia occurring ≥ 48 hours after hospital admission. The CCI was calculated for each patient (Supplementary File S2), and the comorbidity definitions of the original study were used.26 The urgency of operation was defined according to the EuroSCORE II criteria.27

Statistical analysis

Data were analyzed using SPSS, version 21.0, and MedCalc, version 12.5. For descriptive analysis, categorical variables were expressed as absolute and relative frequencies, continuous variables with normal distribution as mean (± standard deviation [SD]), and continuous variables with non-normal distribution as median (interquartile range [IQR]). The Shapiro-Wilk test was used to test the normality of distribution. For between-group comparisons, categorical variables were compared by the chi-square test and quantitative variables were compared by Student’s t test if normally distributed or by the Mann-Whitney U test if not normally distributed. Fisher exact test was used in case of low data frequency. The predictive ability of SHARPEN score and CCI was assessed by calculating the area under the ROC curve (AUC-ROC). AUC-ROCs were compared using the DeLong test, and the best cut-off point in each scoring system was determined by the Youden index. Survival analysis was performed using Kaplan-Meier curves. Cox regression models were used to calculate the hazard ratio (HR) of in-hospital and post-discharge mortality. P-value < 0.05 was considered statistically significant.

 Results Baseline characteristics of the sample

Of 251 hospitalizations initially identified, 179 hospital admissions of 168 patients met the inclusion criteria; 10 patients had more than one admission for active IE during the study period (Supplementary File S3). The median (IQR) length of hospital stay was 45 (33-64) days, with 93 (52.0%) admission to the intensive care unit (excluding admissions for postoperative monitoring only). The baseline characteristics of the sample are shown in Table 1. Antibiotic therapy was initiated at a median of 1 (0-6) day after hospital admission. There were no cases of IE in cardiac devices.

– Baseline characteristics and in-hospital complications
Variable Overall (n = 179) Hospital discharge (n = 139) In-hospital death (n = 40) p
Baseline characteristics
Age (years)* 57.4 (42.3-68.5) 54.7 (40.6-66.0) 64.7 (54.5-72.1) .004
Male 126 (70.4) 101 (72.7) 25 (62.5) .30
LVEF (%) 63 (58-68) 63 (58-68) 62 (56-69) .97
Left-sided IE 164 (91.6) 124 (89.2) 40 (100) .020
Hypertension 92 (51.4) 68 (48.9) 24 (60.0) .29
Diabetes† 37 (20.7) 27 (19.4) 10 (25.0) .58
Previous cardiac surgery 31 (17.3) 24 (17.3) 7 (17.5) 1.0
Systolic BP < 90mmHg at presentation* 26 (14.5) 15 (10.9) 11 (27.5) .018
Peak CRP during hospitalization > 200mg/L* 26 (14.5) 16 (11.5) 10 (25.0) .060
Prosthetic valve IE 23 (12.8) 18 (12.9) 5 (12.5) 1.0
Creatinine > 2.26mg/dL at presentation* 20 (11.2) 12 (8.6) 8 (20.0) .082
CKD requiring dialysis† 14 (7.8) 8 (5.8) 6 (15.0) .088
Intravenous drug abuse* 13 (7.3) 11 (7.9) 2 (5.0) .74
HIV 9 (5.0) 6 (4.3) 3 (7.5) .42
Cardiac dysfunction (LVEF ≤ 40%) 8 (4.5) 6 (4.3) 2 (5.0) .85
In-hospital complications
Moderate/severe regurgitation 107 (59.8) 79 (56.8) 28 (70.0) .19
Heart failure*† 97 (54.2) 69 (49.6) 28 (70.0) .036
Cardiac surgery 68 (38.0) 54 (38.8) 14 (35.0) .80
Pneumonia (≥ 48h after admission)* 38 (21.2) 22 (15.8) 16 (40.0) .002
Embolic events (excluding cerebrovascular events) 35 (19.6) 25 (18.0) 10 (25.0) .45
Hemodialysis‡ 33 (18.4) 12 (9.2) 21 (61.8) < .001
Intracranial complications (hemorrhage/ischemic stroke) 31 (17.3) 21 (15.1) 10 (25.0) .22
Ruptured chordae tendineae 23 (12.8) 19 (13.7) 4 (10.0) .73
Perivalvular abscess 18 (10.1) 14 (10.1) 4 (10.0) 1.0
Fistula 14 (7.8) 10 (7.2) 4 (10.0) .52
Pseudoaneurysm 3 (1.7) 3 (2.2) 0 (0) 1.0

Data presented as median (interquartile range) or number (%). CKD: Chronic kidney disease; HIV: human immunodeficiency virus; IE: infective endocarditis; LVEF: left ventricular ejection fraction; NS: non-significant; BP: blood pressure.*Component of the SHARPEN score. †Component of the Charlson comorbidity index.‡Excluding patients with pre-admission chronic kidney disease requiring dialysis (n = 14).

