Tipo de estudio

Se realizó un estudio de cohorte retrospectivo. La población objetivo fueron todos los pacientes menores de 18 años que se sometieron a cirugía cardiaca con CEC admitidos entre 2000 y 2010 en la Unidad Post-Operatoria Cardiovascular (UPOCV) del Instituto Nacional de Salud del Niño (INSN) de Lima, Perú. Se excluyeron los pacientes que no usaron CEC. 

El equipo de intensivistas de la UPOCV y un especialista en enfermedades infecciosas pediátricas del INSN realizaron el diagnóstico de infección. Se utilizaron los criterios diagnósticos y definiciones establecidos por la STS para sepsis, mediastinitis y endocarditis ²¹.

Procedimiento

Variables independientes

Se buscaron formalmente en la literatura los factores de riesgo de las infecciones posoperatorias cardiacas pediátricas ^{1 , 2 , 7 , 9 - 13 , 17 - 22}. La búsqueda fue hecha en PubMed y Scopus hasta octubre de 2018. Las variables preoperatorias estudiadas incluyeron edad, peso, sexo, procedencia, prematuridad, desnutrición aguda, duración de la estancia preoperatoria, cirugía cardiaca previa, tipo de cardiopatía, puntuación de la escala de ajuste de riesgo para la cirugía cardiaca congénita (RACHS-1), ventilación mecánica previa, neumonía, tuberculosis pulmonar, traqueostomía, malformaciones congénitas, desórdenes genéticos, malformaciones cardiacas y no cardiacas, hepatitis, sepsis y endocarditis, insuficiencia renal, diálisis, choque cardiogénico, arritmias, hipertensión pulmonar, cardiopatía cianótica, clase funcional modificada por Ross, hipotiroidismo, antecedente de epilepsia y daño neurológico ^{7 , 11 - 13 , 17 , 21}. Las variables intraoperatorias estudiadas fueron cirugía no electiva (frente a cirugía electiva), diagnóstico intraoperatorio, tipo de cirugía, tiempo de CEC, arresto circulatorio, ultrafiltración durante la CEC, uso de corticoesteroide, hipotermia profunda y tórax abierto.

Fuente de datos

Las fuentes de información fueron los registros médicos y la historia clínica del paciente. El conjunto de datos contenía la misma información indicada en la ficha de la STS para base de datos de cirugía cardiaca congénita. La recolección de datos fue realizada por uno de los investigadores (EWS). La información recopilada se exportó al programa SPSS versión 22 (IBM Corp., Armonk, NY, EUA) para su análisis estadístico.

Desarrollo del modelo

Se realizó una prueba de Chi cuadrado y la prueba exacta de Fisher para determinar las diferencias en la distribución de la población entre los pacientes con y sin IPM. Posteriormente, se realizó un modelo de regresión logística y binaria, y los que tuvieron un valor p < 0,200 fueron seleccionados ²³. La asociación de cada variable con el resultado primario se reportó mediante odds ratio (OR) y un intervalo de confianza del 95% (IC 95%).

Validación interna del modelo de predicción

El modelo fue validado internamente usando la técnica de bootstrapping con 200 repeticiones. Cada repetición creó modelos en muestras de tamaño idéntico al tamaño de muestra del estudio, utilizando un muestreo aleatorio con reemplazo de individuos. La validación interna proporcionó un factor de corrección para ajustar los coeficientes del modelo, asumiendo que los coeficientes del modelo inicial estaban inflados para las predicciones en los nuevos grupos.

Evaluación del rendimiento del modelo

El modelo de predicción fue evaluado por discriminación y utilidad clínica. La discriminación se refiere a qué tan útil es el modelo para diferenciar entre pacientes con presencia y ausencia de IPM. La discriminación se cuantifica con el c-estadístico, que es equivalente al área bajo la curva ROC. El c-estadístico tiene valores que van de 0,5 a 1 y mientras más cerca está de 1, mejor es el modelo. Se evaluó la utilidad clínica con el análisis de beneficios ²⁴; este método evalúa el beneficio de identificar correctamente a un paciente con alto riesgo de IPM (verdaderos positivos) frente a etiquetarlo erróneamente como probables IPM (falsos positivos) en un rango de umbrales razonables de riesgo de IPM donde el médico se siente cómodo para tomar una decisión (por ejemplo, administrar antibióticos para un IPM). Se consideró que un umbral del 20% puede ser razonable, con un rango de 5% a 40%.

