Eficacia y seguridad del ibuprofeno y del paracetamol en niños y adultos: metaanálisis y revisión cualitativa


Traductores: Esparza Olcina MJ1
1Centro de Salud Barcelona. Móstoles. Madrid (España). 
Correspondencia: María Jesús Esparza Olcina. Correo electrónico: mjesparza8@gmail.com
Fecha de publicación: 13/10/2011   

Procedencia del artículo

Los autores del documento original no se hacen responsables de los posibles errores que hayan podido cometerse en la traducción del mismo.

Autores de la revisión sistemática

Pierce CA, Voss B1.

Autores del resumen estructurado

Revisores del CRD. Fecha de la evaluación: 2011. Última actualización: 2011. URL del original en inglés disponible en:http://www.crd.york.ac.uk/CRDWeb/ShowRecord.asp?AccessionNumber=12010003052&UserID=0

Artículo Traducido

Título: Eficacia y seguridad del ibuprofeno y del paracetamol en niños y adultos: metaanálisis y revisión cualitativa.
Resumen del CRD: la revisión concluyó que el ibuprofeno era igual o más eficaz que el paracetamol para el tratamiento del dolor y la fiebre en adultos y niños y que era igual de seguro. Las prudentes conclusiones de los autores reflejan la evidencia presentada, pero algunas deficiencias en el proceso de revisión, la falta de valoración de la calidad y una heterogeneidad clínica importante hacen dudosa la fiabilidad de las conclusiones.
Objetivos de los autores: estimar la eficacia y seguridad analgésica y antipirética del ibuprofeno comparado con paracetamol en niños y adultos.
Búsqueda: se consultaron PubMed (hasta agosto de 2009) y EMBASE (hasta enero de 2008). La búsqueda se restringió a estudios en inglés. Se aportaron los términos de búsqueda. Se buscaron en las listas de referencias de los artículos obtenidos.
Selección de los estudios: se consideraron seleccionables para la revisión ensayos clínicos prospectivos o retrospectivos que incluyeran datos sobre la eficacia y/o seguridad (efectos adversos) en comparación directa de ibuprofeno con paracetamol para el tratamiento del dolor o de la fiebre. Se excluyeron los estudios que incluían medicación concomitante.
En los estudios incluidos, la dosis unitaria de ibuprofeno osciló entre 200 y 600 mg. Varios estudios utilizaron al menos una dosis o más de 600 mg para la reducción del dolor y la temperatura en adultos. Las dosis de ibuprofeno en niños dependían sobre todo del peso; y oscilaban entre 5 y 20 mg/kg (algunos estudios administraban dosis fijas). Las dosis de paracetamol oscilaban entre 500 y 1300 mg por dosis en adultos y entre 10 y 40 mg/kg en niños. Para la reducción del dolor en adultos, los participantes habían sufrido una variedad de procedimientos quirúrgicos o tenían dolor menstrual, articular, cefalea, dolor de garganta, dolor oncológico o dolor inducido experimentalmente. El tratamiento antipirético en adultos se utilizó sobre todo para disminuir la fiebre y cefalea producida por interferón en participantes con esclerosis múltiple; también se utilizó en participantes con ataque isquémico agudo y malaria. Otras patologías en niños incluían traumatismos musculoesqueléticos, dolor por vacunación y malestar por fiebre. La mayoría de los estudios consideraban niños a los menores de 18 años y adultos a los mayores de 18 años. El dolor, la fiebre y los efectos adversos se definieron de acuerdo con los autores de los estudios individuales.
Los autores no especificaron cómo se hizo la selección de los estudios para la revisión.
Evaluación de la validez: los autores no dejan constancia de que evaluasen la calidad de los estudios incluidos en la revisión.
Extracción de los datos: los datos de los estudios se extrajeron y separaron en estudios pediátricos y de adultos. Para incluir en el metaanálisis las medidas continuas de temperatura o las puntuaciones de un simulador visual del dolor, se calcularon las diferencias de medias estandarizadas (DME) con su intervalo de confianza del 95% (IC 95%). Esto se calculó para todas las medidas relacionadas con tiempo tal como la media del paracetamol menos la media del ibuprofeno (en los estudios en los que constaba). Para estudios sobre dolor se hizo la medición a las dos horas tras la primera dosis (en los estudios en los que constaba) o en el punto más próximo a las dos horas en que cambiaba la línea basal. Para estudios de fiebre, se midió a las cuatro horas (en los estudios en los que constaba). Se calcularon las odds ratios (OR) y sus IC 95% para la proporción de participantes que experimentaron al menos un efecto adverso y al menos un efecto adverso grave. Si no se observaban efectos adversos en la rama de tratamiento, se añadió 0,5 a cada celda de la tabla de contingencia para posibilitar el cálculo de las OR. En todos los otros estudios no incluidos en el metaanálisis se extrajeron los resultados.
