ijcs International Journal of Cardiovascular Sciences Int. J. Cardiovasc. Sci. 2359-4802 2359-5647 Sociedade Brasileira de Cardiologia K3mwrJcn9dPbqFTPsvCtXXq S2359-56472017000600517 10.5935/2359-4802.20170081 S2359-56472017005002101 Original Articles Use of HAS-BLED Score in an Anticoagulation Outpatient Clinic of a Tertiary Hospital Beltrame Rafael Coimbra Ferreira Giasson Franciele Taís Bandeira Silva André Luís Ferreira Azeredo da Gomes Bruna Sessim Amon Luís Carlos Blaya Marina Bergamini Scheffel Rafael Selbach Pivatto Fernando Júnior Hospital de Clínicas de Porto Alegre Porto Alegre RS Brazil Hospital de Clínicas de Porto Alegre (HCPA), Porto Alegre, RS - Brazil Mailing Address: Fernando Pivatto Júnior, Rua Ramiro Barcelos, 2.350, sala 700, Postal code 90.035-903. Porto Alegre, RS - Brazil. E-mail: fpivatto@gmail.com

Author contributions

Conception and design of the research: Pivatto Júnior F. Acquisition of data: Beltrame RCF, Giasson FTB, Gomes BS, Pivatto Júnior F. Analysis and interpretation of the data: Beltrame RCF, Giasson FTB, Amon LC, Scheffel RS, Pivatto Júnior F. Statistical analysis: Pivatto Júnior F. Writing of the manuscript: Beltrame RCF, Scheffel RS. Critical revision of the manuscript for intellectual content: Beltrame RCF, Giasson FTB, Silva ALFA, Gomes BS, Amon LC, Blaya MB, Scheffel RS, Pivatto Júnior F. Supervision / as the major investigador: Pivatto Júnior F.

Potential Conflict of Interest

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

 25 09 2017 Nov-Dec 2017 30 6 517 525 11 02 2017 06 04 2017 05 06 2017 This is an open-access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License Abstract Background:

HAS-BLED score was developed to assess 1-year major bleeding risk in patients anticoagulated with vitamin K antagonists (VKA) due to atrial fibrillation (AF).

 Objective:

Of this study was to assess the ability of HAS-BLED score and its components to predict major bleeding in patients treated in an anticoagulation outpatient clinic of a tertiary hospital.

 Methods:

A retrospective cohort study on AF patients treated with VKA was conducted. Logistic regression analysis was performed to evaluate the ability of individual score components to predict major bleeding. The significance level adopted in all tests was 5%.

 Results:

We studied 263 patients with a mean age of 71.1 ± 10.5 years over a period of 237.6 patients-year. Median HAS-BLED score was 2 (1-3). The overall incidence of major bleeding was 5.7%, and it was higher among high-risk HAS-BLED score patients than in low risk patients (9.6 vs. 3.1%; p = 0.052). Area under the ROC curve was 0.70 (p = 0.01). Cut-off point ≥ 3 showed sensibility of 66.7%, specificity of 62.1%, positive predictive value of 9.6% and negative predictive value of 96.9%. Major bleeding-free survival was lower in high-risk group (p = 0.017). In multivariate analysis, concurrent antiplatelet use was the only independent predictor of major bleeding among score components (OR 5.13, 95%CI: 1.55-17.0; p = 0.007).

 Conclusion:

HAS-BLED score was able to predict major bleeding in this cohort of AF patients. Among score components, special attention should be given for concomitant antiplatelet use, which was independently associated to this outcome. Antiplatelets in AF patients under VKA anticoagulation should be used in selected patients with favorable risk-benefit assessment.

 Keywords: Atrial Fibrillation Hemorrhage Outpatient Clinics Hospital Introduction

Atrial fibrillation (AF) is a common cardiac rhythm disturbance that increases in prevalence with advancing age: approximately 1% of patients with AF are under 60 years of age, whereas up to 12% of patients with AF are 75 to 84 years of age.1 AF is associated with a broad spectrum of negative outcomes, such as heart failure and major cardiovascular events, including ischemic stroke, with increased cardiovascular and all-cause mortality.2 Ischemic strokes related to AF usually result from cardioembolism of a large cerebral artery, and therefore tend to be larger, more frequently fatal or associated with greater disability than strokes from other causes.3

Studies with oral anticoagulants (OAC) have shown reduction in all-cause mortality by 26% and in systemic thromboembolism by 64% with the use of vitamin K antagonists (VKA) compared with placebo or untreated controls.4 On the other hand, VKA are associated with increased risk of bleeding.5 Gomes et al6 demonstrated a 3.8% risk of hemorrhage per person-year with warfarin, especially within the first 30 days of therapy (11.8%), with almost 1% of all new users being admitted to hospital due to hemorrhagic complications during this period.

There are several risk scores available to assess bleeding risk in patients in treatment with VKA.(7-12) HAS-BLED score [Hypertension (uncontrolled), Abnormal renal/liver function, Stroke, Bleeding history or predisposition (anemia), Labile INR, Elderly (> 65 years), Drugs/alcohol concomitantly] offers a better prediction of bleeding compared with many other bleeding risk scores for AF patients, and has also been validated in several different cohorts, including large real-world and clinical trial populations.13 The score ranges from 0 to 9, with scores ≥ 3 indicating higher risk of bleeding. In this situation, thorough and regular patient follow-up is recommended.13 In addition, HAS-BLED score should be used to identify modifiable bleeding risk factors that might be addressed, but should not be used to exclude patients from OAC therapy, as suggested by CHA2DS2-VASc score [Congestive heart failure, Hypertension, Age ≥ 75 years, Diabetes, Stroke, Vascular disease, Age 65-74 years, Sex category (i.e., female gender)].3,14,15 The objective of this study was to assess the ability of HAS-BLED score and its components to predict major bleeding in patients treated at a anticoagulation outpatient clinic of a tertiary hospital.

 Methods

A retrospective cohort study was conducted on patients on oral anticoagulation with VKA attending the outpatient anticoagulation clinic at Hospital de Clínicas de Porto Alegre (HCPA). This hospital is a tertiary care teaching hospital located in southern Brazil and most patients are low-income. All decisions regarding the management of anticoagulation are based on a protocol published by Kim et al.16 All patients who visited the clinic from January to March 2014 were screened for inclusion in the study. Non-valvular AF patients under VKA anticoagulation were included. Valvular AF was defined as AF associated to moderate to severe mitral stenosis or prosthetic heart valve.17 This study was approved by local Research Ethics Committee.

