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25 enero, 2020

Calculadora Evalmed

Calculadora para variables continuas: “diferencia de medias” y “tamaño del efecto”.
Permite calcular las medidas del efecto al comparar dos variables continuas de dos grupos independientes. Contiene las siguientes tres pestañas para obtener:
1. La Diferencia de Medias, la potencia de contraste y la p para la diferencia cuando es aplicable el test t de Student (varianzas homogéneas) o el test de Wech (varianzas no homogéneas), y además el Tamaño del Efecto mediante la d de Cohen.
2. Lo mismo que en la anterior, pero teniendo que obtener las medias y varianzas desde los datos crudos de sendos grupos independientes.
3. El tamaño de la muestra para una diferencia de medias.

La calculadora evalmed para variables continuas, junto la narración en vídeo, están disponibles en: http://evalmedicamento.weebly.com/calcular/2-calculadora-para-diferencia-de-medias-entre-2-grupos-independientes-variables-continuas

30 enero, 2014

Es válida esta prueba diagnóstica ?

GH Guyatt, PX Tugwell, DH Feeny, RB Haynes, M Drummond . . A framework forclinical evaluation of diagnostic technologies . Canadian Medical AssociationJournal 1986 ;134 :587-94 .
Introducción
Tanto la práctica de la medicina comola provisión de cuidados de salud depende continuamente de un diagnósticopreciso basado en la utilización de pruebas diagnósticas.Éstas pueden ser radiológicas (incluyendo ecografíaso resonancias magnéticas nucleares), de laboratorio (incluyendobioquímica, hematología, bactereología, virología,inmunología o pruebas genéticas) o fisiológicas (mediciónde temperatura, test de orina, pruebas de esfuerzo).
¿Cómo se puede saber si una prueba responde a lo que sepide de ella? ¿Cuáles son las reglas de la evidencia frentea las cuales una prueba nueva (o ya existente) debe ser valorada? Contamoscon reglas para tratamientos (Bandolier12), y por tanto, no sería pedir demasiado si contamos con reglaspara el diagnóstico.

Criterios metodológicos
Bandolier ha encontrado un fantástico documento [1] que establecesiete criterios metodológicos de calidad para las pruebas diagnósticas.Se buscaron artículos publicados en Lancet, British Medical Journal,New England Journal of Medicine y Journal of the American Medical Associationdesde 1978 hasta 1993 para ver cuántos trabajos sobre pruebas diagnósticascumplían estos criterios (¡y para aquellos que no puedan aguantarel suspense, la respuesta es que no muchos!).
Este trabajo no es de una lectura fácil ni cómoda. Paraaquellos de nosotros que estamos implicados en realizar pruebas diagnósticas,se trata de un duro recordatorio del poco tiempo que empleamos en pensary de cuánto tiempo en "pedir y gastar". Para los que las utilizamostambién se trata de un duro recordatorio de cuánta fe ponemosa menudo en un cifra o una opinión, quizá sin pensar en elpeso que habría que darle a esa cifra.
Por estas y otras muchas razones se trata de una publicaciónque conviene conseguir en la biblioteca y leer a texto completo, y luegotenerla a mano para consultarla. Bandolier resume el artículo aquípara asegurarse de su comprensión y para valorarlo en su justa medida.