Los autores no explicaron cómo llevaron a cabo la extracción de los datos.
Métodos de síntesis: los ensayos clínicos aleatorizados (ECA) se combinaron en metaanálisis. Los ECA cuyos datos estaban resumidos gráficamente no se incluyeron en el metaanálisis. Las OR totales se calcularon utilizando el estimador de Mantel Haenszel solo si el test estadístico de heterogeneidad no era significativo. Las DME ponderadas globales se calcularon de acuerdo con la medida gde Hedge. Las conclusiones de los demás estudios se combinaron cualitativamente en formato narrativo. Las conclusiones que indicaban diferencias entre tratamientos en los estudios individuales tenían que aportar valores significativos de p o de los IC 95%; en caso contrario los dos tratamientos se consideraron igual de eficaces y/o seguros.
Se fabricaron gráficos de embudo para valorar el sesgo de publicación y la heterogeneidad.
Resultados de la revisión: en la revisión se incluyeron 85 estudios. Cincuenta y cuatro (n  = 7603 participantes) valoraban los efectos del tratamiento sobre el dolor (36 en adultos y 18 en niños). Treinta y cinco estudios (n = 3985) valoraban los efectos del tratamiento sobre la fiebre (cinco en adultos y 30 en niños). Sesenta y seis estudios (no se informó la n) valoraban los efectos adversos de los tratamientos, 35 en adultos y 31 en niños.
Dolor en adultos: 26 estudios concluían que el ibuprofeno era mejor que el paracetamol y 10 no encontraron diferencias significativas. En el metaanálisis de ECA, el ibuprofeno se asoció con una puntuación en la escala de puntuación clínica de dolor significativamente más baja dos horas tras la dosis (DME: 0,69; IC 95%: 0,57-0,81; nueve estudios), que se correspondía con un tamaño medio del efecto obtenido utilizando la regla general del tamaño del efecto de Cohen (Cohen’s rule of thumb).
Dolor en niños: seis estudios concluyeron que el ibuprofeno era superior al paracetamol, once no encontraron diferencias significativas entre los tratamientos y uno encontró diferencia significativa a favor del ibuprofeno solo el día de la intervención quirúrgica y no posteriormente. En el metaanálisis de los ECA el ibuprofeno se asoció a una puntuación significativamente menor que el paracetamol en escala de puntuación para dolor a las dos horas tras la dosis (DME: 0,28; IC 95%: 0,10-0,46; seis estudios), que coincide con un tamaño del efecto pequeño según la regla de Cohen.
Fiebre en adultos: tres estudios concluyeron que el ibuprofeno era superior al paracetamol y dos estudios no encontraron diferencias significativas entre los tratamientos. No se realizó metaanálisis.
Fiebre en niños: quince estudios concluyeron que el ibuprofeno era superior al paracetamol y 15 estudios no encontraron diferencias significativas entre los tratamientos. En el metaanálisis de los ECA el ibuprofeno se asoció a una puntuación significativamente menor en las escalas clínicas de puntuación para fiebre a las cuatro horas tras la dosis (DME: 0,26; IC 95%: 0,10-0,41; siete estudios), consistente con tamaño del efecto pequeño utilizando la regla de Cohen.
Efectos adversos en adultos: ningún estudio encontró diferencias significativas entre el ibuprofeno y el paracetamol en la incidencia de uno o más efectos adversos (35 estudios). En el metaanálisis de ECA, el ibuprofeno se asoció con una menor (pero no estadísticamente significativa) incidencia de efectos adversos que paracetamol (OR: 1,12; IC 95%: 1,00-1,25; 25 estudios), consistente con un tamaño del efecto pequeño según Cohen. Un estudio no encontró diferencias en la tasa de efectos adversos graves entre los tratamientos.
Efectos adversos en niños: veintinueve estudios no encontraron evidencia o ésta no fue estadísticamente significativa entre ibuprofeno y paracetamol en la incidencia de uno o más efectos adversos. Un estudio concluyó que el paracetamol era más seguro o mejor tolerado que el ibuprofeno. En el metaanálisis no se evidenció diferencias en la tasa de efectos adversos entre ibuprofeno y paracetamol (OR: 0,82; IC 95%: 0,60-1,12; 19 estudios). Dos estudios refirieron que no encontraron diferencias significativas en los efectos adversos graves entre los tratamientos.
Conclusiones de los autores: el ibuprofeno fue similar o más eficaz que el paracetamol para el tratamiento del dolor y la fiebre en adultos y niños y fue igualmente seguro.