Ischemic stroke risk was estimated with the scores CHADS2 (Congestive heart failure, Hypertension, Age > 75, Diabetes, Stroke) and CHA2DS2-VASc.18,19 High-risk for ischemic stroke was defined as a score ≥ 2. As for the risk of major bleeding, patients were stratified into 2 groups according to individual HAS-BLED scores: (1) low-moderate risk group (score 0-2) and (2) high risk group (score ≥ 3).12 The acronym HAS-BLED represents each of the bleeding risk factors and assigns 1 point for each of the following: uncontrolled hypertension, abnormal renal and/or liver function, previous stroke, bleeding history or predisposition, labile international normalized ratios, elderly, and concomitant drugs and/or alcohol abuse.13 Data were obtained by reviewing electronic health records during outpatient clinic visits, emergency visits and hospital admissions during the study period. Patients who were lost to follow-up, who died or whose anticoagulation therapy was discontinued were equally included in the analysis. Time in therapeutic range (TTR) was estimated though Rosendaal's linear interpolation method.20

Laboratory test results and left ventricular ejection fraction (preferably assessed by echocardiogram) at the beginning of follow-up period were recorded. Anemia was defined by hemoglobin (Hb) below 13.0 g/L in men and 12.0 g/L in women.21 Uncontrolled hypertension was defined as systolic blood pressure > 160 mmHg12. Major bleeding was defined as any bleeding requiring hospitalization and/or causing a decrease in hemoglobin level > 2 g/dL and/or requiring blood transfusion.12 Presence of chronic dialysis, renal transplantation or serum creatinine ≥ 200 µmol/L (2.26 mg/dL) was classified as abnormal renal function.12 Abnormal liver function was defined as previous clinical diagnosis of chronic hepatic disease (e.g., cirrhosis) or biochemical evidence of significant hepatic derangement (e.g., bilirubin > 2x upper limit of normal, in association with AST/ALT/ALP > 3 x upper limit of normal).12

Statistical analysis

Descriptive analyses were performed by absolute and relative frequency for qualitative variables, and mean ± standard deviation and median (interquartile range, 25-75th percentile) for quantitative variables with symmetric and asymmetric distribution, respectively. Normality of the distribution of each variable was evaluated using Shapiro-Wilk test. Comparison between the groups was performed by Chi-square test. Fisher exact test was used in situations of low frequency. Area under the Receiver Operating Characteristic (ROC) curve was calculated to evaluate the ability of HAS-BLED score to predict major bleeding. Major bleeding-free survival between HAS-BLED groups was analyzed by Kaplan-Meier curves and compared using log-rank test. Logistic regression was performed to detect the adjusted association of HAS-BLED score components with the outcome major bleeding. Relation between candidate variables and the outcome was initially investigated in a series of bivariate analyses (p < 0.10 for selection of candidate variables). Next, we used stepwise forward selection for variable inclusion until all retained variables were statistically significant at a p < 0.05. The significance level adopted in all tests was 5%. Data were analyzed in Statistical Package for Social Sciences (SPSS) software, version 21.0 (IBM, Armonk, NY, USA).

 Results

A total of 263 patients were included in the study, corresponding to 38.5% of individuals attending in outpatient anticoagulation clinic. Demographic characteristics are detailed in Table 1. There were no patients using nonsteroidal anti-inflammatory drug (NSAIDs). Indications for anticoagulation among patients not included in the current cohort were: mechanical cardiac prosthesis (21.2%), deep vein thrombosis / pulmonary thromboembolism (19.0%), valvular AF (8.6%) and thrombus in the left ventricle (2.0%).

Demographic characteristics of the patients
Variable n = 263
Female sex 113 (43.0)
Age 71.2 (64.1-78.5)
Warfarin use 256 (97.3)
Hypertension 231 (87.8)
Heart failure / LVEF < 40% 149 (56.7)
Labile INR (TTR < 60%) 124 (47.1)
Diabetes 108 (41.1)
Previous stroke / TIA 96 (36.5)
Coronary artery disease 76 (28.9)
Antiplatelet therapy 64 (24.3)
Anemia 67 (25.5)
Peripheral artery disease 25 (9.5)
Major bleeding history 24 (9.1)
Hypertension, uncontrolled 22 (8.4)
Alcohol 21 (8.0)
Abnormal renal function 7 (2.7)
Abnormal liver function 2 (0.8)
CHADS2 score 3 (2-4)
CHA2DS2-VASc score 4 (3-5)
HAS-BLED score 2 (1-3)

LVEF: left ventricle ejection fraction; TIA: transient ischemic attack; INR: international normalized ratio; TTR: time in therapeutic range. CHADS2: Congestive heart failure, Hypertension, Age > 75, Diabetes, Stroke; CHA2DS2-VASc: Congestive heart failure, Hypertension, Age ≥ 75 years, Diabetes, Stroke, Vascular disease, Age 65-74 years, Sex category (i.e., female gender); HAS-BLED: Hypertension (uncontrolled), Abnormal renal/liver function, Stroke, Bleeding history or predisposition (anemia), Labile INR, Elderly (> 65 years), Drugs/alcohol concomitantly. Data presented as number (%) or median (interquartile range).

Mean follow-up was 329.9 ± 81.9 days. Of the 263 patients, 205 (77.9%) completed the follow-up, 25 (9.5%) were lost to follow-up, 21 (8.0%) stopped the anticoagulation and 12 (4.6%) died. Overall, 2,754 INR tests were performed during the study period, with a median of 10 INR tests per patient (range 7-13). Of these, 1,270 (46.1%) presented values between 2.0 and 3.0 over a treatment time of 237.6 patients-year. Median TTR was 62.5% (44.2-79.5%). Patients were under-anticoagulated (i.e., INR < 2.0) during a median of 18.9% of time (6.1-36.6%) and over-anticoagulated (i.e., INR > 3.0) during a median 9.6% of time (1.6-23.3%).

The incidence of major bleeding in all patients was 5.7% (n = 15), which represents 6.3 major bleedings/100-patients-year. The major bleeding sites were mucocutaneous (n = 4; 26.7%), genitourinary (n = 4; 26.7%), gastrointestinal (n = 3; 20.0%), intracranial (n = 3; 20.0%) and retroperitoneal (n = 1; 6.7%).

"Elderly" was the most prevalent HAS-BLED score component (72.2%), followed by "Labile INR" (47.1%). When the patients were divided according the HAS-BLED score in high and low-moderate risk for major bleeding, we observed that 104 patients (39.5%) were classified as high risk (HAS-BLED ≥ 3). This group had a higher incidence of major bleeding compared with the low-moderate (9.6 versus 3.1%; p = 0.052).

The association of HAS-BLED score components with major bleeding incidence is described in Table 2. In multivariate logistic regression analysis, concurrent antiplatelet use was the only independent predictor of major bleeding among score components (OR 5.13, 95%CI: 1.55-17.0; p = 0.007).

