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ORIGINAL

Introducción

La enfermedad de Alzheimer (EA) es una entidad anatomoclínica de naturaleza degenerativa y curso progresivo. Históricamente, la EA se considera una entidad clinicopatológica constituida por un fenoti­po clínico, fundamentalmente caracterizado por un deterioro cognitivo progresivo que afecta inicial­mente a la memoria y, posteriormente, a otros do­minios cognitivos, generando una alteración fun­cional [1], a la que subyace un patrón neuropatoló­gico caracterizado por acúmulo extracelular de la proteína β amiloide (Aβ), depósitos intracelulares de proteína tau, pérdida neuronal y sináptica, y pro­liferación glial. El diagnóstico definitivo, hasta la fecha, implica la existencia de un fenotipo clínico compatible con demencia, junto con una anatomía patológica con los hallazgos característicos de la enfermedad [1]. En la última década, con la finali­dad de realizar un diagnóstico más precoz y especí­fico, se han propuesto unos nuevos criterios de in­vestigación para la EA de acuerdo con Dubois et al

[2]. El principal cambio respecto a los bien estable­cidos criterios del National Institute for Neurolo­gical and Communicative Disorders and Stroke­Alzheimer’s Disease and Related Disorder Associa­tion es que la presencia de deterioro significativo de la memoria episódica, independientemente del gra­do de pérdida funcional, junto con la presencia de un biomarcador anormal, son suficientes para el diagnóstico de EA probable. De forma resumida, la aplicación de los nuevos criterios permite diagnos­ticar la EA cuando existe un déficit de memoria episódica, junto con una atrofia del hipocampo de­tectada por resonancia magnética (RM), o la altera­ción característica de biomarcadores en el líquido cefalorraquídeo (LCR), acúmulo de amiloide detec­tado por la tomografía por emisión de positrones o presencia de una mutación autosómica dominante para la enfermedad. En consecuencia, esta nueva propuesta de criterios de investigación de la EA permite tanto el diagnóstico etiológico como el es­tablecimiento de un diagnóstico en la fase prodró­mica de la enfermedad [3­5]. En este sentido, nu­

Una nueva aproximación en el diagnóstico de la enfermedad de Alzheimer con biomarcadores: descripción del AD-CSF-Index

José L. Molinuevo, Juan D. Gispert, Jesús Pujol, Santiago Rojas, Albert Lladó, Mircea Balasa, Anna Antonell, Raquel Sánchez-Valle, Lorena Rami

Introducción. Estudios realizados con biomarcadores determinados en el líquido cefalorraquídeo (LCR) en pacientes con patología confirmada de enfermedad de Alzheimer (EA) han demostrado que la disminución de los niveles de Aβ1-42 y un aumento de los niveles de tau y tau fosforilada constituyen una característica específica de la patología tipo EA.

Objetivo. Presentar la descripción de un nuevo método para determinar un índice, el AD-CSF-Index, a través de los valores obtenidos con los biomarcadores de LCR para, de esta forma, optimizar el diagnóstico de la EA.

Sujetos y métodos. Se reclutó un total de 61 sujetos en la unidad de Alzheimer y otros trastornos cognitivos del Hospital Clínic de Barcelona, de los cuales 42 eran controles cognitivamente sanos y 19 fueron diagnosticados de EA según los nuevos criterios de investigación propuestos por Dubois et al: alteración de memoria episódica y atrofia de hipocampo medida con la escala descrita por Scheltens. El AD-CSF-Index se construyó a partir de la adición de los valores normalizados entre los valores máximos y mínimos de las proteínas amiloide y tau.

Resultados. Los sujetos diagnosticados de EA presentaron valores medios del AD-CSF-Index significativamente más altos (1,17) que los sujetos sanos (0,72) (p < 0,001; intervalo de confianza al 95% de la diferencia = 0,32-0,57). En los resul-tados del análisis ROC, el AD-CSF-Index obtiene los mejores resultados de todos los índices evaluados, presentando una sensibilidad del 92% y una especificidad del 89% para el punto de corte de 0,93.

Conclusión. El AD-CSF-Index representa una aproximación novedosa que combina de forma óptima las alteraciones de bio-marcadores observadas en el LCR, permitiendo establecer el diagnóstico de la EA con elevada sensibilidad y especificidad.

Palabras clave. Alzheimer. Biomarcadores. Diagnóstico. LCR.

Unidad de Alzheimer y otros trastornos cognitivos; Hospital Clínic (J.L. Molinuevo, A. Lladó, M. Balasa, A. Antonell, R. Sánchez- Valle, L. Rami). Fundació Pasqual Maragall (J.L. Molinuevo, J.D. Gispert). Institut d’Investigacions Biomèdiques August Pi i Sunyer, IDIBAPS (J.L. Molinuevo, A. Lladó, M. Balasa, A. Antonell, R. Sánchez- Valle, L. Rami). CRC Mar; Hospital del Mar (J. Pujol). CRC Centre d’Imatge Molecular; CRC Corporació Sanitària (S. Rojas). Barcelona, España.