COMENTARIO CRD

La revisión aborda una pregunta de investigación bien definida. Los criterios de inclusión fueron amplios y se consideran adecuados. La búsqueda realizada incluyó consultas en una serie importante de fuentes con términos de búsqueda adecuados para estudios publicados en inglés; no se puede descartar el sesgo de idioma. Los autores afirman que se realizaron gráficos de embudo para valorar el sesgo de publicación, pero no informan los resultados de estos análisis, y los investigadores no contactaron con los autores para buscar la información no escrita en los estudios individuales; no se puede descartar el sesgo de publicación. No se aportaron los métodos utilizados para la selección de los estudios, para la valoración de la calidad y para la extracción de los datos; no se puede descartar error y sesgo del revisor. No se realizó valoración de la calidad, lo que hace difícil determinar la fiabilidad de las conclusiones. Los participantes padecían una amplia variedad de situaciones que justificaban el tratamiento. Había una amplia variedad de dosis y de pautas de dosificación en el tiempo. No se hicieron análisis de subgrupos para determinar los efectos diferenciales. Los efectos adversos se definieron e informaron de distinta manera en los estudios, lo cual se añadió a la dificultad de valoración cuantitativa de la proporción con uno o más efectos adversos. Los estudios incluidos utilizaron puntos de tiempo variables para la valoración del efecto de los tratamientos; los autores eligieron puntos de tiempo precoces (dos horas tras la dosis para efectos sobre el dolor y cuatro horas para efectos sobre la fiebre) basándose en la inclusión del máximo número posible de estudios en el análisis.
Los autores realizaron metaanálisis con los ECA encontrados y presentaron tanto los resultados del metaanálisis como la síntesis narrativa de todos los estudios, informando sobre la proporción de todos los estudios con diferencias significativas entre los tratamientos y sobre la proporción de los que no encontraron evidencia estadística de diferencia. La valoración cuantitativa con el metaanálisis estaba basada sobre todo en estudios de corta duración, que hacen difícil aportar conclusiones fiables sobre la seguridad a más largo plazo. Los autores informaron que se valoró la heterogeneidad estadística para el metaanálisis, pero no se informó sobre el testque utilizaron ni sobre el resultado. Uno de los autores trabajaba para Cumberland Pharmaceuticals en Nashville, Tennessee.
Las prudentes conclusiones de los autores reflejan la evidencia presentada, pero las deficiencias del proceso de revisión, la falta de evaluación de la calidad y la importante heterogeneidad clínica hacen que sea dudosa la fiabilidad de las conclusiones.
Implicaciones de la revisión: los autores no establecieron implicaciones ni para la práctica clínica ni para la investigación.
Financiación: no especificada.
Asignación de descriptores: asignación por la NLM.
Descriptores: Acetaminophen/Adverse effects/therapeutic use; Adult; Age Factors; Analgesics, Non-Narcotic/adverse effects/therapeutic use; Child; Female; Fever/drug therapy; Humans; Ibuprofen/adverse effects/therapeutic use; Male; Odds Ratio; Pain/drug therapy; Randomized Controlled Trials as Topic.
Número del registro de entrada: 12010003052.
Fecha de inclusión en la base de datos: 20 de julio de 2011.