HAS-BLED components and associated major bleeding incidence
Variable n (%) Bleeding, n (%) p
Hypertension, uncontrolled Yes 22 (8.4) 3 (13.6) .119*
No 241 (91.6) 12 (5.0)
Abnormal renal function Yes 7 (2.7) 2 (28.6) .054*
No 256 (97.3) 13 (5.1)
Abnormal liver function Yes 2 (0.8) 1 (50.0) .111*
No 261 (99.2) 14 (5.4)
Stroke Yes 96 (36.5) 5 (5.2) 1.0†
No 167 (63.5) 10 (6.0)
Bleeding history Yes 24 (9.1) 0 (0) .374*
No 239 (90.9) 15 (6.3)
Predisposition (anemia) Yes 67 (25.5) 7 (10.4) .067*
No 196 (74.5) 8 (4.1)
Labile INR (TTR < 60%) Yes 124 (47.1) 10 (8.1) .196†
No 139 (52.9) 5 (3.6)
Elderly (> 65 years) Yes 190 (72.2) 12 (6.3) .767*
No 73 (27.8) 3 (4.1)
Drugs (antiplatelets)‡ Yes 64 (24.3) 9 (14.1) .003*
No 199 (75.7) 6 (3.0)
Alcohol Yes 21 (8.0) 2 (9.5) .341*
No 242 (92.0) 13 (5.4)

INR: international normalized ratio; TTR: time in therapeutic range;

Fisher exact test;

Chi square test;

There were no patients using nonsteroidal anti-inflammatory drug (NSAIDs). Data presented as number (%).

The area under the ROC curve for HAS-BLED score ability to predict major bleeding was 0.70 (95%CI: 0.53-0.86; p = 0.01). A score cut-off point ≥ 3 presented sensibility of 66.7%, specificity of 62.1%, positive predictive value of 9.6% and negative predictive value of 96.9%. Major bleeding-free survival Kaplan-Meier curves according HAS-BLED score categories are shown in Figure 1. High-risk patients, i.e. HAS-BLED score ≥ 3, had a significantly lower major bleeding-free survival (p = 0.017).

Major bleeding-free survival according to HAS-BLED.

The magnitude of the risks associated to each score component is presented in Figures 2 and 3 in univariate and multivariate analysis, respectively. In multivariate analysis, only the concurrent use of antiplatelet agents independently predicted the occurrence of major bleeding among the score components. Antiplatelets used during follow-up and their indications are described in Figure 4 and Table 3.

OR: odds ratio; CI: confidence interval; INR: international normalized ratio. HAS-BLED components and associated major bleeding risk in univariate analysis.

OR: odds ratio; CI: confidence interval; INR: international normalized ratio. HAS-BLED components and major bleeding risk associated in multivariate analysis.

Venn diagram of indication of concomitant use of drugs. CAD: coronary artery disease; PAD: peripheral artery disease; CVD: cardiovascular disease.

Antiplatelet agents used during follow-up and their indications
Drug(s) n = 64 Indication
ASA 13 (20.3) Cardiovascular disease primary prevention
12 (18.8) CAD with previous ACS > 1 year
11 (17.2) CAD without previous ACS
8 (12.5) Stroke
4 (6.3) CAD with previous ACS > 1 year + Stroke
3 (4.7) PAD
3 (4.7) Stroke + PAD
1 (1.6) CAD with previous ACS > 1 year + PAD
1 (1.6) CAD without previous ACS + Stroke
1 (1.6) CAD without previous ACS + PAD
ASA + Clopidogrel 4 (6.3) CAD with previous ACS < 1 year
Cilostazol 1 (1.6) PAD
Ticlopidine 1 (1.6) CAD without previous ACS
Clopidogrel 1 (1.6) CAD with previous ACS < 1 year

ASA: acetylsalicylic acid, CAD: coronary artery disease, ACS: acute coronary syndrome, PAD: peripheral artery disease. Data presented as number (%).

 Discussion

In this study, a significant association between high HAS-BLED scores (i.e, score ≥ 3) and major bleeding during follow-up was observed. The only independent variable of HAS-BLED score associated with this adverse event was concomitant use of antiplatelet agents. Our findings corroborate the use of HAS-BLED score as a predictor of bleeding, and the importance of an adequate assessment of modifiable risk factors for bleeding.

Current literature suggest that increments in HAS-BLED score values are associated with progressively increased risk of bleeding, with little difference in hemorrhage rates between patients in use of OAC and controls. Because many risk factors for bleeding are also risk factors for stroke, the use of OACs is wrongly contraindicated for many patients with high risk of stroke (and consequently high risk of bleeding),3 thereby losing benefit of stroke prevention and maintaining a high risk of bleeding even without use of OAC.

The rate of major bleeding found in our study (6.3/100 patients-year) was higher than previously reported (1.4-2.4/100 patients-year).22 This may be explained by the median TTR found in this cohort (62.5%), which is in the lower limit of 60-65% of currently accepted rate.23 Connolly et al.23 suggest that this is the minimal threshold in which there is significant benefit of using OAC as compared with double antiplatelet therapy, with lower TTR being associated with both stroke and hemorrhage rates that are comparable to those observed in AF patients treated with clopidogrel plus acetylsalicylic acid (ASA).

Another possible explanation for the high bleeding rate among our patients was the proportion of patients under concomitant use of antiplatelet drugs (24.3%). The majority of them had no clear indication to maintain antiplatelet use once OAC therapy has been initiated. As shown in Figure 4, the reasons for concurrent use of antiplatelets were coronary artery disease (CAD, 56.2%), stroke (25.0%), primary cardiovascular disease (CVD) prevention and peripheral artery disease (PAD, 14.1%). Current guidelines recommend discontinuation of antiplatelet therapy in most cases when OAC is indicated; exceptions include acute coronary syndrome (ACS) and stent implantation, though even in these cases antiplatelet drugs should be discontinued as soon as possible.24 This is based on low quality evidence that suggest that patients with stable CAD have increased bleeding risk with OAC plus antiplatelet agent without further decrease in major adverse cardiovascular events in comparison with OAC alone.15,25 According to the 2016 US Preventive Services Task Force review,26 ASA for the primary prevention of cardiovascular events has been shown to be safe and effective in the very strict group of adults ranging 50-59 years old who have an estimated cardiovascular risk > 10% and a low bleeding risk according to American Heart Association (AHA) score. Regarding PAD and stroke,27-29 current evidence indicates no benefit of adding ASA to VKA.

There are some limitations in our study that deserve to be mentioned. First, retrospective design may have influenced the quality and consistency of the data collected. Besides, review of the medical records could only identify events (cardiovascular and bleeding) that occurred at our hospital or that have been spontaneously reported by the patients during clinical care. This may underestimate adverse events occurrence. Second, the relative small sample size associated with the short follow-up period may have underestimated the occurrence of adverse events, especially events related to AF, which have a longer latency period. Yet, we believe that this may be a conservative bias, given the elevated event rates observed in this limited sample. Third, the higher rates of bleeding found in this study could have overestimated the prediction power of the score. Finally, the fact that the study was conducted at a single center can limit external validity of our findings.

 Conclusion

HAS-BLED may be a useful and applicable tool to assess bleeding risk in our population, particularly to aid the identification of potentially modifiable factors such as concomitant use of antiplatelet agents. We highlight that HAS-BLED should not be used as the single instrument to either initiate OAC or exclude patients from OAC therapy. Hospitals and clinical care facilities should implement protocols for regular assessment of patients using OAC, and HAS-BLED may have a major role helping to reduce complications associated with this therapy. Further research is needed to assess the impact of score-based protocols for modifying bleeding risk factors and rates in anticoagulation outpatient clinics.