Finalmente, se evaluó la calibración de un modelo validado internamente con un gráfico de calibración que describe la relación entre los riesgos previstos y observados de la IPM. Se utilizaron splines cúbicos restringidos para visualizar la relación. También se valoró la calibración del modelo usando la prueba de Hosmer-Lemeshow.

Puntaje y nomograma

Se presentó un modelo como puntuaciones para uso clínico. Se asignaron puntuaciones a cada variable, las cuales son proporcionales a la fuerza de asociación con el resultado primario de IPM. Por lo tanto, las variables del modelo final de predicción con OR más altas tuvieron puntuaciones más altas. El puntaje final fue dado por la suma de los puntajes de cada variable del modelo final. Las puntuaciones se crearon multiplicando el coeficiente β de la variable por 10. También se creó un nomograma, el cual permite el cálculo directo de la probabilidad del resultado primario. En el nomograma, cada variable tiene una escala diferente que es proporcional al peso de sus coeficientes ^{20 , 24 - 27}. La equivalencia de puntajes y riesgos de IPM con variables preoperatorias también fue calculado. Todos estos análisis se realizaron con el programa R 3.3.2 (www.r-project.org).

Validación del modelo de la STS

Finalmente, otra forma de validar el modelo, además de la discriminación y calibración interna, fue la comparación de las tasas de infección. Se comparó el presente modelo y el de la STS usando las tasas de IPM de seis cirugías cardiacas comparables con el presente estudio (comunicación interauricular, comunicación interventricular, canal atrio ventricular, tetralogía de Fallot, Glenn, y doble salida del ventrículo derecho) a través de la prueba exacta de Fisher.

Consideraciones éticas

Los Comités de Ética de la Universidad Peruana de Ciencias Aplicadas (CEI/515-03-15) y del INSN (Oficio N° 01265-CEI-INSN-2015) aprobaron la realización del estudio.

Características demográficas

Se analizó un total de 1025 pacientes, de los cuales 59 (5,8%) tuvieron al menos un episodio de IPM (4,8% sepsis, 1,0% mediastinitis, 0% endocarditis). Tres pacientes tuvieron más de un tipo de infección. El 95% de los pacientes operados tuvieron sepsis posoperatoria. Hubo sólo diez casos de mediastinitis.

Los pacientes con IPM fueron más jóvenes (2,95 vs. 5,42 años; p < 0,001), y el 62,7% fueron hombres (Tabla 1). El peso promedio de los pacientes con IPM fue significativamente menor que el resto de los pacientes (10,9 kg frente a 16,8 kg; p < 0,001) (Tabla 2). La duración de la estancia preoperatoria fue mayor en los pacientes con IPM (mediana de 40 vs. 15 días; p < 0,001). La mayoría de los pacientes con IPM tenía un diagnóstico de cardiopatía cianótica (69,5%; p < 0,001). Además, los pacientes con IPM tuvieron un mayor porcentaje en la escala 3-4 de RACHS-1 (54% vs. 27%; p < 0,001). Un resultado similar fue para la clase funcional IV modificada por Ross (mayor en pacientes con IPM, 37% frente a 15% en la población total, p < 0,001). Por otro lado, más pacientes con IPM tuvieron ventilación mecánica previa (11,9% vs 0, 9%; p < 0,001). Hubo un mayor número de pacientes con antecedentes de infección previa ya resuelta al momento de la cirugía en los casos con IPM (7,5% vs 32%; p < 0,001). No hubo diferencias en cuanto a las anomalías congénitas, malformaciones y el estado de desnutrición.

Se encontró que los pacientes sometidos a cirugías no electivas presentaron mayor IPM (79,7% vs 44,8%; p < 0,001) (Tabla 2). No hubo diferencia entre los casos de IPM para el año de cirugía, el mayor tiempo de circulación extracorpórea, hipotermia profunda, tórax abierto y prótesis valvular.

