Paradoja de la obesidad y recuperación funcional en sobrevivientes a un primer infarto cerebral:...

705www.neurologia.com Rev Neurol 2010; 51 (12): 705-713

ORIGINAL

Introducción

La obesidad es una epidemia de proporciones mun-diales, que se asocia a múltiples complicaciones que finalmente reducen la expectativa de vida y su cali-dad [1-10]. Estimada mediante el índice de masa corporal –IMC = peso (kg)/talla 2 (m)–, el exceso de adiposidad se asocia a un mayor riesgo de ictus is-quémico y a mortalidad cerebrovascular, con ries-gos relativos que van desde 1,11 a 1,93 (del 11 al 93% de exceso de riesgo), según el punto de corte del IMC y el grupo bioétnico analizado [11-17]. Sin embargo, es muy escasa la información científica sobre el impacto de la obesidad en la recuperación funcional de sobrevivientes a un infarto cerebral. Existen datos que sugieren que la recuperación neurológica posterior a un ictus requiere una ade-cuada masa corporal, digamos, intermedia, ya que cierta masa magra y adiposa podría ser necesaria

para hacer frente al desgaste físico que puede se-guir al ictus, especialmente en los pacientes más añosos, pero el exceso de adiposidad podría au-mentar el riesgo de complicaciones y reducir la po-sibilidad de recuperación exitosa [18,19]. Este tema no ha recibido suficiente atención en la comunidad científica, para pacientes con ictus.

Dado que un elevado IMC se asocia a mayor riesgo de enfermedad vascular crónica, al descenso paradójico del riesgo de muerte y otras complica-ciones que siguen a la enfermedad cardiovascular, en pacientes con un alto IMC, se le ha llamado ‘pa-radoja de la obesidad’ [20-24]. Como tal, este fenó-meno no se ha evaluado en pacientes con infarto cerebral, a pesar de que más de la mitad de los pa-cientes con infarto cerebral son obesos [15,25,26]. Nuestro objetivo fue analizar el impacto del IMC y otros índices de adiposidad en la recuperación fun-cional de sobrevivientes al primer año que sigue a

Paradoja de la obesidad y recuperación funcional en sobrevivientes a un primer infarto cerebral: estudio PREMIER

Erwin Chiquete, Carlos Cantú-Brito, Jorge Villarreal-Careaga, Luis M. Murillo-Bonilla, Ricardo Rangel-Guerra, Carolina León-Jiménez, Ana Ochoa-Guzmán, Alma Ramos-Moreno, Antonio Arauz, Fernando Barinagarrementería, Arturo Panduro, José L. Ruiz-Sandoval

Introducción. Se denomina ‘paradoja de la obesidad’ al descenso del riesgo de muerte por enfermedad cardiovascular, con un índice de masa corporal (IMC) alto, aun cuando éste es un factor de riesgo para vasculopatía. Nuestro objetivo fue analizar la influencia de la obesidad en la recuperación funcional que sigue a un ictus isquémico.

Pacientes y métodos. Analizamos 510 pacientes con un primer infarto cerebral, sin historia de ictus y sin recurrencia o muerte en 12 meses de seguimiento. A 501 sujetos sanos se les evaluó mediante bioimpedancia tetrapolar, para compa-rar el índice cintura/talla (ICT), perímetro abdominal e IMC en la discriminación de adiposidad, para aplicarlos a pacientes con ictus.

Resultados. En individuos sanos, el ICT se desempeñó notablemente mejor que el IMC o el perímetro abdominal para identificar adiposidad corporal. En un modelo de riesgos proporcionales de Cox ajustado por múltiples covariables, la edad (riesgo relativo, RR = 1,11; intervalo de confianza del 95%, IC 95% = 1,08-1,14), puntuación de la National Institutes of Health Stroke Scale (RR = 1,03; IC 95% = 1,01-1,05) e ICT > 70 (RR = 2,44; IC 95% = 1,33-4,48) se asociaron a mayor riesgo de alcanzar una puntuación mayor o igual a 3 en la escala de Rankin modificada a los 12 meses, mientras que un IMC > 35 (RR = 0,33; IC 95% = 0,11-0,98) fue protector.

Conclusión. El exceso de adiposidad, según el ICT, aumenta la probabilidad de discapacidad grave después del ictus. Dado que el IMC refleja también masa magra, es arriesgado concluir que existe un efecto protector de la obesidad en la recupe-ración del ictus, pero es posible que cierta masa corporal sea necesaria para prevenir una discapacidad grave.