Correspondencia: Dr. José Luis Molinuevo Guix. Unidad de Alzheimer y otros trastornos cognitivos. Hospital Clínic. Villarroel, 170. E-08036 Barcelona.

Fax: +34 932 275 783.

E-mail: jlmoli@clinic.ub.es

Declaración de intereses:J.L.M. ha asesorado científicamente a las siguientes compañías: Pfizer, Eisai, Novartis, Lundbeck, Roche, Bayer, Bristol-Myers Squibb, MSD, Merz, GE Health Care, GlaxoSmith- Kline, Innogenetics.

Financiación:Este trabajo se ha realizado gracias a los siguientes proyectos: Consolider-Ingenio 2010 (CSD 2010-00045 IP: J.LM.); FIS-Fondo europeo de desarrollo regional, una manera de hacer Europa (PI11/01071 IP: L.R.); proyecto IMSERSO (197/2011 IPD: L.R.); programa de investigadores del sistema nacional Miguel Servet (CP 08/00147; IP: L.R.); y a un proyecto del JPND Research (Biomarkapd IP: J.L.M. y J.D.G.). Vallverd S.A. ha dado soporte económico a la investigación.

Nota:J.L.M. y J.D.G. han contribuido por igual a la elaboración del manuscrito.

Aceptado tras revisión externa: 15.03.12.

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J.L. Molinuevo, et al

merosos estudios han demostrado que la medición tanto manual como automatizada del hipocampo y del córtex entorrinal presenta una elevada sensibili­dad y especificidad para identificar aquellos sujetos que en el futuro van a desarrollar una EA [6].

Estudios realizados con biomarcadores determi­nados en el LCR en pacientes con patología confir­mada de EA han demostrado que la disminución de los niveles de Aβ1­42 y un aumento de los niveles de tau total (t­tau) y tau fosforilada (p­tau) constituyen una característica específica de la patología tipo EA [7,8]. A su vez, estudios clínicos longitudinales han demostrado que sujetos que presentan un deterioro cognitivo leve, junto con la presencia de este patrón característico de biomarcadores en el LCR, acaban desarrollando una demencia [9]. Paradójicamente, cuando se han realizado estudios comparando con­troles y pacientes para determinar la capacidad diagnóstica de estos marcadores [10­13], los resul­tados muestran una mayor variabilidad. Una de las razones subyacentes es que estos biomarcadores re­flejan el estado patólogico y no necesariamente el clí­nico [7,8,14]. En ese sentido, aproximadamente el 25% de las personas mayores no dementes presenta unos valores anormales de Aβ1­42 en el LCR [15­17], cifra similar a la obtenida en estudios post mortem, donde el 25% de sujetos presenta patología cerebral con deposición de Aβ1­42 sin que haya desarrollado una EA clínica [18]. Estos hechos, necesariamente, se traducirán en una baja especificidad de la deter­minación de Aβ1­42 para el diagnóstico de la EA. No obstante, si consideramos que los cambios de Aβ1­42 se presuponen anteriores a la aparición de los cam­bios de otros biomarcadores, tales como la t­tau o la p­tau [19], e incluimos éstos en el proceso diagnós­tico, la sensibilidad y la especificidad mejoran. Pese a ello, e independientemente de los distintos inten­tos realizados para combinar estos marcadores, su capacidad diagnóstica ha sido considerada subópti­ma o se basa en algoritmos complejos [13,20].

El objetivo de este trabajo es presentar la des­cripción y los resultados preliminares de un nuevo método para determinar un índice, el AD-CSF-In-dex, a través de los valores obtenidos con los bio­marcadores de LCR, y de esta forma optimizar el diagnóstico de la EA.

Sujetos y métodos

Muestra

Se reclutaron 61 sujetos en la unidad de Alzheimer y otros trastornos cognitivos del Hospital Clínic de

Barcelona. Todos los sujetos firmaron un consenti­miento informado para realizar la punción lumbar y las pruebas de imagen. El proyecto fue aprobado por el comité ético del Hospital Clínic.

Se incluyeron 42 sujetos controles definidos se­gún los siguientes criterios: – Ausencia de deterioro cognitivo (puntuación por

encima de 1,5 desviaciones estándares de la pun­tuación media en todas las pruebas cognitivas, teniendo en cuenta la edad y el nivel educativo).

– Ausencia de enfermedades neurológicas.– Ausencia de patología psiquiátrica aguda.– Minimental State Examination (MMSE) > 24.

Con la finalidad de elevar la especificidad diagnós­tica de los sujetos con EA, y que la determinación de las curvas ROC (receiver operating characteris-tic) implicara valores vinculados con un diagnós­tico más específico, la EA fue diagnosticada apli­cando los nuevos criterios diagnósticos [2]. Se in­cluyeron 19 sujetos que cumplían los siguientes cri­terios:– Evidencia objetiva de la alteración significativa de

la memoria episódica medida mediante el test de recuerdo libre y facilitado de Buschke [21].

– Pérdida de volumen hipocampal evidenciado por cambios cualitativos visuales observados en la RM, medidos mediante la escala descrita de Scheltens [22].