Los siete criterios
Criterio 1: Las características de la población
La sensibilidad o especificidad de un test depende de las característicasde la población estudiada (ver Bandolier3). Cambie usted la población y cambiarán estos índices.Los datos informados de sensibilidad y especificidad, que son evaluadosen poblaciones con una tasa significativa de enfermedad, pueden no seraplicables en otras poblaciones diferentes en las que se utilice la prueba.
Para que este criterio se cumpla el artículo debe contener informaciónsobre tres de estos cuatro aspectos: Distribución de edad, sexo,resumen de los síntomas clínicos iniciales y/o estadíode la enfermedad, y criterios de elección para los pacientes queentran en el estudio.
Criterio 2: Subgrupos adecuados
La sensibilidad y la especificidad pueden representar valores promediospara una población determinada. A menos que el problema para elcual se utiliza el test haya sido definido con mucha precisión,aquellas pueden variar en diferentes subgrupos poblacionales. Para quela prueba pueda ser utilizada con éxito deberían tenerseen cuenta distintos niveles de precisión según los distintossubgrupos existentes en la población estudiada.
Este criterio se cumple cuando se informa sobre la precisiónde la prueba en relación con cualquier subgrupo demográficoo clínico (por ejemplo en pacientes sintomáticos versus pacientesasintomáticos).
Criterio 3: Evitar el sesgo de selección
Este tipo de sesgo puede producirse cuando los pacientes con los resultadospositivos o negativos de una prueba son derivados de forma preferente paraverificar el diagnóstico mediante otras prueba considerada patrónoro..
Los autores del trabajo discuten esto en profundidad debido a una discrepanciainicial a la hora de aplicar este criterio. Dan muchos ejemplos. Uno deellos fue un nuevo test diagnóstico con DNA para detectar un ungen del cáncer de mama, que se administró a los pacientesbiopsiados con cáncer de mama y a pacientes controles biopsiadossin cáncer. Puesto que la biopsia puede solicitarse preferentementeen mujeres con una historia familiar de cáncer de mama, el grupode "casos" contendrá un factor clínico que por símismo puede estar asociado con el nuevo test con DNA.
Para que este criterio se cumpla en los estudios de cohortes, todoslos sujetos deberían de haber sido asignados para recibir tantoel test diagnóstico como el patrón oro, bien mediante unprocedimiento directo o mediante el seguimiento clínico. En losestudios de casos y controles, la validez del criterio depende de si eltest diagnóstico precede o es posterior a la aplicación delpatrón oro. Si lo precede el criterio se cumple en caso de que laverificación de la enfermedad se realice en la serie consecutivade los pacientes estudiados sin tener en cuenta los resultados del testdiagnóstico. Si el test diagnóstico es a continuacióndel patrón oro, el criterio se cumple si los resultados del testse estratifican de acuerdo a los factores clínicos que podíanestar implicados según el tipo de patrón oro.
Criterio 4: Evitar el sesgo de medición
Este tipo de sesgo podría introducirse si la prueba diagnósticao el patrón oro se realizan sin tomar precauciones para garantizarla objetividad en su interpretación, algo similar al ciego en elcaso de los ensayos clínicos para tratamiento. Se puede evitar siel test y el patrón se interpretan de forma separada por personasindependientes que desconocen los resultados dados por una y otra.
Para que se cumpla este criterio, tanto en estudios de cohortes comoen estudios de casos controles, debe afirmarse explícitamente quela evaluación de los dos test fue realializada de forma independiente.
Criterio 5: Precisión de los resultados
La precisión de la sensibilidad y la especificidad depende del númerode pacientes evaluados. Igual que otras medidas, el resultado estimadodebe tener unos intervalos de confianza alrededor del mismo, que se calculanfacilmente.
Para que se cumpla este criterio, los intervalos de confianza o el errorestandar deben estar reflejados independientemente de la magnitud.
Criterio 6: Presentación de resultados indeterminados
No todos los tests dan lugar a un sí o un no como respuesta, a vecesdan lugar a resultados equívocos o indeterminados. La frecuenciade resultados indeterminados limitará la aplicabilidad de la pruebao la hará más cara si da lugar a otros procedimientos diagnósticosposteriores. La frecuencia de resultados indefinidos y el modo en el quese usan en el cálculo de la precisión de la prueba constituyenuna información de importancia crítica para conocer la eficaciade la misma.
Para que este criterio se cumpla el trabajo debe reflejar de forma apropiadatodos los resultados positivos, negativos o indeterminados generados duranteel estudio, así como si los resultados indeterminados se incluyerono excluyeron al calcular los indicadores de precisión de la prueba.
Criterio 7: Reproductibilidad de la prueba
Las pruebas no siempre dan el mismo resultado, por motivos relacionadoscon la variabilidad del test o la interpretación del observador.Los motivos y el impacto de este asunto deben ser tenidos en cuenta.
Para que se cumpla este criterio en pruebas que requieren interpretacióndel observador, al menos alguno de los test debería ser evaluadocon alguna medida que resuma la variabilidad inter-observador. Para pruebassin interpretación del observador, el criterio se cumple cuandose refleja una media que resuma la variabilidad del instrumento.

¿Se cumplieron los criterios?
Entre 1978 y 1993 los autores encontraros 112 artículos, predominantementecon pruevas de tipo radiológico o inmunológico. Se cumplieronde forma consistente pocos criterios, oscilando entre un 46% que evitabanel sesgo de selección y un 9% reflejando la precisión ensubgrupos.
 
Aunque se producía una mejoría en la calidad de los artículosa lo largo del tiempo, incluso en periodos más recientes, sóloel 24% cumplía cuatro criterios y sólo el 6% llegaba a losseis criterios.


Implicaciones
Lo autores sugieren que, dado que estos informes se publicaron en las supuestascuatro más importantes revistas médicas del mundo, se estásobreestimando el verdadero cumplimiento de los criterios de calidad enla evaluación y publicación de las pruebas diagnósticas.Puede ser cierto, y siéndolo, estos hallazgos dan lugar a un motivoreal de preocupación respecto a la repugnancia tecnológicaque suponen las pruebas diagnósticas de valor no probado.
La evaluación sistemática de pruebas diagnósticasantes de su utilización debería dar lugar a beneficios envarias áreas:
Eliminación de pruebas de mala calidad o inútiles antes deque estén disponibles de forma generalizada.
Mejora en la calidad de la información relativa a pruebas diagnósticas.
Redución del gasto sanitario.
Mejora de la atención al paciente.Dada la confianza que se pone en las pruebas diagnósticas en lapráctica médica moderna, lo correcto sería que laspruebas se sometieran a una evaluación de calidad estandarizadaantes de que se generalice su utilización [2]. Esto podríaparecer draconiano pero, ¿hay otro camino?

