Objetivo. Validar el índice «tobillo/brazo» (ITB) o «índice de Yao» para la valoración de la arteriopatía crónica de miembros inferiores (ACMI) en atención primaria.
Diseño. Estudio descriptivo transversal.
Ámbito. Atención primaria.
Sujetos. 21 pacientes con sospecha o diagnóstico de ACMI.
Mediciones y resultados principales. Se realizaron 164 exploraciones, por 4 médicos de atención primaria, mediante palpación y determinación de la presión arterial con una sonda Doppler. Se registró la presencia o ausencia de pulsos y se calculó el ITB. El kappa interobservador osciló entre 0,20 y 0,47 y el intraobservador entre 0,52 y 0,76, según el pulso explorado. Para el ITB el coeficiente de correlación intraclase interobservador fue de 0,80 y el intraobservador 0,79. La desviación estándar del ITB interobservador fue 0,14 y la intraobservador 0,15.
Conclusiones. El ITB obtenido mediante Doppler por médicos de atención primaria es un método fiable para el estudio de la ACMI; sin embargo, la gran variabilidad que presenta aconseja que, evolutivamente, sea valorado siempre en conjunto con datos clínicos.
Objective. To validate the «ankle/arm» index (AAI) or «Yao index» for the Primary Care assessment of chronic arteriopathy in the lower limbs (CALL).
Design. A descriptive crossover study.
Setting. Primary Care.
Patients. 21 with suspected or diagnosed CALL.
Measurements and main results. Four Primary Care doctors made 164 examinations by means of palpation and determination of blood pressure with Doppler waves. The presence or absence of pulses was recorded and the AAI calculated. The interobserver Kappa ranged from 0.20 to 0.47 and the intraobserver from 0.52 to 0.76, according to the pulse examined. The intraclass interobserver correlation coefficient for the AAI was 0.80 and the intraobserver 0.79. Interobserver SD for the AAI was 0.14, and intraobserver SD 0.15.
Conclusions. The Ankle-Arm index obtained by Primary Care doctors using Doppler is a reliable method of studying CALL. However, due to its wide variability, it is advisable always to evaluate its evolution together with clinical data.
Introducción
La arteriopatía crónica de los miembros inferiores es una patología de interés creciente debido a la aún alta prevalencia del tabaquismo en nuestro país unido al envejecimiento de la población y a las repercusiones clínicas y socioeconómicas que presenta1. Por su frecuencia, se trata de una enfermedad que debe ser abordada por el médico de atención primaria (AP) en primera instancia, y es necesario una correcta valoración desde el primer contacto del paciente con el sistema sanitario2.
En algunos estudios, se estima que la prevalencia de la claudicación intermitente, síntoma clínico que con frecuencia se detecta en primer lugar, es del 3-7 por mil en la consulta de AP, pudiéndose elevar esta cifra hasta el 25 por mil en la población general3. Por otra parte, se prevé que un 2-3% de las personas mayores de 40 años la padecerá4.
Por lo que al diagnóstico se refiere, la historia clínica y la exploración física (palpación de pulsos periféricos y auscultación de soplos) son fundamentales, pero no suficientes en todos los casos4-7. Así, el Doppler se muestra como un método diagnóstico no invasivo capaz de cuantificar a través del índice tobillo/brazo (ITB) o «de Yao» el estado de la circulación arterial en miembros inferiores8,9, considerándose este método fiable y reproducible en la atención especializada.
Nuestro trabajo estudia la fiabilidad del ITB en el diagnóstico de la arteriopatía crónica de miembros inferiores cuando éste es realizado en AP y la compara con la fiabilidad que proporciona la palpación de pulsos arteriales distales por el médico de AP.
Método
Realizamos un estudio descriptivo transversal en el ámbito de la AP. El estudio fue realizado en el Centro de Salud Otero de Oviedo (Asturias), que atiende aproximadamente a 25.000 habitantes. Participaron 4 médicos de familia y una enfermera.
Incluimos 21 pacientes con clínica sospechosa de arteriopatía crónica de miembros inferiores o diagnóstico previo de dicha patología que fueron vistos por este u otro motivo en alguna de las consultas a demanda de medicina general.