Palabras clave. Enfermedad cerebrovascular. Ictus. Índice cintura/talla. Índice de masa corporal. Infarto cerebral. México. Obesidad. Paradoja. Pronóstico.

Departamento de Medicina Interna (E. Chiquete); Departamento de Neurología (A. Ochoa-Guzmán, J.L. Ruiz-Sandoval); Departamento de Biología Molecular (A. Panduro); Hospital Civil de Guadalajara Fray Antonio Alcalde; Guadalajara. Departamento de Neurología; Facultad de Medicina; Universidad Autónoma de Guadalajara (L.M. Murillo-Bonilla). Investigación Clínica y Capitalización de Datos; Sanofi-Aventis (A. Ramos-Moreno). Clínica de Enfermedad Cerebrovascular; Instituto Nacional de Neurología y Neurocirugía (A. Arauz). Departamento de Neurología; Instituto Nacional de Ciencias Médicas y Nutrición Salvador Zubirán (C. Cantú-Brito); Ciudad de México. Departamento de Neurología; Hospital General de Culiacán (J. Villarreal-Careaga); Culiacán. Departamento de Neurología; Hospital Universitario; Universidad Autónoma de Nuevo León (R. Rangel-Guerra); Monterrey. Departamento de Neurología; Hospital Valentín Gómez Farías (C. León-Jiménez); Zapopan. Departamento de Neurología; Hospital Ángeles de Querétaro (F. Barinagarrementería); Querétaro, México.

Correspondencia: Dr. José Luis Ruiz Sandoval. Servicio de Neurología. Hospital Civil de Guadalajara Fray Antonio Alcalde. Hospital 278. CP 44280. Guadalajara, Jalisco, México.

Fax: (52) 33-3614-1121.

E-mail: [email protected]

Declaración de intereses:El estudio PREMIER recibió apoyo económico irrestricto desde su concepción hasta su ejecución y publicación por parte de Sanofi- Aventis. La compañía farmacéutica participó en el diseño del estudio, pero no tuvo papel alguno en la selección y seguimiento de pacientes, análisis de los datos,

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E. Chiquete, et al

un primer ictus, en ausencia de cualquier recurren-cia cerebrovascular durante ese mismo período.

Pacientes y métodos

La población de pacientes estudiada pertenece a la cohorte original del registro PREMIER, un estudio prospectivo, hospitalario y multicéntrico sobre pa-cientes consecutivos con ictus isquémico (infarto cerebral e isquemia cerebral transitoria) en Méxi-co. Su metodología ya ha sido informada [25,26]. Brevemente, participaron neurólogos e internistas de hospitales de segundo y tercer nivel de diferen-tes regiones de México. Los centros participantes conforman el 10% de los hospitales públicos y el 15% de los privados de ese país. Para el recluta-miento, se fijó un número de 15 pacientes como mínimo y 25 como máximo por investigador, con el fin de asegurar la integridad y descripción exacta de los eventos de seguimiento. El período de reclu-tamiento en cada centro tuvo una duración de en-tre 3 y 4 meses. Se incluyeron pacientes consecuti-vos ≥ 18 años de edad, con ictus isquémico confir-mado por neuroimagen y que recibieron atención médica en un plazo máximo de siete días desde el inicio del evento. La información se recabó en un cuestionario estandarizado y estructurado incluido en un manual de procedimientos. En este manual se definieron claramente las variables del estudio para asegurar la consistencia en la interpretación de la información. Antes de la inscripción de los centros participantes, se organizó un taller de tres días con el fin de revisar las guías clínicas interna-cionales para infarto cerebral, realizar ejercicios sobre la asignación de los subtipos del ictus isqué-mico (clasificación Trial of ORG 10172 in Acute Stroke y Oxfordshire Community Stroke Project) y revisar vídeos de entrenamiento sobre la aplicación de la escala de los Institutos Nacionales de Salud estadounidenses para la gravedad del ictus –Natio-nal Institutes of Health Stroke Scale (NIHSS)–, y la puntuación de la escala de Rankin modificada para la descripción del estado neurológico funcional global. Los pacientes fueron evaluados al alta hos-pitalaria y a los 30 días, así como a los 3, 6, 12 y 18 meses posteriores al registro. Todos los datos se respaldaron en un expediente electrónico de cada sitio y fueron enviados a un centro privado de ma-nejo de datos, donde se comprobó que el expedien-te clínico estuviera completo y que fuera plausible. La junta de revisión institucional y el comité de éti-ca locales de cada centro participante aprobaron el protocolo de investigación.