Traducido por
Santiago Alvarez.Madrid
número de la base de datos: b26-2
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13 noviembre, 2013

GRADE: Construcción de equivalentes terapéuticos

Fuente: Galo Sanchez
Desde hace unas semanas se ven en prensa y otros medios de comunicación opiniones sobre los equivalentes terapéuticos, pero algunas de ellas están desajustadas porque no están dentro del concepto de “equivalencia terapéutica para…” Añadimos al grupo nominal la preposición “para…” porque no es correcto referirse a “equivalencia terapéutica”, pues lo acertado es decir “equivalencia terapéutica para una o para varias variables”, siendo las más deseables las variables de resultados en salud.

            Para pensar y centrar los debates constructivamente, hemos elaborado una sencilla presentación que muestra gráficamente qué es y cómo se construye y calcula mediante el Margen de No Inferioridad (MNI) clínicamente relevante, y la hemos puesto a disposición de los lectores en evalmed.es, pestaña  VARIOS. También puede hacerse directamente en http://evalmedicamento.weebly.com/8/post/2013/10/tica-para-la-construccin-de-grupos-de-equivalentes-teraputicos.html



21 junio, 2013

No hay pruebas suficientes que apoyen el reposo en cama para prevenir el aborto



No hay pruebas suficientes que apoyen el reposo en cama para prevenir el aborto 

Posted on febrero 18, 2011 porB cama para el riesgo de aborto?




Respuesta: No hay evidencia suficiente de que el reposo en cama bien en el hospital o en el hogar prevenga el aborto involuntario en mujeres con viabilidad fetal confirmada y hemorragia vaginal en la primera mitad del embarazo. En un ensayo se produjo un mayor riesgo de aborto en las mujeres en el grupo de reposo en cama que en las de un grupo de terapia de gonadotropina coriónica humana sin reposo en cama.
Advertencia: El pequeño número de participantes en los estudios revisados es un factor importante que contribuye a resultados poco concluyentes. Actualmente no hay pruebas que puedan apoyar la recomendación de reposo en cama en la prevención del aborto involuntario, ya que ninguno de los estudios evaluaron los efectos secundarios potenciales de reposo en cama (eventos tromboembólicos, estrés materno, la depresión y el coste).
Contexto: El aborto involuntario sucede en el 10 a 15% de los embarazos en función de la edad materna y la paridad previa. Se asocia con anomalías cromosómicas en aproximadamente la mitad o dos tercios de los casos. Muchas intervenciones se han utilizado para prevenir el aborto involuntario, pero el reposo en cama es probablemente la más comúnmente prescrita en casos de amenaza de aborto y para aquellas con una historia previa de abortos.
Revisión Sistemática Cochrane:
Aleman A et al. Bed rest during pregnancy for preventing miscarriage. Cochrane Reviews, 2010, Issue 10. Article No. CD003576. DOI: 10.1002/14651858.CD003576.pub2.
Esta revisión incluyó 2 estudios con 84 participantes
PERLA N º 288, noviembre 2010
Escrita por Brian R McAvoy. Traducida por Google y Rafael Bravo

18 junio, 2013

Consumo de Chocolate e Conquista de Prêmios Nobel

Via: Medicina Baseada em Evidencias



Na semana passada Franz Messerli publicou New England Journal of Medicine um intrigante trabalho demonstrando que quanto maior o consumo de chocolate de uma nação, maior o número de prêmios Nobel conquistados pela nação.

A figura acima representa esta análise. Primeiro, vamos aproveitar para revisar como interpretar uma análise de correlação.

Associação

1)    Este é um gráfico de correlação, ou seja, mostra associação linear entre duas variáveis numéricas. A variável preditora (eixo x) é o consumo de chocolate anual per capita. A variável de desfecho (eixo y) é o número de prêmios Nobel a cada 10 milhões de pessoas no país.
2)    O coeficiente de regressão (b) do consumo de chocolate foi de 2.5, indicando que o cada 1.0 Kg de consumo per capita, a nação conquista 2.5 prêmios Nobel. Mostra o grau de influência do chocolate nos prêmios.
3)    O coeficiente de correlação (r) foi de 0.79. Este mostra a força de associação linear, quanto mais próximo de 1, mais forte é a associação. Neste caso, podemos interpretar como associação moderada a forte.
4)    Se elevarmos o r ao quadrado, obteremos o coeficiente de determinação (R2 = 0.62), que representa o quanto das conquistas de prêmios Nobel pode ser explicado pelo consumo de chocolate. Neste caso, 62% dos prêmios podem ser explicados pelo consumo de chocolate.
5)    O valor de P desta associação foi < 0.0001, indicando que é muito pequena a probabilidade destes achados serem devido ao acaso.

Observem que do ponto de vista estatístico, a análise é bastante convincente. De fato, há uma verdadeira associação linear entre chocolate per capita e prêmio Nobel a cada 10 milhões de pessoas.

Em segundo lugar, devemos nos perguntar se esta associação ocorre porque o consumo de chocolate provoca conquistas de prêmios Nobel.

