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Revista Colombia Médica, Vol. 37, No. 1, Jan./Mar. 2006, pp. 21 - 30 Apgar bajo al nacer y convulsiones neonatales. Desarrollo motor grueso en el primer año de vida Low Apgar score and neonatal seizures: neuromotor development at 1 year age Carlos Armando Echandía, M.D.1, Juan Gabriel Ruiz, M.D.2 1. Profesor Asociado,
Departamento de Pediatría, Escuela de Medicina, Facultad de
Salud, Universidad del Valle, Cali. e-mail: cechandia@emcali.net.co Aceptado para publicación enero 17, 2006 Diseño: Cohorte histórica. Escenario: Programa de seguimiento de recién nacidos de riesgo en un hospital de nivel 1 de complejidad, con una población de estrato socioeconómico bajo de Cali entre 1989 y 1997. Población: Se incluyeron 287 lactantes que completaron un año de seguimiento en el programa. Intervenciones: No aplica. Desenlaces principales: Frecuencia de compromiso neuromotor estimado mediante la prueba de Infanib. Resultados: Al año se evaluaron 80% de los niños que eran parte del programa. En 39 (13.6%) hubo un Apgar anormal a los 5 minutos. En 36 (12.5%) presentaron convulsiones neonatales, asociadas principalmente con asfixia perinatal severa e hipoglicemia. La prueba de Infanib fue anormal en 47 niños para una incidencia acumulada de 16.4% y una densidad de incidencia de 1.3 casos nuevos por 100 lactantes-año. La presencia de convulsiones se asoció con un Infanib anormal (RR crudo = 2.39 IC 95% 1.37-4.16). No hay modificación de efecto entre Apgar bajo y convulsiones. De los potenciales modificadores de efecto sólo el antecedente de meningitis bacteriana confundió el estimativo de la asociación entre convulsiones y un Infanib anormal. Conclusiones: Tanto las convulsiones neonatales como la meningitis bacteriana se asociaron independientemente con un Infanib anormal al año. Las convulsiones son un factor de riesgo importante (RR ajustado = 2.51 IC 95% 1.10-5.72) y fácil de reconocer que permite al clínico identificar pacientes con alto riesgo de compromiso neuromotor durante el primer año de vida. Palabras clave: Infanib; Convulsiones neonatales; Seguimiento de recién nacidos; Desarrollo motor grueso. SUMMARY Objective: To
assess the putative association between 5 minutes Apgar score,
neonatal seizures and neurodevelopmental delay (Infanib test)
performed at 1 year of corrected age. Key words: Infanib test; Neonatal seizures; High-risk infant follow-up; Neurodevelopment.
A nivel mundial y desde la década de 1960, las unidades de cuidados intensivos neonatales (UCIN) han aumentado la supervivencia y posterior egreso a casa de un número cada vez mayor de neonatos de alto riesgo, desde prematuros de muy bajo peso con supervivencia de más de 70% en aquellos con peso al nacer menor de 1500 gramos, hasta neonatos a término severamente asfixiados (1-2). Estos avances en el cuidado crítico neonatal si bien han mejorado las tasas de supervivencia, no han conseguido controlar completamente la aparición de una serie de secuelas en el neurodesarrollo en una fracción significativamente elevada de sobrevivientes. Las secuelas incluyen parálisis cerebral, retardo mental, epilepsia, trastornos en la alimentación, déficits auditivo, visual, de la atención, hiperactividad y labilidad emocional, con fracasos posteriores en el aprendizaje. La tasa de alteraciones neurológicas severas en prematuros menores de 1500 gramos ha permanecido entre 10% y 30%, con resultados menos favorables para aquellos neonatos severamente asfixiados (1-4). La asfixia perinatal de severidad suficiente como para causar encefalopatía hipóxico-isquémica (EHI) puede elevar la mortalidad neonatal y dejar secuelas neurológicas. Los neonatos con encefalopatía moderada, tienen relativamente baja mortalidad (5%) y secuelas neurológicas entre 20% y 40% de los sobrevivientes. Pero aquellos con EHI severa tienen una alta probabilidad de morir (75%) y entre 60% y 100% de los sobrevivientes presentan secuelas neurológicas severas (2,5-7). El diagnóstico de un evento de asfixia perinatal implica no sólo el comienzo temprano de un síndrome neurológico neonatal sino también acidosis metabólica significativa y persistente (pH en sangre de cuero cabelludo o de cordón umbilical menor de 7 y déficit de base mayor de 12); esta última estrategia que no está disponible en el manejo de recién nacidos de riesgo en hospitales de niveles 1 y 2 de complejidad y en muchas instituciones de nivel 3 (8,9). Los neonatos con asfixia perinatal que corren más riesgo de