Del total de 1.376 pacientes que conformaron la cohorte original PREMIER, se excluyeron 130 casos de isquemia cerebral transitoria, 206 casos de infar-to cerebral recurrente (historia previa de ictus) y 530 pacientes que murieron durante el primer año de seguimiento clínico, o bien con datos incomple-tos sobre las evaluaciones seriadas. De esta manera, para este estudio sólo se analizaron pacientes con un primer infarto cerebral, que sobrevivieron al pri-mer año de seguimiento clínico, sin historia de en-fermedad cerebrovascular (ya sea isquemia o hemo-rragia) y sin recurrencia alguna durante el primer año de seguimiento clínico. Los pacientes PREMIER con ictus isquémico recibieron una medición basal del peso, talla y perímetro abdominal, las cuales se estimaron mediante medición directa en una báscu-la clínica (peso) con estadímetro (talla) y con cinta métrica, con el procedimiento estándar. Con estos valores se calcularon otros índices de adiposidad, basados en los resultados obtenidos sobre la cuanti-ficación de la grasa corporal en sujetos sanos.

Para determinar el mejor índice de adiposidad de entre el IMC, perímetro abdominal (PA) e índice cintura/talla (ICT = perímetro abdominal/talla en metros), se estudiaron además 501 voluntarios sa-nos, sin enfermedad cerebrovascular conocida, quienes fueron evaluados con bioimpedancia tetra-polar computarizada (In Body, 3.0; Seúl, Corea) para determinar su composición corporal (masa magra y adiposa). Se les pidió a estos sujetos que acudieran para su evaluación por la mañana, con ropa interior de algodón, en ayuno y habiendo evacuado su veji-ga y recto. Se les pidió que se quitaran la ropa, ex-ceptuando la ropa interior (si ésta era de algodón, sin metal y sin textiles sintéticos), y se les proveyó de una bata desechable para su uso durante la esti-mación de la composición corporal. Se asearon e impregnaron las manos y las plantas de los pies con un textil desechable mojado en solución electrolíti-ca (de conducción), hasta que las extremidades se vieran limpias. Se realizó la medición en un am-biente artificial templado, seco y en silencio. El peso registrado fue el que derivó el aparato de biompe-dancia y las otras variables antropométricas que se incluyeron en la alimentación de datos del ordena-dor se estimaron mediante medición directa con estadímetro (talla) o con cinta métrica, con el pro-cedimiento estándar.

Los datos demográficos se presentan como fre-cuencias relativas simples. Se usó la prueba χ2 de Pearson (o la prueba exacta de Fisher, cuando co-rrespondiera) para comparar las frecuencias de va-riables nominales cualitativas, entre dos grupos, o para evaluar la homogeneidad en la distribución de

ni en la elaboración de este artículo o su envío para publicación.

Aceptado tras revisión externa: 02.11.10.

Cómo citar este artículo:Chiquete E, Cantú-Brito C, Villarreal-

Careaga J, Murillo-Bonilla LM, Rangel-Guerra R, León-Jiménez C,

et al. Paradoja de la obesidad y recuperación funcional en

sobrevivientes a un primer infarto cerebral: estudio PREMIER. Rev

Neurol 2010; 51: 705-13.

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Obesidad y recuperación funcional en sobrevivientes a un primer infarto cerebral: estudio PREMIER