– Ausencia de signos neurológicos focales. – Ausencia de otros trastornos médicos que sean

suficientes para causar la alteración de memoria o síntomas relacionados, como depresión mayor, enfermedad cerebrovascular, alteraciones tóxi­cas, metabólicas o procesos infecciosos.

Análisis del líquido cefalorraquídeo

Se obtuvieron 10 mL de LCR de los sujetos a lo lar­go de la mañana (de 09:00 a 12:00 h) del día de visi­ta, y se centrifugaron y almacenaron las muestras en tubos de polipropileno a –80 °C. En ellas, se de­terminaron los valores de Aβ1­42, t­tau y p­tau me­diante un ensayo por inmunoabsorción ligado a en­zimas (ELISA).

Adquisición de imágenes de resonancia magnética

Los sujetos se sometieron a una exploración por RM en un equipo de 3 T (Magnetom Trio Trim, Siemens Medical Solutions, Erlangen, Alemania). Se adqui­rió una imagen estructural ponderada en T1 median­te una secuencia de eco de gradiente (TR: 2.300 ms; TE: 2,98 ms) con un tamaño de matriz de 256 × 256

Cómo citar este artículo:Molinuevo JL, Gispert JD, Pujol J, Rojas S, Lladó A, Balasa M, et al.

Una nueva aproximación en el diagnóstico de la enfermedad de

Alzheimer con biomarcadores: descripción del AD-CSF-Index. Rev Neurol 2012; 54: 513-22.

© 2012 Revista de Neurología

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Diagnóstico de la enfermedad de Alzheimer con biomarcadores: AD-CSF-Index

× 256 y un tamaño de vóxel isotrópico de 1 mm3. El intervalo medio entre las adquisiciones de RM y la punción lumbar fue de 41 días, con un rango com­prendido entre 1 y 103 días.

Determinación de la atrofia del lóbulo temporal medial

A partir de las imágenes de RM, se determinó el ni­vel de atrofia del lóbulo temporal medial mediante la escala descrita de Scheltens [22]. Brevemente, ésta es una escala con cinco niveles (del 0 al 4) en función de las alteraciones en el grosor de la fisura coroide, el grosor del asta temporal de los ventrícu­los laterales y la altura de la formación hipocampal. En caso de obtener medidas diferentes para los he­misferios izquierdo y derecho, se escogió el valor más alto entre ambos. Posteriormente, y a efectos de dicotomizar la presencia de alteraciones anató­micas, se estableció un umbral de corte, de modo que los valores de atrofia del lóbulo temporal me­dial de 0 y 1 se consideraron como no patológicos, y los valores entre 2 y 4 como patológicos.

Las imágenes fueron evaluadas por un mismo lector (S.R.) de forma ciega con respecto a la pre­sencia de alteraciones en la memoria de los sujetos. Para comprobar la consistencia de esta medida, se determinó su reproducibilidad, repitiéndola en una submuestra ciega y aleatoria de 16 de ellas. Con esta submuestra, se determinó la concordancia en­tre las calificaciones mediante la κ de Cohen pon­derada linealmente. Los valores de concordancia entre las lecturas de las imágenes de RM fue de κ = 0,78 para la escala de cinco niveles y de κ = 0,81 tras la dicotomización. Estos valores son muy similares a los descritos en estudios recientes [23] y, al supe­rar el valor de κ = 0,75, se puede considerar que la consistencia entre las valoraciones fue excelente.

Descripción del AD-CSF-Index

Todos los procedimientos y análisis descritos en este trabajo se realizaron utilizando tanto los valo­res de t­tau como los de p­tau, con resultados muy similares.

Conceptualmente, el índice se construye a partir de la concatenación de las alteraciones en los valo­res de concentración de las proteínas del amiloide y tau, normalizadas individualmente entre sus res­pectivos valores máximos y mínimos. Esta normali­zación tiene como objetivo transformar los valores originales de las concentraciones de los biomarca­dores en LCR en un valor comprendido entre 0 y 1, de modo que 0 signifique la ausencia total de altera­

ciones y 1 la presencia máxima de éstas. De este modo, se obtiene un valor entre 0 y 1 que cuantifica las alteraciones asociadas a la Aβ1­42, y otro para los de la t­tau o p­tau. Finalmente, el índice se calcula como la suma de estos dos valores.

Siguiendo esta estrategia, se calculó el AD-CSF-Index de cada sujeto a partir de sus valores de Aβ1­42 y t­tau o p­tau, según la siguiente expresión:

(ec. 1)

