3 definiciones del SM entre sí y con la RI. Identificar variables que puedan predecir la presencia de RI y comprobar la validez diagnóstica de varias estrategias para predecirla. Diseño. Estudio descriptivo, transversal. Emplazamiento. Población de Yecla (Murcia). Ámbito de atención primaria. Participantes. Estudiamos a 317 personas
(292 aportaron analítica) de 424 seleccionadas mediante muestreo aleatorio estratificado (edad y sexo) de 18.059 con tarjeta sanitaria y edad é 30 años. Mediciones principales. Utilizamos los criterios NCEP III, OMS-98 y EGIR (Grupo Europeo de Estudio de la Resistencia a la Insulina) para diagnosticar el SM y OMS-99 para definir la diabetes mellitus no insulinodependiente, la glucemia basal alterada y la tolerancia alterada a la glucosa. Recogimos variables sociodemográficas y antropométricas, y determinamos la presencia de lípidos, microalbuminuria, HbA1c e insulinemia; definimos RI si el índice HOMA é 3,8 o como cuartil más alto de insulinemia basal en normoglucémicos. Resultados. La prevalencia del SM fue, según los criterios NCEP, del 20,2% (intervalo de confianza [IC] del 95%, 15,6-24,8), OMS del 35,3% (IC del 95%, 29,8-40,8), EGIR del 24% (IC del 95%, 19,1-28,9) y RI del 27,7% (IC del 95%, 22,6-32,8). La sensibilidad y la especificidad de NCEP, OMS y EGIR para detectar RI fueron del 46 y el 90%, del 78 y el 81% y del 73 y el 95%, respectivamente. La edad, la glucemia basal, los triglicéridos y el perímetro de la cintura se asocian significativamente con RI. Conclusiones. Hay una alta prevalencia de SM en el área (mayor en los varones). Hay diferencias entre los diferentes criterios diagnósticos del síndrome, y los de NCEP son menos sensible para determinar la RI. Es necesario establecer una definición universalmente aceptada del SM.
Introducción
En 1988, Reaven1 definió una entidad denominada «síndrome X» caracterizado por la coexistencia en un mismo individuo de diferentes factores de riesgo cardiovascular, como obesidad, trastornos de tolerancia a la glucosa, dislipidemias e hipertensión arterial. En 1991 se describió la intensa relación entre estas manifestaciones clínicas y la resistencia a la acción de la insulina (RI)2,3, que constituye el sustrato fisiopatológico del síndrome metabólico (SM), como se lo denomina en la actualidad. A pesar de este largo recorrido, actualmente aún no hay uniformidad en los criterios diagnósticos del SM, puesto que 3 grandes organismos (OMS4, NCEP/ATPIII5 y EGIR6) lo definen con criterios propios que, aunque contienen la misma filosofía, son discordantes en los puntos de corte empleados para el diagnóstico y su traducción clínica7,8.
Epidemiológicamente empiezan a aparecer estudios que ofrecen datos variables de la prevalencia del SM, sobre todo según la población de origen y el método diagnóstico utilizado. Así, la prevalencia puede variar desde el 13% registrado en Francia9 al 33,4% registrado en Turquía10, ambos con criterios del NCEP. En España hay que destacar los datos recientes proporcionados por el estudio DESIRE11, con una prevalencia variable según se utilicen criterios de la OMS (42,1%), EGIR (26,4%) o NCEP (22,6%). También hay que destacar los resultados del estudio de Canarias12, con cifras del 24,4% (según NCEP).
Pero la importancia real de diagnosticar el SM radica en la coexistencia con distintos factores de riesgo cardiovascular (FRCV), como la obesidad, la hipertensión arterial (HTA), la dislipidemia o la diabetes mellitus13, y en el hecho de que la presencia de un SM per se conlleva una mayor morbimortalidad y dobla prácticamente las tasas de morbimortalidad cardiovascular de la población general14,15.
Por todo ello, el objetivo principal de nuestro estudio es detectar la prevalencia del síndrome metabólico, sus diferentes componentes y la resistencia a la insulina en la población adulta de Yecla. Secundariamente, nos proponemos valorar el grado de concordancia de las principales definiciones del SM entre sí y con la RI, analizar la asociación de distintas variables para predecir la RI y posteriormente evaluar la validez diagnóstica de diferentes estrategias para efectuar dicha predicción.
Sujetos y método
Diseño
Estudio poblacional descriptivo transversal realizado en adultos mayores de 30 años atendidos por los 2 centros de Salud de Yecla (8.901 varones y 9.158 mujeres con tarjetas sanitarias individuales), con una población total urbana de 32.468 habitantes durante el año 2001.
