Diagnóstico | 30 ENE 12

Evaluación de laboratorio de la fiebre sin foco en niños de 3 a 36 meses

Con este estudio se pretendió describir los patrones de práctica de los médicos de EE.UU. con respecto al pedido de hemograma completo, análisis de orina, hemocultivos, pruebas rápidas para influenza, y radiografías.
Autor/a: Dres. Alan E. Simon, Susan L. Lukacs y Pauline Mendola Pediatrics 2011, 128; e1368

La fiebre es un motivo frecuente de consulta en los servicios de emergencia (SE) entre los niños. Las estimaciones del porcentaje de consultas al SE entre los niños pequeños con denuncia de fiebre varían del 10.5% a 25%. Muchos niños con fiebre se presentan sin un foco obvio, y un pequeño porcentaje de ellos tiene infecciones graves, potencialmente mortales. El manejo apropiado de los niños que se presentan con fiebre sin foco (FSF) ha sido durante mucho tiempo un tema de debate, sobre todo para el grupo de edad de 3 a 36 meses. Varios estudios se han centrado en las tasas subyacentes de infecciones bacterianas graves y en el correspondiente valor de las pruebas de laboratorio en esos casos.

Aunque muchos estudios se han dirigido a entender el manejo óptimo, pocos se han centrado en los patrones de manejo clínico actual de los niños con FSF. Los estudios han evaluado a los profesionales preguntando la forma en que ellos encararían a un niño con FSF, pero el reporte médico de las prácticas de preferencia puede no reflejar con precisión la práctica real.

Se han descripto los patrones de práctica para el grupo de edad de 0 a 3 meses, pero para el grupo de 3 a 36 meses de edad los estudios existentes han sido limitados y llevados a cabo en un pequeño número de SEs o consultorios médicos. Para el conocimiento de los autores, ningún estudio realizado en EE.UU. ha examinado los patrones de práctica actuales de los médicos de urgencias para los pacientes con FSF en el grupo de 3 a 36 meses de edad.

Con este estudio se pretendió describir los patrones de práctica de los médicos de EE.UU. con respecto al pedido de hemograma completo, análisis de orina, hemocultivos, pruebas rápidas para influenza, y radiografías para los niños de 3 a 36 meses de edad que se presentan en el SE con FSF. También se evaluó el uso de ceftriaxona, otros antibióticos, y la admisión al hospital o a la unidad de observación para estos pacientes. Aunque la comprensión de los predictores de todas las permutaciones de pruebas y de las estrategias de manejo está más allá del alcance de este artículo, se evaluó aquí la asociación de los factores a nivel del paciente y del hospital con la solicitud de un hemograma y un análisis de orina por parte del médico para empezar a entender el manejo actual de la FSF en los servicios de emergencias.

Métodos

Se utilizaron los datos de los años disponibles más recientes de la Encuesta Nacional de Atención Médica Ambulatoria Hospitalaria - Departamento de Emergencias (ENAMAH-DE) (2006 -2008). La ENAMAH-DE es una encuesta nacional de muestra probabilística realizada por el Centro Nacional de Estadísticas de Salud que estima las características de las consultas individuales al SE en hospitales no federales de EE.UU. La ENAMAH-DE utiliza un diseño de 4 fases que ubica a las unidades de muestreo primarias en la primera etapa, a los hospitales dentro de las unidades de muestreo primarias en la segunda etapa, las áreas de servicios de emergencias dentro de los departamentos de emergencias como la tercera etapa, y las consultas de pacientes en áreas de los SE como la etapa final. Las observaciones son ponderadas para crear las estimaciones nacionales mediante el uso de las recíprocas de las probabilidades de selección de la muestra y los ajustes de la falta de respuesta. La recolección de datos se lleva a cabo a lo largo del año, aunque de cada hospital las visitas son muestreadas durante un periodo de 4 semanas. Las estimaciones basadas en ≥ 30 observaciones no ponderadas y con un error estándar relativo de < 30% se consideran fidedignas y nacionalmente representativas. Este es el estándar de confiabilidad utilizado por la ENAMAH-DE, y es similar a la de muchos estudios de salud nacionales.  Los detalles de la ENAMAH-DE y el diseño de la muestra se pueden encontrar en otros lugares. Las tasas de respuesta para la encuesta fueron del 82,5% para el 2006, 79,5% para el 2007, y 86,7% para el 2008.  Se combinaron tres años de datos para aumentar la estabilidad de las estimaciones nacionales.

