Los estudios epidemiológicos señalan que al menos el 6% de la población española es diabética, con una prevalencia de casos desconocidos/ignorados del 50%1. Este hecho constituye un grave y creciente problema de salud, que afecta a todos los grupos de población y comunidades autónomas e involucra a toda la sociedad por su alta frecuencia y su elevado coste económico. Para el cribado poblacional disponemos de las recomendaciones de la American Diabetes Association2 y de la Sociedad Española de Medicina de Familia y Comunitaria3. El cribado de la diabetes mellitus en las personas mayores es, actualmente, un motivo de debate4.
Las campañas poblacionales de detección temprana de la diabetes en España están empleando la técnica de la reflectometría con sangre capilar del dedo1. Las nuevas tiras reactivas empleadas en esta técnica permiten obtener la muestra en un lugar alternativo como el antebrazo o el muslo. La opción de realizar la punción en el antebrazo en cribados para la detección temprana de diabéticos, al ser menos dolorosa5, podría aumentar la accesibilidad del sistema sanitario a la población general6.
Considerando esta situación, la hipótesis de partida para este estudio es que las determinaciones de las concentraciones de glucosa en sangre capilar que conducen a una sospecha de diabetes mellitus resultan equivalentes a partir de muestras de sangre tomadas en el antebrazo y el dedo, mientras que el usuario prefiere el antebrazo. Por tanto, el propósito de este estudio es identificar el lugar más adecuado, el dedo o el antebrazo, para el cribado de la diabetes mellitus, por resultar más sensible, empleando los 2 puntos de corte más usuales, de 110 y de 125 mg/dl. Como objetivo secundario nos proponemos conocer las preferencias del usuario entre ambos lugares de punción.
Pacientes y método
Eran criterios de inclusión en este estudio que el paciente fuera mayor de 18 años y no encontrarse en ese momento en cualquiera de las situaciones que provocan cambios bruscos en los valores de glucemia7. La violación de cualquiera de estas condiciones conforma el criterio de exclusión.
Se incluyó en este estudio a todos los pacientes que acudieron a la consulta de enfermería del Centro de Salud de Arona-Vilaflor del Servicio de Atención Primaria de la isla de Tenerife, durante el mes de diciembre de 2002. Entre ellos se escogió de manera secuencial, hasta alcanzar el tamaño de muestra mínimo necesario estimado, a todos los sujetos que cumplían los criterios de inclusión y aceptaron participar en el estudio mediante firma del consentimiento informado. Se requirió una muestra de 100 mediciones apareadas para alcanzar una potencia del 90% en el ajuste de modelos lineales para pruebas de significación de sus coeficientes de regresión, así como en el contraste de hipótesis de homogeneidad de distribución de las frecuencias de preferencias por las categorías de variables de interés clínico, para detectar diferencias relevantes de al menos un 30% entre los grupos si en cualquiera de ellos se manifestase neutralidad en la preferencia (50%), siempre a un nivel alfa bilateral de 0,05.
A cada persona incluida en el estudio una misma enfermera le realizó la punción en el dedo y el antebrazo y depositó sobre el borde de las tiras la gota que se absorbe por capilaridad hacia la zona reactiva. Se emplean tiras reactivas One Touch UltraTM, calibradas a plasma, que precisan un volumen de muestra de 1,0 µl. A continuación se realizaron las determinaciones de los valores de glucosa en ambas muestras empleando el reflectómetro One Touch Ultra LifescanTM (Johnson & Johnson Co., EE.UU.), que requiere de unos 5 s de media para ofrecer la lectura. Junto a las lecturas se incluyeron otros datos de interés, como sexo, edad, condición de diabético y preferencia del sujeto por una u otra técnica. La preferencia, y su distribución por las primeras variables, tiene un interés como factor a considerar en la decisión de qué técnica debe adoptarse en caso de producirse un empate de sensibilidad entre ambas. También se midieron el valor del hematocrito y el índice de masa corporal para una caracterización completa de la muestra.