Transesophageal echocardiography was performed in most patients (n = 145; 81.0%). In 162 (90.5%) patients, vegetations were detected, which were larger than 10 mm in 69 (38.5%) of them. Aortic (n = 68; 38.0%) and mitral valve (n = 60; 33.5%) IE were the most common presentations, and 36 (20.1%) patients had more than one valve involved. Positive blood cultures were found in 154 (86.0%) patients; Staphylococcus aureus (22.0%) and viridans group streptococci (15.1%) were the most common agents. Intravenous catheter-associated infection occurred in 12 (6.7%) of the sample. There were no cases of intracardiac devices infection.

While 87 (48.6%) hospitalizations had surgical indication, the procedure was performed during the same admission in only 68 (78.2%) of them - urgently in 64 (94.1%) and on an emergency basis in 4 (5.9%) patients. The most common surgical indications were acute HF (n = 54; 79.4%) and uncontrolled infection (n = 28; 41.2%). The main reasons for not operating at the same hospitalization despite indication were the following: planning to undergo elective surgery in a subsequent hospitalization (n = 7; 6.8%) and having hemodynamic instability (n = 5; 26.3%). Mechanical aortic valve replacement (n = 19, 10.6%) and biological mitral valve replacement (n = 12, 6.7%) were the most frequently performed procedures. The mean (± SD) times of cardiopulmonary bypass and ischemia were 136 (± 46) and 104 (± 42) minutes, respectively.

In-hospital mortality was 22.3% (95% confidence interval [CI]: 16.2-28.4%), and septic shock was the main cause of death (n = 20; 11.2%). Mortality was similar in operated and non-operated patients (20.6 vs. 23.4%, p = 0.797).

– In-hospital survival according to SHARPEN score in (3A) overall, (3B) non-operated and (3C) operated patients. CI: confidence interval; HR: hazard ratio. The line shadow represents the 95% confidence interval of the estimate.

Prognostic evaluation using the SHARPEN score and the CCI for in-hospital mortality prediction

Patients had a median (IQR) SHARPEN score of 9 (7-11) points. Median (IQR) SHARPEN scores of patients discharged from the hospital and those who died during hospitalization were 9 (7-11) and 11 (9-13) points, respectively (p < 0.001). The best cut-off point observed for mortality prediction in the SHARPEN score was > 10 points. Overall, 111 (62.0%) hospitalizations were classified as low (2-10 points) and 68 (38.0%) as high risk (11-20 points) with in-hospital mortality rates of 10.8 and 41.2%, respectively (p < 0.001).

Patients had a median (IQR) CCI of 3 (2-6) points. Median (IQR) CCI of patients discharged from the hospital and those who died during hospitalization were 3 (1-5) and 5 (3-7), respectively (p < 0.001). The optimal cut-off point for mortality prediction in CCI was > 3 points. Overall, 95 (56.1%) hospitalizations were classified as low (≤ 3 points) and 84 (46.9%) as high risk (> 3 points) with in-hospital mortality rates of 12.5 and 33.3%, respectively (p < 0.001). Table 2 shows the characteristics of the SHARPEN score and the CCI in overall, non-operated and operated patients.

– Characteristics of the SHARPEN score and Charlson comorbidity index
Statistics % (95%CI) SHARPEN > 10 CCI > 3
Overall Non-operated Operated Overall Non-operated Operated
Sensitivity 70.0 (53.5-83.4) 71.4 (41.9-91.1) 69.2 (48.2-85.7) 70.0 (53.5-83.4) 69.2 (48.2-85.7) 71.4 (41.9-91.6)
Specificity 71.2 (62.9-78.6) 72.2 (58.3-83.5) 70.6 (59.7-79.9) 59.7 (51.1-67.9) 50.6 (39.5-61.6) 74.1 (60.4-85)
Positive likelihood ratio 2.43 (1.75-3.39) 2.57 (1.49-4.43) 2.35 (1.55-3.57) 1.74 (1.30-2.31) 1.40 (1.0-1.96) 2.76 (1.57-4.82)
Negative likelihood ratio 0.42 (0.26-0.68) 0.40 (0.17-0.92) 0.44 (0.24-0.79) 0.50 (0.31-0.82) 0.61 (0.33-1.12) 0.39 (0.17-0.90)
Mortality 22.3 20.6 23.4 22.3 23.4 20.6
Positive predictive value 41.1 (33.4-49.3) 40.0 (27.9-53.4) 41.8 (32.1-52.2) 33.3 (27.2-39.9) 30 (23.5-37.5) 41.67 (28.9-55.5)
Negative predictive value 89.2 (83.6-93.1) 90.7 (80.7-95.8) 88.2 (80.6-93.1) 87.4 (80.9-91.9) 84.3 (74.4-90.9) 90.9 (81.1-95.9)
Accuracy 70.9 (63.7-77.5) 72.1 (59.8-82.3) 70.3 (60.8-78.6) 62.0 (54.5-69.1) 54.95 (45.2-64.4) 73.5 (61.4-83.5)

CCI: Charlson comorbidity index; CI: confidence interval.