Cómo citar este artículo

Esparza Olcina MJ. Eficacia y seguridad del ibuprofeno y del paracetamol en niños y adultos: metaanálisis y revisión cualitativa. Evid Pediatr. 2011;7:98.
Traducción autorizada de: Centre of Reviews and Dissemination (CRD). Efficacy and safety of ibuprofen and acetaminophen in children and adults: a meta-analysis and qualitative review.Universityof York. Database of Abstracts of Review of Effects web site (DARE) Documento número: 12010003052 [en línea] [fecha de actualización: 2011; fecha de consulta: 27-9-2011]. Disponible en: 
http://www.crd.york.ac.uk/CRDWeb/ShowRecord.asp?AccessionNumber=12010003052&UserID=0

Bibliografía

  1. Pierce CA, Voss B. Efficacy and safety of ibuprofen and acetaminophen in children and adults: a meta-analysis and qualitative review. Annals of Pharmacotherapy. 2010;44(3):489-506.

Tipo de Documento

Este informe es un abstract estructurado producido por el CRD. El artículo original cumplió una serie de criterios de calidad exigidos. Desde septiembre de 1996 se procede enviando los abstracts a los autores del artículo original para ser comentados. Si se aporta alguna información adicional, esta se incorpora dentro del informe bajo el siguiente encabezamiento: (A:….).

¿Cuánto tiempo debe hervirse el agua para preparar los biberones?


Pediatria basada en pruebas por Javier González de Dios

Biberones = traducción al argentino básico “mamadera”. 
Podemos extraer la respuesta a esta pregunta de una reciente revisión sobre el “agua en la nutrición infantil”, firmada por los doctores Isidro Vitoria y Jaime Dalmau en Acta Pediátrica Española.
Si el agua potable sólo se somete a la cloración o la filtración rápida se sigue aislando quistes de Giardia y ooquistes de Cryptosporidium. Dado que tanto los quistes como los ooquistes se inactivan con la ebullición, según la OMS el agua potable debe hervirse para preparar los biberones.
La duración de la ebullición se había establecido en los tratados de pediatría entre 1 y 10 minutos con el objeto. Sin embargo, la ebullición del agua potable durante 10 minutos aumenta la concentración de sodio unas 2,5 veces, con lo que la reconstitución de las fórmulas infantiles con agua potable supera fácilmente el límite superior de sodio permitido establecido por la ESPGHAN, de 2,6 mEq/100 mL, con la finalidad de preservar el riñón del lactante de una excesiva carga renal de solutos. Además, el agua hervida durante 10 minutos a cielo abierto multiplica por 2,4 la concentración de nitratos, de modo que un agua potable con 23 mg/L de nitratos, al hervirla superaría los 50 mg/L (valor máximo tolerable), con lo que habría un riesgo adicional demetahemoglobinemia.
Así pues, con 1 minuto de ebullición es suficiente, lo que evita el riesgo añadido de un exceso de aporte iónico. Indudablemente, sigue siendo importante mantener la actual recomendación de lavarse siempre las manos antes de preparar el biberón. Una alternativa a la ebullición del agua potable es el empleo de aguas de bebida envasadas (que por definición no contiene virus, bacterias ni protozoos) y que no se deben hervir. Estos datos son reconocidos desde hace tiempo, pero sigue existiendo confusión.
Como recordatorio:
1) La composición ideal del agua para el primer año de vida debe ser:
– Sodio: posiblemente es más segura una concentración de sodio <;25 mg/L en los primeros 4-6 meses y < 50 mg/L a partir de dicha edad.
– Calcio: 25-100 mg/L.
– Flúor: < 0,3 mg/L.
– Nitratos: < 50 mg/L (idealmente < 25 mg/L).
2) La composición ideal del agua para el resto de la infancia debe ser:
– Sodio: < 50 mg/L.
– Calcio: 25-100 mg/L.
– Flúor: < 1 mg/L.
– Nitratos: < 50 mg/L (idealmente < 25 mg/L).
Todos los datos sobre el agua y la salud infantil en la web Aquainfant, web que dirige el Dr Vitoria desde hace años y que le convierten en un referente.