Población a estudio
A través de la base de datos de la tarjeta sanitaria de la Gerencia de Atención Primaria de Murcia, se seleccionó para el estudio de las alteraciones del metabolismo de los hidratos de carbono en nuestra población a una muestra de 424 individuos de forma aleatoria simple, estratificada proporcionalmente por sexo y edad en cuatro intervalos de edad (30-42, 43-54, 55-65 y > 65 años); el tamaño muestral se consideró para una prevalencia de intolerancia a la glucosa del 10% y una precisión del 3%.
Se establecieron los siguientes criterios de exclusión: gestación o puerperio, nacionalidad no española, tratamientos mantenidos (más de 6 meses) con fármacos hiperglucemiantes (corticoides y/o tiazidas en dosis altas), enfermedades sistémicas o cardiovasculares graves (invalidantes física o psíquicamente para poder participar en el estudio), muerte y cambio de población. Los individuos que reunían algún criterio de exclusión fueron sustituidos por otros escogidos igualmente de forma aleatoria y estratificada. Finalmente, se calculó la prevalencia del síndrome metabólico en los 292 individuos que aportaron analítica.
Mediciones
Para la recogida de los datos se realizó una doble visita de acuerdo con el esquema general del estudio (fig. 1).
FIGURA 1. Curva ROC de las 4 variables significativamente relacionadas con la resistencia a la insulina y valores de los puntos de corte de la estrategia diagnóstica propuesta.
Las variables analizadas fueron:
1. Sociodemográficas: edad, sexo, antecedentes personales (HTA, dislipidemia, diabetes y normal), antecedentes familiares de diabetes, tabaquismo («fumador»: más de 1 cigarrillo/día y «no fumador»: ningún cigarrillo).
2. Antropométricas y exploración física: índice de masa corporal (IMC), perímetro de la cintura (PC) e índice cintura-cadera (ICC) recogidos según recomienda la Sociedad Española para el Estudio de la Obesidad (SEEDO)16, presión arterial sistólica (PAS) y diastólica (PAD) (en mmHg y según recomendaciones de la OMS17).
3. Analíticas: glucemia basal plasmática y tras una sobrecarga oral con 75 g de glucosa (G2h) (método hexocinasa, autoanalizador Hitachi 917 de Roche Diagnostics® con el que también se realizaron las demás determinaciones biológicas). Se cuantificaron, además, la microalbuminuria en orina de 24 h, el perfil lipídico (colesterol total, colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad [cHDL] y de baja densidad [cLDL] y triglicéridos), el perfil renal (urea, creatinina y ácido úrico), la hemoglobina glucosilada (rango normalidad, 3,5-5,8%, método HPLC, Analizador HA-8110 Menarini Diagnostics®), la PCR ultrasensible por el método inmunoturbidimétrico analizador Modular P800 de Roche y la insulinemia basal.
Las muestras se procesaron en el laboratorio de referencia, excepto la determinación de insulinemia basal, que se realizó por radioinmunoanálisis (Hospital Universitario Virgen de la Arrixaca).
Para las alteraciones del metabolismo de la glucosa se utilizaron los criterios diagnósticos de la OMS-19994: diabetes ni insulinodependiente si glucemia basal é 126 mg/dl o G2h é 200 mg/dl; tolerancia alterada a la glucosa: IGT si G2h é 140 mg/dl y < 200 mg/dl o GBA si la glucemia basal é 110 mg/dl y ¾ 125 mg/dl, y normal si la glucemia basal < 110 mg/dl y G2h < 140 mg/dl; se consideró, además, el diagnóstico previo de diabetes.
Para determinar la resistencia a la insulina se calculó el índice HOMA con la fórmula descrita por Matthews et al18: insulina (µU/ml) [glucosa (mmol/l)/22,5]. Siguiendo a Ascaso et al19,20, se considera RI si el HOMA é 3,8.
Los criterios diagnósticos del SM se basaron en los propugnados por los 3 grandes grupos de estudio: OMS4, NCEP/ATP III5 y EGIR6, y se exponen en la tabla 1.
La recogida de datos se llevó a cabo durante los meses de febrero a junio de 2002 por 2 médicos residentes; las extracciones las realizaron los profesionales de enfermería a primera hora en el propio centro salud.
Los sesgos previstos fueron el de no respuesta y el de información. Para minimizar el primero se realizaron repetidas llamadas, se habilitaron días no laborables y se ha realizado un reajuste de los resultados finales estandarizado por edad y sexo según el método directo21, tomando a la población española de julio de 2002 como referente. Para disminuir el sesgo de información, las mediciones se realizaron en el mismo espacio y con los mismos útiles de medida para el examen físico; previamente al estudio se realizó una prueba piloto con 25 casos para verificar la concordancia entre los 2 médicos que realizaron el trabajo de campo.