morir o presentar discapacidad neurológica posterior son los que presentan puntuaciones de Apgar bajas persistentes, otros signos neurológicos y convulsiones en las primeras 48 horas de vida (10). El Proyecto Perinatal Nacional Colaborativo confirmó el valor de las puntuaciones bajas de Apgar menor de 3 a los 10, 15 y 20 minutos de vida, al producir unos índices de mortalidad de 18%, 48% y 59%, respectivamente. La probabilidad que se produzcan secuelas neurológicas se aumenta entre 2 y 5 veces, cuando se presentan además convulsiones neonatales (4,11-12). Para otros autores el Apgar bajo al nacimiento no demuestra ser un indicador pronóstico adecuado para identificar niños con riesgo de trastornos del desarrollo neurológico. En su opinión, el Apgar bajo indica más bien la necesidad de reanimación adecuada y eventualmente la efectividad de los esfuerzos de reanimación (8). El propósito del presente estudio es identificar indicadores clínicos sencillos y confiables, recuperables de la historia clínica de egreso, y de modo supuesto fácilmente identificables por el observador, del pronóstico del desarrollo neurológico de estos niños. En particular se desea determinar si el puntaje de Apgar a los cinco minutos de vida y/o la presencia o ausencia de convulsiones neonatales, se asocian con trastornos del desarrollo motor grueso, desenlace medido con la prueba de filtro (tamizado) Infanib, que se hace corregida al año de edad. MÉTODOS Se diseñó un estudio observacional analítico en una cohorte histórica de recién nacidos de riesgo a quienes se les hizo seguimiento durante su primer año de vida en el Centro Hospital Carlos Carmona de Cali, entre junio de 1989 y abril de 1997, donde se reciben los infantes egresados de las unidades neonatales de los niveles II y III de la ciudad. El Hospital Carlos Carmona está en la comuna 16 que corresponde al barrio de Unión de Vivienda Popular y forma parte del Distrito de Aguablanca, que tiene una población de estrato socioeconómico bajo. Los siguientes fueron los criterios de inclusión: problemas respiratorios manejados con ventilación mecánica y/o cámara cefálica, puntaje de Apgar menor de 7/10 a los cinco minutos, haber sufrido apneas a repetición (más de tres episodios), haber presentado signos neurológicos anormales como convulsiones, parálisis, hipo o hipertonía y alteración del estado de conciencia, meningitis bacteriana confirmada por punción lumbar, hemorragia intracraneana, peri o intraventricular, hiperbilirrubinemia severa, e hipoglicemia sintomática. Criterios de exclusión. Recién nacidos con síndromes dismórficos, malformaciones del sistema nervioso central o con infecciones intrauterinas, o con severo compromiso neurológico prenatal. Tamaño de muestra. Se utilizó la fórmula para estudios de cohortes (13), con una probabilidad (P1) de 15% de presentar un resultado anormal en la prueba de Infanib al año, en los recién nacidos con una puntuación baja de Apgar a los cinco minutos de vida (los expuestos), P2 de 5%, para los recién nacidos con puntuación normal (no expuestos), un error α y β permitidos de 5% y 20%, respectivamente, y a una sola cola, se calculó un tamaño de muestra de 108 expuestos y 108 no expuestos. Con una probabilidad (P1) de 50% de presentar un resultado anormal en la prueba de Infanib, en los recién nacidos con convulsiones (los expuestos), P2 de 15% para los recién nacidos sin convulsiones (no expuestos), un error α y β permitidos de 5% y 20%, respectivamente, y a una sola cola, se calculó un tamaño de muestra de 20 expuestos y 20 no expuestos. Los requisitos del tamaño de muestra para realizar el análisis multivariable por medio de regresión logística para evaluación ajustada de asociación entre las variables de interés (Apgar bajo y convulsiones neonatales) y el desenlace dicótomo (Infanib normal vs. anormal) se dan por la fórmula m/10, donde m se determina con 3n1n2/n (14). Donde n es tamaño total de muestra, n1 el número de sujetos sin el desenlace y n2 los que presentan el desenlace. Si se incluyen 287 sujetos y se espera alrededor de 47 desenlaces (resultado de la prueba de Infanib anormal), el máximo número recomendable de parámetros para el modelo sería once. Mediciones. La variable desenlace fue el resultado de la prueba corregida de Infanib (Batería Internacional Neurológica de Infante) al año de edad. La prueba arroja un resultado normal, transitorio y anormal. Para efectos del presente estudio el resultado final al año se categorizó en solo normal o anormal. Se