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

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1 ORIGINAL 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 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 resultados 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 biomarcadores 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 Barcelona. Fax: jlmoli@clinic.ub.es 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 Stroke- Alzheimer 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 [3-5]. En este sentido, nu 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 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: Rev Neurol 2012; 54 (9):

2 J.L. Molinuevo, et al 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: Revista de Neurología 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 y un aumento de los niveles de tau total (t-tau) y tau fosforilada (p-tau) 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 [10-13], 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 en el LCR [15-17], cifra similar a la obtenida en estudios post mortem, donde el 25% de sujetos presenta patología cerebral con deposición de sin que haya desarrollado una EA clínica [18]. Estos hechos, necesariamente, se traducirán en una baja especificidad de la determinación de para el diagnóstico de la EA. No obstante, si consideramos que los cambios de se presuponen anteriores a la aparición de los cambios de otros biomarcadores, tales como la t-tau o la p-tau [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-Index, 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 characteristic) 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, t-tau y p-tau 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 T 1 mediante una secuencia de eco de gradiente (TR: ms; TE: 2,98 ms) con un tamaño de matriz de Rev Neurol 2012; 54 (9):

3 Diagnóstico de la enfermedad de Alzheimer con biomarcadores: AD-CSF-Index 256 y un tamaño de vóxel isotrópico de 1 mm 3. 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 t-tau como los de p-tau, 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 alteraciones 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, y otro para los de la t-tau o p-tau. 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 y t-tau o p-tau, según la siguiente expresión: (ec. 1) Este índice puede modificarse de forma trivial utilizando los valores de t-tau o los de p-tau, o bien empleando ratios de /Aβ 1-40 en lugar de los valores absolutos de. 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: Aβ máx = pg/ml; Aβ mín = 125 pg/ml; t-tau máx = pg/ml; t-tau mín = 75 pg/ml (versión t-tau); p-tau máx = 300 pg/ml; p-tau mín = 15 pg/ml (versión p-tau). 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: Aβ máx = pg/ml; Aβ mín = pg/ml; p-tau máx = pg/ml; p-tau mín = 0-40 pg/ml; t-tau máx = pg/ml; t-tau mín = pg/ml. Sustituyendo estos valores en la fórmula (1), se llega a la siguiente expresión para el AD-CSF-Index (p-tau): y para el índice AD-CSF-Index (t-tau): (ec. 2) Rev Neurol 2012; 54 (9):

4 J.L. Molinuevo, et al Figura 1. Representación en escala de color de los valores del AD-CSF- Index en función de los valores de y tau fosforilada. 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, p-tau y t-tau. También se incluyeron en la comparativa otros dos índices compuestos a partir de los valores de y t-tau que han sido descritos previamente en la bibliografía: la ratio t-tau/ [25] y el descrito por Hulstaert [11]. Este último se calcula como: (ec. 4) Tabla I. Medias ± desviaciones estándares de los valores de biomarcadores, clínicos y demográficos, del grupo control y el grupo con enfermedad de Alzheimer. Control Enfermedad de Alzheimer 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 memoria. a p < 0,005. (ec. 3) En la figura 1 se representan los valores del AD-CSF- Index en función de los valores de los biomarcadores. 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 r 2 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 y p-tau (o t-tau) 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 con respecto a los de p-tau 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 Rev Neurol 2012; 54 (9):

5 Diagnóstico de la enfermedad de Alzheimer con biomarcadores: AD-CSF-Index de y, fundamentalmente, a niveles elevados de p-tau. El diagrama de dispersión realizado con los valores de t-tau mostraba resultados similares. Los sujetos diagnosticados de EA presentaron valores medios del AD-CSF-Index (t-tau) significativamente más altos (1,19) que los sujetos sanos (0,70): p < 0,001 (intervalo de confianza al 95% de la diferencia, IC 95% = 0,35-0,64). De forma similar, los sujetos diagnosticados de EA presentaron valores medios del AD-CSF-Index (p-tau) significativamente más altos (1,12) que los sujetos sanos (0,70): p < 0,001 (IC 95% = 0,31-0,53). 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 (t-tau: 0,938; p-tau: 0,928), como en especificidad al 85% de sensibilidad (t-tau y p-tau: 89,2%). Del resto de índices evaluados, el que ofreció un mejor resultado fue el de Hulstaert t-tau (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 (t-tau: 88,7%; p-tau: 87,1%). En cuanto al ajuste del modelo, obtuvo valores ligeramente inferiores (t-tau: r 2 = 0,586; p-tau: r 2 = 0,624) al mejor índice según este criterio (Hulstaert t-tau : r 2 = 0,673). A su vez, el índice Hulstaert p-tau 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 t-tau y el de 0,92 para el de p-tau 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 con los de t-tau o p-tau determinados en el LCR, para establecer el diagnóstico de la EA mediante biomarcadores con una Figura 2. Distribución conjunta de los valores de y tau fosforilada etiquetados por atrofia hipocampal según la escala de atrofia del lóbulo 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 0,916 80,6% p-tau 0,769 41,7% t-tau 0,813 55,6% p-tau/ 0,903 83,3% t-tau/ 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% : proteína β amiloide 1-42; p-tau: tau fosforilada; t-tau: tau total. elevada sensibilidad y especificidad. Asimismo, la capacidad diagnóstica del AD-CSF-Index es superior a la obtenida a través de la combinación de los Rev Neurol 2012; 54 (9):