La tasa de mortalidad total a 30 días fue de 13,7% y significativamente mayor en el grupo de pacientes con IPM (mortalidad 37/59 [63%] vs. 125/966 [13%]; p < 0,001). La duración de ventilación mecánica posoperatoria (301,6 horas vs. 34,3 horas; p < 0,001), la estancia en la unidad de cuidados intensivos posoperatoria (20,9 días frente a 5,1 días; p < 0,001) y la estancia posoperatoria (42,2 días frente a 15,1 días; p < 0,001) fue mayor en pacientes con IPM. Nueve fallecidos con IPM tenían antecedente de sepsis y dos de endocarditis. Excluyendo a estos pacientes, la mortalidad en pacientes con IPM siguió siendo alta (58%) y significativamente diferente de los pacientes sin IPM (p < 0,001). De los 32 reintervenidos, dos fallecieron de sepsis.

Modelo de regresión bivariado y multivariado

En el análisis bivariado de las variables preoperatorias, se encontró una fuerte asociación entre el IPM y menor edad, menor peso, mayor estancia preoperatoria, tipo de cardiopatía, cardiopatía cianótica, mayor escala RACHS-1 y de clase funcional modificada por Ross, y ventilación mecánica previa (Tabla 1 y 2). La condición quirúrgica no electiva (vs. electiva) también tuvo una asociación estadísticamente con IPM (Tabla 2).

Se creó un modelo preoperatorio y un modelo combinado preoperatorio e intraoperatorio. En el primer modelo, mostrado en la Tabla 3, las variables asociadas con IPM fueron estancia hospitalaria preoperatoria prolongada (p = 0,053), diagnóstico de enfermedad cardiaca cianótica (p = 0,020), RACHS-1 (p = 0,013) y clase funcional IV modificada por Ross (p = 0,009). En el segundo modelo, las variables asociadas fueron cardiopatía cianótica (p = 0,020), RACHS-1 (p = 0,020), clase funcional IV modificada por Ross (p = 0,010) y condición quirúrgica no electiva (p = 0,020).

Desempeño del modelo preoperatorio

La validación interna del modelo resultó en un factor de contracción de 0,84. La discriminación del modelo fue buena, con un c-estadístico ajustado de 0,80 (IC 95%: 0,74-0,86). El modelo combinado preoperatorio e intraoperatorio no mostró una mejoría significativa en la discriminación en comparación con el modelo preoperatorio (p = 0,600), que se muestra en el material suplementario (Figura S1). El análisis del beneficio neto demostró que ambos modelos eran similares para el IPM oscilando entre el 0% y el 40%, y que ambos modelos son mejores que no usar un modelo de predicción (material suplementario, Figura S2). La calibración de ambos modelos fue buena como se esperaba en un modelo validado internamente.

Se presentó el modelo preoperatorio como puntuaciones y un nomograma. Los puntajes por variable incluidos en el modelo final se muestran en la Tabla 4, y la equivalencia de puntajes y riesgos de IPM se muestran en la Tabla 5. Los puntajes entre 12 y 29 corresponden a probabilidades de IPM del 5% al 95%, respectivamente. En la Figura 1, se muestra un nomograma. Por ejemplo, una niña de 5 años con 20 kg, 30 días de estadía preoperatoria, con cardiopatía cianótica y una escala RACHS-1 de 3 tendrá 19 puntos y 30% de riesgo de IPM.

Figura 1 Nomograma para el modelo preoperatorio. 

Validación del modelo de la Society of Thoracic Surgeons

Se validó el modelo de la STS para IPM con nuestra misma base de datos. La discriminación fue moderada (c-estadístico de 0,78; IC 95%: 0,71 a 0,84) y la calibración no fue buena (la prueba de Hosmer-Lemeshow fue 18,2; p = 0,020). El modelo STS subestimó el riesgo de IPM, en particular en los altos riesgos observados en nuestra población. Se realizó una prueba exacta de Fisher para comparar ambos modelos en cuanto a tasa de IPM (material suplementario, Tabla S1). Se hallaron diferencias significativas en dos cirugías: comunicación interauricular y doble salida del ventrículo derecho (p = 0,010 y p = 0,030, respectivamente).