Las visitas al SE por SFS se identificaron mediante el uso de los códigos de razón-para-la-visita y los códigos de diagnóstico de alta de la Clasificación Internacional de Enfermedades, 9º Revisión, Modificación Clínica (CIE-9-MC). Los códigos de razón-para-la-visita clasifican las quejas del paciente, sus síntomas, u otro tipo de razones para la búsqueda de atención como indican sus propias palabras. Por el contrario, los diagnósticos de egreso representan la evaluación del médico sobre el diagnóstico del paciente. Las consultas se incluyeron en el análisis si el paciente tenía entre 3 y 36 meses de edad y, "la fiebre" era el motivo de la visita o bien si el paciente tenía una temperatura de ≥ 38° C al momento de la presentación al servicio de urgencias. Se excluyeron las consultas en las que se mencionaba una fuente evidente de fiebre, incluyendo odinofagia, síntomas referidos a los oídos, diarrea y síntomas urinarios (disuria). Además, se excluyeron las visitas que tenían un código CIE-9-MC para una fuente de fiebre que probablemente se diagnosticó antes de la solicitud de los exámenes. Estas fuentes fueron otitis media aguda, neumonía, laringitis, bronquiolitis, celulitis/absceso, faringitis por streptococcus grupo A, escarlatina, herpangina, estomatitis  por virus herpes simples, virus Coxsackie, roséola, varicela, linfadenitis, y sinusitis.

Entre las consultas de niños con FSF, se estimaron las tasas de hemograma, análisis de orina, hemocultivos, pruebas rápidas para influenza, radiografías, ingreso en el hospital o en la unidad de observación, uso de ceftriaxona, y uso de otros antibióticos para todos los niños de 3 a 36meses, los varones de 3 a 36 meses, las niñas de 3 a 36 meses, y todos los niños de 3 a 11 meses de edad. Los datos sobre hemocultivos y pruebas rápidas para influenza se recogieron sólo en 2007 y 2008, por lo que los porcentajes de consultas en las que se realizaron estas pruebas se calcularon a través de estos dos años solamente, como fueron los porcentajes de "sin pruebas". Los datos sobre urocultivos no estuvieron disponibles en la ENAMAH-DE. Se realizaron estimaciones separadas  para los pacientes con una medición de temperatura (en vez del informe de los padres) de ≥ 39° C, ya que los autores plantearon la hipótesis de que este signo sería un factor importante en la toma de decisiones en relación con las pruebas de laboratorio. El ordenamiento de cada prueba y el ingreso en el hospital o en la unidad de observación se determinaron chequeando las casillas del formulario de abstracción de la ENAMAH-DE. Los antibióticos administrados o prescriptos al alta también se recogieron del formulario de abstracción de la ENAMAH-DE, lo que permitió la determinación del uso de ceftriaxona o de cualquier otro antibiótico.

Dado que las pruebas no son ordenadas de forma aislada, también se calcularon las tasas para 4 grupos: (1) ni hemograma o análisis de orina solicitados; (2) sólo hemograma solicitado, (3) sólo análisis de orina ordenado, y (4) tanto hemograma como análisis de orina ordenados. También se estimaron "cualquier hemograma" y "cualquier análisis de orina", que reflejan las tasas de cada prueba sin tener en cuenta si la otra se ordenó.

Las comparaciones de las tasas de solicitud de hemograma o análisis de orina, o cualquiera de las combinaciones de ellos entre los grupos (grupos de temperatura o en función del sexo), se llevaron a cabo mediante el uso de una prueba de х2. Dentro del mismo grupo, las diferencias en la proporción de consultas con diversas combinaciones de pruebas (hemograma solo, análisis de orina solo, hemograma y análisis de orina) se evaluaron con la prueba de proporciones de Wald. La tasa de "cualquier hemograma" y "cualquier análisis de orina", dentro del mismo grupo no pudo compararse directamente porque los grupos no fueron mutuamente exclusivos.

