Comparación con bebes de término | 08 ABR 13

Crecimiento de prematuros extremos hasta los 18 años

Durante las 2 últimas décadas, hubo un aumento constante de las tasas de supervivencia de los niños nacidos extremadamente prematuros. Estos niños tienen alto riesgo de efectos adversos médicos y de desarrollo a largo plazo.
Autor/a: Dres. Gehan Roberts, Jeanie Cheong, Gillian Opie, Elizabeth Carse, Noni Davis, Julianne Duff, Katherine J. Lee, Lex Doyle Pediatrics 2013; 131; e439

Saigal y colaboradores informaron que los adultos que nacieron con un peso extremadamente bajo se ponen al día con la ganancia de peso durante la infancia y la adolescencia, aunque las desventajas en la talla persisten en comparación con los controles de término. Una revisión de 2008 de Euser y colaboradores sobre crecimiento en niños prematuros reportó hallazgos similares. Una limitación de esta revisión es que muchos estudios utilizaron el peso al nacer como criterio de selección. El uso del peso de nacimiento, en lugar de la edad gestacional, como criterio de selección puede introducir un sesgo, como los niños más maduros con restricción del crecimiento (que pueden estar en mayor riesgo de futuros trastornos de crecimiento) se incluyen con los niños que son más prematuros, pero con peso adecuado para la edad gestacional. Al igual que con otros resultados de la prematuridad, tales como el desarrollo neurológico, es preferible examinar el crecimiento según edad gestacional, en lugar del peso de nacimiento.

Sin embargo, se investigaron la talla y el peso en los estudios que utilizaron la edad gestacional como criterio de inclusión. Una cohorte nacional holandesa nacida en 1983 con  menos de 32 semanas de gestación fue seguida hasta los 19 años, con una tasa de respuesta del 62%. Estos jóvenes adultos tenían alturas y pesos medios de aproximadamente 0,5 DE por debajo de los pesos y las tallas holandesas de referencia. No hubo grupo control, y la información sobre las trayectorias de crecimiento fue limitada, ya que las mediciones anteriores se habían obtenido sólo a los 3 meses y al año de vida. Estudios más recientes utilizaron la edad gestacional como criterio de selección, pero reportaron resultados de crecimiento sólo hasta la infancia temprana. Otros examinaron resultados de crecimiento en adultos jóvenes, pero continuaron utilizando el peso al nacer como criterio de inclusión principal.

Son de interés la composición corporal y el riesgo metabólico en los niños EP, considerando la hipótesis de Barker del origen fetal de las enfermedades del adulto. El bajo peso al nacer y la restricción de crecimiento demostraron ser factores de riesgo para resultados cardiovasculares adversos en adultos. Durante la infancia, los niños prematuros tienden a tener masa grasa reducida en comparación con sus pares, pero tienen una ganancia de peso elevada durante la adolescencia, aunque su IMC final no es mayor que el del rango de referencia en la mayoría de los estudios. Existen resultados contradictorios respecto a la proporción de sobrepeso en adultos nacidos pretérmino, ya que algunos estudios informan tasas mayores a lo esperado y otros informan tasas por debajo de lo esperado.

La altura media de los padres se usó tradicionalmente para predecir la talla adulta en la población general. Se planteó, sin embargo, que este método puede no ser exacto para los niños con muy baja estatura. Para niños con muy bajo peso de nacimiento, Trebar y colaboradores demostraron que el crecimiento durante el segundo año de vida es un indicador importante de la altura a los 6 años, utilizando un modelo de predicción que también incluyó la altura media parenteral (AMP), peso al nacer, y la altura al año de vida. Hasta la fecha, la AMP no se comparó  con el crecimiento en la primera infancia como un factor de predicción de la estatura final en los niños EP.