Fueron excluidos del estudio los pacientes de 14 años o menos, los diagnosticados previamente o en el transcurso del mismo de diabetes mellitus y/o insuficiencia renal crónica, así como los que en este período sufrieron una complicación aguda de su proceso isquémico.
Elegimos una muestra de conveniencia de 21 pacientes, que proporcionan 42 observaciones diferentes. Cada investigador incluyó a los pacientes que le correspondían de forma correlativa mediante captación oportunista en el transcurso de su consulta. A los pacientes que reunían los criterios de inclusión se les explicó la naturaleza del estudio y luego, tras su consentimiento para participar en el mismo, se procedió a completar los datos de su historia clínica, si era preciso, y se les citó para realizar la primera exploración.
Las exploraciones las realizaron 4 observadores. A cada paciente se le asignaron desde el principio del estudio 2 observadores que repitieron la exploración y las mediciones correspondientes en 2 ocasiones diferentes, separadas por un intervalo de 14 días. El observador que realizaba la exploración en primer lugar, lo hacía en último lugar en la segunda ocasión, y a la inversa. Se organizó el protocolo de tal modo que cada explorador no conociese los resultados del otro hasta finalizado el estudio.
Para la prueba se utilizó un Doppler portátil modelo 841A de Parks Medical Electronics y 2 esfigmomanómetros de mercurio, previamente calibrados, con manguitos estándar de 12 cm. El paciente permaneció tendido en decúbito supino durante 10 minutos antes de la realización de la exploración. Cada observador midió la PAS en tobillo derecho e izquierdo (arteria tibial posterior y, en su defecto, arteria pedia) y la PAD en la arteria humeral del miembro superior derecho, salvo en hipertensos en que en la historia constase indicación de uso de brazo izquierdo, mediante Doppler4,5,10,11. El ITB se calculó como cociente entre el valor de la PAS en extremidades inferiores y brazo.
El análisis estadístico se realizó con el programa SPSSpc+ v4.0.; utilizamos con fines descriptivos la media y la desviación estándar. Se evaluó la concordancia inter e intraobservador tanto para las variables cualitativas (palpación de pulsos periféricos) como para las cuantitativas (ITB).
La valoración de la concordancia para las variables cualitativas se realizó por medio del índice Kappa; según los criterios más comúnmente seguidos, valores de 0,40-0,75 indican un acuerdo aceptable a bueno y por encima de 0,75 un acuerdo excelente12. Para la comparación de los diferentes ITB obtenidos, se utilizó en primer lugar el coeficiente de correlación intraclase (CCI), medida de concordancia entre 2 variables cuantitativas12. Este valor es en realidad la proporción de la variancia total que es explicada por la variabilidad intersujetos13 y mide el grado en que se obtiene el mismo valor en las mediciones realizadas por diferentes procedimientos, o por distintos observadores, sobre los mismos sujetos. La máxima concordancia sería CCI=1 (se considera concordancia muy buena cuando el CCI es mayor o igual a 0,91, buena entre 0,71 y 0,90, moderada entre 0,51 y 0,70, mediocre de 0,31 a 0,50 y mala concordancia cuando el CCI es menor de 0,30)14. Calculamos el intervalo de confianza del 95% (IC del 95%) usando la aproximación de Satterthwaite13.
Utilizamos en segundo lugar el método del análisis de las diferencias individuales15,16, que mide también el grado de acuerdo entre los diferentes observadores, es sencillo de realizar y aporta información gráfica fácil de interpretar17. Calculamos la media de las diferencias de los valores obtenidos por cada observador para cada sujeto y su desviación estándar (DE); definimos el intervalo de concordancia como el comprendido entre la media más 2 DE y la media menos 2 DE. Este cálculo se realizó con los resultados brutos y también con los datos depurados una vez eliminados los valores extremos seleccionándolos con el procedimiento «Box-and-whiskers plot» de SPSS18. En este intervalo estarán un 95% de los valores de las diferencias encontradas. Valoramos la existencia de sesgo mediante la comparación de los diferentes observadores con la t de Student para datos apareados. Por último hicimos la representación gráfica, colocando, en el eje de abscisas, el promedio de ITB entre los 2 observadores analizados en cada figura y, en el de ordenadas, las diferencias individuales entre ambos.
