Los traumatismos agudos de muñeca son una de las causas más frecuentes de consulta en los Servicios de Urgencias de traumatología1-3. El estudio radiológico es realizado de forma sistemática en la mayoría de los hospitales a los pacientes que acuden con traumatismo agudo de muñeca. Sin embargo, la mayoría de las radiografías realizadas no muestra ninguna lesión ósea o ligamentosa, por lo que representan un gasto sanitario ineficaz, un incremento en los tiempos de espera de los pacientes y una exposición innecesaria a radiaciones ionizantes.
Stiell et al han demostrado que el número de peticiones de radiología convencional de rodilla, tobillo y pie se puede reducir en los Servicios de Urgencias mediante el uso de un conjunto de sencillos criterios de decisión clínica4,5. Hasta la fecha, sin embargo, no se ha realizado ningún estudio similar en la muñeca.
Presentamos un estudio piloto cuyo objetivo es explorar la posibilidad de desarrollar unas reglas de decisión clínica que sean capaces de detectar el 100% de las fracturas de muñeca que son diagnosticadas en las series radiográficas convencionales realizadas en los Servicios de Urgencias, con la mayor especificidad posible.
MATERIAL Y MÉTODO
Tipo de estudio
Se desarrolló un estudio de tipo observacional prospectivo. El estudio fue realizado en nuestro hospital entre el 1 de enero y el 31 de diciembre de 2005. El proyecto recibió la aprobación del Comité de Ética e Investigación de nuestro hospital.
Población de estudio
Criterios de inclusión
Pacientes mayores de 18 años que habían sufrido un traumatismo agudo de muñeca (golpe directo, caída sobre la mano o torsión de la mano sobre la muñeca) (tabla 1).
Criterios de exclusión
Pacientes con heridas simples, embarazadas, pacientes con alteraciones neurológicas en las extremidades superiores (siringomielia, hemiplejía, lesión de plexo braquial, etc.), politraumatizados, clínica en ambas muñecas, traumatismos en el codo o el antebrazo ipsilateral, clínica de más de 7 días de evolución o que ya habían sido tratados en otro centro sanitario. Asimismo se excluyeron aquellos pacientes que acudieron al Servicio de Urgencias con gran deformidad y dolor en la muñeca lesionada, dada la imposibilidad de realizar en ellos el protocolo de exploración física (tabla 1).
Recogida de datos de exploración física
Previamente al inicio del estudio se recogieron datos de exploración física de la muñeca (signos y síntomas) en el Servicio de Urgencias. Las variables que, a priori, eran más sensibles y repetibles fueron incorporadas a un protocolo de recogida de datos. Dicho protocolo recogía 4 variables de entrevista clínica (anamnesis), 6 variables de inspección, 17 puntos dolorosos en la palpación de la muñeca, 12 variables de movilidad activa y pasiva, una prueba de fuerza de aprehensión y 6 pruebas funcionales: en total 46 variables (tabla 2).
Todos los pacientes incluidos en el estudio fueron entrevistados y explorados por, al menos, uno de los 4 médicos (ICL, JZE, ALL, XAG) que habían participado en el desarrollo del protocolo de recogida de datos. Sólo se incluyeron en el estudio pacientes atendidos por alguno de estos 4 facultativos. Para determinar la concordancia interexaminador 25 pacientes fueron explorados por dos médicos de forma independiente, sin que uno tuviera conocimiento de los resultados de la exploración física del otro.
A los 6 meses del inicio del estudio se realizó una primera valoración estadística ("estudio corte") sobre los primeros 125 pacientes, en la cual se eligieron las variables con asociación estadísticamente significativa (p < 0,05) con la radiología positiva, así como aquellas variables en las que, aunque no se hubiera demostrado una asociación estadísticamente significativa, podía esperarse que con un número mayor de datos recogidos pudiera confirmarse su asociación. Tras esta primera valoración las variables clínicas quedaron limitadas a 24 (tabla 2).