Figure 2 shows the ROC curves for in-hospital mortality prediction according to the SHARPEN and the CCI. There was no difference in the AUC of the SHARPEN score between operated and non-operated patients (p = 0.058). On the other hand, we found a statistically significant difference in the AUC of the CCI between operated and non-operated patients (p = 0.039). When comparing the SHARPEN and CCI abilities to predict in-hospital mortality, we found no difference in the overall sample (p = 0.26) and in operated patients (p = 0.41). However, in the non-operated subgroup, the SHARPEN score was superior to the CCI (p = 0.003).

– SHARPEN score and Charlson Comorbidity Index’s ROC curves for in-hospital mortality prediction. 2A: ROC curves for SHARPEN score and Charlson Comorbidity Index in the whole sample. 2B: ROC curves for SHARPEN score in operated and non-operated patients. 2C: ROC curves for Charlson Comorbidity Index in operated and non-operated patients. CCI: Charlson comorbidity index; AUC: area under the curve; CI: confidence interval.

In-hospital survival analysis

There is a statistically significant association between SHARPEN score > 10 and decreased in-hospital survival, which persisted when analyzing the non-operated and operated patients separately. In-hospital survival curves according to the SHARPEN score are shown in Figure 2.

We also found an association between CCI > 3 points and decreased in-hospital survival in overall and in operated patients; in the non-operated subgroup, however, there was no statistically significantly association between an elevated CCI and decreased in-hospital mortality. In-hospital survival curves according to the CCI are shown in Figure 4.

– In-hospital survival according Charlson comorbidity index (CCI) in (4A) overall, (4B) non-operated and (4C) operated patients. CCI: Charlson comorbidity index; CI: confidence interval; HR: hazard ratio. The line shadow represents the 95% confidence interval of the estimate.

Post-discharge survival analysis

Out of the 135 patients that received hospital discharge after the first hospitalization due to IE, 73 (54.1%) died during the follow-up; 25 (34.2%) of the deaths were registered in the first year of follow-up. The median (IQR) post-discharge follow-up was 8.95 (3.23-14.1) years, which corresponded to 1,223 patient-years and an incident rate of six events per 100 patient-years. The mean (± SD) post-discharge survival was 12.3 (± 3.30) years. There was no statistically significant difference in post-discharge mortality rates between non-operated and operated patients (58.5 vs. 47.2% respectively, p = 0.264).

Post-discharge death rates were significantly higher in patients with a SHARPEN score of 11-20 points (80.0 vs. 43.2% 2-10 points; p < 0.001) and in those with a CCI > 3 points (69.8 vs. 43.9% CCI ≤ 3 points; p = 0.006). Survival was lower in patients with a SHARPEN score 11-20 points and CCI > 3 points. Figure 5 shows the Kaplan-Meier curves for post-discharge survival according to both scores evaluated in our study.

– Post-discharge survival according to (5A) SHARPEN score and (5B) Charlson comorbidity index. CCI: Charlson comorbidity index; CI: confidence interval; HR: hazard ratio. The line shadow represents the 95% confidence interval of the estimate.

Prognostic evaluation using the SHARPEN score and the CCI for post-discharge mortality prediction

Figure 6 shows the ROC curves for post-discharge mortality prediction according the SHARPEN and the CCI. There was no statistically significant difference in the AUCs of the SHARPEN score between operated and non-operated patients (p = 0.086). Also, there was no difference in the AUCs of the CCI between operated and non-operated patients (p = 0.683). No differences were found between the SHARPEN score and the CCI to predict post-discharge mortality, in the overall (p = 0.515), operated (p = 0.547) and non-operated groups (p = 0.468).

– SHARPEN score and Charlson Comorbidity Index’s ROC curves for post-discharge mortality prediction; 6A: ROC curves for SHARPEN score and Charlson Comorbidity Index in the overall sample; 6B: ROC curves for SHARPEN score in operated and non-operated patients; 6C: ROC curves for Charlson Comorbidity Index in operated and non-operated patients. CCI: Charlson comorbidity index; AUC: area under the curve; CI: confidence interval.

Discussion

Results of our study revealed three important findings: 1) SHARPEN score is accurate in predicting in-hospital mortality in both operated and non-operated patients; 2) the accuracy of the SHARPEN score is similar to that of the CCI and significantly better in non-operated patients; 3) Higher SHARPEN and CCI scores are associated with elevated mortality after discharge from a hospitalization due to IE.