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.

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Eur Heart J 2013 34 14 1041 1049 10.1093/eurheartj/ehs435 15 Olesen JB, Lip GY, Lindhardsen J, Lane DA, Ahlehoff O, Hansen ML, et al. Risks of thromboembolism and bleeding with thromboprophylaxis in patients with atrial fibrillation: a net clinical benefit analysis using a 'real world' nationwide cohort study. Thromb Haemost. 2011;106(4):739-49. doi: 10.1160/TH11-05-0364. Olesen JB Lip GY Lindhardsen J Lane DA Ahlehoff O Hansen ML Risks of thromboembolism and bleeding with thromboprophylaxis in patients with atrial fibrillation: a net clinical benefit analysis using a 'real world' nationwide cohort study Thromb Haemost 2011 106 4 739 749 10.1160/TH11-05-0364 16 Kim YK, Nieuwlaat R, Connolly SJ, Schulman S, Meijer K, Raju N, et al. Effect of a simple two-step warfarin dosing algorithm on anticoagulant control as measured by time in therapeutic range: a pilot study. J Thromb Haemost. 2010;8(1):101-6. doi: 10.1111/j.1538-7836.2009.03652.x Kim YK Nieuwlaat R Connolly SJ Schulman S Meijer K Raju N Effect of a simple two-step warfarin dosing algorithm on anticoagulant control as measured by time in therapeutic range: a pilot study J Thromb Haemost 2010 8 1 101 106 10.1111/j.1538-7836.2009.03652.x 17 Camm AJ, Lip GY, De Caterina R, Savelieva I, Atar D, Hohnloser SH, et al. 2012 focused update of the ESC Guidelines for the management of atrial fibrillation: an update of the 2010 ESC Guidelines for the management of atrial fibrillation. Eur Heart J. 2012;33(21):2719-47. doi: 10.1093/eurheartj/ehs253. Erratum in: Eur Heart J. 2013;34(10):790. Eur Heart J. 2013;34(36):2850-1. Camm AJ Lip GY De Caterina R Savelieva I Atar D Hohnloser SH 2012 focused update of the ESC Guidelines for the management of atrial fibrillation: an update of the 2010 ESC Guidelines for the management of atrial fibrillation Eur Heart J 2012 33 21 2719 2747 10.1093/eurheartj/ehs253 Erratum in: Eur Heart J. 2013;34(10):790. Eur Heart J. 2013;34(36):2850-1 18 Gage BF, Waterman AD, Shannon W, Boechler M, Rich MW, Radford MJ. Validation of clinical classification schemes for predicting stroke: results from the National Registry of Atrial Fibrillation. JAMA. 2001;285(22):2864-70. PMID: 11401607. Gage BF Waterman AD Shannon W Boechler M Rich MW Radford MJ Validation of clinical classification schemes for predicting stroke: results from the National Registry of Atrial Fibrillation JAMA 2001 285 22 2864 2870 11401607 19 Lip GY, Nieuwlaat R, Pisters R, Lane DA, Crijns HJ. Refining clinical risk stratification for predicting stroke and thromboembolism in atrial fibrillation using a novel risk factor-based approach: the euro heart survey on atrial fibrillation. Chest. 2010;137(2):263-72. doi: 10.1378/chest.09-1584. Lip GY Nieuwlaat R Pisters R Lane DA Crijns HJ Refining clinical risk stratification for predicting stroke and thromboembolism in atrial fibrillation using a novel risk factor-based approach: the euro heart survey on atrial fibrillation Chest 2010 137 2 263 272 10.1378/chest.09-1584 20 Rosendaal FR, Cannegieter SC, van der Meer FJ, Briet E. A method to determine the optimal intensity of oral anticoagulant therapy. Thromb Haemost. 1993;69(3):236-9. PMID: 8470047. Rosendaal FR Cannegieter SC van der Meer FJ Briet E A method to determine the optimal intensity of oral anticoagulant therapy Thromb Haemost 1993 69 3 236 239 8470047 21 World Health Organization. (WHO). Department of Nutrition for Health and Development. Iron deficiency anaemia: assessment, prevention and control: a guide for programme managers. Geneva; 2001. World Health Organization. (WHO) Department of Nutrition for Health and Development. Iron deficiency anaemia: assessment, prevention and control: a guide for programme managers Geneva 2001 22 Ogilvie IM, Welner SA, Cowell W, Lip GY. Ischaemic stroke and bleeding rates in 'real-world' atrial fibrillation patients. Thromb Haemost. 2011;106(1):34-44. doi: 10.1160/TH10-10-0674. Ogilvie IM Welner SA Cowell W Lip GY Ischaemic stroke and bleeding rates in 'real-world' atrial fibrillation patients Thromb Haemost 2011 106 1 34 44 10.1160/TH10-10-0674 23 Connolly SJ, Pogue J, Eikelboom J, Flaker G, Commerford P, Franzosi MG, et al; ACTIVE W Investigators. Benefit of oral anticoagulant over antiplatelet therapy in atrial fibrillation depends on the quality of international normalized ratio control achieved by centers and countries as measured by time in therapeutic range. Circulation. 2008;118(20):2029-37. doi: 10.1161/CIRCULATIONAHA.107.750000. Connolly SJ Pogue J Eikelboom J Flaker G Commerford P Franzosi MG ACTIVE W Investigators Benefit of oral anticoagulant over antiplatelet therapy in atrial fibrillation depends on the quality of international normalized ratio control achieved by centers and countries as measured by time in therapeutic range Circulation 2008 118 20 2029 2037 10.1161/CIRCULATIONAHA.107.750000 24 Camm AJ, Kirchhof P, Lip GY, Schotten U, Savelieva I, Ernst S, et al; European Heart Rhythm Association; European Association for Cardio-Thoracic Surgery. Guidelines for the management of atrial fibrillation: the Task Force for the Management of Atrial Fibrillation of the European Society of Cardiology (ESC). Eur Heart J. 2010;31(19):2369-429. doi: 10.1093/eurheartj/ehq278. Erratum in: Eur Heart J. 2011;32(9):1172. Camm AJ Kirchhof P Lip GY Schotten U Savelieva I Ernst S European Heart Rhythm Association European Association for Cardio-Thoracic Surgery Guidelines for the management of atrial fibrillation: the Task Force for the Management of Atrial Fibrillation of the European Society of Cardiology (ESC) Eur Heart J 2010 31 19 2369 2429 10.1093/eurheartj/ehq278 Erratum in: Eur Heart J. 2011;32(9):1172 25 You JJ, Singer DE, Howard PA, Lane DA, Eckman MH, Fang MC, et al. Antithrombotic therapy for atrial fibrillation: Antithrombotic Therapy and Prevention of Thrombosis, 9th ed: American College of Chest Physicians Evidence-Based Clinical Practice Guidelines. Chest. 2012;141(2 Suppl):e531S-75S. doi: 10.1378/chest.11-2304. You JJ Singer DE Howard PA Lane DA Eckman MH Fang MC Antithrombotic therapy for atrial fibrillation: Antithrombotic Therapy and Prevention of Thrombosis, 9th ed: American College of Chest Physicians Evidence-Based Clinical Practice Guidelines Chest 2012 141 2 Suppl e531S e575S 10.1378/chest.11-2304 26 Final Recommendation Statement: aspirin use to prevent cardiovascular disease and colorectal cancer: preventive medication. U.S. Preventive Services Task Force. [Access in 2016 Nov 10]. Available from: http://www.uspreventiveservicestaskforce.org Final Recommendation Statement: aspirin use to prevent cardiovascular disease and colorectal cancer: preventive medication U.S. Preventive Services Task Force 2016 Nov 10 Available from: http://www.uspreventiveservicestaskforce.org 27 Anand S, Yusuf S, Xie C, Pogue J, Eikelboom J, Budaj A, et al; Warfarin Antiplatelet Vascular Evaluation Trial Investigators. Oral anticoagulant and antiplatelet therapy and peripheral arterial disease. N Engl J Med. 2007;357(3):217-27. doi: 10.1056/NEJMoa065959. Anand S Yusuf S Xie C Pogue J Eikelboom J Budaj A Warfarin Antiplatelet Vascular Evaluation Trial Investigators Oral anticoagulant and antiplatelet therapy and peripheral arterial disease N Engl J Med 2007 357 3 217 227 10.1056/NEJMoa065959 28 Fischer M. Does the combination of warfarin and aspirin have a place in secondary stroke prevention? No. Stroke. 2009;40(5):1944-5. doi: 10.1161/STROKEAHA.108.537670. Fischer M Does the combination of warfarin and aspirin have a place in secondary stroke prevention? No. Stroke 2009 40 5 1944 1945 10.1161/STROKEAHA.108.537670 29 Furlan AJ. Does the combination of warfarin and aspirin have a place in secondary stroke prevention? Yes. Stroke. 2009;40(5):1942-3. doi: 10.1161/STROKEAHA.108.537662. Furlan AJ Does the combination of warfarin and aspirin have a place in secondary stroke prevention? Yes. Stroke 2009 40 5 1942 1943 10.1161/STROKEAHA.108.537662 Artigos Originais Uso do Escore HAS-BLED em um Ambulatório de Anticoagulação de um Hospital Terciário Beltrame Rafael Coimbra Ferreira Giasson Franciele Taís Bandeira Silva André Luís Ferreira Azeredo da Gomes Bruna Sessim Amon Luís Carlos Blaya Marina Bergamini Scheffel Rafael Selbach Pivatto Fernando Júnior Hospital de Clínicas de Porto Alegre (HCPA), Porto Alegre, RS - Brasil Correspondência: Fernando Pivatto, Júnior Rua Ramiro Barcelos, 2.350, sala 700, CEP 90.035-903. Porto Alegre, RS - Brasil. E-mail: fpivatto@gmail.com