definió como anormal al año haber obtenido transitorio o anormal y en forma consecutiva en los últimos tres controles. Durante el programa de seguimiento de recién nacidos de riesgo del Hospital Carlos Carmona, la prueba de Infanib la efectuó la fisioterapeuta de la institución, en la forma que se desempeñan usualmente los servicios asistenciales. Las variables de exposición de interés fueron la puntuación de Apgar a los 5 minutos de vida, colapsada en dos categorías: 0-6 y 7-10 y la presencia o ausencia de convulsiones neonatales. Esta información se obtuvo del formato de remisión del programa de seguimiento, con el que llegaban los niños al Hospital Carmona. Los pediatras o médicos generales que recibían a los recién nacidos, en los diferentes niveles de atención de la ciudad, eran los encargados de calificar el puntaje de Apgar. Las variables de exposición de control
fueron: edad gestacional (en semanas), peso al nacer (en gramos),
peso para la edad gestacional (bajo, adecuado y grande), vía
de nacimiento (parto o cesárea), parto en podálica
(sí o no), nivel de atención del nacimiento (I, II o
III), enfermedad de membrana hialina, hiperbilirrubinemia severa,
hipoglicemia neonatal sintomática ( Plan de recolección de la
información. Uno de los autores
(CAE) trasladó la información presente en los formatos
del programa de seguimiento a un formato precodificado y
revisó al mismo tiempo la presencia de errores,
inconsistencias y datos faltantes, para ser corregidos. Luego
digitó esta información mediante el paquete
estadístico Epi-Info 6.04. Se utilizaron filtros de control de
datos inadecuados o mal digitados (verificación lógica
automática con el comando Check), a fin de asegurar la calidad
del proceso de almacenamiento de la información. Una vez que
se ingresaron todas las historias, se editó la
información para buscar datos faltantes y fuera del rango
lógico. Luego se exportó la base de datos al paquete
Stata 8.0 para hacer el análisis estadístico. Plan de análisis. Se procedió a realizar una descripción
general de la población en estudio. Para describir las
variables continuas se utilizaron medidas de tendencia central,
(medias y/o medianas según fuera apropiado), medidas de
dispersión y categorización. Las variables discretas
fueron descritas con distribuciones de frecuencias absolutas y
relativas. No se consideró pertinente calcular medidas de
precisión. Se compararon las características
basales entre los que terminaron o no el seguimiento y entre los
expuestos y no expuestos a los factores de riesgo de interés,
utilizando para las variables categóricas la prueba de χ2 o la exacta de
Fischer, y para las variables continuas la prueba de Willcoxon. La densidad de incidencia de un resultado
anormal de la prueba de Infanib se calculó al dividir el
número de lactantes que tenían un resultado anormal por
la sumatoria del tiempo de seguimiento en riesgo, según lo que
aportó cada uno de los pacientes. A fin de calcular la incidencia acumulada se
dividió el número de lactantes con un resultado
anormal, por el número total de niños con y sin el
desenlace al final del período de observación. Luego se
realizaron comparaciones no ajustadas y ajustadas del desenlace (un
resultado anormal de la prueba de Infanib al año) y las dos
varia-bles de exposición de interés (puntuación
baja de Apgar a los 5 minutos y la presencia o ausencia de
convulsiones neonatales). Se hizo un análisis bivariable, pues se
examinó la relación de cada una de las variables de
exposición de control (características maternas, del
nacimiento y del recién nacido) con el resultado de la prueba
de Infanib al año de edad, para determinar cuáles
estaban asociadas y la magnitud aparente de su asociación. Se evaluó la linealidad entre cada una
de las variables independientes continuas y el desenlace gracias a
una transformación logística y a una gráfica de
dispersión de puntos. Si no mostraban linealidad se
dicotomizaron en su mediana y entraron al modelo como variables
diseñadas. Las variables independientes discretas que se
asociaban con el desenlace, entraron al modelo como variables
diseñadas. Para escoger los potenciales modificadores de
efecto cuya influencia se debe evaluar y así estimar de manera
correcta la asociación de las variables independientes de
interés (Apgar bajo a los 5 minutos de vida y convulsiones
neonatales) y el desenlace, se candidatizaron las variables de
exposición de control que en el análisis bivariado
demostraron asociación «cruda» con el desenlace.