Análisis estadístico
Para el análisis estadístico se empleó el método propuesto por Bland y Altman8, que se fundamenta en la suposición de que ninguna de las 2 mediciones constituye un patrón de referencia y toma el promedio de ambas como el valor más cercano al nivel verdadero, y desconocido, de la glucemia capilar. Se contrasta la diferencia entre mediciones con su promedio en un gráfico de dispersión para considerar si resultaba excesiva la frecuencia de discordancias con baja probabilidad de ocurrencia (0,025), que harían discordantes a los métodos entre sí. Mediante este gráfico también se juzga la manifestación de un patrón de tendencia que indique la dependencia de las diferencias entre lecturas respecto al valor de glucemia medido, empleando un análisis de regresión lineal simple para contrastar la hipótesis de independencia. Las medidas del dedo y antebrazo se transformaron en dicotomías respecto a los 2 puntos de corte seleccionados, 110 y 125 mg/dl (hasta y por encima de), y se valoró su concordancia con el coeficiente kappa de Cohen. Por último se realizó un contraste de homogeneidad de las preferencias de los usuarios por sexo, edad y condición diabética empleando la prueba de la *2 de Pearson. Todas las pruebas se realizaron a un nivel de significación alfa bilateral de 0,05 y los cálculos se ejecutaron con ayuda de los paquetes Sample Power 2.0 y SPSS 11.5.1 de SPSS Inc.© (Chicago, Illinois, EE.UU.).
Resultados
La muestra quedó compuesta por 107 pacientes (un 48% mujeres y un 52% varones), con una edad mediana de 65 años (P25-P75: 59-71 años) y un índice de masa corporal medio de 30,61 (P25-P75: 27,9-33,4). La media del hematocrito fue del 42,7% (P25-P75: 39,9-45,3%). El 87% eran diabéticos tipo 2 y el 13%, no diabéticos.
Se obtuvieron la diferencia y media aritmética entre las lecturas de glucemia capilar en el dedo y el antebrazo para cada sujeto. El Q-Q plot e histograma de las diferencias (no se muestran) indican una adecuada inducción de normalidad en la variable, por lo que asumimos que las diferencias se distribuyen bajo una ley normal. En la figura 1 se presenta el contraste de las diferencias respecto a su promedio. Se observa que un 3% del conjunto de las diferencias sobrepasan los límites establecidos por las 1,96 desviaciones típicas sobre la media aritmética de las diferencias para un intervalo de confianza (IC) del 95% un 1% para lecturas del dedo superiores a las de antebrazo y un 2% para lecturas del dedo menores que las del antebrazo, frecuencias relativas que pueden atribuirse al azar. La dispersión de las diferencias no parece mostrar ningún patrón de tendencia respecto al valor de glucosa medido. Esto último se corrobora con el ajuste de un modelo de regresión lineal simple empleando como variable dependiente la diferencia entre lecturas y como predictora, su promedio (b0 = 3,729, IC del 95%, 9,165 a 1,707, p = 0,18; b1 = 0,034, IC del 95%, 0,004 a 0,072, p = 0,08).
Fig. 1. Contraste entre diferencias y medias aritméticas de las lecturas de los valores capilares de glucemia en el dedo y antebrazo. DE: desviación estándar.
La concordancia respecto a la clasificación de sospecha de diabetes entre ambas lecturas empleando como punto de corte los 110 mg/dl se muestra en la sección izquierda de la tabla 1. La discordancia global, en cualquiera de los 2 sentidos, alcanza un 9%; un 7% de las mediciones llevaría a sospechar diabetes según la lectura de la muestra tomada en dedo, pero no según el resultado de la muestra tomada en antebrazo, mientras que ocurriría lo contrario en un 2% de los casos. La concordancia entre lecturas según el coeficiente kappa de Cohen es de 0,78 (p < 0,001). La concordancia de las clasificaciones de sospecha de diabetes entre lecturas para el punto de corte de 125 mg/dl se muestra en la sección derecha de la tabla 1. La discordancia global alcanza un 9%: la discrepancia entre sospechar una diabetes a partir de la punción en el antebrazo y no hacerlo a partir de la del dedo alcanza un 6%, mientras que la sospecha por la muestra del dedo y descarte por la del antebrazo alcanza el 3%. La concordancia entre lecturas para este punto de corte según el coeficiente kappa de Cohen es de 0,84 (p < 0,001).