Resultados
Se incluyó a 21 pacientes, 17 varones (81%) y 4 mujeres (19%), con una edad media de 67,3 años. De ellos 11 (52,38%) estaban previamente diagnosticados de isquemia crónica y 10 (47,62%) no. La unidad de observación era cada una de las 42 extremidades inferiores, que fue explorada en 4 ocasiones con excepción de uno de los pacientes, que no acudió a la segunda cita, por lo que el número total de observaciones fue de 164. En total, entre todas estas mediciones, se realizaron 83 pares de comparaciones interobservador y 82 intraobservador válidas.
En la tabla 1 se recogen los valores de la concordancia encontrada inter e intraobservador para los 3 pulsos explorados y el ITB.
En la tabla 2 se recogen los resultados para cada uno de los observadores.
La tabla 3 refleja la media de las diferencias entre distintas mediciones, sus DE y el intervalo de concordancia.
En la tabla 4 se recogen los resultados del análisis una vez eliminados los valores extremos (outliers). En total se eliminaron 5 valores extremos para la concordancia intraobservador (6,1% de las comparaciones realizadas) y 4 para la interobservador (4,8%).
En las figuras 1 y 2 se recoge el análisis de las diferencias individuales mediante representación gráfica, colocando en el eje de abscisas el promedio de resultados del ITB, y en el de ordenadas las diferencias individuales entre ambos observadores.
Discusión
Con el objetivo de incrementar la validez externa del estudio, decidimos que los criterios de inclusión reprodujeran en lo posible las pautas habituales seguidas en nuestro centro a la hora de indicar este tipo de exploración. Incluimos tanto pacientes con diagnóstico previo como aquellos con sospecha clínica de arteriopatía distal crónica de miembros inferiores, seleccionándolos de forma oportunista al acudir a nuestra consulta, del mismo modo que haríamos en condiciones reales. La exclusión de diabéticos y pacientes diagnosticados de insuficiencia renal crónica se debe a que la calcificación de la capa media de la pared arterial asociada con cierta frecuencia a la evolución de dichas patologías eleva falsamente los valores del ITB19, siendo entonces el Doppler un método de estudio menos adecuado7,20,21.
Aunque en la clínica se debe elaborar el ITB con la presión sistólica del brazo en que sea más elevada, valoramos que para este estudio era más importante garantizar la comparabilidad entre observadores, por lo que decidimos que se tomase siempre en el brazo derecho salvo que en la historia del paciente hubiese indicación contraria.
El intervalo de tiempo para la repetición de la exploración se tomó en un principio y de forma arbitraria en 14 días10,22, para evitar que los observadores recordaran los datos de la primera ocasión y se dejaran influir por ellos. Además con este tiempo pretendíamos acotar la posibilidad de cambios biológicos significativos inherentes al paciente que nos falsearan las diferencias intra e interobservador. Por motivos de coordinación entre los exploradores y los pacientes, este intervalo no se pudo respetar siempre, oscilando en 5-18 días; sin embargo, no parece que un posible sesgo de memoria esté presente, ya que no se observaron diferencias significativas en la concordancia en función del tiempo transcurrido entre las exploraciones.
El examen de los pulsos distales es imprescindible en la valoración del paciente con sospecha de enfermedad vascular. En nuestro trabajo la concordancia intraobservador para los pulsos poplíteo y tibial posterior es aceptable/buena, siendo sólo aceptable para el pulso pedio. Sin embargo, las concordancias interobservador son bajas, salvo para el pulso tibial posterior, que se puede considerar como aceptable. Si analizamos los resultados por observador, observamos bastante variabilidad; la peor concordancia la obtiene el número 1, aunque ésta se puede considerar dentro de lo aceptable. Para el resto de observadores las concordancias son de aceptables a excelentes, salvo para el tercer agente, que obtiene un valor menor de 0,40, para el pulso pedio. Sería interesante analizar los motivos de estas discrepancias y si se pueden solventar con el entrenamiento.
En el trabajo de Meade et al23 se hace referencia a la variabilidad en la palpación de pulsos, aunque los resultados se evalúan según porcentaje de acuerdos totales o parciales entre 3 observadores (los 3, o 2) y no con el índice Kappa, por lo que los datos no son comparables con los de nuestro estudio. La valoración que llevan a cabo los autores del grado de acuerdo encontrado es que este es «satisfactorio». En otros trabajos4,7,24 también se registra la presencia de pulsos, pero los datos no son después analizados.