dichas variables en tres o más grupos. Se usó la prueba t de Student en la comparación de variables cuantitativas continuas de distribución normal en-tre dos grupos. La correlación ρ de Spearman se usó en la prueba de asociación continua entre dos variables cuantitativas. Todos los valores de p para comparaciones y correlaciones se calcularon a dos colas y se consideraron como significativos cuando p < 0,05. Se construyeron modelos multivariados mediante el modelo de riesgos proporcionales de Cox, para encontrar variables independientes de pre-dicción de una puntuación = 0 en la escala de Ran-kin modificada (recuperación total, sin déficit neu-rológico), a los 12 meses desde el ictus, o de 3-5 puntos (discapacidad grave). Se eligieron para sus análisis covariables independientes relevantes, dado el interés principal del presente informe (IMC, ICT y PA), o bien aquéllas potencialmente implicadas en la predicción del estado funcional después de un ictus (diabetes, hipertensión, tabaquismo, puntua-ción de la escala NIHSS, síndrome de isquemia de circulación anterior total). Se proveen los resulta-dos de los análisis multivariados, con los respecti-vos riesgos relativos (RR) e intervalos de confianza del 95% (IC 95%). En sujetos sanos, se analizaron el IMC, PA e ICT en una curva de características re-ceptor-operador (conocida comúnmente como cur-va ROC, por sus siglas en inglés) para la discrimina-ción de un porcentaje de grasa corporal total > 30, eligiéndose como superior el índice con el mayor área bajo la curva (mayor exactitud), siempre que su IC 95% no se sobrepusiera con el de otros índi-ces. Se usó el programa estadístico SPSS v. 17.0 en todos los cálculos de este informe.

Resultados

Se estudiaron 510 pacientes (edad promedio, 65,6 años; el 50,6%, mujeres) sobrevivientes al primer año que siguió a un primer infarto cerebral, sin re-currencia cerebrovascular durante este período (Tabla I). Las mujeres fueron más añosas que los hombres; además, se observó en ellas mayor frecuen-cia de hipertensión, de PA elevado y de casos con mayor gravedad del infarto cerebral (escala NIHSS) al ingreso hospitalario. El IMC promedio fue de 27,4 (sin diferencias entre géneros): 362 (71%) pacientes se presentaron con un IMC > 25; 258 (50,6%), con un IMC > 27; 120 (23,5%), con un IMC > 30; y 27 (5,3%) con un IMC > 35. No se observaron diferencias en la proporción de género o en la edad promedio, en fun-ción de los intervalos tradicionales del IMC (Tabla II). Sin embargo, el PA promedio y la gravedad del ictus

tendieron a aumentar progresivamente con el IMC (Tabla II), pero no se observó este patrón con res-pecto a la evaluación funcional mediante la escala de Rankin modificada a los 12 meses desde el even-to calificador (Tabla III).

El percentil 90 para la distribución del IMC fue de 33,6, por lo que se eligió un IMC de 35 (aquí, obesidad extrema) como punto de corte lógico para los análisis de predicción. Así, se analizó la recupe-ración en más de 1 punto en la escala de Rankin modificada a los 3, 6 y 12 meses posteriores al ictus, con respecto a la evaluación basal a 30 días, en fun-ción de un IMC ≤ 35 (Fig. 1). En dicho análisis se observó mayor probabilidad de lograr una mejoría funcional sustancial a los 12 meses en los pacientes con un IMC > 35. Sin embargo, esto ocurrió en gran medida debido al hecho de que los pacientes con un IMC > 35 presentaron una tendencia a obtener peor calificación funcional basal (escala de Rankin modi-ficada a los 30 días > 3: el 40,7%, frente al 27,5% para pacientes con IMC > 35 y ≤ 35, respectivamente). Además, ningún paciente con un IMC > 35 obtuvo 0 puntos (sin déficit neurológico) en la escala de Ran-kin modificada a los 30 días, frente al 4,3% de casos asintomáticos entre pacientes con un IMC ≤ 35.

Se evaluó, además, el IMC, ICT y PA en la pre-dicción de un porcentaje de grasa corporal >30 en 501 sujetos sanos (70% mujeres, edad promedio de 38,2 ± 18,9 años) que recibieron evaluación de la composición corporal mediante bioimpedancia te-

Figura 1. Frecuencia con que se observó una recuperación funcional > 1 punto en la escala de Rankin modificada, con respecto a la evaluación a 30 días de ocurrido el ictus, de acuerdo con un índice de masa corporal con un punto de corte de 35.


E. Chiquete, et al

trapolar (Fig. 2). De esta forma, se apreció que el ICT es un mejor índice de adiposidad, en compara-ción con el IMC o el PA (sin diferencias entre géne-ros), ya que el área bajo la curva de características receptor-operador fue significativamente diferente a las obtenidas por el IMC o el PA (Fig. 2). Más aún, la correlación del IMC con el porcentaje de grasa corporal total fue significativamente inferior a la correspondiente del ICT (r = 0,75 frente a r = 0,889, respectivamente; p < 0,001). La correlación con la masa magra total (en kg) fue significativamente po-sitiva para el IMC, mientras que el ICT no correla-cionó con ésta en absoluto (r = 0,3 frente a r = –0,016, respectivamente; p < 0,001). A su vez, fue óptima la correlación entre el IMC y el ICT en suje-

tos sanos (Fig. 2). En pacientes con ictus, la correla-ción entre estos dos índices fue estadísticamente sig-nificativa, pero no de magnitud excelente (r = 0,642, p < 0,001).