Además para explorar su posible papel como agentes
modificadores de efecto, se examinó si se equilibraba o no su
distribución entre los sujetos con y sin Apgar bajo a los 5
minutos, y con y sin convulsiones neonatales. Sólo las
variables con distribuciones no equilibradas (es decir, que se
asocian estadísticamente con la exposición de
interés) son candidatas a ser modificadores de efecto que se
deben controlar al hacer el cálculo ajustado de los riesgos
relativos. Entre las potenciales variables modificadoras
de efecto que se encontraron, se exploró la presencia de
colinealidad, por medio de la matriz de correlación,
según la prueba de Spearman. Si se encuentran dos variables
con un coeficiente de correlación de 0.2 ó mayor,
sólo entrará al modelo una de las dos. Se generaron términos de
interacción multiplicativa entre ellas y con las dos variables
de exposición de interés. Luego se inició el
modelo de regresión logística de asociación, que
tiene como variable desenlace el resultado de la prueba de Infanib al
año, las dos variables de exposición de interés,
las variables de exposición potenciales modificadoras de
efecto y los términos de interacción identificados
previamente. Con una prueba global o múltiple, para
disminuir el número de pruebas estadísticas, se
verificaron los términos de interacción para retirarlos
todos o sólo algunos. Luego, al tener en cuenta el cambio en
el riesgo relativo indirecto de convulsiones neonatales y el
resultado de la prueba de Wald, se evaluó la confusión,
a fin de sacar del modelo los términos de interacción y
las variables potenciales modificadoras, para finalmente determinar
la asociación ajustada de un puntaje de Apgar bajo a los cinco
minutos y la presencia o ausencia de convulsiones neonatales con un
resultado anormal de la prueba de Infanib al año de vida. Aspectos éticos. De acuerdo con las Normas Científicas,
Técnicas y Administrativas para la investigación en
salud, Resolución N° 8430 de 1993 del Ministerio de
Salud, las implicaciones éticas del presente estudio fueron
mínimas, pues corresponden a un estudio sin riesgos, donde con
el uso de los registros médicos de la cohorte de recién
nacidos de riesgo en un programa de seguimiento, se
diseñó un estudio observacional analítico, sin
ninguna intervención en los pacientes. La información
obtenida se mantuvo en absoluta confidencialidad y fue de uso
exclusivo de los investigadores. RESULTADOS Entre junio de 1989 y abril de 1997 ingresaron
al programa de seguimiento de recién nacidos de riesgo del
Centro Hospital Carlos Carmona, 371 lactantes, de los cuales 297
(80%) terminaron el seguimiento y 74 (20%) no lo terminaron. Para
este estudio se excluyeron 10 del primer grupo y 8 del segundo por
presentar anormalidades neurológicas prenatales (Cuadro
1). Al comparar las características basales
entre los lactantes que terminaron el seguimiento y los que no lo
terminaron, se encontró que éstos eran de menor riesgo.