Recogida de datos del diagnóstico radiológico
Las series radiológicas de los pacientes a estudio (ante-roposterior [AP], lateral [L] y proyecciones especiales en caso de sospecha de fractura de escafoides o inestabilidad aguda del carpo) fueron discutidas y analizadas por el equipo de traumatología que se encontraba de guardia. Se clasificaron las radiografías en: a) negativas y b) positivas; se consideraron positivas cuando existía imagen de fractura o imagen radiológica de lesión ligamentosa de muñeca (considerando la muñeca la región que va desde las áreas distales del radio y el cúbito hasta las bases de los metarcarpianos, ambas zonas inclusive, a excepción de la base del primer metacarpiano).
Para evaluar la calidad de las proyecciones radiológicas AP y L de muñeca realizadas en el Servicio de Urgencias se analizaron 40 radiografías AP y 40 L. La presencia de la fosita del tendón extensor cubital del carpo se consideró como criterio de calidad en las radiografías anteroposteriores (considerándola excelente si aparecía en la radiografía y mala si estaba ausente)6. El índice escafo-piso-grande fue el criterio de calidad utilizado en las radiografías laterales (considerando la radiografía excelente, aceptable o mala)7.
A fin de determinar la concordancia interexaminador del diagnóstico radiológico, 46 radiografías fueron analizadas a posteriori por dos traumatólogos experimentados, "ciegos" respecto al diagnóstico radiológico realizado en Urgencias. Para determinar la concordancia intra-examinador del diagnóstico radiológico, los mismos traumatólogos volvieron a analizar las 40 series radiológicas dos meses después de haberlas analizado por primera vez y sin conocimiento de los resultados previos.
Análisis estadístico
Se estudió la asociación estadística de las diferentes variables clínicas con el resultado radiológico mediante la prueba exacta de Fisher (variables nominales) y la "t" de Student (variables continuas). Para calcular los índices de concordancia inter-examinador e intra-examinador se utilizó el índice kappa. Las variables clínicas que presentaron una concordancia inter-observador aceptable (kappa > 0,6) y una asociación estadísticamente significativa con la radiología (p < 0,05) fueron incluidas en un análisis multi-variante. Mediante métodos de regresión logística binaria se buscaron posibles factores de confusión. Para calcular combinaciones de variables clínicas 100% sensibles y lo más específicas posibles se utilizaron métodos de regresión logística de pasos sucesivos hacia delante. Los datos fueron analizados con el paquete estadístico SPSS v.12 (LEAD Technologies, Chicago, Illinois).
RESULTADOS
Ciento setenta y nueve pacientes que habían sufrido un traumatismo agudo de muñeca fueron incluidos en el estudio; 57 (31,8%) sufrieron algún tipo de lesión de muñeca radiológicamente positiva (tabla 3).
Análisis univariante
Veintidós de las 24 variables seleccionadas en el estudio corte estaban asociadas estadísticamente al diagnóstico radiológico (tabla 4).
La "edad" fue la única variable continua seleccionada. Ésta fue analizada mediante una curva ROC (receiver operating characteristic curve) con la que se obtuvo la significancia de la edad en diferentes puntos de corte. El punto de corte más ventajoso (con un valor p < 0,05 y la más alta sensibilidad y especificidad posible) fue una edad igual o superior a 35 años. La variable "edad igual o superior a 35 años" fue elegida como variable dicotómica.
Solamente 10 de las 24 variables clínicas obtuvieron un índice kappa de correlación inter-observador superior a 0,6. Al no poder obtenerse ningún criterio de decisión clínica 100% sensible con esas variables, se decidió reducir la exigencia del índice kappa a 0,55. De esa manera sólo se descartaron 5 variables: dolor a la palpación en el radio distal, dolor a la palpación en el cúbito distal, dolor a la flexión y extensión pasiva y dolor a extensión activa de los dedos con la muñeca en flexión.
Se realizó asimismo un estudio de factores de confusión mediante métodos de regresión logística. No se encontró ninguna influencia significativa en la asociación con la radiología de los siguientes pares de variables que pudieran tener, a priori, posibilidad de producir sesgos de confusión: sexo-edad; equimosis-edema; dolor a la flexión pasiva-dolor a extensión activa de los dedos con la muñeca en flexión.
El índice kappa inter-observador del diagnóstico radio-lógico fue de 0,66. El índice kappa intra-observador fue de 0,7.