En este estudio, el objetivo principal de los autores fue examinar los resultados de crecimiento de una cohorte geográfica de lactantes EP seguidos hasta la adolescencia tardía, y comparar sus resultados con controles pareados nacidos a término, reclutados al nacimiento. La hipótesis de los autores fue que las desventajas en el peso que están presentes temprano en la vida desaparecen con el tiempo, aunque las desventajas de altura podrían persistir. Los objetivos secundarios fueron examinar los cambios en el IMC con el tiempo y también examinar posibles predictores de la altura a los 18 años. Estuvieron particularmente interesados en determinar si la AMP o el crecimiento en la primera infancia fue un mejor predictor para la altura en la adolescencia en los niños EP, y si difirieron entre los niños EP y los niños nacidos a término.

Métodos

Los participantes del estudio representan a todos los sobrevivientes EP consecutivos nacidos durante 1991-1992 en el estado de Victoria, Australia. Victoria comprende aproximadamente una cuarta parte de la población de Australia y tiene 3 niveles de centros perinatales (centros de referencia obstétrica con una UCIN, y 1 UCIN de nivel III en un hospital de niños, todos los cuales participaron en el estudio, permitiendo el reclutamiento de una cohorte geográfica). Los controles correspondieron a recién nacidos de término seleccionados aleatoriamente, pareados por el tipo de seguro de salud de la madre, el lenguaje hablado principalmente en su país de nacimiento (inglés u otro), y el sexo del niño. Se recolectaron los datos perinatales, como se describió anteriormente.

La talla y el peso se midieron según las normas estándar. Los datos de crecimiento se recolectaron al nacimiento, al alta hospitalaria, y a los 2, 5, 8, y 18 años (corregidos por edad gestacional).

Los Comités de Ética del Hospital Real de la Mujer, el Hospital de la Misericordia para Mujeres, y el Centro Médico Monash (Melbourne, Australia) aprobaron estos estudios de seguimiento. Se obtuvo el consentimiento informado por escrito de los padres en todas las edades, y de los propios sujetos en el seguimiento a los 18 años. El seguimiento temprano se consideró la atención clínica de rutina para los niños nacidos EP, pero el consentimiento informado por escrito se obtuvo de los nacidos EP y sus familias cuando eran adolescentes.

Los datos se analizaron con el programa SPSS versión 19 (SPSS, IBM Corporation, Armonk, NY). Los participantes que se observaron a los 18 años se compararon con aquellos que no se vieron, con respecto a variables perinatales, altura y puntuaciones z de peso a los 8 años, educación materna (como un proxy de riesgo social), y el puntaje z de AMP (si se sabía). Las variables dicotómicas se compararon entre los 2 grupos utilizando la prueba de X2, y las variables continuas se compararon utilizando pruebas t, asumiendo varianzas desiguales si la prueba de Levene para igualdad de las diferencias era estadísticamente significativa. El IMC se calculó utilizando la fórmula (IMC=peso [kg]/altura [m]2). Las medidas de altura, peso e IMC se convirtieron en z scores (puntuaciones estándar) utilizando los datos del Patrón de Crecimiento Británico.