Se utilizó regresión logística multivariada para examinar los factores que pudieran estar independientemente relacionados a la solicitud de "cualquier hemograma". Se consideró un modelo separado utilizando "cualquier análisis de orina" como variable dependiente. Debido a la importancia del sexo en la determinación de si se indica un análisis de orina, también se modeló "cualquier análisis de orina" entre las niñas de 3 a 36 meses. Las variables independientes consideradas para cada análisis fueron edad, sexo, raza/etnia, mediana de ingresos del código postal de residencia del paciente, la temperatura al momento de la presentación en el servicio de urgencias, región, fuente de pago esperada, nivel de área estadística metropolitana (EAM) del hospital, nivel del hospital escuela, volumen del SE, temporada del año, y recepción de la atención en un servicio de urgencias de un hospital pediátrico independiente o en un SE pediátrico separado versus recepción de atención en un SE de adultos o general. Además, se examinó el porcentaje de niños de entre 19 y 35 meses en el estado que recibieron 4 dosis de la vacuna neumocócica 7-valente conjugada (PCV-7) mediante el uso de los datos estatales de la Encuesta Nacional de Vacunación de los Centros para el Control y Prevención de Enfermedades para los años 2006 -2.008. La raza y la etnia se imputaron cuando faltaron datos (25.2% de las visitas), y se crearon las categorías faltantes para otros datos ausentes, aunque los resultados para estas categorías no son reportados.

Para crear modelos comparables, las variables que fueron significativas en el análisis bivariado  (p < 0.05), ya sea para el hemograma o el análisis de orina fueron seleccionadas para su inclusión en los modelos ajustados después de evaluar la colinealidad potencial de las variables ordinales con una correlación policórica. En base a estos criterios, ambos modelos incluyeron al sexo, los ingresos medios del código postal del paciente, la temperatura en el SE, el volumen del SE, la edad, la parte del año en que ocurrió la consulta, y la raza/etnia. También se llevaron a cabo análisis de sensibilidad que excluyeron las consultas en la que el paciente fue ingresado al hospital  o a la unidad de observación, porque la admisión podría ser un indicador de que el niño no presentaba buen estado general. Todos los análisis se realizaron mediante el uso de Stata 11.0, teniendo en cuenta los pesos de la muestra y el diseño complejo de encuestas. Las pruebas estadísticas con un valor de p < 0.05 se consideraron estadísticamente significativas, sin ajuste para múltiples comparaciones.

Resultados

La FSF representó el 21.6% (Intervalo de confianza del 95% [IC 95%]: 20.2-23.0) de las consultas entre los niños de 3 a 36 meses durante 2006 -2008: aproximadamente 1.724.000 consultas por año (IC 95%: 1.502.000 – 1.946.000).

No se solicitaron pruebas (hemograma, análisis de orina, hemocultivos, radiografías, pruebas rápidas de detección) en el 58.6% de las consultas. Las pruebas variaron, como se esperaba, de acuerdo a la temperatura: no se solicitaron pruebas en el 63.7% de las visitas cuando la temperatura fue < 39 ° C o en el 46.5% cuando la temperatura fue ≥ 39 ° C (p < 0.001). No se ordenaron pruebas en el 51.2% de las consultas de las niñas y en el 64.9% de las consultas de los varones (p < 0.001). Las diferencias según el sexo fueron significativas para las consultas con una temperatura de < 39° C (p < 0.001), pero no para aquellas con ≥ 39° C (p > 0.05). No se solicitó ni hemograma ni análisis de orina en el 72% de las consultas. En general, un mayor porcentaje de niños que de niñas no recibió ninguna prueba (p < 0.001); también los niños tuvieron un porcentaje más alto entre ambas consultas con temperaturas de < 39° C (p < 0.001) y temperaturas de > 39° C (p < 0.01).

En general, se solicitó hemograma en el 20.5% de las consultas por FSF, en el 17.3% de aquellos con una temperatura < 39° C, y en el 28.1% de aquellos con una temperatura ≥ 39° C (p < 0.001). Se solicitó un análisis de orina en el 17.4% de las consultas, en el 13.7% de aquellos con una temperatura < 39° C, y en el 26.4% de los que tenían una temperatura ≥ 39° C (p < 0.001). Las tasas de análisis de orina solo, de hemograma solo, y de ambos juntos no fueron significativamente diferentes la una de la otra en general o en los subgrupos de temperatura.