Análisis estadístico
Se realizó un análisis descriptivo de las variables mediante tablas de distribución de frecuencias para variables cualitativas. Las cuantitativas se resumieron en su media ± desviación estándar (DE) y el intervalo de confianza (IC) del 95%.
Las tasas de prevalencia se ofrecen crudas y ajustadas a la población de Segi y a la española (julio de 2002 según el Instituto Nacional de Estadística).
En el análisis bivariable se ha utilizado la prueba de la *2 para asociación entre variables cualitativas y la de la t de Student y/o análisis de la varianza (ANOVA) para las cuantitativas.
La concordancia entre los distintos métodos de diagnóstico del SM fue analizada mediante el porcentaje de casos concordantes y el índice kappa (*), que se consideró excelente para valores > 0,75 y sólo aceptable para valores entre 0,75 y 0,40. Se admitieron como estadísticamente significativos los valores de p < 0,05.
El estudio de la asociación de las variables que podrían predecir la presencia de una RI (HOMA é 3,8) se realizó mediante modelos de regresión logística multivariable por el método stepwise. Se utilizó para ello el paquete informático SPSS® (versión 11.0).
Resultados
Se contactó con un total de 469 personas, de las cuales 45 (9,6%) presentaban algún criterio de exclusión; 317 (74,8%) acudieron a la primera entrevista y 292 personas (68,9%) proporcionaron una muestra sérica. La no respuesta (no localizados, negativa a participar e individuos sin analítica) supuso el 31,1%.
La edad media de los participantes fue de 52,8 ± 15,6 años y el 51,1% eran mujeres. Las características basales de la población estudiada se reflejan en la tabla 2.
Las prevalencias crudas halladas del SM fueron, según el criterio de la OMS, del 35,3% (IC del 95%, 29,8-40,8), según el NCEP del 20,2% (IC del 95%, 15,6-24,8) y según EGIR del 24,0% (IC el 95%, 19,1-28,9). La prevalencia de la RI (HOMA é 3,8) fue del 27,7% (IC del 95%, 22,6-32,8). La distribución por grupo de edad y sexo y su ajuste a la población española y a la de Segi se reflejan en la tabla 3.
En la población diabética, el 70,8, el 89,6 o el 43,8% reunían criterios de SM según se utilizase la definición de NCEP, OMS o EGIR alternativamente.
La presencia o prevalencia de los diferentes componentes del SM en nuestra población, según los distintos criterios diagnósticos utilizados y su distribución por sexo, se expresan en la tabla 4.
Respecto a la concordancia entre los diferentes criterios diagnósticos del SM y la RI (tabla 5) observamos que el porcentaje de casos concordantes varía entre el 77,4 y el 88,7% según los criterios comparados. El índice kappa es bajo (0,39) cuando comparamos los criterios del NCEP (los más utilizados en la práctica clínica) con los del EGIR o el HOMA. En la misma tabla se reflejan la sensibilidad, la especificidad, el valor predictivo positivo (VPP) y el valor predictivo negativo (VPN) de los criterios de SM para el diagnóstico de la RI calculada mediante HOMA É 3,8. Se comprueba que los 3 criterios tienen una alta especificidad (alrededor del 90%), pero con una menor sensibilidad (el 45,7% en el caso del NCEP).
Se ha efectuado un análisis de la asociación, mediante modelos de regresión multivariable, de las variables que podrían predecir la presencia de una RI (HOMA é 3,8). Han demostrado tener un papel significativo el perímetro de la cintura (beta = 0,27; p < 0,001), la glucemia basal (beta = 0,24; p < 0,001), los triglicéridos (beta = 0,16; p < 0,01) y la edad (beta = 0,13; p < 0,05). Los valores diagnósticos de los distintos puntos de corte de estas variables y sus curvas ROC se representan en la tabla 6 y en la figura 1.
Posteriormente se ha comprobado la validez diagnóstica de varias estrategias para predecir la resistencia a la insulina. La aplicación en nuestra muestra de los criterios del DESIRE11 (glucemia capilar > 90 mg/dl y cintura é 94 cm en varones o é 80 cm en mujeres) ha presentado una sensibilidad del 63% y una especificidad del 70%, mientras que los de la «cintura hipertrigliceridémica» de Lemieux et al22 (cintura > 90 cm y triglicéridos é 175 mg/dl) tienen una baja sensibilidad (19%), con una especificidad del 95%. En nuestra población, la estrategia diagnóstica que ha demostrado tener un mayor valor ha sido hallar, en sujetos con cintura > 90 cm, una glucemia basal > 100 mg/dl o unos triglicéridos > 150 mg/dl (sensibilidad del 67%, especificidad del 69%, VPP del 53% y VPN del 80%).