El 72,5% de las proyecciones radiológicas AP fueron calificadas de calidad excelente, mientras que el 80% de las proyecciones L fueron calificadas excelentes o buenas.
Análisis multivariante
Mediante el método de regresión logística de pasos sucesivos hacia delante se obtuvo un grupo de variables clínicas mediante el cual ninguna lesión radiológicamente positiva de muñeca hubiera sido mal diagnosticada.
Efectivamente, los 57 pacientes con imagen radiológica positiva de muñeca presentaron, al menos, una de las siguientes características: edad igual o mayor de 35 años, edema en la región dorsal de la muñeca, limitación a la supinación o desviación radial activa (comparando con la muñeca contra-lateral) y dolor o inestabilidad en el cajón radiocubital distal (tabla 5).
En nuestra serie de casos la utilización de estos criterios hubiera supuesto el ahorro de 28 series radiográficas (15,6%), con una sensibilidad del 100% y una especificidad del 37,7% (fig. 1).
Figura 1.Esquema de distribución de pacientes y diagnóstico radiológico según la regla de decisión clínica. RP: radiografías positivas.
DISCUSIÓN
Existen en la literatura médica artículos que constatan la alta fiabilidad de la exploración de muñeca para el diagnóstico de lesiones en esa articulación8-10. El dolor en localizaciones específicas, a la movilización activa/pasiva o la aprehensión son signos clínicos sencillos, repetibles, además de específicos y sensibles para detectar una fractura de muñeca8. Otros signos clínicos, como las pruebas funcionales, resultan más complejas11, menos repetibles, y muchas de ellos no presentan fiabilidad suficiente para ser utilizadas como predictores de fractura12.
El presente estudio ha intentado adherirse lo más fielmente posible a los principios y estándares de los criterios de decisión clínica descritos por varios autores13-15. Asimismo, se han seguido los métodos de trabajo que fueron utilizados para desarrollar las normas de Ottawa para el tobillo, el pie y la rodilla, adaptándolos a la idiosincrasia de la articulación a estudio. En las normas de Ottawa para la rodilla, el tobillo y el pie no se consideró fractura la presencia en las series radiográficas de fracturas clínicamente no significativas (como avulsiones no desplazadas). En el presente trabajo se han encontrado tres casos de avulsiones no desplazadas del dorso del hueso piramidal que hemos considerado como imágenes de fracturas significativas. Creemos que la generalización de una regla de decisión clínica de la muñeca que no sea capaz de detectar esas lesiones podría acarrear problemas de índole médico-legal.
Se ha controlado la calidad de las radiografías AP y L realizadas en el Servicio de Urgencias. Más del 70% de las mismas obtuvieron un índice de calidad excelente o aceptable. Sería interesante comparar estos datos con los de otros hospitales, pues una importante diferencia de calidad radio-gráfica podría influir en la capacidad de detección de lesiones radiológicamente positivas en las radiografías de Urgencias.
Además, para optimizar la validez de los resultados se ha controlado la concordancia inter-observador de los datos recogidos en la exploración física, así como la concordancia inter e intra-observador del diagnóstico radiológico. Se han eliminado todas aquellas variables de exploración física que no hubieran obtenido un valor kappa alto (igual o superior a 0,55). Los índices kappa inter-observador (0,66) e intra-observador (0,7) del diagnóstico radiológico garantizan que la lectura de las radiografías en el Servicio de Urgencias ha sido correcta.
Los resultados del presente estudio, a pesar de obtener unos criterios 100% sensibles, no son comparables a los obtenidos por Stiell et al para la rodilla y el tobillo. Por una parte, la especificidad de nuestros criterios (37,7%) es muy baja en comparación con los de la rodilla (54%), aunque similares a los del tobillo (40%). Por otra parte, el ahorro en el número de radiografías (15,6%) es bastante inferior a las cifras obtenidas cuando se aplican los criterios de rodilla (28%) o los de tobillo (36%).
Alternativamente, se podría haber desarrollado otra regla de decisión clínica más específica con la eliminación de la variable "edema de la región dorsal de la muñeca". De esta forma, la especificidad se elevaría hasta el 39,4% y se podrían ahorrar el 20,1% de las series radiográficas. Sin embargo, en nuestro grupo de estudio esta regla hubiera supuesto la pérdida de un paciente que había sufrido fractura, por lo que la sensibilidad hubiera bajado al 97,2%, inacep-table para este tipo de reglas de decisión clínica.