Este índice puede modificarse de forma trivial utili­zando los valores de t­tau o los de p­tau, o bien em­pleando ratios de Aβ1­42/Aβ1­40 en lugar de los valo­res absolutos de Aβ1­42. De forma análoga, podrían ajustarse los valores máximos y mínimos en función de la técnica de cuantificación de los biomarcadores (ELISA o Luminex xMAP). En este trabajo, para de­terminar la fórmula, se han utili zado los siguientes valores máximos y mínimos: Aβmáx = 1.200 pg/mL; Aβmín = 125 pg/mL; t­taumáx = 2.000 pg/mL; t­taumín = 75 pg/mL (versión t­tau); p­taumáx = 300 pg/mL; p­taumín = 15 pg/mL (versión p­tau) . Nótese que es­tos valores no se corresponden con los máximos y mínimos en nuestra muestra; los valores mínimos coinciden con los límites de la sensibilidad del kit comercial (ELISA), y los valores máximos fueron se­leccionados según los valores de numerosos estu­dios descriptivos de biomarcadores en sujetos con EA y controles [10,24]. De esta forma, los valores mínimos y máximos escogidos para la fórmula com­prenden un rango de variación de biomarcadores del 95% de sujetos controles y pacientes con EA. Por lo tanto, estos valores son independientes de la muestra estudiada o de posibles sesgos entre medi­das de diferentes laboratorios. No obstante, se com­probó que los resultados obtenidos fueron idénticos frente a amplias variaciones de ellos: Aβmáx = 800­1.400 pg/mL; Aβmín = 0­200 pg/mL; p­taumáx = 210­300 pg/mL; p­taumín = 0­40 pg/mL; t­taumáx = 2.000­2.500 pg/mL; t­taumín = 0­400 pg/mL.

Sustituyendo estos valores en la fórmula (1), se llega a la siguiente expresión para el AD-CSF-Index (p­tau):

(ec. 2)

y para el índice AD-CSF-Index (t­tau):

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J.L. Molinuevo, et al

(ec. 3)

En la figura 1 se representan los valores del AD-CSF-Index en función de los valores de los biomarcadores.

Análisis estadístico

Para evaluar el comportamiento del índice en los sujetos control y los afectos de EA, se compararon los valores medios en cada grupo mediante una prueba t de Student de dos colas (p < 0,05).

A continuación, se comparó la bondad diagnós­tica del AD-CSF-Index mediante análisis ROC y mediante regresión logística. Los resultados obte­nidos con el AD-CSF-Index se compararon con los valores individuales de Aβ1­42, p­tau y t­tau. Tam­bién se incluyeron en la comparativa otros dos índi­ces compuestos a partir de los valores de Aβ1­42 y t­tau que han sido descritos previamente en la bi­bliografía: la ratio t­tau/Aβ1­42 [25] y el descrito por Hulstaert [11]. Este último se calcula como:

(ec. 4)

Mediante el análisis ROC, se determinó el área bajo la curva (AUC) y la especificidad al 85% de sensibilidad de todos estos índices. Mediante el análisis con regresión logística, se calculó el por­centaje de casos correctamente clasificados y el ajuste al modelo mediante la r2 de Nagelkerke, que valora el porcentaje de variabilidad explicado por el modelo. En el análisis por regresión logística, tam­bién se incluyó un modelo bivariado, introduciendo los valores de Aβ1­42 y p­tau (o t­tau) simultánea­mente. Además, se calculó el punto de corte óptimo para la clasificación y los valores de sensibilidad y especificidad en ese punto.

Resultados

La tabla I muestra las medias y desviaciones están­dar de los valores de biomarcadores, clínicos y de­mográficos, del grupo control y del grupo con EA. Tal y como se detalla en la tabla, se encontraron di­ferencias significativas entre los dos grupos en la edad, el MMSE, el test de alteración de memoria, el nivel de todos los biomarcadores y la frecuencia del alelo APOE4 (p < 0,005).

La figura 2 muestra un diagrama de dispersión de los valores de Aβ1­42 con respecto a los de p­tau y clasificados por el nivel de atrofia del lóbulo tem­poral medial. Se puede apreciar cómo las alteracio­nes en los dos biomarcadores son, en gran medida, complementarias, ya que la práctica totalidad de los valores se encuentra distribuida en los cuadran­tes inferior e izquierdo, asociándose a niveles bajos

Figura 1. Representación en escala de color de los valores del AD-CSF-Index en función de los valores de Aβ1-42 y tau fosforilada.

Tabla I. Medias ± desviaciones estándares de los valores de biomarca-dores, clínicos y demográficos, del grupo control y el grupo con enfer-medad de Alzheimer.

ControlEnfermedad de Alzheimer

Aβ1-42 a 579,9 ± 205,2 308,38 ± 57,6

p-tau a 65,9 ± 35,2 111,4 ± 49,9

t-tau a 380,7 ± 329,6 815,9 ± 430,1

Edad (años) a 68,3 ± 6,7 74,2 ± 5,9

Educación (años) 10 ± 4,4 8,7 ± 2,7

MMSE a 28,1 ± 1,5 23,7 ± 3,3

T@M a 45,4 ± 4 28,9 ± 5,4

Alelo APOE4 a 24,4% 73,7%

MMSE: Minimental State Examination; T@M: test de alteración de memo-ria. a p < 0,005.

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Diagnóstico de la enfermedad de Alzheimer con biomarcadores: AD-CSF-Index

de Aβ1­42 y, fundamentalmente, a niveles elevados de p­tau. El diagrama de dispersión realizado con los valores de t­tau mostraba resultados similares.