Como era de esperar, las tasas de análisis de orina fueron mayores en las consultas de las niñas que en las de varones (25.5% vs. 10.4%), y este diferencia persistió en las consultas de niños con temperatura ≥ 39º C (40.2% vs. 15.0%) o < 39º C (19.6% vs. 8.4%) (p < 0.001 para todas las comparaciones). Las consultas de las niñas también tuvieron una mayor tasa de solicitud de hemograma que las consultas de los niños (23.5% vs. 17.9%; p < 0.05), pero esta diferencia fue significativa sólo en el grupo de aquellos con una temperatura < 39° C (20.7% vs. 14.3%, p < 0.05).
Aproximadamente el 5% de las consultas por FSF resultaron en admisión en el hospital o en la unidad de observación. El porcentaje de consultas en las que se solicitaron hemocultivos fue del 8.5% en general, y similar estadísticamente entre los 2 grupos de temperatura. Se administró ceftriaxona en el 7.1% de las consultas y más frecuentemente en las de niños con una temperatura de ≥ 39° C (p < 0.01). Se administraron otros antibióticos distintos a la ceftriaxona en el 18.3% de las consultas, y la tasa no fue estadísticamente diferente entre los dos grupos de temperatura (p > 0.05). Además, los antibióticos se administraron en un 20% (IC 95%: 15 -25) de los casos en los que no se llevaron a cabo pruebas de laboratorio. Se solicitaron radiografías en el 23.9% de las consultas y más frecuentemente durante las visitas de niños con una temperatura más alta (p < 0.01).

En el análisis multivariado, las consultas de los niños con una temperatura de 39º C a 39.9° C y ≥ 40° C tuvieron probabilidades significativamente mayores de tener una solicitud de análisis de orina que las consultas de los niños con una temperatura < 38° C (odds ratio [OR]: 2.09 y 5.18, respectivamente; p < 0.01 para ambos). Esto también fue cierto en el modelo para hemograma (OR: 1.84 [p < 0.05] y 2.81 [p < 0.01], respectivamente). Las probabilidades de tener un análisis de orina y un hemograma ordenados fueron significativamente mayores en las niñas que en los varones (OR: 3.27 [p < 0.01] y 1.45 [p < 0.05]). Las consultas de los niños de 24 a 36 meses fueron menos propensas a presentar la solicitud de un análisis de orina y de tener un hemograma que las consultas de niños de 3 a 11 meses (OR: 0.55 [p < 0.01] y 0.59 [p < 0.05], respectivamente). Los resultados de un modelo de análisis de orina en las niñas sólo fueron similares a los del modelo con todos los niños ajustado por sexo. El volumen del SE no fue un predictor significativo para la solicitud de un hemograma. Sin embargo, para la solicitud de un análisis de orina, los SE que tuvieron de 30.001 a 50.000 consultas anuales y los que tuvieron > 70.000 visitas anuales habían  aumentado las posibilidades de solicitud de un análisis de orina en comparación con los que tuvieron < 30.000 consultas anuales (OR: 2.00 y 2.05, respectivamente; p < 0.05 para ambos). En comparación con las consultas de enero a marzo, las consultas de octubre a diciembre tuvieron una menor probabilidad de solicitud de hemogramas (OR: 0.59; p < 0.05), y las consultas de julio a septiembre mayor probabilidad de tener un análisis de orina ordenado (OR: 2.28; p < 0.01). El ingreso medio según el código postal del paciente fue estadísticamente significativo en ambos modelos (OR: 1.17 por cada $ 10.000 de aumento [p < 0.05] para el hemograma; OR: 1.12 [p < 0.05] para el análisis de orina; $ 10.000 corresponden aproximadamente a la mitad de la diferencia entre los percentilos 25 y 75 de la mediana de ingresos según el código postal en los datos). La raza/etnia no fue un predictor significativo en el modelo multivariado. Los modelos de sensibilidad excluyeron las consultas en las que el paciente fue admitido fueron muy similares a los modelos principales.

 

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