En los pacientes con ictus isquémico, el percentil 90 para el ICT fue de 69,8, por lo que se eligió un punto de corte de 70 para identificar adiposidad ex-trema. En un análisis multivariado mediante el mo-delo de riesgos proporcionales de Cox, ajustado por múltiples covariables relevantes, la edad y la pun-tuación de la escala NIHSS (gravedad del ictus al in-greso hospitalario) se asociaron inversamente con la probabilidad de una puntuación de 0 en la escala de Rankin modificada a los 12 meses de ocurrido el ic-tus (Fig. 3). Por otro lado, en el modelo multivariado

Tabla I. Descripción de sobrevivientes sin recurrencia cerebrovascular al año siguiente a un primer infarto cerebral (n = 510).

Total(n = 510)

Hombres(n = 252)

Mujeres(n = 258)

p

Edad, media (min-máx), años 65,6 (21-97) 63,1 (21-93) 68,2 (22-97) < 0,001

Hipertensión arterial, n (%) 323 (63,3) 145 (57,5) 178 (69,0) 0,007

Diabetes mellitus, n (%) 172 (33,7) 85 (33,7) 87 (33,7) 0,990

Dislipidemia, n (%) 11 (21,8) 57 (22,6) 54 (20,9) 0,640

IMC, media (DE) 27,4 (4,7) 27,1 (4,5) 27,7 (4,9) 0,210

Perímetro abdominal, media (DE) 97,6 (15,3) 94,4 (14,4) 92,8 (16,1) 0,240

Perímetro abdominal anormal, n (%) a 256 (50,2) 77 (30,6) 179 (69,4) < 0,001

Puntuación de la NIHSS al ingreso, n (%) 0,008

≤ 8 267 (52,4) 149 (59,1) 118 (45,7)

9-18 176 (34,5) 77 (30,6) 99 (38,4)

> 18 67 (13,1) 26 (10,3) 41 (15,9)

Subtipos etiológicos del infarto cerebral, n (%) 0,030

Enfermedad de grandes arterias 45 (8,8) 26 (10,3) 19 (7,4)

Lacunar 124 (24,3) 72 (28,6) 52 (20,2)

Cardioembólico 86 (16,9) 31 (12,3) 55 (21,3)

Causas diversas 29 (5,7) 12 (4,8) 17 (6,6)

Mixto 29 (5,7) 15 (6,0) 14 (5,4)

Indeterminadas 197 (38,6) 96 (38,1) 101 (39,1)

DE: desviación estándar; IMC: índice de masa corporal; NIHSS: National Institutes of Health Stroke Scale. a Perímetro abdominal > 88 cm en mujeres o > 102 cm en hombres.



para la predicción de una puntuación >3 (discapaci-dad grave) en la escala de Rankin modificada a los 12 meses, la edad, la escala NIHSS y un ICT > 70 se asociaron a una mayor probabilidad de este desenla-ce funcional adverso, mientras que un IMC > 35 se asoció a menor riesgo de alcanzar discapacidad gra-ve a los 12 meses (Fig. 3). Las variables IMC < 25, < 20 o < 18 no se asociaron a ningún pronóstico funcional; además, ni la edad, ni el género, ni co-morbilidades, ni los valores basales de laboratorio difirieron significativamente entre los pacientes con un IMC > 35 o menor (datos no mostrados). Sin em-bargo, sólo 5 de 27 (18,5%) pacientes con un IMC > 35 alcanzaron 0 puntos en la escala de Rankin modificada, mientras que 10 de ellos (37%) presen-taron una puntuación >3 en esta escala en la eva-luación funcional a los 12 meses desde el ictus.