Los sujetos diagnosticados de EA presentaron valores medios del AD-CSF-Index (t­tau) significa­tivamente más altos (1,19) que los sujetos sanos (0,70): p < 0,001 (intervalo de confianza al 95% de la diferencia, IC 95% = 0,35­0,64). De forma similar, los sujetos diagnosticados de EA presentaron valo­res medios del AD-CSF-Index (p­tau) significativa­mente más altos (1,12) que los sujetos sanos (0,70): p < 0,001 (IC 95% = 0,31­0,53).

La tabla II muestra los resultados del análisis ROC, y en ella se puede apreciar cómo el AD-CSF-Index obtiene los mejores resultados de todos los índices evaluados tanto en términos de AUC (t­tau: 0,938; p­tau: 0,928), como en especificidad al 85% de sensibilidad (t­tau y p­tau: 89,2%). Del resto de índices evaluados, el que ofreció un mejor resulta­do fue el de Hulstaertt­tau (AUC: 0,927; especifici­dad al 85% de sensibilidad: 88,9%). Las curvas ROC completas pueden apreciarse en la figura 3.

El análisis por regresión logística (Tabla III) arro­jó resultados similares, ya que el AD-CSF-Index consiguió el mejor porcentaje de casos correcta­mente clasificados (t­tau: 88,7%; p­tau: 87,1%). En cuanto al ajuste del modelo, obtuvo valores ligera­mente inferiores (t­tau: r2 = 0,586; p­tau: r2 = 0,624) al mejor índice según este criterio (Hulstaertt­tau: r2 = 0,673). A su vez, el índice Hulstaertp­tau consi­guió clasificar correctamente el 86,9% de los casos. Para cada índice, la tabla III también muestra los valores de corte óptimos y los respectivos valores de sensibilidad y especificidad en este punto. La ta­bla IV muestra la sensibilidad y especificidad del AD-CSF-Index para todos los puntos de corte. Es evidente que la selección del punto de corte va a va­riar en función de la priorización de la sensibilidad o de la especificidad. En general, pensamos que los puntos de corte de 0,93 para el AD-CSF-Index con t­tau y el de 0,92 para el de p­tau presentan un ren­dimiento óptimo en esta muestra, con una sensibi­lidad del 92% y una especificidad del 89% y 86%, res­pectivamente.

Discusión

Los resultados de este trabajo muestran que el AD-CSF-Index representa una forma novedosa que combina de forma óptima los resultados normali­zados de los valores Aβ1­42 con los de t­tau o p­tau determinados en el LCR, para establecer el diag­nóstico de la EA mediante biomarcadores con una

elevada sensibilidad y especificidad. Asimismo, la capacidad diagnóstica del AD-CSF-Index es supe­rior a la obtenida a través de la combinación de los

Figura 2. Distribución conjunta de los valores de Aβ1-42 y tau fosforilada etiquetados por atrofia hipocampal según la escala de atrofia del lóbu-lo temporal medial.

Tabla II. Capacidad diagnóstica de los diferentes índices basados en biomarcadores de líquido cefalorraquídeo según el análisis ROC.

Área bajo la curva ROC

Especificidad al 85% de sensibilidad

Aβ1-42 0,916 80,6%

p-tau 0,769 41,7%

t-tau 0,813 55,6%

p-tau/Aβ1-42 0,903 83,3%

t-tau/Aβ1-42 0,920 77,8%

Hulstaert (p-tau) 0,924 86,1%

Hulstaert (t-tau) 0,927 88,9%

AD-CSF-Index (p-tau) 0,928 89,2%

AD-CSF-Index (t-tau) 0,938 89,2%

Aβ1-42: proteína β amiloide 1-42; p-tau: tau fosforilada; t-tau: tau total.

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J.L. Molinuevo, et al

valores de los biomarcadores. El AUC, la sensibili­dad y la especificidad del AD-CSF-Index permiten la aplicación y uso de estos biomarcadores clínica­mente, pues se encuentran en el rango óptimo defi­nido para la aplicación de un biomarcador diagnós­tico [26], superando, a su vez, los valores obtenidos en estudios previos con medidas directas no nor­malizadas [13].

El AD-CSF-Index representa un método sencillo y práctico de establecer la progresión de la EA a partir de las determinaciones de Aβ1­42 y t­tau o p­tau en el LCR. Tal como puede apreciarse en la figura 1, estos valores no covarían ni existe una relación sig­nificativa entre ellos. Este comportamiento es com­patible con el modelo hipotético propuesto por Jack et al [19]. La independencia entre los valores de los biomarcadores se confirmó mediante regresión lo­gística, valorando la capacidad diagnóstica del AD-CSF-Index y la de los valores Aβ1­42, p­tau y t­tau individuales. De hecho, el AD-CSF-Index muestra una mejor capacidad diagnóstica que los valores in­dividuales de los biomarcadores, tanto por separado (ROC y regresión logística) como conjuntamente (mo­delo bivariado en la regresión logística).