Causalidade

Quando a análise chega neste ponto, o pensamento deixa de ser estatístico e passa a ser baseado na lógica da causalidade. Neste caso, devemos analisar os critérios de causalidade. Em 1965, Sir Austin Bradford Hill, professor Emérito de Bioestatística da Universidade de Londres publicou o artigo “The Environment and Disease: Association or Causation?” na revista Proceedings of the Royal Society of Medicine (58:295-30), onde ele explica 9 critérios que devem ser analisados para avaliar se uma associação é causal. Este se tornaram conhecidos como Critérios de Hill. Nesta postagem citarei os 5 critérios mais importantes.

1) Força e independência da associação: diz-se que quanto mais forte é uma associação, mas provável esta ser causal. Uma associação muito forte tem menos possibilidade de ser mediada por fator de confusão. Isto porque se uma associação forte é mediada por um fator de confusão, este fator ficará muito aparente.

Além da força da associação, esta deve ser independente de fatores de confusão.

Mas o que é mesmo fator de confusão? É uma terceira variável que intermedia a relação entre a exposição (chocolate) e o desfecho (prêmios Nobel), porém essa mediação não faz parte de uma seqüência causal, ou seja, não é o chocolate levando a alguma coisa que por sua vez provoca a conquista dos prêmios. Na verdade, essa variável (fator de confusão) seria associada a chocolate e associada aos prêmios, porém essas duas associações seriam desconectadas. Sendo assim, de maneira artificial, o fator de confusão promoveria uma associação não causal entre a exposição e o desfecho. 

Esse pode ser o caso em questão. Pode ser que o consumo de chocolate esteja associado ao nível sócio-econômico do país. Por sua vez, o nível sócio-econômico está associado a melhor educação e investimento em pesquisa, predispondo ao ganho de prêmios Nobel. Observem que esse link não é causal, pois não é o consumo de chocolate que melhora do nível sócio-econômico, para que este promova os prêmios. Neste caso, o nível sócio-econômico pode ser o fator de confusão desta análise.

Mas como podemos saber se a associação é ou não mediada por este fator de confusão? Precisaríamos fazer uma análise multivariada, onde colocamos chocolate, nível sócio-econômico e prêmios Nobel no mesmo modelo estatístico, e verificamos se a associação entre chocolate e prêmio independe do nível sócio-econômico. Se for independente, sugere causalidade (mas não garante). Essa análise não está presente no estudo, portanto está faltando um critério essencial para se demonstrar causalidade.

Portanto, força de associação fala a favor de causalidade, mas não é uma condição necessária. Já independência da associação é uma condição necessária para causalidade, porém não suficiente. Outros critérios devem ser obedecidos.

2) Plausibilidade: além de existir uma associação independente, deve haver uma razão lógica para que a variável preditora esteja causando o desfecho. Por exemplo, colesterol possui associação independente com infarto e há plausibilidade para se acreditar que esta relação é causal. Claro, é provavelmente o acúmulo do colesterol na parede do vaso que faz surgir a placa aterosclerótica, que será responsável pelo infarto.

Por outro lado, há muitas associações que carecem de lógica causal.

Acreditar que consumir chocolate promove um aumento da função cognitiva capaz de influenciar na produção de prêmios Nobel, com esta força de associação, é querer demais. Portanto, não há plausibilidade biológica para tal, até porque se isso fosse verdade chocólatras seriam evidentes gênios e podemos perceber exemplos contrários à nossa volta. Sendo assim, a conclusão do trabalho carece do segundo critério, o de plausibilidade.

3) Temporalidade: para que consideremos uma relação causal, o desenho do estudo deve nos garantir que a exposição veio antes do desfecho, pois a causa deve vir antes da conseqüência. Isso é o que ocorre em estudos de coorte prospectiva. Por exemplo, a coorte de Framingham demonstrou que níveis elevados de colesterol medidos no início do estudo (quando ninguém tinha tido o desfecho) se associaram à ocorrência do desfecho infarto ao longo do seguimento de longo prazo.

Porém isso não ocorre com nosso estudo do chocolate. As duas informações (consumo e Nobel) foram colhidas no mesmo momento. Pode ser até que o padrão de consumo maior de chocolate tenha surgido depois das conquistas de prêmios Nobel, se tornando impossível que aquele seja o causador dos Nobel. Na ausência dos critérios de temporalidade, pode existir o fenômeno de causalidade reversa: o ganho dos prêmios Nobel induzindo a uma maior consumo de chocolate – embora isso também careça de plausibilidade.

Portanto, este é mais um critério de causalidade que está ausente no trabalho.

4) Gradiente Dose-resposta: quanto maior o nível do preditor, maior a intensidade do desfecho. Esta é uma relação que se observa nesse estudo, visto que há demonstração de correlação positiva.

5) Reversibilidade Experimental: este é o critério que representa a validação final de uma relação causal, e deve ser proveniente de ensaios clínicos randomizados. Significa que ao controlar o preditor em um experimento controlado (ensaio clínico), o desfecho reduz. Isso ocorre no caso do colesterol. Ensaios clínicos randomizados indicam que na medida em que estatinas reduzem o colesterol, o risco de infarto diminui. Isso valida o colesterol como causador da doença coronária.