Discusión
Pese a la participación obtenida en el estudio (el 68,9% de la población seleccionada), ligeramente superior a la de otros estudios realizados en nuestro país, como el de Canarias12 y el Estudio Español de Resistencia a la Insulina (SIRS) de Lorenzo et al23, no se consiguió una respuesta aceptable en el grupo de mujeres > 65 años, por lo que se intentó corregir este sesgo, que podría infravalorar la prevalencia del SM, mediante el ajuste de los resultados a la población española de julio de 2002 y la población de Segi.
La prevalencia del síndrome es alta, mayor en los varones y aumenta con la edad, independientemente del criterio utilizado para su definición:
Si se utilizan criterios NCEP, es del 20,2%, similar a la obtenida en Canarias (24,4%)23, y a la del NHANES 1999-2000 en población de Estados Unidos (27%)24. De los diferentes componentes del SM, la hipertrigliceridemia, la HTA y la hiperglucemia ocurren con mayor frecuencia en los varones, mientras el aumento del perímetro de la cintura y las bajas concentraciones de cHDL predominan en las mujeres, al igual que en los estudios antes citados. La frecuencia del SM (NCEP) entre los diabéticos (70,8%) es menor que la detectada en el estudio de Lorenzo et al23 (del 64,6% en varones, del 92% en mujeres) y en de Finlandia25 (87,1%).
Si se utilizan criterios de la OMS, en nuestra población clasificamos al 35,3% de los participantes de tener SM, prevalencia superior a los resultados de Ford et al8 (25,1%) y Meigs et al26 (26,6%) en población estadounidense y similares a los del estudio DESIRE11 (42,1%) y los de Finlandia25 (el 38,8% en varones, el 22,2% en mujeres), para el mismo grupo de edad. La prevalencia entre diabéticos (89,6%) es ligeramente superior a la obtenida en el estudio de Botnia14 (80%).
El principal componente del SM (criterio OMS) es la obesidad (90,5%), más frecuente, sobre todo en mujeres, que en los estudios antes citados (el 67,5% en el de Ford et al8 y el 86% en varones y el 38,2% en mujeres del estudio de Meigs et al26), consecuente con la alta prevalencia de obesidad de nuestra población27.
Respecto al grado de concordancia entre definiciones (OMS y NCEP), el 78,8% de los participantes en nuestro estudio estaba clasificado de forma similar por ambas definiciones (porcentaje < 86,6 obtenido por Ford et al8), mientras que el grado de concordancia era moderado (índice kappa de 0,49), equiparable al de otros estudios26,28, con valores entre 0,45 y 0,56 según el grupo de población analizado.
En cuanto a la capacidad predictiva de los distintos criterios de SM con respecto a la RI cuantificada por HOMA, señalaremos que los criterios más clínicos del NCEP han mostrado unos valores de sensibilidad (46%), especificidad (90%) y VPP (63%) similares a los de Cheal et al7. El grado de desacuerdo entre las diferentes definiciones del síndrome indica la necesidad de una definición que sea universalmente aceptada, con una buena capacidad predictiva sobre la RI y las complicaciones cardiovasculares.
En el análisis multivariable, las 4 variables que mostraron una asociación significativa con la presencia de una RI fueron el perímetro de cintura, la glucemia basal, los triglicéridos y la edad; por tanto deberán ser tenidas en cuenta en cualquier programa de detección y prevención del SM.
Por último, a partir de los resultados del estudio diseñamos una estrategia de cribado que permite identificar con correctas sensibilidad (67%) y especificidad (69%) a los sujetos que tienen una RI, sin tener que recurrir al HOMA. Deberemos sospechar esta enfermedad en los sujetos (varones o mujeres) que, con un perímetro de la cintura > 90 cm, presenten en alguna analítica una glucemia basal > 100 mg/dl o unos triglicéridos > 150 mg/dl.
En resumen, el síndrome metabólico es muy común en nuestra población, con una sustancial variabilidad en la prevalencia de sus componentes. La tendencia a aumentar su frecuencia en las próximas décadas (en relación con el continuo aumento de la obesidad en nuestra población) se traducirá en un incremento en las cifras de diabetes mellitus no insulinodependiente y morbimortalidad cardiovascular en la zona. Conseguir cambios en el estilo de vida encaminados a la reducción de peso, el perímetro de la cintura y el aumento de la actividad física, pilares del tratamiento del SM como también describen otros autores29, deberían ser objetivos prioritarios en los programas de salud del área.