Presentaron menos ictericia y sus madres tuvieron menos pre-eclampsia
y ruptura prematura de membranas que los lactantes que sí
terminaron el seguimiento (Cuadros 2, 3). No hubo diferencias en cuanto a edad
gestacional, peso, talla, perímetro cefálico y
puntuación de Apgar al nacer. Tampoco en el promedio de
días de hospitalización y de oxígeno, ni en los
diagnósticos y tratamientos recibidos (Cuadros 2, 3). Al comparar las características basales
entre los lactantes expuestos y no expuestos a convulsiones, se
encontró en los primeros mayor proporción de puntajes
bajos de Apgar al minuto y cinco minutos de vida. No se encontraron
diferencias en cuanto a género, edad gestacional, peso al
nacer, peso para la edad gestacional o vía de nacimiento
(Cuadro 4). Al comparar las características basales
entre los lactantes expuestos y no expuestos a un Apgar bajo a los
cinco minutos de vida, se encontró en los expuestos mayor
proporción de varones. No se encontraron diferencias en cuanto
a edad gestacional, peso al nacer, peso para la edad gestacional ni
vía de nacimiento (Cuadro 5). En total, 39 niños (13.6%) presentaron
un puntaje de Apgar anormal (menos de 7 puntos) a los 5 minutos; de
ellos, cuatro tenían Apgar entre 0 y 3 (10%), y los 35
restantes (90%) entre 4 y 6. Los cuatro menores que presentaron
puntaje de Apgar entre 0 y 3 a los cinco minutos de vida fueron: De 287 lactantes, 47 terminaron con una prueba
de Infanib anormal al año de vida para una incidencia
acumulada de 16.4%. Con los 47 pacientes que desarrollaron un
resultado anormal en la prueba de Infanib sobre los 3586.5 meses de
seguimiento que aportaron todos los pacientes del estudio, la
densidad de incidencia fue de 1.3 casos nuevos con una prueba de
Infanib anormal por 100 lactantes-año. De los 240 que terminaron con una prueba
normal, la gran mayoría (79%) permaneció normal durante
el año de seguimiento, 15 (6%) iniciaron con un resultado
transitorio de la prueba y 36 (15%) iniciaron con la prueba anormal
para terminar normal. De los 47 que terminaron con la prueba anormal,
27 (57%) permanecieron anormales durante todo el año, 4 (8.5%)
iniciaron con un resultado transitorio de la prueba y 16 (34%)
iniciaron con la prueba normal para terminar anormal. Al hacer comparaciones no ajustadas, de la
asociación entre un puntaje bajo de Apgar a los 5 minutos y
convulsiones neonatales con un resultado anormal de la prueba de
Infanib, no se observó asociación entre el Apgar bajo a
los 5 minutos y la incidencia de Infanib anormal: la razón de
riesgos (RR) de presentar Infanib anormal si se tiene algún
grado de anormalidad en el puntaje de Apgar fue 1.5 (IC 95%
0.79-2.88). Por el contrario, la presencia de convulsiones neonatales
se asoció con mayor frecuencia de Infanib anormal: RR crudo
2.39 (IC 95% 1.37-4.16). En las comparaciones ajustadas, de la
asociación entre convulsiones neonatales y con un resultado
anormal de la prueba de Infanib, al estratificar por puntaje bajo de
Apgar a los 5 minutos, la presencia de convulsiones neonatales fue
más elevada en los sujetos que tenían Apgar anormal a
los 5 minutos: 25.6% en comparación con 10.5% (p=0.016, prueba
exacta de Fischer). Para explorar las modificaciones mutuas de efecto
se hizo un análisis estratificado con la prueba de Mantel y
Haenzel. Los RR de Infanib anormal al comparar niños con y sin
convulsiones neonatales fueron 2.3 para sujetos con Apgar menor de 7
y 2.27 para niños con Apgar >7; se evidencia así que
el puntaje de Apgar a los 5 minutos no interactúa ni confunde
la asociación entre convulsiones neonatales y el desenlace de
interés. El RR ajustado por medio de la prueba de Mantel y
Haenzel fue de 2.29 (IC 95% 1.29-4.05). Al efectuar comparaciones ajustadas, de la
asociación entre un puntaje bajo de Apgar a los 5 minutos con
un resultado anormal de la prueba de Infanib, y estratificar por
convulsiones neonatales, el RR ajustado por medio de la prueba de
