INTERCHEST klinisk prediktionsregel för bröstsmärta i primärvården

Klinisk bakgrund

Bröstsmärta är ett av de vanligaste skälen till att vuxna söker primärvård, och för distriktsläkaren ligger den centrala svårigheten i att skilja patienter med instabil kranskärlssjukdom eller annan allvarlig orsak från dem som kan handläggas i öppenvård. Klinisk bedömning baserad på anamnes och status ensam har visat sig otillräcklig för att säkert utesluta kranskärlssjukdom, med en sensitivitet på cirka 83 procent för allmänläkarens obeväpnade kliniska omdöme [4]. Detta leder i praktiken till en låg remisströskel med många onödiga akutremisser, samtidigt som enstaka patienter med verklig kranskärlssjukdom ändå förbises.

INTERCHEST kliniska prediktionsregel togs fram för att ge en strukturerad, reproducerbar riskskattning som kan användas direkt vid konsulten, utan krav på EKG eller laboratorieprover. Syftet är inte att ställa diagnosen kranskärlssjukdom, utan att identifiera patienter med så låg sannolikhet att akut remiss inte är motiverad, och att lyfta fram dem där misstanken är tillräckligt stark för omedelbar vidareutredning.

Beräkning av INTERCHEST kliniska prediktionsregel

Regeln består av sex prediktorer, alla likvärdigt viktade med +1 eller -1, och poängen spänns från -1 till +5:

$$\text{INTERCHEST} = \underbrace{I_{\text{ålder/kön}}}$${+1} + \underbrace{I{\text{allvarlig diagnos}}}{+1} + \underbrace{I{\text{kärlsjukdom}}}{+1} + \underbrace{I{\text{ansträngning}}}{+1} + \underbrace{I{\text{tryck}}}{+1} - \underbrace{I{\text{palpation}}}_{1}

där varje $I$ är en indikatorvariabel som antar värdet 1 om kriteriet är uppfyllt och 0 annars. Kriterierna är:

• Ålder ≥55 år (män) eller ≥65 år (kvinnor): könsspecifik ålderströskel.
• Läkarens initiala bedömning: patienten kan ha ett allvarligt tillstånd: läkarens egen kliniska intuition vid första kontakten.
• Känd anamnes på kranskärls-, cerebrovaskulär eller perifer artärsjukdom: tidigare ischemisk sjukdom i vilket kärlbädd som helst.
• Smärtan utlöses av ansträngning: typisk ansträngningsutlöst angina.
• Smärtan känns som "tryck": patientens egen beskrivning av smärtkaraktär.
• Smärtan är reproducerbar vid palpation: det enda negativt viktade kriteriet, som minskar poängen med 1 när det föreligger, eftersom reproducerbar bröstväggssmärta talar emot kranskärlssjukdom.

Härledningskohorten utgjordes av 3 099 patienter från fem primärvårdskohorter i fem länder (Belgien, Tyskland, Nederländerna, Schweiz och Sverige), sammanslagna på individnivå genom en patient-level metaanalys [1]. Prevalensen av kranskärlssjukdom i kohorten var 13,2 procent. Modelleringsutfallet var kranskärlssjukdom bekräftad vid uppföljning, och prediktorerna identifierades genom en kombination av random forest-träd, multipel imputation och logistisk regression inom respektive studie, varefter en gemensam regressionsmodell anpassades på poolad data med hänsyn tagen till systematisk variation i saknade data mellan studierna.

Tolkning i praktiken

Tröskeln för beslut är poäng <2, vilket utgör det band där kranskärlssjukdom kan anses osannolik. I härledningskohorten motsvarade detta en sannolikhet på 2,1 procent (95% KI 1,1 till 3,9) [1]. För poäng ≥2 steg sannolikheten till 43,0 procent (95% KI 35,8 till 50,4).

Det är viktigt att notera att poängen inte ger en gradvis riskökning över hela intervallet utan i första hand fungerar som ett binärt beslutsstöd vid tröskeln 2. Den kliniska nyttan ligger i det låga negativt prediktiva värdet: en patient som hamnar under tröskeln kan med stor säkerhet betraktas som lågrisk, förutsatt att inga andra alarmerande tecken föreligger.

Validering och prestanda

I härledningskohorten uppnåddes en c-statistik på 0,84 [1]. Den systematiska översikten av Harskamp m.fl. sammanfattade INTERCHEST:s diagnostiska egenskaper till en sensitivitet på 82 till 88 procent, en specificitet på 74 till 82 procent, ett positivt prediktivt värde på 35 till 43 procent och ett negativt prediktivt värde på 96 till 98 procent [2]. Dessa siffror är hämtade från härledningskohorten och en begränsad validering, och översiktsförfattarna påpekar att INTERCHEST inte har genomgått lika omfattande extern validering som den närliggande Marburg Heart Score, som har testats i flera oberoende kohorter och visat en c-statistik på 0,84 till 0,90 [2].