Se compararon la media de altura, peso y puntaje z del IMC entre los EP y los participantes control en cada punto de tiempo mediante pruebas t, y se calcularon las diferencias de medias y los intervalos de confianza (ICs) 95%, suponiendo varianzas desiguales como se describió anteriormente. Se utilizaron las pruebas t pareadas para comparar la media de las puntuaciones Z de AMP con la media de puntuación z de talla a los 18 años para ambos grupos. Se utilizaron análisis de regresión para explorar posibles predictores de altura a los 18 años. Inicialmente, la relación entre las puntuaciones z de altura a los 18 años y los principales predictores de interés, puntuaciones z de AMP y puntuaciones z de altura a los 2 años, se presentaron gráficamente. R2 se utilizó como una medida de la variabilidad de altura a los 18 años explicado por cada uno de estos factores. En análisis posteriores, los potenciales predictores incluyeron variables prenatales (AMP, corticosteroides prenatales), variables neonatales (edad gestacional, puntuación z de peso al nacer, corticosteroides postnatales, displasia broncopulmonar (necesidad de oxígeno a las 36 semanas de edad gestacional corregida), leucomalacia periventricular quística, y variables postnatales (puntaje z de altura a los 2 años), con modelos ajustados por separado tanto para el grupo EP como para el grupo control de los nacidos a término. Estas variables fueron introducidas en el orden indicado anteriormente, para reflejar las relaciones temporales de distal a proximal que tienen con las medidas de resultado. Se llevó a cabo un análisis de regresión final incluyendo tanto EPs como controles: puntuación z de altura a los 2 años, puntajes z de AMP, estado de EP o grupo de término, y términos de interacción por grupo con ambas puntuaciones z de altura a los 2 años y puntuaciones z de AMP examinadas para determinar si había una relación diferencial para estas variables entre los 2 grupos. Una vez más, R2 se utilizó como una medida de la variabilidad en la altura a los 18 años como se explicó en los modelos anteriormente mencionados.

Resultados

Las tasas de seguimiento de las medidas de crecimiento para los 225 participantes EP a los 2, 5, 8, y 18 años fueron del 96% (n=215), 93% (n=210), 92% (n=207), y 74% (n=166), respectivamente. Las tasas de seguimiento equivalentes para los 253 controles a las edades de 2, 5, 8, y 18 años fueron del 90% (n=228), 86% (n=217), 84% (n=213) y 60% (n=152), respectivamente. Los adolescentes EP sin datos de crecimiento tuvieron más probabilidades de tener leucomalacia quística periventricular y de tener padres más bajos, en comparación con aquellos que tenían los datos de crecimiento. Los controles sin datos de crecimiento tuvieron más probabilidades de ser varones y fueron menos propensos a tener madres que habían completado 11 años de escolaridad, en comparación con los controles con los datos de crecimiento.

Los EP tuvieron puntajes z de peso significativamente menores que los controles al nacer, pero la diferencia fue pequeña. Una mayor diferencia fue evidente al momento del alta después de la hospitalización primaria, que se redujo progresivamente con el tiempo, hasta que a los 18 años la diferencia entre los grupos fue similar a la diferencia en el nacimiento. Los niños EP fueron más bajos que los controles en todas las edades de los 2 a los 18 años, y, en contraste con el cambio en el peso durante el mismo tiempo, la diferencia en los puntajes z de altura entre los grupos no se alteró en gran medida con el tiempo. De los EP participantes, 15 (9%) tenían un puntaje z de altura <-2 DE y 48 (29%) tenían un puntaje z de altura <-1 DE a los 18 años. De los participantes nacidos a término, sin embargo, sólo 1 niño (0,7%) tenía un puntaje z de altura <-2 DE, y 10 (6,6%) tenían un puntaje z de altura <-1 DE a los 18 años. Los puntajes z de IMC fueron menores en los  niños EP a los 2, 5 y 8 años, pero los puntajes z de IMC a los 18 años fueron similares entre los 2 grupos. Si el análisis se limita sólo a aquellos con los datos de crecimiento a los 18 años, los resultados estadísticos no se alteraron (datos no mostrados). Si se imputan los valores perdidos de altura y peso sustituyendo la altura y el peso a los 8 años (o a los 5 años si también falta a los 8 años) resulta en datos adicionales para 44 niños EP y 59 controles, pero no lleva a cambios en cualquiera de las conclusiones estadísticas a los 18 años (por ejemplo, la media de la diferencia del puntaje z de altura entre grupos fue de -0,76 con la imputación, en comparación con -0,73 sin imputación).

Los puntajes z de altura de los niños EP a los 18 años fue ligeramente inferior a su puntuación z de AMP pero esto no alcanzó significación estadística (diferencia media: -0,17, IC 95% -0,37 a 0,02, P=0,08), considerando que el puntaje z de altura de los controles fue significativamente mayor que su puntuación z de AMP (diferencia media: 0,41, IC 95% 0,26-0,57, P<0,001).