Se acreditamos que chocolate promove aumento da função cognitiva a ponto de gerar mais prêmios Nobels, ao reduzir o chocolate de uma nação, seus prêmios iriam reduzir ao longo do tempo. Não é esse tipo de evidência que se faz presente neste estudo, que é puramente observacional.

Há casos de variáveis que não fecham o ciclo de validação como fatores de risco, visto que seu controle não promove redução de risco. O caso mais recente é o do HDL-colesterol baixo, cujas drogas que promovem aumento em sua concentração não resultam em benefício clínico. É bem provável que este não seja um fator de risco, apenas seja uma marcador de risco.

Na recente década de 90 acreditava-se que infecção na placa aterosclerótica agravava a doença coronária. Porém, o uso de antibióticos em ensaios clínicos não modificou a incidência de desfechos coronários (versus placebo), fazendo cair por terra a hipótese infecciosa.

Sendo assim, uma breve análise dos critérios de causalidade nos sugerem que este trabalho está longe de provar uma associação causal entre consumo de chocolate e conquistas de um prêmio Nobel. Na verdade, o trabalho não passa de um brincadeira do autor que usou esta correlação para chamar a atenção de que associação e causalidade não são a mesma coisa. Uma brincadeira tão inteligente que resultou em um artigo no New England Journal of Medicine.

A Verdade

Por que o gráfico mostra que países como Noruega, Áustria, Dinamarca, Finlândia possuem um desempenho científico muito melhor do que os Estados Unidos? Tem algo errado, pois sabemos que os Estados Unidos são o país de maior produção científica do mundo. O erro está em ajustar o número de prêmios Nobel para cada 10 milhões de habitantes, pois a grande maioria destes habitantes não são cientistas e não estão contribuindo nada com isso. Os Estados Unidos são os que possuem a maior população e a maioria de qualquer população não é cientista. Como a população fica no denominador da fração, isso reduz o índice de prêmios Nobel dos Estados Unidos. O correto seria ajustar o número de prêmios para o número de cientistas do país e não para a população geral. Ao fazer errado, a medida de premiação beneficiou países pequenos da Europa, que coincidentemente consomem muito chocolate. Tudo não passa de um viés de análise de dados.
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14 junio, 2013

Locura, psiquiatria y poca evidencia

“¡SI DIGO QUE ESTÁS LOCO, ES QUE LO ESTÁS!”

Leonard Kristal describe, que en 1973, en notable desafío para un diagnóstico convencional y el tratamiento de las enfermedades mentales. David Rosenthan y doce de sus colaboradores utilizaron falsas identidades y se “recluyeron” ellos mismos en varios hospitales mentales de los Estados Unidos. Falsificaron cierta información acerca de sus supuestas enfermedades (“oigo voces, voces irreconocibles…”), pero mencionaron con veracidad todo lo acontecido en la vida pasada y en las circunstancias actuales.




("Torcuato de Taso, en el hospital de locos" 1839)

En doce de los doce hospitales, los supuestos paciente fueron diagnosticados como “esquizofrénicos” y se les recluyó a pabellones psiquiátricos, basándose en sus pretendidas “anormalidades”.

Sin embargo, una vez adentro. Rosenthal y sus colaboradores dejaron de simular sus síntomas psiquiátricos… todos se comportaban lo más formalmente posible en todas sus actitudes. No obstante a pesar de su pública “demostración” de cordura, los pseudo- pacientes permanecieron sin ser reconocidos. Finalmente a todos se les dio de alta con un diagnóstico de esquizofrenia en retroceso”, después de haber hospitalizados un promedio de 19 días,.

Ningún miembro de los hospitales dio cuenta, en ningún momento, de que se había cometido un error de admisión o de que una persona perfectamente normal había sido internada en un hospital para locos. Se dejó a los esposos, esposas y amigos asegurar su libertad.

El personal de un hospital norteamericano, que escuchó hablar del estudio de Rosenthal, manifestó muy seguro de dichos errores de juicio no hubiera podido ocurrir en su institución. Rosenthal puso a prueba sus declaraciones, informando que uno o más “impostores” solicitaran admisión a su hospital en los próximos seis meses. Cada uno de los 191 pacientes admitidos en dicho periodo fue sistemáticamente clasificado 19 como impostores. El número de pseudo-pacientes reales que Rosenthal envió al hospital fue de cero.

Sin duda, esto constituye (a menos que usted sea demasiado y piense que el grupo Rosenthal de verdad estaba loco) una acusación demasiado escandalosa en contra de ciertos “patrones médicos” empleados como técnicas de admisión y diagnóstico en los hospitales – y difícilmente capaz de calmar los temores comunes y recelos relacionados con la posibilidad de verse recluido erróneamente en una institución mental.

Sin embargo es tranquilizador el hecho de que ha habido un cambio importante de idea dentro de la psiquiatría en lo referente tales como “normalidad” y locura aún en los últimos años.