Discusión

En este estudio, encontramos que el ICT es franca-mente superior al IMC, como índice de adiposidad, al menos en sujetos sanos, ya que el IMC, a diferen-cia del ICT, refleja, además, la masa corporal libre de grasa en un 30%. El hecho de que en nuestros análisis se identificara a un ICT > 70 como factor de riesgo para discapacidad grave un año después del ictus, pero que un IMC > 35 se asociara a un riesgo reducido de este mismo desenlace, sugiere que, por un lado, el exceso de adiposidad es perjudicial, pero que, por otro, cierta masa corporal (magra y grasa) es de alguna forma necesaria para un buen desenla-ce funcional. Una explicación alternativa a esta apa-rente ambigüedad es que los sujetos con un IMC > 35 y que alcanzan cierta edad sin ningún evento vascu-lar agudo pudieran ser en general más sanos que sus contrapartes con IMC más bajo; es decir, que la se-lección negativa de la enfermedad vascular (espe-cialmente coronaria) ocurra a edades más tempra-nas, y que los pacientes obesos que alcancen una edad más o menos avanzada (más de 65 años) hasta presentar su primer evento vascular cerebral sean relativamente privilegiados con una genética o me-dio ambiente favorables. A este fenómeno se le ha llamado ‘supervivencia selectiva’ [19,27]. Esto últi-mo es apoyado en parte por el hecho de que no se encontró aquí que un IMC bajo se asociara positiva o negativamente a un pronóstico adverso, pero un IMC muy alto fue ciertamente protector. Sin embar-go, con la metodología aquí empleada, no es posible confirmar que los pocos pacientes con un IMC > 35 que tuvieron un pronóstico favorable fueran más sa-nos o con mejor genética que sus contrapartes.

La mayor parte de los estudios que han explora-do el tema de la obesidad como factor asociado al desenlace posterior a un ictus han evaluado sólo el IMC como indicador de adiposidad [19,28-30], y la mayoría ha concluido que un IMC alto es un factor pronóstico adverso. Sin embargo, en el estudio de Towfighi y Ovbiagele [19] se informó de que, parti-cularmente en pacientes añosos, un alto IMC se asocia a una reducción de un pronóstico desfavora-ble. Aunque no fue planteado así, ese estudio es el primero en describir un supuesto efecto paradójico de un IMC alto en pacientes con ictus. El presente estudio es el segundo en confirmar este aparente efec-

Figura 2. a) Curva de características receptor-operador para la discriminación de un porcentaje de grasa corporal total > 30, en función del índice de masa corporal (IMC), índice cintura/talla (ICT) y perímetro abdominal, en 501 sujetos sanos evaluados mediante bioimpedancia tetrapolar; b) Correlación entre el ICT y el porcentaje de grasa corporal total en los sujetos sanos; c) Correlación entre el IMC y el porcentaje de grasa corporal total en los sujetos sanos; d) Correlación del ICT con el IMC en los mismos individuos. La línea central en negro representa la regresión estimada. Las líneas marginales en rojo representan el intervalo de confianza al 95% de los datos individuales de la correlación.

a

c

b

d


E. Chiquete, et al

Tabla II. Características clínicas, de acuerdo con la categoría del índice de masa corporal, en los pacientes con ictus (n = 510).

IMC < 18(n = 4)

IMC 18-24,9(n = 144)

IMC 25-29,9(n = 241)

IMC 30-34,9(n = 94)

IMC 35-39,9(n = 20)

IMC ≥ 40(n = 7)

p

Edad, media (DE), años 66,7 (30,3) 64,8 (18,9) 65,6 (13,3) 68,2 (13,2) 59,6 (17,5) 66,7 (14,7) 0,300

Mujeres, n (%) 2 (50,0) 74 (51,4) 111 (46,1) 53 (56,4) 14 (70,0) 4 (57,1) 0,270

Perímetro abdominal, media (DE), cm 64,2 (16,5) 81,7 (11,5) 94,5 (11,5) 104,8 (13,9) 111,6 (10,0) 120,4 (9,5) < 0,001

Perímetro abdominal anormal, n (%) a 0 (0) 30 (20,8) 123 (51,0) 76 (80,9) 20 (100) 7 (100) < 0,001

Índice cintura/talla, n (%) < 0,001

< 45 3 (75,0) 32 (22,2) 9 (3,7) 1 (1,1) 0 (0) 0 (0)

45-50 1 (25,0) 38 (26,4) 14 (5,8) 1 (1,1) 0 (0) 0 (0)

50,1-60 0 (0) 57 (39,6) 118 (49) 23 (24,5) 0 (0) 0 (0)

60,1-65 0 (0) 17 (11,8) 65 (27) 22 (23,4) 4 (20,0) 0 (0)