Mantel y Haenzel de Infanib anormal en niños con y sin Apgar
bajo a los 5 minutos no se diferenció del cálculo
crudo: RR 1.28 (IC 95% 0.67-2.45). Como variables continuas potencialmente
modificadoras de efecto se consideraron el peso al nacer,
duración en días de administrar oxígeno durante
la hospitalización neonatal y duración total de la
hospitalización. Las variables continuas consideradas tienen
una distribución que no es normal y por tanto se
estudió su asociación con el desenlace en una prueba no
paramétrica (la prueba de Wilcoxon). La variable días
de hospitalización fue la única que resultó
asociada estadísticamente (p= 0.00190). En el Cuadro 7 están las variables
dicotómicas que, al ser examinadas de modo individual mediante
una prueba de χ2 demostraron
asociación estadísticamente significativa con un
resultado anormal en la prueba de Infanib al año de
edad. Para escoger los potenciales modificadores de
efecto cuya influencia se debe evaluar y así estimar de manera
correcta la asociación de las variables independientes de
interés (Apgar bajo a los 5 minutos de vida y convulsiones
neonatales) y el desenlace (anomalías del desarrollo motor
grueso evaluadas con la prueba de Infanib), se candidatizó a
los factores que en el análisis bivariado demostraron
asociación «cruda» con el desenlace: meningitis
bacteriana neonatal, hidrocefalia, kernicterus, hemorragia
intracerebral, disfunción miocárdica perinatal, EHI y
días de hospitalización. Al examinar su distribución entre los
sujetos con y sin Apgar bajo a los 5 minutos, y con y sin
convulsiones neonatales, se encontraron las siguientes variables
discretas asociadas con convulsiones neonatales: meningitis
bacteriana neonatal (RR 8.71, IC 95% 2.45-30.9), disfunción
miocárdica (RR 4.3, IC 95% 2.30-8.31) y EHI (RR 8.10, IC 95%
5-13). Por su parte un Apgar bajo a los 5 minutos se
asoció con disfunción miocárdica (3.96, IC 95%
2.1-7.45) y EHI (RR 6.32, IC 95% 3.85-10.3). La distribución
de días de hospitalización fue similar tanto
según convulsiones neonatales (medianas 12 y 13 días
para niños con y sin convulsiones neonatales, respectivamente,
p=0.967 (prueba de Kolmogorov-Smirnov) como según Apgar bajo a
los 5 minutos (medianas de 13 en ambos grupos, p=0.811 (prueba de
Kolmogorov-Smirnov). La meningitis bacteriana, la disfunción
miocárdica perinatal y la EHI son modificadores potenciales de
efecto, al estar asociadas con convulsiones neonatales y un puntaje
de Apgar, e indirectamente también en asocio con un resultado
anormal en la prueba de Infanib. Por medio de la prueba de Spearman-Kendall se
creó una matriz de correlación entre meningitis,
disfunción miocárdica y EHI. Entre meningitis
bacteriana, disfunción miocárdica perinatal y
encefalopatía no se encontró colinealidad, pero entre
disfunción miocárdica y encefalopatía sí
hubo una colinealidad alta (prueba de Spearman-Kendall de 0.25).
Entre estas dos variables, se decidió dejar la EHI para
incluir en el modelo porque es más fácil de reconocer
clínicamente que la disfunción miocárdica
perinatal. Se generaron 6 términos de
interacción multiplicativos entre convulsiones neonatales,
puntaje bajo de Apgar a los 5 minutos, meningitis neonatal y EHI. El modelo de regresión logística
inicial y completo contenía como desenlace la prueba de
Infanib al año, como variables de exposición de
interés convulsiones neonatales y un puntaje bajo de Apgar a
los 5 minutos, como potenciales modificadores de efecto meningitis
neonatal, EHI y los 6 términos de interacción (11
parámetros). Con una prueba global o múltiple se
retiraron algunos términos de interacción. Luego al
considerar el cambio en el riesgo relativo indirecto de convulsiones
neonatales y el resultado de la prueba de Wald, se sacaron del modelo
los restantes términos de interacción y todas las
variables potenciales modificadoras, excepto meningitis bacteriana.