Si se quisiera aplicar esta regla de decisión clínica en la práctica cotidiana sería necesario realizar un estudio con un número mayor de pacientes, desarrollar una validación prospectiva y comprobar su efectividad. Aunque el grupo de estudio es amplio y diverso, es necesaria una cifra mucho mayor de pacientes para demostrar que la regla de decisión clínica propuesta no presenta ninguna excepción. La validación prospectiva es obligatoria para validar cualquier regla de decisión clínica, como se ha realizado en los casos de las normas de Ottawa de tobillo16-21 y rodilla22-24. Final-mente, es necesario demostrar la efectividad y el impacto de la regla en la práctica clínica diaria25.
Los resultados obtenidos en el estudio piloto hacen dudar de la utilidad de esta regla de decisión clínica en la práctica cotidiana y, por tanto, de la utilidad de llevar a cabo la ampliación de este estudio. En primer lugar, la edad que se ha utilizado como punto de corte, igual o mayor de 35 años, es menor que la edad media del grupo de pacientes (44,7 años), no habiendo encontrado ventajas estadísticas con el uso de otros puntos de corte. Que la edad media sea superior a la de punto de corte sugiere que, en la práctica clínica, más de la mitad de los pacientes que han sufrido un trauma-tismo agudo de muñeca van a quedar excluidos de la regla de decisión clínica y, por tanto, se les realizará una serie radiográfica de muñeca. Esto disminuye en gran medida la capacidad de ahorro de radiografías que se obtendría aplicando la regla de decisión clínica.
En segundo término, la regla debe ser sencilla de recordar y de aplicar. El edema en la región dorsal de la muñeca ha demostrado ser un signo muy sensible y fiable en nuestro estudio. Sin embargo, hay que tener en cuenta que el edema de muñeca tras un traumatismo es tiempo-dependiente. Antes de aceptar este signo en una regla de decisión clínica hay que valorar cuál es la influencia del tiempo transcurrido desde el momento del traumatismo hasta la exploración física en la positividad o negatividad del mismo. La limitación de la supinación activa ha sido un predictor excelente, tanto por su fiabilidad como por su especificidad, sobre todo en casos de fractura de radio distal. Menos fiables han resultado ser la limitación a la desviación radial y el cajón radiocubital distal, que han obtenido un índice kappa menor de 0,6.
Finalmente, creemos que hay que relativizar los resultados obtenidos. A pesar de haber logrado el objetivo de desarrollar una regla 100% sensible, esto sólo ha sido posible a expensas de reducir notablemente su especificidad. Por otra parte, el sorprendente alto porcentaje de series radiográficas positivas detectadas en el estudio (31,8%) hace pensar que, en la práctica clínica, no tendría interés una regla de decisión clínica que sólo es capaz de ahorrar un 15% de series radiográficas.
Como conclusión, este estudio piloto ha intentado explorar el posible desarrollo de una regla de decisión clínica para la petición de series radiográficas en traumatismos agudos de muñeca. Los resultados indican que sólo sería necesario realizar una serie radiográfica a aquellos pacientes que presenten, por lo menos, uno de los siguientes criterios: edad igual o superior a 35 años, edema en la región dorsal de la muñeca, limitación de la supinación o desviación radial activa (comparando con la muñeca contralateral), y dolor o inestabilibad en el cajón radiocubital distal.
A pesar de ser una regla 100% sensible, la baja especificidad (37,7%) y el mínimo ahorro de series radiográficas (15%) indican que, de confirmarse los resultados en estudios más amplios, su aplicabilidad en la práctica clínica sería muy limitada.
Declaración de conflicto de intereses
Los autores han declarado no tener ningún conflicto de intereses.
Correspondencia:
I. Calvo Lorenzo.
Plaza Cruces s/n.
48903 Barakaldo. Vizcaya.
Correo electrónico: isidorocalvo@gmail.com.
Recibido: mayo de 2007.
Aceptado: enero de 2008.