En nuestra muestra, el índice de Hulstaertp­tau presentó, con una especificidad al 85%, un valor de sensibilidad del 86,1% (Hulstaertt­tau: 88,9%), muy similar al comunicado previamente [11]. Esta con­cordancia respalda la comparabilidad de los resul­tados de nuestro trabajo con la literatura existente. El mejor ajuste del modelo de regresión del índice de Hulstaert podría deberse a que los parámetros en la fórmula (ec. 4), que no entrañan ningún signi­ficado en particular, hubiesen sido optimizados con este fin. En cambio, los parámetros necesarios para calcular el AD-CSF-Index son simplemente valores que comprenden un rango de variación del 95% tan­to de sujetos sanos como de pacientes. De este modo se calculan dos componentes independientes de las alteraciones en la EA que serán sumados para cal­cular el índice, presentando, por tanto, un rango de variación de 0 a 2. Esta aproximación cuenta con la ventaja de que no se necesita ninguna asunción previa sobre la distribución de probabilidades de los valores de los biomarcadores en sujetos sanos ni en enfermos. Además, se ha observado que el índice es robusto en un amplio rango de valores de estos parámetros, y es independiente del porcenta­je de sujetos sanos y enfermos incluidos en el estu­dio. Los valores máximos y mínimos en la fórmula pueden ser ajustados sin merma de la capacidad diagnóstica en función de la técnica de cuantifica­ción de los biomarcadores (ELISA o Luminex xMAP). En tal caso, no esperamos variaciones significativas

Tabla III. Capacidad diagnóstica de los diferentes índices basados en biomarcadores de líquido cefalorra-quídeo según el análisis por regresión logística.

Casos correctamente

clasificados

Ajuste del modelo (r2 de Nagelkerke)

Valor de corte

Sensibilidad en el valor

de corte

Especificidad en el valor

de corte

Aβ1-42 83,9% 0,649 394,00 84% 83,8%

p-tau 79,0% 0,233 93,75 60% 91,9%

t-tau 75,8% 0,253 618,30 52% 91,9%

Aβ1-42 y p-tau (modelo bivariado)

83,9% 0,671 – 84% 83,8%

Aβ1-42 y t-tau (modelo bivariado)

85,5% 0,670 – 88% 83,8%

p-tau/Aβ1-42 82,0% 0,492 0,1583 72% 88,9%

t-tau/Aβ1-42 83,6% 0,447 1,1740 68% 94,4%

Hulstaert (p-tau) 86,9% 0,667 1,2880 92% 83,3%

Hulstaert (t-tau) 85,2% 0,673 0,5637 88% 83,3%

AD-CSF-Index (p-tau) 87,1% 0,624 0,9728 84% 89,2%

AD-CSF-Index (t-tau) 88,7% 0,586 0,9816 84% 91,9%

Aβ1-42: proteína β amiloide 1-42; p-tau: tau fosforilada; t-tau: tau total.

Figura 3. Curvas ROC para todos los índices comparados en el presente estudio (los segmentos diagona-les son producidos por los empates).

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Diagnóstico de la enfermedad de Alzheimer con biomarcadores: AD-CSF-Index

en los resultados de sensibilidad, especificidad, AUC o porcentaje de casos correctamente clasificados. En cambio, los valores de corte óptimos para el diagnóstico deberían actualizarse adecuadamente porque, en este estudio, se han derivado sólo a par­tir de cuantificaciones mediante ELISA.

De forma similar al resto de indicadores de pro­gresión de la EA, el AD-CSF-Index es sensible a va­riaciones intra­ e interlaboratorio de las mediciones de Aβ1­42, t­tau y p­tau. Esas variaciones pueden ser causadas por factores preanalíticos, analíticos o re­lacionados con el ensayo, y ponen en peligro la in­troducción de los biomarcadores en la rutina clíni­ca y ensayos clínicos por todo el mundo. La estan­darización y normalización de las medidas de estos y otros biomarcadores para la EA supera el ámbito del presente trabajo.

Es evidente que la precocidad del diagnóstico de la EA genera beneficios para el paciente en varios niveles: médico, personal y social [4]. Desde el pun­to de vista médico, abordar la enfermedad precoz­mente facilita el manejo clínico, al poderse adelan­tar a la aparición de los síntomas. A su vez, si consi­deramos que en el futuro dispondremos de fárma­cos que modifiquen el curso evolutivo, es evidente que su utilización deberá aplicarse, si no es viable en la fase preclínica, al menos en la fase prodrómi­ca de la enfermedad, años antes de la aparición de demencia [27,28]. En este sentido, los nuevos crite­rios de investigación para el diagnóstico de la EA han sido un primer paso y un avance significativo para clasificar a los pacientes cuando presentan sin­tomatología muy leve y todavía no se ha instaurado una demencia. Sin embargo, los criterios requieren aún mayor desarrollo, caracterización, protocoliza­ción y normalización de los diferentes marcadores biológicos propuestos [29]. Ello es especialmente aplicable al análisis de los biomarcadores en el LCR, dada la variabilidad que existe en las determinacio­nes intercentros [30]. La aproximación realizada con el AD-CSF-Index se basa en la obtención y combi­nación de valores normalizados de marcadores de amiloide y tau, lo cual permite superar algunas de las limitaciones asociadas al diagnóstico basado en la combinación de valores directos de los diferentes biomarcadores. En primer lugar, al utilizar valores normalizados de dos biomarcadores, evita la rigi­dez dicotómica establecida basada en un punto de corte aplicado sobre valores directos de un solo marcador. En segundo lugar, la adición de los valo­res normalizados de los marcadores de amiloide y tau permite establecer con mayor sensibilidad y es­pecificidad el diagnóstico, pues la combinación de ambos refleja la alteración característica de estos

Tabla IV. Coordenadas de la curva ROC para el AD-CSF-Index (versiones t-tau y p-tau).