The incidence and clinical characteristics of Herpes Zoster among children and adolescents after implementation of Varicella vaccination


Herpes zosterImage via Wikipedia

  Fuente: Evidencias en Pediatria

AVC | Artículo valorado críticamente:
Civen R, Chaves SS, Jumaan A, Wu H, Mascola L, Gargiullo P, et al. The incidence and clinical characteristics of Herpes Zoster among children and adolescents after implementation of Varicella vaccination. Pediatr Infect Dis J. 2009;28:954-9.

Revisores: Chalco Orrego JP1, Bada Mancilla CA2, Rojas Galarza RA3


1Pediatra independiente. Lima (Perú).
2Servicio de Urgencias. Hospital de Emergencias Pediátricas. Lima (Perú).
3Unidad de Emergencia. Instituto Nacional de Salud del Niño. Lima (Perú).
Correspondencia: Juan Pablo Chalco Orrego. Correo electrónico: jpcho33@yahoo.com
Palabras clave: herpes zoster; vacuna contra la varicela; incidencia
Keywords: herpes zoster; chickenpox vaccine; incidence
Fecha de recepción: 03/03/2010   Fecha de aceptación: 04/03/2010   Fecha de publicación: 25/03/2010  

Resumen Estructurado

Objetivo: examinar los cambios en la incidencia, clínica y riesgo de padecer herpes zoster (HZ) en niños y adolescentes según su historia vacunal.


Diseño: estudio descriptivo derivado de cohorte poblacional de vigilancia activa.


Emplazamiento: comunitario. Un condado de Los Angeles (California), Estados Unidos.


Población de estudio: todos los residentes menores de 20 años con HZ diagnosticados entre el año 2000 y el 2006. Se definió caso de HZ como erupción maculopapular o vesicular unilateral que comprometía al menos un dermatoma, diagnosticado por un médico y comprobado en su historia clínica. Se reportaron inicialmente 579 casos de HZ, excluyéndose 120 (36 por vivir fuera del condado, 10 por errores de reporte, 7 no reunían los criterios de caso y 67 tenia diagnósticos alternativos) quedando 459 casos.


Evaluación del factor de riesgo: la información del estado vacunal fue extraído del servicio de salud o de los registros vacunales escolares. El diagnóstico de varicela fue obtenido directamente de los afectados y se validó de las historias clínicas si era factible. Se estimó la población en riesgo de HZ en niños < 10 años para los vacunados (n° de casos de HZ en niños vacunados/n° de dosis por cada edad) y para los que habían tenido varicela (n° de casos de HZ en niños con historia de varicela o estado vacunal desconocido/n° de casos de varicela reportados de la encuesta activa o n° de niños no vacunados multiplicado por 0,9).