6 J.L. Molinuevo, et al Figura 3. Curvas ROC para todos los índices comparados en el presente estudio (los segmentos diagonales son producidos por los empates). Tabla III. Capacidad diagnóstica de los diferentes índices basados en biomarcadores de líquido cefalorraquídeo según el análisis por regresión logística. Casos correctamente clasificados Ajuste del modelo (r 2 de Nagelkerke) Valor de corte Sensibilidad en el valor de corte Especificidad en el valor de corte 83,9% 0, ,00 84% 83,8% p-tau 79,0% 0,233 93,75 60% 91,9% t-tau 75,8% 0, ,30 52% 91,9% y p-tau (modelo bivariado) y t-tau (modelo bivariado) 83,9% 0,671 84% 83,8% 85,5% 0,670 88% 83,8% p-tau/ 82,0% 0,492 0, % 88,9% t-tau/ 83,6% 0,447 1, % 94,4% Hulstaert (p-tau) 86,9% 0,667 1, % 83,3% Hulstaert (t-tau) 85,2% 0,673 0, % 83,3% AD-CSF-Index (p-tau) 87,1% 0,624 0, % 89,2% AD-CSF-Index (t-tau) 88,7% 0,586 0, % 91,9% : proteína β amiloide 1-42; p-tau: tau fosforilada; t-tau: tau total. 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 y t-tau o p-tau 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, p-tau y t-tau 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 Hulstaert p-tau presentó, con una especificidad al 85%, un valor de sensibilidad del 86,1% (Hulstaert t-tau : 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 Rev Neurol 2012; 54 (9):

7 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, t-tau y p-tau. 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 , ,027 0, ,027 0, ,054 0, ,054 0, ,081 0, ,081 0, ,108 0, ,108 0, ,135 0, ,135 0, ,162 0, ,162 0, ,189 0, ,189 0, ,216 0, ,216 0, ,243 0, ,243 0, ,270 0, ,270 0, ,297 0, ,297 0, ,324 0, ,324 0, ,351 0, ,351 0, ,378 0, ,378 0, ,405 0, ,405 0, ,432 0, ,432 0, ,459 0, ,459 0, ,486 0, ,486 0, ,514 0, ,514 0, ,541 0, ,541 0, ,568 0, ,568 0, ,595 0, ,595 0, ,622 0, ,622 0, ,649 0,7377 0,96 0,622 0, ,676 0,7684 0,96 0,649 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 Rev Neurol 2012; 54 (9):

8 J.L. Molinuevo, et al 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, EA: enfermedad de Alzheimer. biomarcadores en la fase clínica de la enfermedad, evitando los potenciales falsos positivos vinculados a la positividad del en la fase preclínica de la enfermedad [31-33]. 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 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 Rev Neurol 2012; 54 (9):

9 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. Bibliografía 1. McKhann GM, Knopman DS, Chertkow H, Hyman BT, Jack CR Jr, Kawas CH, et al. The diagnosis of dementia due to Alzheimer s disease: recommendations from the National Institute on Aging-Alzheimer s Association workgroups on diagnostic guidelines for Alzheimer s disease. Alzheimers Dement 2011; 7: Dubois B, Feldman HH, Jacova C, Dekosky ST, Barberger- Gateau P, Cummings J, et al. Research criteria for the diagnosis of Alzheimer s disease: revising the NINCDS-ADRDA. Lancet Neurol 2007; 6: Rami L, Solé-Padullés C, Fortea J, Bosch B, Lladó A, Antonell A, et al. 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