AD-CSF-Index (p-tau) AD-CSF-Index (t-tau)

EA si ≥ Sensibilidad Especificidad EA si ≥ Sensibilidad Especificidad

0 1 0 0 1 0

0,2444 1 0,027 0,2949 1 0,027

0,3917 1 0,054 0,4401 1 0,054

0,4442 1 0,081 0,4835 1 0,081

0,4522 1 0,108 0,4872 1 0,108

0,4578 1 0,135 0,4961 1 0,135

0,4651 1 0,162 0,5041 1 0,162

0,4768 1 0,189 0,5061 1 0,189

0,4985 1 0,216 0,5104 1 0,216

0,5183 1 0,243 0,5140 1 0,243

0,5242 1 0,270 0,5291 1 0,270

0,5314 1 0,297 0,5480 1 0,297

0,5435 1 0,324 0,5604 1 0,324

0,5602 1 0,351 0,5891 1 0,351

0,5736 1 0,378 0,6143 1 0,378

0,5987 1 0,405 0,6242 1 0,405

0,6315 1 0,432 0,6324 1 0,432

0,6446 1 0,459 0,6442 1 0,459

0,655 1 0,486 0,6559 1 0,486

0,6734 1 0,514 0,6709 1 0,514

0,694 1 0,541 0,6997 1 0,541

0,7087 1 0,568 0,7186 1 0,568

0,7275 1 0,595 0,7254 1 0,595

0,7427 1 0,622 0,7307 1 0,622

0,7440 1 0,649 0,7377 0,96 0,622

0,7492 1 0,676 0,7684 0,96 0,649

0,7594 1 0,703 0,7940 0,96 0,676

0,7950 0,96 0,703 0,7943 0,96 0,703

0,8288 0,96 0,730 0,8089 0,96 0,730

0,834 0,96 0,757 0,8394 0,96 0,757

0,8485 0,96 0,784 0,8712 0,96 0,784

0,8625 0,92 0,784 0,8894 0,96 0,811

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J.L. Molinuevo, et al

biomarcadores en la fase clínica de la enfermedad, evitando los potenciales falsos positivos vinculados a la positividad del Aβ1­42 en la fase preclínica de la enfermedad [31­33]. Ello también explica que la sensibilidad y especificidad sean superiores a las observadas con la ratio, pues el índice contempla el curso temporal de la evolución de los biomarcado­res –primero ocurren las alteraciones en amiloide y, después, en tau [19]–, mientras que la ratio no lo hace. A su vez, el índice, al tener un valor máximo ya definido, tendría la capacidad hipotética de dis­criminar sujetos con valores muy elevados de tau y normales de amiloide, como ocurre en algunas de­mencias rápidamente progresivas distintas a la EA [34], mientras que la ratio podría clasificar a estos sujetos como con EA, aun con niveles normales de amiloide.

El AD-CSF-Index presenta otras ventajas con­ceptuales respecto a la determinación de los valores aislados y frente a la ratio, pues no sólo nos ofrece un valor con una sensibilidad y especificidad deter­minadas para establecer el diagnóstico de la EA, sino que su magnitud nos da una idea aproximada de en qué punto del continuo entre la normalidad y la EA en fase de demencia leve se encuentra el suje­to. En el ya mencionado modelo de Jack et al [19], la alteración de Aβ1­42 en el LCR precede al deterioro cognitivo, pudiendo iniciarse los procesos patológi­cos de la EA una década antes de la aparición de los síntomas [35]. El hecho de que el AD-CSF-Index se base en la normalización y combinación de dos bio­marcadores, probablemente permitirá aplicar este índice para determinar el momento del proceso biológico en el que se encuentra un determinado sujeto dentro del continuo de la EA. En este senti­do, sería interesante en el futuro realizar trabajos de correlación del índice con aquellas características anatomoclínicas de la enfermedad que varían a lo largo del continuo de la enfermedad, pues nos per­mitirá establecer la relación existente de los valores del AD-CSF-Index con características estructurales, metabólicas y cognitivas concretas de la EA. El re­sultado final sería que un determinado valor del ín­dice lo podríamos asociar a la atrofia de estructuras concretas, cambios funcionales e incluso a la mag­nitud de los cambios cognitivos en tests concretos. En definitiva, el médico recibe una información do­ble a través del índice, por una parte diagnóstica y por otra del punto evolutivo en que se encuentra el sujeto dentro del continuo de la enfermedad.

Otra de las dificultades asociadas al diagnóstico vinculado a los biomarcadores de LCR es su inter­pretación y su aplicación clínica. En este sentido, la aplicación clínica de los biomarcadores diagnósti­

Tabla IV. Coordenadas de la curva ROC para el AD-CSF-Index (versiones t-tau y p-tau) (cont.).