Contribuição dos autores

Concepção e desenho da pesquisa: Pivatto Júnior F. Obtenção de dados: Beltrame RCF, Giasson FTB, Gomes BS, Pivatto Júnior F. Análise e interpretação dos dados: Beltrame RCF, Giasson FTB, Amon LC, Scheffel RS, Pivatto Júnior F. Análise estatística: Pivatto Júnior F. Redação do manuscrito: Beltrame RCF, Scheffel RS. Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante: Beltrame RCF, Giasson FTB, Silva ALFA, Gomes BS, Amon LC, Blaya MB, Scheffel RS, Pivatto Júnior F. Supervisão / como investigador principal: Pivatto Júnior F.

Potencial Conflito de Interesse

Declaro não haver conflito de interesses pertinentes.

 Resumo Fundamento:

O escore HAS-BLED foi desenvolvido para avaliar o risco em um ano de sangramento maior em pacientes com fibrilação atrial (FA) anticoagulados com antagonistas da vitamina K (AVK).

 Objetivo:

O objetivo deste estudo foi avaliar a capacidade do escore HAS-BLED e de seus componentes em predizer sangramento maior em pacientes atendidos em um ambulatório de anticoagulação de um hospital terciário.

 Métodos:

Foi realizado um estudo coorte retrospectivo com pacientes com FA tratados com AVK. Análise de regressão logística foi realizada para avaliar a capacidade de cada componente do escore em predizer sangramento maior. O nível de significância adotado em todos os testes foi de 5%.

 Resultados:

Foram estudados 263 pacientes com média de idade de 71,1 ± 10,5 anos ao longo de um período de tratamento de 237,6 pacientes-ano. A mediana do escore HAS-BLED foi de 2 (1-3). A incidência de sangramento maior foi de 5,7%, sendo mais elevada nos pacientes de alto risco que nos pacientes de baixo risco (9,6 vs. 3,1%; p = 0,052). A área sob a curva ROC foi de 0,70 (p = 0,01). Um ponto de corte ≥ 3 mostrou sensibilidade de 66,7%, especificidade de 62,1%, valor preditivo positivo de 9,6% e valor preditivo negativo de 96,9%. Sobrevida livre de sangramento maior foi menor no grupo de alto risco (p = 0,017). Na análise multivariada, o único preditor independente de sangramento maior entre os componentes do escore foi o uso concomitante de antiplaquetários (OR 5,13, IC95%: 1,55-17,0; p = 0,007).

 Conclusão:

O escore HAS-BLED foi capaz de prever sangramento maior na população de pacientes com FA estudada. Entre os componentes do escore, atenção especial deve ser dada para o uso concomitante de antiplaquetários, que mostrou associação independente. Em pacientes com FA em uso de AVK como terapia anticoagulante, o uso de antiplaquetários deve ser realizado somente naqueles pacientes com avaliação risco-benefício favorável.

 Palavras-chave: Fibrilação Atrial Hemorragia Ambulatório Hospitalar Introdução

A fibrilação atrial (FA) é um distúrbio comum do ritmo cardíaco cuja prevalência aumenta com o avanço da idade: aproximadamente 1% dos pacientes com FA têm idade inferior a 60 anos, enquanto que até 12% dos pacientes com FA têm idade entre 75 e 84 anos.1 A FA está associada a um amplo espectro de desfechos negativos, tais como insuficiência cardíaca e eventos cardiovasculares importantes, incluindo acidente vascular cerebral (AVC) isquêmico, com aumento na mortalidade cardiovascular e por todas as causas.2 AVC isquêmico relacionado à FA geralmente resulta de cardioembolismo de uma grande artéria cerebral e, portanto, tende a ser maior, mais frequentemente fatal e associado a maiores sequelas em comparação a AVCs por outras causas.3

Estudos com anticoagulantes orais (ACO) mostraram redução na mortalidade por todas as causas em 26% e na ocorrência de tromboembolismo sistêmico em 64% com o uso de antagonistas da vitamina K (AVKs) em comparação ao placebo e controles não tratados.4 Por outro lado, os AVKs estão associados com risco aumentado de sangramento.5 Gomes et al.6 mostraram uma taxa de risco de 3,8% de sangramento por pessoa-ano com o uso de varfarina, principalmente nos primeiros 30 dias de terapia (11,8%), com quase 1% de todos os novos usuários sendo hospitalizados devido a complicações hemorrágicas durante esse período.