Den hittills mest omfattande externa utvärderingen av INTERCHEST gjordes av Manten m.fl. i en retrospektiv kohortstudie på 1 433 patienter som sökte nattjourprimärvård i Nederländerna 2023 [3]. Här användes INTERCHEST som ett fristående triageverktyg vid telefonrådgivning, med triageassistentens bedömning i stället för läkarens som en av prediktorerna. C-statistiken för att förutsäga allvarliga händelser (en sammansatt utfallsvariabel inklusive all-cause dödlighet och akuta tillstånd krävande sjukhusvård inom 6 veckor) var 0,76 (95% KI 0,73 till 0,80), och för specifik akut koronart syndrom 0,77 (95% KI 0,73 till 0,81) [3]. Vid tröskeln ≥2 var sensitiviteten 81,7 procent och specificiteten 61,6 procent för allvarliga händelser, och kalibreringen bedömdes som adekvat [3]. Jämfört med det etablerade nederländska triageprotokollet (NTS, c-statistik 0,66) presterade INTERCHEST bättre och skulle ha reducerat antalet onödiga remisser med 234 vid oförändrad säkerhet [3]. För specifikt akut koronart syndrom var sensitiviteten 88,8 procent och specificiteten 57,6 procent, med färre missade fall än NTS [3].

Sammanfattningsvis sjönk alltså diskriminationen från 0,84 i härledningen till 0,76 till 0,77 i den externa kohorten. Detta kan delvis förklaras av att studien använde triageassistentens bedömning i stället för läkarens, av den retrospektiva designen med risk för verifieringsbias, och av att utfallsvariabeln var bredare (allvarliga händelser, inte enbart kranskärlssjukdom).

Begränsningar

INTERCHEST är utvecklat för och validerat i primärvårdspopulationer med bröstsmärta. Det får inte användas på akutmottagning eller hos patienter med redan etablerat akut koronart syndrom, där andra instrument (HEART, TIMI, GRACE) och seriel troponinprovtagning är indicerade [2].

Den systematiska översikten flaggade flera kvalitetsbrister i härledningsstudien: mer än 20 procent saknade data i delar av kohorten, och risk för selektionsbias kunde inte uteslutas fullt ut [2]. INTERCHEST har inte heller jämförts direkt med obeväpnad klinisk bedömning i samma utsträckning som Marburg Heart Score, där sådana jämförelser visat att poängen adderar värde utöver läkarens eget omdöme [4]. Översiktsförfattarna bedömde evidensgraden för INTERCHEST till nivå 4, vilket innebär att regeln ännu inte anses redo för omedelbar klinisk tillämpning och att ytterligare extern validering krävs [2].

En specifik fallgrop är att prediktorn "läkarens initiala bedömning" är subjektiv och kan variera mellan observatörer. I Manten m.fl. ersattes läkarens bedömning med triageassistentens, vilket sannolikt bidrog till den lägre diskriminationen [3]. Detta illustrerar att regeln är känslig för vem som gör den kliniska bedömningen, och att den förutsätter en läkare med primärvårdserfarenhet.

Regeln är vidare inte utformad för att hantera patienter med atypisk presentation, såsom isolerad dyspné utan bröstsmärta, eller patienter med känd kranskärlssjukdom som redan står på sekundärpreventiv behandling och presenterar med nya symtom. I dessa fall är poängen inte validerad och bör inte tillämpas.

Svensk kontext

En av de fem kohorter som ingick i härledningen var svensk, insamlad vid Linköpings universitet [1]. Detta ger regeln en viss direkt relevans för svensk primärvård, även om den externa valideringen i svensk praxis hittills är begränsad. Det pågående COSPRI-försöket i Region Östergötland, ett klusterrandomiserat protokoll för utredning av misstänkt kronisk kranskärlssjukdom i primärvården, illustrerar det svenska intresset för att förbättra diagnostiken av bröstsmärta på primärvårdsnivå, men använder inte INTERCHEST som intervention [5]. Svenska riktlinjer för utredning av bröstsmärta i primärvård saknar i nuläget en formell rekommendation om vilken prediktionsregel som ska användas, och Marburg Heart Score har något starkare evidensbas i den internationella litteraturen [2].

Källor

1. Aerts M, Minalu G, Bösner S, m.fl. Pooled individual patient data from five countries were used to derive a clinical prediction rule for coronary artery disease in primary care. J Clin Epidemiol 2017. PMID: 27773828
2. Harskamp RE, Laeven SC, Himmelreich JC, m.fl. Chest pain in general practice: a systematic review of prediction rules. BMJ Open 2019. PMID: 30819715
3. Manten A, De Clercq L, Rietveld RP, m.fl. Evaluation of the Marburg Heart Score and INTERCHEST score compared to current telephone triage for chest pain in out-of-hours primary care. Neth Heart J 2023. PMID: 36580267
4. Haasenritter J, Donner-Banzhoff N, Bösner S. Chest pain for coronary heart disease in general practice: clinical judgement and a clinical decision rule. Br J Gen Pract 2015. PMID: 26500322
5. Nilsson S, Gabro F, Stertman E, m.fl. Chronic cOronary Syndrome in Swedish PRImary care (COSPRI): a study protocol for a 5-year cluster randomized controlled trial. Trials 2025. PMID: 40544312