Los especialistas contemporáneos trabajan sobre planteamientos novedosos y efectivos dirigidos al diagnóstico y tratamiento.


La demencia de Doña Juana (1867)Óleo sobre lienzo, 238 x 313,5 cm.Museo del Prado. Madrid

En la práctica médica, el “ojo clínico” nunca podrá estar en desuso, es producto de un cúmulo de conocimientos inconscientes de la “rutina” producto de convivir con el paciente “considerándolo el mejor libro”.

El “ojo clínico”, es la habilidad que poseen algunos médicos para realizar diagnósticos rápidos y certeros. Es un “don” no caído del cielo, sino producto de la constancia obsesiva de descubrir aspectos ocultos de la naturaleza humana. Señales inconscientes que sus pacientes le transmiten y que son percibidos a través de la intuición.

Observable en los médicos psiquiatras de la era pre-científica, adentrándose al mundo psicótico, tratando de encontrar en la conducta alterada, en la involución la piedra filosofal que los lleve las causas primigenias… convirtiéndose en semiólogos innatos…

Práctica muy útil en los Servicios de Emergencia Hospitalaria, debiendo ser el núcleo central de en esta era científica la Medicina basada en Evidencias…

Tratar de llevar a cero el error médico.

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09 junio, 2013

The PRISMA Statment for reporting systematic reviews and meta-analyses

 PLoS Med. 2009 July; 6(7): e1000100.
Published online 2009 July 21. doi:  10.1371/journal.pmed.1000100

The PRISMA Statement for Reporting Systematic Reviews and Meta-Analyses of Studies That Evaluate Health Care Interventions: Explanation and Elaboration


Systematic reviews and meta-analyses are essential to summarize evidence relating to efficacy and safety of health care interventions accurately and reliably. The clarity and transparency of these reports, however, is not optimal. Poor reporting of systematic reviews diminishes their value to clinicians, policy makers, and other users.
Since the development of the QUOROM (QUality Of Reporting Of Meta-analysis) Statement—a reporting guideline published in 1999—there have been several conceptual, methodological, and practical advances regarding the conduct and reporting of systematic reviews and meta-analyses. Also, reviews of published systematic reviews have found that key information about these studies is often poorly reported. Realizing these issues, an international group that included experienced authors and methodologists developed PRISMA (Preferred Reporting Items for Systematic reviews and Meta-Analyses) as an evolution of the original QUOROM guideline for systematic reviews and meta-analyses of evaluations of health care interventions.
The PRISMA Statement consists of a 27-item checklist and a four-phase flow diagram. The checklist includes items deemed essential for transparent reporting of a systematic review. In this Explanation and Elaboration document, we explain the meaning and rationale for each checklist item. For each item, we include an example of good reporting and, where possible, references to relevant empirical studies and methodological literature. The PRISMA Statement, this document, and the associated Web site (http://www.prisma-statement.org/) should be helpful resources to improve reporting of systematic reviews and meta-analyses.
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07 junio, 2013

Los suplementos de hierro son eficaces para los ataques de apnea en niños

 Fuente: Perlas Cochrane

Los suplementos de hierro son eficaces para los ataques de apnea en niños



Pregunta clínica

¿Son eficaces los suplementos de hierro para los ataques de apnea en niños?
Respuesta
En comparación con placebo o no tratamiento, los suplementos de hierro (5mg/kg/día de hierro elemental durante 16 semanas) redujeron la frecuencia y severidad de los ataques de apnea (medidos como pérdida del conocimiento o movimientos convulsivos) en niños menores de 18 años de edad. La suplementación fue particularmente beneficiosa en niños con anemia por falta de hierro, correlacionándose con un aumento en la hemoglobina. El hierro puede ser beneficioso para niños que todavía no están anémicos o que tienen niveles de hemoglobina en el límite inferior de la normalidad, pero esto no se ha probado en el análisis de subgrupos puesto que, hasta la fecha, sólo se han recopilado datos agrupados. El hierro oral generalmente fue bien tolerado.
Advertencia
No se sabe si se mantiene el beneficio de la suplementación de hierro después de tres meses o si la terapia se debería continuar hasta que el niño crece sin episodios de apnea. Uno de los estudios puede tener sesgos al incluir sólo niños atendidos en un hospital infantil terciario.
Contexto
Los ataques de apnea son paroxísticos y afectan aproximadamente al 5% de los niños sanos. Son diferentes de las convulsiones y es habitual que se resuelvan espontáneamente en el momento en que el niño cumple los siete años de edad. Revisión sistemática Cochrane
Zehetner AA et al. Iron supplementation for breathholding attacks in children. Cochrane Reviews, 2010, Issue 5. Article No. CD008132. DOI:
10.1002/14651858.CD008132.pub2.