Há vários escores de risco disponíveis para avaliar o risco de hemorragia em pacientes em tratamento com AVKs.7-12 O score HAS-BLED [Hypertension (uncontrolled), Abnormal renal/liver function, Stroke, Bleeding history or predisposition (anemia), Labile INR, Elderly (> 65 years), Drugs/alcohol concomitantly] (hipertensão não controlada, função renal/hepática anormal, AVC, história ou predisposição a sangramento, p.ex. anemia, RNI lábil, idade > 65 anos, uso concomitante de drogas/álcool) oferece uma melhor predição de sangramento em comparação a muitos outros escores de risco para pacientes com FA, e foi validado em diferentes coortes, incluindo amplas populações de "mundo real" e de ensaios clínicos.13 O escore varia de 0 a 9, sendo que escores ≥ 3 indicam alto risco de sangramento. Nessa situação, recomenda-se um acompanhamento abrangente e regular do paciente.13 Ainda, o escore HAS-BLED deve ser usado para identificar fatores de risco modificáveis para sangramento, mas não deve ser usado para excluir pacientes da terapia com ACO como sugerido pelo escore CHA2DS2-VASc [Congestive heart failure, Hypertension, Age ≥ 75 years, Diabetes, Stroke, Vascular disease, Age 65-74 years, Sex category (i.e., female gender)] (insuficiência cardíaca congestiva, idade ≥ 75 anos, diabetes, acidente vascular cerebral, doença vascular, idade entre 65 e 74 anos, sexo feminino).3,14,15 O objetivo deste estudo foi avaliar a capacidade do escore HAS-BLED e de seus componentes em predizer sangramento maior em pacientes tratados no ambulatório de anticoagulação de um hospital terciário.

 Métodos

Foi realizado um estudo coorte retrospectivo com pacientes em uso AVK atendidos no ambulatório de anticoagulação no Hospital de Clínicas de Porto Alegre (HCPA). Esse é um hospital-escola terciário localizado no sul do Brasil, e a maioria dos pacientes atendidos são de baixa renda. Todas as decisões em relação ao manejo da anticoagulação foram baseadas em um protocolo publicado por Kim et al.16 Todos os pacientes que consultaram de janeiro a março de 2014 foram rastreados para inclusão no estudo. Foram incluídos pacientes com FA não valvular recebendo AVK. FA valvular foi definida como FA associada à estenose mitral grave ou válvula cardíaca protética.17 O estudo foi aprovado pelo comitê de ética da instituição.

O risco de AVC isquêmico foi estimado com os escores CHADS2 (Congestive heart failure, Hypertension, Age > 75, Diabetes, Stroke) (insuficiência cardíaca congestiva, hipertensão, idade > 75 anos, diabetes, AVC) e CHA2DS2-VASc.18,19 O risco elevado para AVC isquêmico foi definido como um escore ≥ 2. Quanto ao risco de sangramento maior, os pacientes foram estratificados em dois grupos de acordo com escores HAS-BLED individuais: (1) grupo de risco baixo-moderado (escores 0-2) e (2) grupo de alto risco (escore ≥ 3).12 O acrônimo HAS-BLED representa cada fator de risco para sangramento e atribui 1 ponto para a presença de cada um dos seguintes fatores: hipertensão não controlada, função renal/hepática anormal, AVC prévio, história ou predisposição (anemia) a sangramento, RNI lábil, idade > 65 anos, uso abusivo de drogas e/ou álcool.13 Os dados foram obtidos pela revisão de registros efetuados nos prontuários médicos eletrônicos durante consultas ao ambulatório e à emergência, e na admissão hospitalar no período estudado. Pacientes que perderam o acompanhamento, que morreram ou que descontinuaram a terapia de anticoagulação também foram incluídos na análise. O tempo na faixa terapêutica (TFT) foi estimado pelo método linear de interpolação de Rosendaal.20

Resultados dos exames laboratoriais e fração de ejeção ventricular esquerda (avaliada preferencialmente pelo ecocardiograma) foram registrados no início do período de acompanhamento. A anemia foi definida como hemoglobina (Hb) menor que 13,0 g/L nos homens e 12,0 g/L nas mulheres.21 Hipertensão não controlada foi definida como pressão arterial sistólica > 160 mmHg.12 Sangramento maior foi definido como qualquer sangramento que requeresse hospitalização e/ou causasse diminuição > 2 g/dL no nível de hemoglobina e/ou requeresse transfusão sanguínea.12 Diálise, transplante renal ou creatinina sérica ≥ 200 µmol/L (2,26 mg/dL) foi classificada como função renal anormal.12 Função hepática anormal foi definida como diagnóstico clínico prévio de doença hepática crônica (p.ex. cirrose) ou evidência laboratorial de disfunção hepática (p.ex. bilirrubina maior que 2 x o limite superior da normalidade, associada a AST/ALT/FA > 3 x superior da normalidade).12

Análise estatística

A análise descritiva foi realizada através de frequência absoluta e relativa para variáveis qualitativas, e média ± desvio-padrão e mediana (intervalo interquartil, percentis 25-75) para variáveis quantitativas com distribuição simétrica e assimétrica, respectivamente. A normalidade da distribuição de cada variável foi avaliada utilizando-se o teste Shapiro-Wilk. Comparação entre os grupos foi realizada pelo teste do qui-quadrado. O teste exato de Fisher foi usado em situações de baixa frequência. A área sob a curva ROC (Receiver Operating Characteristic) foi calculada para avaliar a capacidade do escore HAS-BLED em predizer sangramento maior. Sobrevida livre de sangramento entre os grupos foi analisada por curvas de Kaplan-Meier e comparada pelo teste log-rank. A regressão logística foi realizada para detectar a associação ajustada dos componentes do escore HAS-BLED com o desfecho sangramento maior. A possível relação entre variáveis e desfecho foi inicialmente examinada por análises bivariadas (p < 0,10 para escolha das variáveis). Em seguida, foi utilizada a seleção tipo stepwise forward para inclusão de variáveis até que todas as variáveis incluídas atingissem significância estatística (p < 0,05). O nível de significância adotado em todos os testes foi de 5%. Os dados foram analisados utilizando o programa Statistical Package for Social Sciences (SPSS), versão 21.0 (IBM, Armonk, NY, USA).

 Resultados

Um total de 263 pacientes foi incluído no estudo, correspondendo a 38,5% dos indivíduos atendidos no ambulatório de anticoagulação. As características demográficas estão descritas na Tabela 1. Não houve pacientes em uso de anti-inflamatórios não esteroides (AINE). As indicações para anticoagulação entre pacientes não incluídos na coorte foram: prótese mecânica cardíaca (21,2%), trombose venosa profunda / tromboembolismo pulmonar (19,0%), FA valvular (8,6%), e trombo no ventrículo esquerdo (2,0%).