65,1-70 0 (0) 0 (0) 28 (11,6) 21 (22,3) 8 (40,0) 1 (14,3)

> 70 0 (0) 0 (0) 7 (2,9) 26 (27,7) 8 (40,0) 6 (85,7)

Puntuación de la NIHSS al ingreso, n (%) 0,050

≤ 8 1 (25,0) 80 (55,6) 129 (53,5) 47 (50,0) 7 (35,0) 3 (42,9)

9-18 3 (75,0) 53 (36,8) 81 (33,6) 31 (33,0) 6 (30,0) 2 (28,6)

> 18 0 (0) 11 (7,6) 31 (12,3) 16 (17,0) 7 (35,0) 2 (28,6)

DE: desviación estándar; IMC: índice de masa corporal; NIHSS: National Institutes of Health Stroke Scale. a Perímetro abdominal >88 cm en mujeres o >102 cm en hombres.

to paradójico de un elevado IMC en sobrevivientes a un infarto cerebral. Sin embargo, es bien sabido (y aquí confirmado) que el IMC no es el mejor índice de adiposidad con que se cuenta [31,32], por lo que la ‘paradoja de la obesidad’ podría tener una expli-cación más metodológica que biológica [33,34].

Este estudio es el primero en analizar la relación de marcadores de adiposidad con el desenlace fun-cional un año después de un primer ictus isquémi-co, excluyendo la muerte como desenlace adverso y cualquier recurrencia cerebrovascular. Sin embargo, el presente informe tiene también limitaciones im-portantes que deben ser advertidas para su correcta interpretación. Considerando los estándares actua-les, son estrechos el tamaño de muestra y el período de seguimiento clínico. Además, no se evaluó a los pacientes con ictus respecto a su composición cor-poral y, en su lugar, se analizó el desempeño de índi-ces antropométricos en la predicción de adiposidad de sujetos sanos, para luego ser aplicados en los pa-

cientes con ictus. Esto ocurrió debido a que el obje-tivo primario del registro PREMIER no fue analizar la composición corporal y el estado nutricio como factores de predicción, pero consideramos impor-tante sustentar el hecho de que el IMC no refleja sólo adiposidad y que existen mejores índices antro-pométricos para tal efecto. Aquí no fue posible dar sustento pragmático a la hipótesis de que algunos sujetos con IMC alto podrían estar protegidos de discapacidad grave debido a su masa corporal, o que éstos posean un microambiente corporal favorable. Es arriesgado, por lo tanto, concluir que la obesidad es protectora de discapacidad funcional grave des-pués de un infarto cerebral, ya que un ICT elevado (mejor marcador de adiposidad que el IMC) se aso-cia fuertemente a un desenlace adverso. Debido a que un 52% de los pacientes con un IMC > 35 en este estudio tenía además un ICT > 70, ¿cómo sa-ber qué paciente obeso particular presentará un desenlace afortunado? Y ¿quién correría el riesgo de



mantener la obesidad extrema apelando a una ge-nética desconocida? Aún no existe una explicación satisfactoria al fenómeno de la paradoja de la obesi-dad [33,34], y es menester recordar que todos los pacientes de este estudio, obesos o no, tienen enfer-medad vascular, la mayoría otras comorbilidades importantes, y sólo una minoría fue relativamente afortunada a pesar de un IMC > 35.

Se deben conducir nuevos estudios que evalúen directamente la composición corporal y el estado

nutricional de pacientes con ictus en relación con su desenlace funcional. Deben explorarse, además, nuevos índices somatométricos en pacientes con ictus, que reflejen mejor la masa adiposa frente a la masa magra, y que sean pronosticadores más fieles que los índices tradicionales.

En conclusión, la adiposidad corporal excesiva, se-gún lo refleja el ICT, se asocia fuertemente a mayor discapacidad funcional en sobrevivientes al primer

Tabla III. Evolución clínica a los 12 meses de seguimiento clínico, de acuerdo con la categoría del índice de masa corporal (IMC) e índice cintura/talla (ICT), en los pacientes con ictus (n = 510).