Por último, las preferencias expresadas por los pacientes, el 5% (IC del 95%, 1-9%) opta por el dedo como mejor opción, el 28% (IC del 95%, 20-36%) prefiere el antebrazo y a la mayoría, el 67% (IC del 95%, 59-75%), le resulta indiferente el sitio donde se le realice la punción (p < 0,001). La distribución de estas preferencias no presentó heterogeneidad con significación estadística entre los estratos de sexo (p = 0,18), edad (p = 0,07) y condición diabética (p = 0,20).
Discusión
Este estudio se ha propuesto como finalidad valorar la conveniencia de emplear uno u otro lugar de toma de muestra de sangre capilar para la determinación del valor de glucemia con fines de cribado poblacional de la diabetes. Para ello se han confrontado los resultados de la punción en el dedo, el sitio empleado usualmente hasta ahora, con la alternativa del antebrazo, utilizando los 2 puntos de corte usuales, 110 y 125 mg/dl.
A pesar de la alta concordancia, como es de esperar entre mediciones que valoran lo mismo de forma diferente, las discrepancias observadas en el diagnóstico de presunción de la diabetes según el lugar donde se realice la punción y el valor de glucemia tomado como referencia arrojan una mayor frecuencia de positivos para la toma de muestra en el dedo si el punto de corte es 110 mg/dl, y en el antebrazo si es 125 mg/dl. Recomendar el dedo si el punto de corte es uno y el antebrazo si es otro resulta paradójico. La recomendación de emplear la punción en el antebrazo si el punto de corte es 125 mg/dl coincide con otra recomendación similar cuando se utiliza en la prueba la hemoglobina glucosilada9, mientras que la de la punción en el dedo si es de 110 mg/dl coincide con la práctica habitual. Las pruebas de cribado poblacional deben tener una alta sensibilidad para que sean eficaces, aun a expensas de una reducción de su especificidad, por lo que el mayor rendimiento de un lugar de toma de muestra merece tenerse en cuenta en campañas poblacionales de detección de diabetes. Sin embargo, la dependencia que esta recomendación tiene respecto del punto de corte empleado nos deja en la incertidumbre de una decisión no exenta de contradicciones. La inversión del lugar preferente de toma de muestra por su mayor rendimiento según el punto de corte empleado nos hace sospechar un entrecruzamiento en el trazado de las curvas de sensibilidad-especificidad del dedo y el antebrazo para el espectro continuo de puntos de corte posibles de la prueba, sospecha que es preciso corroborar mediante un análisis de curvas ROC II.
Por otra parte, las preferencias expresadas en este estudio por los usuarios en cuanto al lugar de realización de la punción, ya descritas en otros trabajos10, podrían sustentar la recomendación del antebrazo como sitio de la toma de muestra para la determinación de glucemia en sangre capilar. Éste es un argumento complementario, pero no de menor importancia, en el caso de emplear el punto de corte 125 mg/dl.
Estas conclusiones deben revisarse con la realización de otros estudios dirigidos a explorar la fiabilidad de las lecturas de glucemia en sangre capilar del antebrazo empleando como patrón de referencia las determinaciones paralelas sobre muestras de sangre venosa realizadas en laboratorio, así como el análisis de fluctuación de la sensibilidad y especificidad de las mediciones de glucemia capilar a partir de muestras tomadas en el dedo y antebrazo para un conjunto amplio de puntos de corte posibles, del que se pudiera deducir su interrelación.