Características demográficas dos pacientes
Variável n = 263
Sexo feminino 113 (43,0)
Idade 71,2 (64,1-78,5)
Uso de varfarina 256 (97,3)
Hipertensão 231 (87,8)
Insuficiência cardíaca / FEVE < 40% 149 (56,7)
RNI lábil (TFT < 60%) 124 (47,1)
Diabetes 108 (41,1)
AVC prévio / AIT 96 (36,5)
Doença arterial coronariana 76 (28,9)
Uso de antiplaquetários 64 (24,3)
Anemia 67 (25,5)
Doença arterial obstrutiva periférica 25 (9,5)
História de sangramento maior 24 (9,1)
Hipertensão não controlada 22 (8,4)
Álcool 21 (8,0)
Função renal anormal 7 (2,7)
Função hepática anormal 2 (0,8)
Escore CHADS2 3 (2-4)
Escore CHA2DS2-VASc 4 (3-5)
Escore HAS-BLED 2 (1-3)

FEVE: fração de ejeção do ventrículo esquerdo; AVC: acidente vascular cerebral; AIT: ataque isquêmico transitório; RNI: razão normalizada internacional; TFT: tempo na faixa terapêutica. CHADS2: insuficiência cardíaca congestiva, hipertensão, idade > 75 anos, diabetes, acidente vascular cerebral; CHA2DS2-VASc: insuficiência cardíaca congestiva, idade ≥ 75 anos, diabetes, acidente vascular cerebral, doença vascular, idade 65-74 anos, sexo feminino; HAS-BLED: Hipertensão não controlada, função renal/hepática anormal, AVC, história ou predisposição a sangramento, p.ex. anemia, RNI lábil, idade > 65 anos, uso concomitante de drogas/álcool. Dados apresentados em número (%) ou mediana (intervalo interquartil).

O tempo médio de acompanhamento foi de 329,9 ± 81,9 dias. Dos 263 pacientes, 205 (77,9%) completaram o acompanhamento, 25 (9,5%) perderam o seguimento, 21 (8,0%) interromperam a anticoagulação e 12 (4,6%) morreram. Foram realizados 2754 testes de RNI durante o período de estudo, com uma mediana de 10 (7 - 13) testes por paciente. Desses, 1270 (46,1%) apresentaram valores entre 2,0 e 3,0 em um período de tratamento de 237,6 pacientes-ano. O TFT mediano foi de 62,5% (44,2 - 79,5%). Os pacientes permaneceram abaixo da faixa terapêutica (isto é, RNI < 2,0) durante 18,9% (mediana) do tempo (6,1 - 36,6%), e acima (isto é, RNI > 3,0) durante 9,6% (mediana) do tempo (1,6 - 23,3%).

A incidência de sangramento maior foi de 5,7% (n = 15), o que representa 6,3 sangramentos maiores/100-pacientes-ano. Os principais locais de sangramento foram mucocutâneo (n = 4; 26,7%) genitourinário (n = 4; 26,7%); gastrointestinal (n = 3; 20,0%), intracraniano (n = 3; 20,0%) e retroperitoneal (n = 1; 6,7%).

"Idade > 65 anos" foi o componente mais prevalente do escore HAS-BLED (72,2%) seguido de "RNI lábil" (47,1%). Quando os pacientes foram divididos de acordo com o escore HAS-BLED em alto ou baixo risco de sangramento maior, observamos que 104 pacientes (39,5%) foram classificados como de alto risco (HAS-BLED ≥ 3). Esse grupo teve uma incidência mais alta de sangramento maior em comparação ao grupo de a risco baixo-moderado (9,6 versus 3,1%; p = 0,052).

A associação dos componentes do HAS-BLED com a incidência de sangramento maior está descrita na Tabela 2. Na análise de regressão logística multivariada, o uso concomitante de antiplaquetários foi o único preditor independente de sangramento maior entre os componentes do escore (OR: 5,13; IC95%: 1,55-17,0; p = 0,007).

Componentes do escore HAS-BLED e incidência de sangramento maior associada
Variável n (%) Sangramento, n (%) p
Hipertensão não controlada Sim 22 (8,4) 3 (13,6) ,119*
Não 241 (91,6) 12 (5,0)
Função renal anormal Sim 7 (2,7) 2 (28,6) ,054*
Não 256 (97,3) 13 (5,1)
Função hepática anormal Sim 2 (0,8) 1 (50,0) ,111*
Não 261 (99,2) 14 (5,4)
Acidente vascular cerebral Sim 96 (36,5) 5 (5,2) 1,0†
Não 167 (63,5) 10 (6,0)
História de sangramento maior Sim 24 (9,1) 0 (0) ,374*
Não 239 (90,9) 15 (6,3)
Predisposição (anemia) Sim 67 (25,5) 7 (10,4) ,067*
Não 196 (74,5) 8 (4,1)
RNI lábil (TFT < 60%) Sim 124 (47,1) 10 (8,1) ,196†
Não 139 (52,9) 5 (3,6)
Idade > 65 anos Sim 190 (72,2) 12 (6,3) ,767*
Não 73 (27,8) 3 (4,1)
Medicamentos (antiplaquetários)‡ Sim 64 (24,3) 9 (14,1) ,003*
Não 199 (75,7) 6 (3,0)
Álcool Sim 21 (8,0) 2 (9,5) ,341*
Não 242 (92,0) 13 (5,4)

RNI: razão normalizada internacional; TFT: tempo na faixa terapêutica.

Teste exato de Fisher;

teste do qui-quadrado;

Não houve pacientes em uso de anti-inflamatórios não esteroides Dados apresentados em número (%).

A área sob a curva ROC para a capacidade do escore HAS-BLED predizer sangramento maior foi 0,70 (IC 95%: 0,53 - 0,8; p = 0,01). Um ponto de corte ≥ 3 apresentou sensibilidade de 66,7%, especificidade de 62,1%, valor preditivo positivo de 9,6% e valor preditivo negativo de 96,9%. Curvas de sobrevida de Kaplan-Meier conforme as categorias de risco do escore HAS-BLED são apresentadas na Figura 1. Pacientes de alto risco, i.e. escore HAS-BLED ≥ 3, apresentaram uma sobrevida livre de sangramento maior significativamente menor (p = 0,017).

Sobrevida livre de sangramento maior de acordo com o HAS-BLED.

A magnitude dos riscos associados a cada componente do escore de risco está apresentada nas Figuras 2 e 3 na análise univariada e multivariada, respectivamente. Na análise multivariada, somente o uso concomitante de agentes antiplaquetários foi preditor independente de sangramento maior entre os componentes do escore. Os antiplaquetários usados durante o período de acompanhamento e suas indicações estão listados na Figura 4 e na Tabela 3.

OR: odds ratio; IC: intervalo de confiança; RNI: razão normalizada internacional. Componentes do HAS-BLED e risco de sangramento maior associado na análise univariada.