Hospital mortality rates in our sample were similar to those described in the study by Chee et al.11 (22.3 vs. 23.2%, respectively). A Brazilian cohort study published by Lemos et al., including 359 patients from 2006 to 2019, 285 (79.4%) operated, showed an in-hospital mortality of 24.5%, which is also comparable to ours.31However, even though both the original study11 and the multicentric EURO-ENDO registry6 have shown reduced mortality in IE patients who did not have an indication for surgery, we found no difference in mortality when comparing operated and non-operated patients. A possible explanation for these divergences is the existence of a “survivor bias”, in which patients who are fit for surgery are more likely to survive, while those unable to undergo surgery despite indications have an inherently worse prognosis.11,32,33 The lower surgical rate in the original study,11 when compared to ours (26.9 vs. 38.0%), suggests that surgery may have been contraindicated in high-risk patients.34

The SHARPEN score was compared with the CCI due to its ability to predict in-hospital mortality in previous studies.6,35,36 Even though the CCI had a relatively poor accuracy for in-hospital mortality prediction, a score > 3 was associated with elevated mortality during the hospitalization, except in the non-operated group. This effect may be related to the association between an elevated CCI and lower surgery rates,6 which was also found to be an independent predictor of mortality.36 Similarly to the study by Lu et al.,37 the CCI was also able to predict long-term mortality in our sample.

The application of risk scores specifically designed for IE patients is preferable due to the particularities of this disease, which are not always contemplated by general-use risk scores. This belief is reinforced by the fact that the EuroSCORE, one of the main surgical risk scores used in clinical practice, was shown to underestimate mortality in valvular surgery for active IE.38 Although it is very interesting to have specific scores for assessment of mortality in IE, it is worth highlighting that the SHARPEN score also includes general aspects (e.g. use of vasoactive drugs for HF, presence of renal failure, blood pressure), that are in fact included in other scores like the SOFA39 and qSOFA40 scores.

Few studies have addressed the application of surgical risk scores in non-operated patients with IE. Gatti et al.41reported that three scores specific for IE (STS-IE, ICE score, and EndoSCORE) and two scores specific for cardiac surgery (logistic EuroSCORE and EuroSCORE II) had a satisfactory performance. However, the prognostic assessment may be biased by several factors: surgical scores contain variables related to perioperative risk, which are of little relevance to non-operated patients; besides, the omission of non-operated patients from the validation process increases the risk of survivor bias.32,33 Considering that the SHARPEN score was designed and validated specifically for IE patients, regardless of the need for surgery, and showed improved discriminatory power in non-operated patients, its application would be more advantageous.

This is the first study to analyze the SHARPEN score performance in long-term mortality prediction. Even though its accuracy was considered poor, patients with an elevated score have lower survival rates after discharge despite having completed treatment for IE. HF and age, both of them components of the SHARPEN score, were also found to be independent predictors of mortality after hospital discharge in a study by Tahon et al.42 Due to the reduced size of our sample, we were not able to evaluate the SHARPEN performance separately in operated and non-operated groups.

The present study has limitations. The sample was relatively small and restricted to a single tertiary care center. The low mean of 10.5 IE patient/year can also be considered a limitation. In this long period of analysis, both clinical and surgical management of these patients may have changed over time. Retrospective data collection can compromise the quality of the data obtained. Finally, the number of patients at risk greatly reduces with increasing time after hospital discharge, which reduces the validity of the data (as can be seen from the 95%CIs in the survival curves).

Despite the need for larger multicenter studies, the acceptable accuracy and high negative predictive value of the SHARPEN score in our sample suggest that it may be useful in clinical practice to select high-risk patients that require optimized care during hospitalization and close follow-up after discharge in order to prevent adverse outcomes. Although the SHARPEN score is composed of easily obtainable variables, this risk score was designed for calculation right after the diagnosis of IE, which may occur in varying stages of the hospitalization. As a future perspective, we propose the analysis of the prognostic value of patient reclassification during hospitalization.

 Conclusion

The SHARPEN score was reproducible as a predictor of in-hospital mortality in both operated and non-operated IE patients with an acceptable accuracy. Furthermore, we found that patients classified as high-risk persisted with a significantly higher mortality after hospital discharge as compared with low-risk patients. Although the SHARPEN score accuracy to predict in-hospital mortality was similar to that of the CCI in the overall EI patients, there was a significantly better accuracy in non-operated patients. Therefore, our findings highlight the potential benefits of applying the SHARPEN score in clinical practice.

 Acknowledgements

The authors would like to thank the research participants as well as the Conceição Hospital Group

Supplemental Materials

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Sources of funding

This study was partially funded by CNPq and FAPERGS.