Puntuación en la escala de Rankin modificadaIMC < 18(n = 4)

IMC 18-24,9(n = 144)

IMC 25-29,9(n = 241)

IMC 30-34,9(n = 94)

IMC 35-39,9(n = 20)

IMC ≥ 40(n = 7)

p

Evaluación a los 12 meses = 0 puntos, n (%) 0 (0) 21 (14,6) 38 (15,8) 12 (12,8) 4 (20,0) 1 (14,3) 0,900

Evaluación a los 12 meses = 1-2 puntos, n (%) 3 (75,0) 86 (59,7) 133 (55,2) 45 (47,9) 10 (50,0) 2 (28,6) 0,300

Evaluación a los 12 meses ≥ 3 puntos, n (%) 1 (25,0) 37 (25,7) 70 (29,0) 37 (39,4) 6 (30,0) 4 (57,1) 0,170

ICT < 45(n = 45)

ICT 45-50(n = 54)

ICT 50,1-60(n = 198)

ICT 60,1-65(n = 108)

ICT 65,1-70(n = 58)

ICT > 70(n = 47)

Evaluación a los 12 meses = 0 puntos, n (%) 9 (20,0) 7 (13,0) 27 (13,6) 20 (18,5) 9 (15,5) 4 (8,5) 0,550

Evaluación a los 12 meses = 1-2 puntos, n (%) 27 (60,0) 29 (53,7) 114 (57,6) 58 (53,7) 30 (51,7) 21 (44,7) 0,650

Evaluación a los 12 meses ≥ 3 puntos, n (%) 4 (8,9) 8 (14,8) 33 (16,7) 14 (13,0) 7 (12,1) 15 (31,9) 0,030

Figura 3. Gráfica de bosque con los resultados de dos análisis multivariados mediante el modelo de riesgos proporcionales de Cox, para la predic-ción de una puntuación de la escala de Rankin modificada de 0 puntos y de 3-5 puntos a 12 meses de ocurrido un primer infarto cerebral (n = 510). Variables analizadas en ambos modelos: edad, género, puntuación de la National Institutes of Health Stroke Scale, antecedentes de hipertensión, diabetes mellitus y tabaquismo, índice de masa corporal > 35 en el momento de la hospitalización, índice cintura/talla > 70 en el momento de la hospitalización, perímetro abdominal > 88 cm en mujeres o > 102 cm en hombres en el momento de la hospitalización y síndrome de isquemia de circulación anterior total. Sólo se muestran las variables significativamente asociadas a los desenlaces clínicos.


E. Chiquete, et al

año después de un infarto cerebral, pero es posible que cierta masa corporal sea necesaria para aumen-tar las posibilidades de un desenlace no tan adver-so. El IMC no es un adecuado marcador de adiposi-dad, por lo que es necesario redefinir el concepto de obesidad basado en otros índices.

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Obesity paradox and functional recovery in first-ever acute ischemic stroke survivors: the PREMIER study

Introduction. The ‘obesity paradox’ is the decreasing risk of death after cardiovascular disease, with a high body mass index (BMI), even when BMI is a risk factor for vasculopathy, in the first place. Our aim was to analyze the influence of obesity on the functional recovery after ischemic stroke.

Patients and methods. We studied 510 patients who survived a first-ever acute ischemic stroke, without cerebrovascular disease history, and without recurrence or death after 12 months of follow-up. We also studied 501 healthy subjects who received tetrapolar bioimpedance analysis to compare the waist-to-height ratio (WHtR), abdominal circumference and BMI, as adiposity indices, in order to apply them in stroke patients.

Results. In healthy individuals, WHtR performed better than BMI or abdominal circumference in predicting body fat. In a Cox proportional hazards model adjusted for multiple covariables, age (hazard ratio, HR = 1.11; 95% confidence interval, 95% CI = 1.08-1.14), NIHSS score (HR = 1.03; 95% CI = 1.01-1.05) and WHtR > 70 (HR = 2.44; 95% CI = 1.33-4.48) were associated with a high risk of attaining a modified Rankin scale more or equal than 3 at 12 months after stroke; whereas BMI > 35 (HR = 0.33; 95% CI = 0.11-0.98) was protector.

Conclusion. As reflected by WHtR, the excess of adiposity increases the chance of severe disability after ischemic stroke. Since BMI reflects also total lean mass, it is risky to conclude that there is a protective effect of obesity alone in the functional recovery after stroke; nevertheless, it is possible that a certain magnitude of body mass is necessary to prevent severe disability in stroke survivors.

Key words. Body mass index. Cerebrovascular disease. Mexico. Obesity. Outcome. Paradox. Stroke. Waist-to-height ratio.

Paradoja de la obesidad y recuperación funcional en sobrevivientes a un primer infarto cerebral:...

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