Esta revisión contiene 2 estudios que incluyeron 87 participantes. Perla Nº 275, Junio de 2010. Escrita por Brian R McAvoy y traducida por Noelia Caballero.
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26 mayo, 2013

Medicina Basada en la Evidencia UMBE

Medicina Basada en la Evidencia UMBE


Temas introductoriosLa medicina basada en evidencia. Visión después de una década
Estudios de terapia
El análisis crítico de la información publicada en la literatura médica¿Por qué vale la pena randomizar
en un estudio de terapia?
Revisiones sistemáticas y metaanálisis: ¿son la mejor evidencia?El «ciego» en los ensayos clínicos ¿importa?Importancia de la intención de tratar y el seguimiento en la validez interna de un estudio clínico randomizadoEstudios randomizados interrumpidos precozmente por beneficio: ¿Muy buenos o muy malos?Evaluación de los resultados en un artículo sobre tratamientoIntervalos de confianza¿Debo aplicar los resultados de este estudio a mi paciente?Cómo transmitir la evidencia a los pacientes: El médico como comunicador de riesgoQué son y cómo se interpretan los outcomes compuestos

Diagnóstico
El proceso diagnóstico
Análisis de las propiedades de un test diagnóstico
Validez de estudios de tests diagnósticosEstudios que evalúan un test diagnóstico: interpretando sus resultadosGuía para el análisis crítico de estudios que evalúan exámenes diagnósticosRevisiones sistemáticas de estudios de tests diagnósticos

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21 mayo, 2013

Resultados preliminares de la vacuna frente a 13 serotipos de neumococo

Kaplan SL, Barson WJ, Lin PL, Romero JR, Bradley JS, Tan TQ, et al. Early Trends for Invasive Pneumococcal Infections in Children After the Introduction of the 13-valent Pneumococcal Conjugate Vaccine. Pediatr Infect Dis J. 2013 Mar; 32:203-7. D.O.I.: 10.1097/INF.0b013e318275614b. 

Full Article

Revisores: del Río García MD1, Molina Arias M2

1Servicio de Cuidados Intensivos Pediátricos del Hospital Infantil Universitario La Paz. Madrid (España).
2Servicio de Gastroenterología y Nutrición. Hospital Infantil Universitario La Paz. Madrid. (España).
Correspondencia: Miguel David del Río García. Correo electrónico: delrio.md@gmail.com
Palabras clave: vacunas neumocócicas; vacunas; vacunación; programas de inmunización; infecciones neumocócicas
Keywords: pneumococcal vaccines; vaccines; vaccination; immunization programs; pneumococcal infections
Fecha de recepción: 24/04/2013   Fecha de aceptación: 09/05/2013   Fecha de publicación: 16/05/2013   

Resumen Estructurado

Objetivo: estudiar el efecto de la ampliación con los serotipos cubiertos por la vacuna antineumocócica 13-valente (VAN-13) sobre la incidencia de enfermedad neumocócica invasiva (ENI).
Diseño: estudio de incidencia retrospectivo. Emplazamiento: ocho hospitales pediátricos de EE. UU.
Población de estudio: se incluyeron los niños diagnosticados de ENI desde septiembre de 1993 hasta diciembre de 2011. Se consideró infección sistémica cuando se obtuvo un cultivo positivo de una localización habitualmente estéril (sangre, líquido cefalorraquídeo, pleural, sinovial, peritoneal, etc.). Se consideró neumonía neumocócica cuando hubo una radiografía de tórax patológica junto con un cultivo positivo de sangre, líquido pleural o aspirado pulmonar. Para realizar el diagnóstico de mastoiditis se precisó un cultivo positivo del aspirado de oído medio, de un absceso subperióstico o de la mastoides.
Intervención: se compararon los periodos de uso de la vacuna antineumocócica heptavalente (VAN-7) (hasta 2010) y VAN-13 (desde marzo de 2010), evaluando los casos de ENI, los casos por serotipos cubiertos por las dos vacunas y los casos de resistencia antibiótica.
Medición del resultado: se prestó especial atención al periodo de cinco años (2007-2011) que comprende los dos primeros de uso de la VAN-13 y los tres previos a su introducción, considerando como resultado principal la incidencia de ENI. Se determinó el tipo de vacuna recibida a partir de la historia clínica o mediante contacto con el médico del paciente. Se consideró fracaso vacunal si la infección se producía en las dos semanas siguientes a la administración. Variables secundarias de estudio fueron el número de casos de ENI en tres grupos de edad (menores de dos años, de dos a cinco años, mayores de cinco años), el serotipo causante, la localización de la infección, la patología de base y la susceptibilidad a los antibióticos de uso más frecuente.
Resultados principales: tras la introducción de la VAN-13 se produjo un descenso global del 42% en la incidencia de ENI respecto al periodo previo, siendo el descenso del 53% en menores de dos años y del 46% en el grupo de dos a cinco años. Durante 2011 se observó un descenso de las infecciones producidas por los seis nuevos serotipos de neumococo incluidos en la VAN-13 (1, 3, 5, 6A, 7F y 19A) del 57% (58 casos frente a 134). El serotipo más frecuente fue el 19A, cuya incidencia disminuyó un 58% respecto al periodo previo. No se observó aumento de la frecuencia de las ENI producidas por los serotipos incluidos en la VAN-7. La frecuencia de ENI disminuyó en todas las localizaciones, a excepción de la meningitis, en la que no hubo cambios apreciables durante los cinco años. No se observaron cambios de incidencia en los niños con otra patología subyacente. Durante el año 2011 se observó una menor frecuencia de resistencia a penicilina (8,2 frente al 21,2% del periodo previo) y ceftriaxona, no detectándose cambios en la frecuencia de resistencia frente al resto de los antibióticos probados.
Conclusión: la vacunación sistemática con VAN-13 disminuye la incidencia de ENI en comparación con los tres años previos a su uso. Es necesario un seguimiento más prolongado para determinar su efectividad, incluida la inmunidad colectiva, y la posible aparición de serotipos invasores.
Fuente de financiación: financiado parcialmente por Pfizer.