En el modelo final quedaron en forma significante las variables
convulsión y meningitis neonatal (Cuadro 8). La asociación no ajustada entre
convulsiones neonatales y un Infanib anormal al año de edad
fue 2.39 (IC 95% 1.37-4.16) y en este modelo final la
asociación después de controlar por meningitis
bacteriana, fue 2.51 (IC 95% 1.10-5.72). La variable meningitis
bacteriana se comportó como una variable altamente asociada
con un resultado anormal de la prueba de Infanib al año de
edad, y permaneció significante en la mayoría de los
modelos y por último con un OR ajustado de 4.85 (IC 95%
1.17-20.1), además como un modificador de efecto, en la
asociación entre convulsiones neonatales y un Infanib anormal
al año. DISCUSIÓN La tasa de cumplimiento en el seguimiento del
programa en el que se basó el estudio fue 80%. Los 66 (20%)
lactantes que no lo terminaron, mostraron similar proporción
de exposición a puntajes bajos de Apgar a los cinco minutos y
convulsiones neonatales como el grupo de niños que lo
finalizó. Tampoco hubo diferencias significativas en aspectos
tan importantes como edad gestacional, peso al nacer, la presencia de
meningitis bacteriana, hidrocefalia, hemorragia intracerebral e
hipoglicemia y fueron sistemáticamente de mejor
pronóstico que los niños que completaron el
seguimiento. Estas características en este grupo de
niños podrían subestimar la magnitud de la
asociación entre convulsiones neonatales, un puntaje bajo de
Apgar y un resultado anormal de la prueba de Infanib, pero no cambiar
la dirección de esta asociación como se buscó en
el estudio (15-17). De los 36 niños que presentaron
convulsiones neonatales, la mayoría (30) eran recién
nacidos a término, con cuatro grupos de pacientes: el grupo
más grande de 14 niños con asfixia perinatal, de los
cuales la mitad tenía broncoaspiración de meconio. Un
segundo grupo de 11 niños con hipoglicemia neonatal, de los
cuales 4 eran desnutridos intrauterinos, otro grupo de 6 prematuros,
cuatro con membrana hialina, y el último conformado por 5
niños con meningitis bacteriana neonatal. Este hallazgo
está de acuerdo con lo que se informa en la literatura: la EHI
es la primera causa de convulsiones en recién nacidos a
término (11). De los 240 lactantes que terminaron el
seguimiento con un resultado normal en la prueba de Infanib al
año de vida, 189 (79%) permanecieron normales durante todo el
año de seguimiento, 15 (6%) iniciaron con un resultado
transitorio en la prueba y en 36 (15%) el seguimiento empezó
con resultados anormales para terminar con una prueba de Infanib
normal. La inmadurez neurológica en los recién nacidos
a término y prematuros, durante los primeros meses de vida,
puede dar resultados anormales de la prueba de Infanib inicialmente.
Otra posible explicación para pasar de un resultado
transitorio o anormal a uno normal consiste en la intervención
de neurólogos y fisioterapeutas, que recibió este grupo
de niños (falsos positivos) (5,16). De los 47 lactantes que terminaron el
seguimiento con un resultado anormal (incidencia acumulada de 16.4% y
una densidad de incidencia de 1.3 casos nuevos por 100
lactantes-año), 27 (57%) permanecieron anormales durante todo
el año de seguimiento, 4 (8.5%) iniciaron con un resultado
transitorio en la prueba y 16 (34%) iniciaron con resultados normales
para terminar con la prueba anormal. Un estudio coreano que aplicó la prueba
de Infanib a lactantes de riesgo con el propósito de buscar la
correlación entre sus resultados y el desenlace neuromotor
final, no mostró errores al clasificar los niños
inicialmente como normales o como anormales, pero cuando los
resultados iniciales fueron transitorios, un poco más de la
mitad terminó anormal (18). En la cohorte de estudio, de 199
niños que iniciaron con un resultado normal, 16 (8%)
terminaron con un resultado de Infanib anormal; de 62 niños
que iniciaron con un resultado anormal, 27 (43.5%) terminaron con un
resultado de Infanib anormal y de 18 niños que iniciaron con
un resultado transitorio, sólo 4 (22%) terminaron con un
resultado de Infanib anormal. Cuando Ellison et al. (19) describieron
la construcción de la prueba de Infanib, informaron una
confiabilidad de 91% para clasificar correctamente el estado
neurológico del menor, pudiendo dar 9% de falsos positivos
(19,20). La fisioterapeuta que realizó la prueba
de Infanib en el programa de seguimiento de recién nacidos de
riesgo en el Hospital Carlos Carmona, conocía los factores de
riesgo de los niños y los resultados previos de la prueba
durante su seguimiento, y pudo haber insistido más con
aquellos niños con muchos factores o que venían
transitorios o anormales. Además, este grupo de niños
recibió intervención con terapia física, mayor
educación y valoración por neurólogo pediatra.