De nuestros resultados se deduce que la palpación de pulsos es una exploración clínica moderadamente fiable cuando es realizada por la misma persona, sobre todo en lo que se refiere a los pulsos poplíteo y tibial posterior.
En cuanto a la evaluación del ITB, en nuestro estudio obtenemos una concordancia tanto intra como interobservador buena. El análisis observador por observador arroja unos buenos resultados para todos salvo para el número 2, que obtiene un valor menor de 0,70 (concordancia moderada).
Por otra parte, la DE global interobservador fue de 0,14 y la global intraobservador de 0,15, lo que significa que en el 95% de mediciones del ITB una variación de 0,27-0,29 o menos con respecto a valores previos puede ser debida a variabilidad intra y/o interobservador y podría no ser debida a cambios clínicos.
Esta gran variabilidad general obtenida en el ITB, a pesar de una buena concordancia intra e interobservador, puede deberse en parte a la mayor disparidad de datos obtenida por el observador 2 respecto a los otros, pero creemos que sobre todo obedece a la presencia de algunos valores extremos en nuestras mediciones, que influyen poderosamente en una medida de dispersión como es la DE. Dichos valores fueron apreciados como «no creíbles» por el propio observador, en el momento del cálculo del ITB, y por lo tanto no considerables desde un supuesto clínico, pero fueron incluidos en el estudio al no ser esta causa de exclusión prevista.
Estos datos pueden apreciarse gráficamente tanto en la figura 1 como en la 2. Así, decidimos realizar los cálculos otra vez, suprimiendo 5 valores extremos para la concordancia intraobservador y 4 para la interobservador, que fueron seleccionados con un procedimiento automático18. Sin valores extremos obtenemos una DE global interobservador de 0,11 y una DE global intraobservador de 0,12, lo que significa que en el 95% de los casos una variación del ITB de 0,22-0,24 o más respecto a uno previo podría indicar un cambio significativo no debido a diferencias intra o interobservador.
Una de las aplicaciones más importantes del ITB es la confirmación de una sospecha diagnóstica de arteriopatía periférica. Los criterios diagnósticos utilizados en la bibliografía incluyen puntos de corte muy variables para valorar como patológico un ITB, que oscilan desde 0,752,24 hasta 0,954, pasando por cifras intermedias: 0,806 y 0,903,5.
A pesar de esta variabilidad el ITB es muy útil para confirmar una sospecha diagnóstica. Utilizando nuestros datos para establecer un criterio, si consideramos que el ITB normal es de 1,108,9, según nuestros resultados con cualquier valor obtenido inferior a 0,86 tenemos un 95% de seguridad que no es debido al azar.
Sin embargo, para el seguimiento evolutivo su utilidad es menor, ya que variaciones importantes pueden deberse al azar. En la práctica puede minimizarse esta variabilidad mediante mediciones repetidas que mejoran la precisión de la prueba. Por otro lado, si consideramos el ITB no aisladamente, sino en conjunto con una clínica y una exploración, nos podrían bastar seguridades más bajas tales como del 80%, lo que implica considerar como significativos cambios de 0,14-0,19 en los valores obtenidos.
En otros estudios consultados las DE obtenidas fueron más bajas, desde 0,05 hasta 0,0810,22,25,26, si bien su diseño era diferente al del nuestro. Sin embargo, en el trabajo de Stoffers et al3, que en su metodología se parece más al nuestro, se obtiene una DE intraobservador de 0,105 e interobservador de 0,114, datos que se asemejan bastante a nuestros resultados, especialmente si no tenemos en cuenta los valores extremos.
Como conclusión, el uso del Doppler portátil por el médico de atención primaria es fiable para calcular el ITB, por lo que debería ser un método disponible en todas las consultas de medicina de familia para el estudio de la circulación arterial de miembros inferiores de nuestros pacientes.
Es un método especialmente útil para la confirmación diagnóstica; sin embargo, para el seguimiento evolutivo, por la variabilidad que presenta, debe ser valorado siempre en conjunto con datos clínicos.
La palpación de pulsos arteriales distales es una exploración menos fiable, especialmente por la gran variabilidad entre distintos observadores.