Comentario Crítico


Justificación: es bien conocido que el uso generalizado de la vacuna neumocócica conjugada ha permitido disminuir el riesgo de infección neumocócica grave, especialmente en los niños de menor edad. Existen pruebas suficientes de la eficacia de la VAN-7 para la prevención de ENI, especialmente sepsis y meningitis1, aunque existe preocupación porque su efectividad a largo plazo podría verse reducida por la aparición de cambios en el perfil de serotipos causantes de enfermedad. En este sentido, poder disponer de vacunas con mayor cobertura permitiría mejorar la prevención de ENI.
Validez o rigor científico: la mayor limitación del estudio es estar basado en datos de casos incidentes en lugar de basarse en datos generales de población. La variable de resultado se define de forma adecuada (la ENI), pero se limita únicamente a los pacientes hospitalizados durante el periodo de cinco años finales (los tres previos y los dos primeros de utilización de VAN-13). Esto podría constituir un sesgo de selección, ya que solo se incluyen aquellos casos que precisan ingreso hospitalario. Para medir la variable de resultado se utilizan porcentajes respecto al número de casos nuevos detectados en lugar de tasas de incidencia, mucho más adecuadas para un estudio descriptivo con una cohorte poblacional abierta. Hay que asumir que la población permanece constante para poder valorar los resultados, hecho que no parece comprobarse por parte de los autores. Por último, los datos abarcan un periodo de tiempo reducido, prácticamente solo el último año (2011), único año completo desde la introducción de VAN-13. Importancia clínica: los resultados son concordantes con otros reflejados en la literatura2, que muestran una eficacia de la VAN-13 del 78% en menores de un año y del 77% en mayores de esta edad. Existen también ensayos clínicos previos que demuestran la inmunogenicidad y la seguridad de la VAN-133, así como su coste-efectividad4. Sin embargo, para poder estimar la verdadera importancia clínica de los resultados de este trabajo hubiese sido deseable conocer los datos a nivel poblacional y la reducción de otras medidas de impacto como mortalidad o ingreso hospitalario por ENI, datos no disponibles por el diseño del estudio. Aunque se observa una aparente disminución significativa de la incidencia de ENI en menores de dos años, no se obtuvo una mayor prevención de algunas de las formas más graves, como las meningitis. Resulta también interesante el hecho de que, a pesar de no observarse diferencias entre niños con mayor o menor riesgo, la mayor parte de las infecciones por serotipo 19A (incluido en la VAN-13) se produjeron en menores de seis meses y en niños con otras patologías subyacentes.
Aplicabilidad en la práctica clínica: los datos obtenidos podrían ser adaptados a nuestro entorno, aunque habría que tener en cuenta la proporción de nuestra población de riesgo que es vacunada frente a neumococo. Dados los beneficios potenciales, parece razonable ampliar la vacunación a los serotipos incluidos en la VAN-13, aunque es necesario realizar estudios poblacionales más prolongados para confirmar estos resultados preliminares y detectar la posible aparición de cambios en el perfil de serotipos causantes de infección.
Conflicto de intereses de los autores del comentario: no existe.

Cómo citar este artículo

del Río García MD, Molina Arias M. Resultados preliminares de la vacuna frente a 13 serotipos de neumococo. Evid Pediatr. 2013;9:28.

Bibliografía

  1. Ochoa Sangrador C, Andrés de Llano JM. ¿Es coste-efectiva la vacunación de rescate frente a 13 serotipos de neumococo? Evid Pediatr. 2012;8:10.
  2. Miller E, Andrews NJ, Waight PA, Slack MP, George RC. Effectiveness of the new serotypes in the 13-valent pneumococcal conjugate vaccine. Vaccine. 2011;29:9127-31.
  3. Bryant KA, Block SL, Baker SA, Gruber WC, Scott DA; PCV13 Infant Study Group. Safety and immunogenicity of a 13-valent pneumococcal conjugate vaccine. Pediatrics. 2010;125:866-75.
  4. Rozenbaum MH, van Hoek AJ, Fleming D, Trotter CL, Miller E, Edmunds WJ. Vaccination of risk groups in England using the 13 valent pneumococcal conjugate vaccine: economic analysis. BMJ. 2012;345:e6879.