Hubo asociaciones positivas fuertes entre la puntuación z de altura a los 18 años y el puntaje z de altura a los 2 años y el puntaje z de AMP, tanto para los participantes EP como para los controles. Dentro de los sujetos EP, el puntaje z de altura a los 2 años explicó una gran cantidad de la variabilidad en la altura final (R2=0,50) en comparación con el puntaje z de la AMP (R2= 0,18), mientras que fue de la manera opuesta para los controles, con el puntaje z de AMP que explicaría un poco más de la variabilidad en la talla final (R2=0,41), que el puntaje z de altura a los 2 años (R2=0,37).

Para los nacidos EP, con todas las potenciales variables predictoras ingresadas en un único modelo de regresión para el puntaje z de altura a los 18 años, hubo evidencia de que el puntaje z de AMP (0,27 [IC 95% 0,09-0,45, P=0,003] aumento en el puntaje z a los 18 años por cada unidad de aumento en el puntaje z de la AMP) y el puntaje z de altura a los 2 años (0,67 [IC 95% 0,52-0,82, P<0,001]) aumento en el puntaje z a los 18 años por cada unidad de aumento en el puntaje z a los 2 años) fueron predictivos del puntaje z de altura a los 18 años, modelo total R2=0,57. La AMP contribuye 0,18 y el puntaje z de altura a los 2 años contribuyó con un adicional de 0,30 al R2. Los corticosteroides prenatales, la edad gestacional, el puntaje z de peso al nacer, los corticosteroides postnatales, la displasia broncopulmonar y la leucomalacia quística periventricular no fueron predictores significativos.

Para los nacidos a término, con todas las variables predictoras potenciales ingresadas en un único modelo de regresión simple para el puntaje z de talla a los 18 años, hubo evidencia de que el puntaje z de AMP (0,45 [IC 95% 0,29-0,62, P<0,001] aumento en el puntaje z a los 18 años por cada unidad de incremento del puntaje z a los 2 años) y el puntaje z de altura a los 2 años (0,47 [IC 95% 0,31-0,62, P<0,001] aumento en el puntaje z a los 18 años por cada unidad de aumento en el puntaje z a los 2 años) fueron predictivos del puntaje z de altura a los 18 años, modelo total R2=0,57. La AMP contribuyó 0,39 y la altura a los 2 años un adicional de 0,17 al R2. La edad gestacional y el puntaje z del peso al nacer no fueron predictores significativos y los corticosteroides prenatales, corticosteroides postnatales, displasia broncopulmonar, y leucomalacia quística periventricular no fueron incluidos, ya que no eran relevantes para los nacidos a término.

En el análisis final que incluyó a todos participantes, así como los términos de interacción que examinaban efectos diferenciales de grupo, hubo evidencia de que el puntaje z de AMP a los 2 años (0,28 [IC 95% 0,12-0,44, P=0,001] aumento en el puntaje z a los 18 años por cada unidad de incremento en el puntaje z de AMP), y el puntaje z de altura a los 2 años (0,65 [IC 95% 0,53-0,77, P<0,001] aumento en el puntaje z a los 18 años por cada unidad de aumento del puntaje z de altura a los 2 años) fueron predictivos del resultado, con un efecto principal de grupo (controles 0,36 [IC 95% 0,16-0,57] más alto que los nacidos EP). Ninguno de los términos de interacción fue significativo, aunque hubo una tendencia hacia una asociación más débil entre el puntaje z de altura a los 2 años y 18 años (coeficiente de interacción -0,18 [IC 95% -0,39-0,03; P=0,09], y una asociación más fuerte entre el puntaje z de AMP y la altura a los 18 años (coeficiente de interacción 0,18 [IC 95% -0,05-0,42; P=0,13], en controles comparados con los nacidos EP.

 

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