Esto refleja el desempeño usual de los servicios
asistenciales, con la mayor probabilidad por un lado, que en ese
grupo de niños se descubra más la aparición del
desenlace, que puede llevar a una mala clasificación
diferencial (sesgo de búsqueda más intensa del
desenlace), que aumentaría falsamente la magnitud de las
asociaciones entre el resultado anormal de Infanib y los factores de
riesgo postulados, y además, otra confusión al pasar
estos niños, por la intervención, a un estado normal al
final del año, y disminuir falsamente la magnitud de las
asociaciones (15-17,21). Al evaluar las dos variables de
exposición de interés, convulsiones neonatales y un
puntaje bajo de Apgar a los cinco minutos, con respecto al desenlace
y al buscar modificaciones mutuas, la presencia de convulsiones
neonatales se asoció con un resultado anormal de la prueba de
Infanib al año (RR crudo de 2.39 IC 95% 1.37-4.16). Esta cohorte de lactantes es una cohorte de
supervivientes, los recién nacidos asfixiados en forma severa
murieron en las unidades neonatales de los niveles 2 y 3, sin
alcanzar a ser remitidos a las salas de nivel (1). Esto llevó
a que de los 39 niños con puntaje de Apgar bajo, casi todos
(90%) se encontraron entre 4 y 6 (asfixia moderada) y sólo 4
niños entre 0 y 3/10 (asfixia severa) y un número bajo
de sujetos con esta condición, lo que limitó precisar
el cálculo del efecto. La variable puntaje de Apgar bajo no
mostró interacción ni confusión en la
relación entre convulsiones neonatales y un resultado anormal
de Infanib (15). Al evaluar las variables de exposición
de control por medio de un análisis bivariado, siete se
asociaron de manera individual y significativa con un resultado
anormal de la prueba de Infanib (trastornos neurológicos
motores mayores) al año de vida; de estas variables, la
meningitis bacteriana, la disfunción miocárdica
perinatal y la EHI se comportaron como potenciales modificadores de
efecto en este grupo de datos, al estar asociadas con las dos
variables de exposición de interés y también de
forma independiente con el desenlace. El fenómeno fisiopatológico que
origina la EHI en los neonatos, además se puede manifestar con
disfunción miocárdica; por este motivo dio una
colinealidad alta entre estas dos variables (prueba de
Spearman-Kendall de 0.25), por lo que se decidió dejar para el
estudio la variable encefalopatía, por ser de más
fácil reconocimiento clínico que la disfunción
miocárdica. La presencia de convulsiones neonatales tuvo un
RR crudo de 2.3 (IC 95% 1.37-4.15) para desarrollar alteraciones
neurológicas motoras gruesas al año de edad.
Después de correr un modelo de asociación de
regresión logística, la asociación entre
convulsiones neonatales y un resultado anormal de la prueba de
Infanib, si se ajusta por meningitis bacteriana, fue 2.51 (IC 95%
1.10-5.72). La meningitis bacteriana se comportó
como una variable modificadora de efecto (interacción) y a la
vez altamente asociada con un resultado anormal de la prueba de
Infanib (predictor independiente). La meningitis bacteriana puede
producir lesiones neurológicas por un mecanismo distinto al de
la asfixia perinatal, por vasculitis e infartos cerebrales
(5). Las convulsiones neonatales y la meningitis
bacteriana neonatal son factores de riesgo importantes y
fáciles de reconocer que le permiten al clínico
identificar pacientes con alto riesgo de compromiso neuromotor
durante el primer año de vida e intervenir para planear su
seguimiento y terapia física y ocupacional. CONCLUSIONES REFERENCIAS |
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