AD-CSF-Index (p-tau) AD-CSF-Index (t-tau)

EA si ≥ Sensibilidad Especificidad EA si ≥ Sensibilidad Especificidad

0,8775 0,92 0,811 0,8960 0,96 0,838

0,8918 0,92 0,838 0,9003 0,92 0,838

0,9175 0,92 0,865 0,9068 0,92 0,865

0,9512 0,88 0,865 0,9269 0,92 0,892

0,9597 0,88 0,892 0,9474 0,88 0,892

0,9698 0,84 0,892 0,9728 0,84 0,892

0,9816 0,84 0,919 0,9917 0,80 0,892

0,9988 0,80 0,919 0,9943 0,76 0,892

1,0250 0,76 0,919 1,0066 0,72 0,892

1,0381 0,72 0,919 1,0212 0,72 0,919

1,0457 0,68 0,919 1,0327 0,68 0,919

1,0558 0,68 0,946 1,0400 0,64 0,919

1,0732 0,64 0,946 1,0414 0,60 0,919

1,0951 0,64 0,973 1,048 0,56 0,919

1,1058 0,60 0,973 1,0602 0,52 0,919

1,1086 0,56 0,973 1,0858 0,52 0,946

1,1156 0,52 0,973 1,1098 0,48 0,946

1,1492 0,48 0,973 1,1170 0,48 0,973

1,1989 0,44 0,973 1,1261 0,44 0,973

1,2308 0,40 0,973 1,1456 0,40 0,973

1,2598 0,36 0,973 1,1661 0,36 0,973

1,2812 0,32 0,973 1,1775 0,32 0,973

1,3032 0,28 0,973 1,1943 0,28 0,973

1,3264 0,24 0,973 1,2161 0,24 0,973

1,3624 0,20 0,973 1,2430 0,20 0,973

1,4030 0,16 0,973 1,2698 0,16 0,973

1,4403 0,12 0,973 1,3359 0,12 0,973

1,5460 0,08 0,973 1,4484 0,08 0,973

1,8005 0,04 0,973 1,5369 0,08 1

1,9795 0,04 1 1,5810 0,04 1

2 0 1 2 0 1

EA: enfermedad de Alzheimer.

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Diagnóstico de la enfermedad de Alzheimer con biomarcadores: AD-CSF-Index

cos implica que se den dos condiciones fundamen­tales [26]: por una parte, deben demostrar una bue­na sensibilidad y especificidad; y, por otra, deben tener una fácil aplicación e interpretación. Sin duda, el AD-CSF-Index cumple ambas características, pues valores superiores al punto de corte sugerido generan una elevada certeza diagnóstica. Entre las limitaciones de este trabajo destacan tanto que la muestra contiene un número limitado de sujetos como su carácter unicéntrico. En este sentido, tra­bajos futuros deberían confirmar en poblaciones independientes que el AD-CSF-Index mantiene la capacidad diagnóstica observada en este trabajo y determinar el valor del índice que permite discri­minar de forma efectiva los pacientes de los contro­les en otras poblaciones independientes.

En resumen, el AD-CSF-Index representa una for­ma sencilla de interpretar los resultados obtenidos del análisis del LCR, permitiendo realizar el diag­nóstico biológico de la EA con una elevada sensibi­lidad y especificidad, y potencialmente determinar el momento del proceso biológico en el que se en­cuentra un determinado sujeto dentro del continuo de la enfermedad de Alzheimer.

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A new approach to the Alzheimer’s disease diagnosis with biomarkers: description of the AD-CSF-Index

Introduction. Studies with cerebrospinal fluid (CSF) biomarkers in patients with confirmed Alzheimer’s disease (AD) pathology have shown that decreased levels of Aβ1-42 and increased levels of tau and p-tau, are a specific feature of the AD type pathology.

Aim. To describe a new method for determining the AD-CSF-Index, through the values obtained with CSF biomarkers and thus optimize AD diagnosis.

Subjects and methods. We recruited a total of 61 subjects in the Alzheimer’s unit and other cognitive disorders of the Hospital Clínic of Barcelona, of which 42 were cognitively healthy controls and 19 were diagnosed with AD according to the new research criteria proposed by Dubois et al: episodic memory impairment and atrophy of medial temporal areas using the Scheltens scale. The AD-CSF-Index was constructed from the addition of normalized values between the minimum and maximum values of amyloid and tau proteins.

Results. Subjects diagnosed with AD presented a significantly higher AD-CSF-Index (1.17) than healthy subjects (0.72) (p < 0.001; 95% CI of the difference = 0.32-0.57). In the ROC analysis, the AD-CSF-Index obtained the best results of all, showing the cut-off point of 0.93 a sensitivity of 92% and a specificity of 89%.

Conclusion. The AD-CSF-Index represents a novel approach that combines optimally the observed CSF biomarkers alterations, which allows establishing the diagnosis of AD with high sensitivity and specificity.

Key words. Alzheimer. Biomarkers. CSF. Diagnosis.