OR: odds ratio; IC: intervalo de confiança; RNI: razão normalizada internacional. Componentes do HAS-BLED e risco de sangramento importante associado na análise multiivariada.

Diagrama de Venn de indicação para uso concomitante de medicamentos. DAC: doença arterial coronariana; DAOP: doença arterial obstrutiva periférica; DCV: doença cardiovascular.

Agentes antiplaquetários usados durante o acompanhamento e suas indicações
Drogas n = 64 Indicação
AAS 13 (20,3) Prevenção primária de doença cardiovascular
12 (18,8) DAC com SCA prévia há mais de 1 ano
11 (17,2) DAC sem SCA prévia
8 (12,5) AVC
4 (6,3) DAC com SCA prévia há mais de 1 ano + AVC
3 (4,7) DAOP
3 (4,7) AVC + DAOP
1 (1,6) DAC com SCA prévia há mais de 1 ano + DAOP
1 (1,6) DAC sem SCA prévia + AVC
1 (1,6) DAC sem SCA prévia + DAOP
AAS + Clopidogrel 4 (6,3) DAC com SCA prévia há menos de 1 ano
Cilostazol 1 (1,6) DAOP
Ticlopidina 1 (1,6) DAC sem SCA prévia
Clopidogrel 1 (1,6) DAC com SCA prévia há menos de 1 ano

AAS: ácido acetilsalicílico; DAC: doença arterial coronariana, SCA: síndrome coronariana aguda; DAOP: doença arterial obstrutiva periférica; AVC: acidente vascular periférica. Dados apresentados em números (%).

 Discussão

No presente estudo, foi observada uma associação significativa entre os escores HAS-BLED (escore ≥ 3) e sangramento maior durante o acompanhamento. A única variável independente do escore HAS-BLED associada com esse evento adverso foi o uso concomitante de agentes antiplaquetários. Nossos achados corroboram o uso do escore HAS-BLED como preditor de sangramento, e a importância de uma avaliação adequada dos fatores de risco modificáveis para sangramento.

A literatura atual sugere que aumentos nos valores de escore HAS-BLED estão associados com risco progressivamente aumentado de sangramento, com pouca diferença nas taxas de hemorragia entre pacientes em uso de ACO e controles. Uma vez que muitos fatores de risco para sangramento também são fatores de risco para AVC, a anticoagulação oral é erroneamente contra-indicada para muitos pacientes com alto risco de AVC (e frequentemente, portanto, alto risco de sangramento)3 e, assim, perdem o benefício da prevenção do AVC e mantém um risco de sangramento mesmo sem utilizar ACOs.

A taxa de sangramento maior encontrado em nosso estudo (6,3/100-pacientes-ano) foi maior que a taxa relatada previamente (1,4-2,4/100-pacientes-ano).22 Tal fato pode ser explicado pelo TFT mediano encontrado em nossa coorte (62,5%), que se situa no limite inferior de 60-65% da taxa atualmente aceita.23 Connolly et al.23 sugerem que esse é o limite mínimo no qual existe um benefício significativo em se usar ACO em comparação à terapia antiplaquetária dupla, sendo um TFT mais baixo associado com taxas de AVC e de hemorragia comparáveis àquelas observadas em pacientes com FA tratados com clopidogrel e ácido acetilsalicílico (AAS).

Outra possível explicação para a alta taxa de sangramento em nossos pacientes foi a proporção de pacientes em uso concomitante de drogas antiplaquetárias (24,3%). A maioria desses pacientes não tinha uma clara indicação para se manter o uso de drogas antiplaquetárias, uma vez que a terapia anticoagulante foi iniciada. Como mostrado na Figura 4, as causas do uso concomitante de antiplaquetários foram doença arterial coronariana (DAC, 56,2%), AVC (25,0%), prevenção primária de doença cardiovascular (DCV) e doença arterial obstrutiva periférica (DAOP, 14,1%). As diretrizes atuais recomendam a descontinuação da terapia antiplaquetária na maioria dos casos em que o uso de ACO esteja indicado; exceções incluem a síndrome coronária aguda (SCA) e implante de stent, apesar de que mesmo nesses casos, os agentes antiplaquetários deveriam ser descontinuados o quanto antes.24 Tal fato baseia-se na baixa evidência de que pacientes com DAC estável apresentam maior risco de sangramento com o uso combinado de ACO e agente antiplaquetário, sem diminuir o risco de eventos cardiovasculares adversos em comparação ao ACO isolado.15,25 Segundo a revisão do US Preventive Services Task Force de 2016,26 AAS para prevenção primária de eventos cardiovasculares mostrou-se seguro e efetivo no grupo restrito de adultos entre 50 e 59 anos de idade, com risco cardiovascular estimado > 10% e um baixo risco de sangramento de acordo com os escores da American Heart Association (AHA). Em relação à DAOP e ao AVC,27-29 evidências atuais indicam que não há benefício em se adicionar AAS a AVK.

Há algumas limitações em nosso estudo que merecem ser mencionadas. Primeiro, o delineamento retrospectivo influenciou a qualidade e a consistência dos dados coletados. Ainda, a revisão dos prontuários permitiu somente a identificação dos eventos (evento cardiovascular e sangramento) que ocorreram em nosso hospital ou que foram espontaneamente relatados pelos pacientes durante o atendimento clínico. Tal fato pode ter subestimado a ocorrência de eventos adversos. Segundo, o tamanho relativamente pequeno da amostra associado com o curto período de acompanhamento pode ter igualmente subestimado a ocorrência de eventos adversos, principalmente eventos relacionados à FA, que possui um período de latência mais longo. Ainda, nós acreditamos que esse seja um viés conservador, dadas as taxas elevadas de eventos que observamos nessa amostra limitada. Terceiro, as taxas de sangramento mais altas que as médias observadas neste estudo podem ter superestimado o poder de predição do escore. Finalmente, o fato de que o estudo tenha sido conduzido em um único centro pode limitar a validade externa dos nossos resultados.

 Conclusão

O HAS-BLED pode ser um instrumento útil e aplicável para avaliar o risco de sangramento em nossa população, particularmente para auxiliar na identificação de fatores potencialmente modificáveis, tais como o uso concomitante de agentes antiplaquetários. Nós destacamos que o HAS-BLED não dever ser usado como um único instrumento para iniciar o tratamento ou excluir pacientes do tratamento com ACO. Hospitais e estabelecimentos de cuidados clínicos devem implementar protocolos para a avaliação regular de pacientes em uso de ACO, e o HAS-BLED pode ter um papel importante na redução de complicações associadas com essa terapia. Outras pesquisas são necessárias para avaliar o impacto dos protocolos baseados no escore para modificar fatores e taxas de risco de sangramento em serviços ambulatoriais de anticoagulação.

Fontes de Financiamento

O presente estudo não teve fontes de financiamento externas.

Vinculação Acadêmica

Não há vinculação deste estudo a programas de pós-graduação.