Medición del resultado: las tendencias y tasas de incidencia por edades fueron evaluadas usando una regresión de Poisson. Se estableció un nivel de significación estadística de 0,05. Se calculó el riesgo relativo (RR) y su intervalo de confianza del 95% (IC 95%) anual de HZ entre los vacunados y los que tuvieron historia de varicela y se midió su asociación estadística con el test de χ2 de Wald para muestras complejas.


Resultados principales: la edad media fue de 12 años (rango de 11 meses a 19 años), 154 (34%) fueron en < 10 años y 305 (66%) en niños y adolescentes de entre 10 y 19 años. La tendencia de la incidencia de HZ en niños < 10 años pasó de 74,8 casos/100.000 niños (IC 95%: 55,3 a 101,2) en 2000 a 33.3 casos /100,000 niños (IC 95% de 20,9 a 52,8) en 2006 con una declinación del 56% (p <0,001). La incidencia de HZ en niños de 10 a 19 años pasó de 59,6 casos/100.000 niños (IC 95% de 42,7 a 82,9) en 2000 a 96,7 casos /100.000 niños (IC 95% de 75,7 a 123,6) en 2006 con un incremento del 63% (p <0,002). En niños <10 años, el reporte de HZ con dolor entre vacunados frente a los niños con varicela tuvo un odds ratio (OR)* de 0,251 (IC 95% 0,112 a 0,562). El RR de HZ en niños vacunados frente a niños con varicela entre 2000 y 2006 fue de 0,08 (IC 95% de 0,06 a 0,11) con un reducción absoluta del riesgo* (RAR) de 0,002 (IC 95% de 0,002 a 0,003) y numero necesario a tratar* (NNT) de 455 (IC 95% de 362 a 577).


Conclusión: la vacunación contra la varicela reduce sustancialmente el riesgo de HZ entre los niños vacunados y su uso ampliado probablemente reducirá la carga total del HZ en los Estados Unidos. El incremento de la incidencia del HZ entre los 10 a 19 años no puede ser explicado razonablemente y necesita ser confirmada con otras fuentes de datos.


Conflicto de intereses: no consta.


Fuente de financiación: Centro de Control y Prevención de Enfermedades de Atlanta y el Departamento de Salud Publica de los Angeles.


* Calculado a partir de los datos del estudio.

Comentario Crítico

Justificación: después de la implementación universal de la vacuna contra la varicela en muchos países se ha cuestionado e hipotetizado la variación epidemiológica que sufrirá el HZ en distintos grupos etarios, incluyendo la población infantil, por lo que los esfuerzos iniciales se centraron en describir la situación previa a la vacunación1,2. Luego siguieron los reportes posteriores de seguridad donde se vislumbraban ciertos cambios en la epidemiologia del HZ (reportado como evento adverso en personas vacunadas), con una aparente disminución de la morbilidad y edad de aparición en pacientes pediátricos pero con un aumento de la incidencia en adultos jóvenes3,4. Existen pocos estudios del comportamiento específico del HZ en pacientes vacunados contra la varicela en comparación con los no vacunados en edad pediátrica más allá de reportes de casos5.


Validez o rigor científico: cohorte poblacional muy bien definida y seguida con vigilancia activa de casos y eventos adversos aunque se centra principalmente en niños < 10 años a pesar de tener disponibilidad de datos para toda la población pediátrica (incluso la edad media de HZ esta en los 12 años). Se definió bien la exposición así como el cálculo de las poblaciones en riesgo para cada caso. Además se han tenido en cuenta potenciales factores de confusión o sesgo. No se mencionan perdidas en la cohorte y los datos reportados de 7 años de seguimiento podrían ser insuficientes sabiendo el comportamiento largamente latente del HZ comparados con otros trabajos con 10 a 26 años de seguimiento6. Además de calcular los RR con su IC 95% los autores también hacen un subanalisis de las características clínicas del HZ en pacientes vacunados o no pero, al analizar por subgrupos, va disminuyendo el tamaño muestral así como la potencia estadística.


Importancia clínica: no existen datos comparativos de incidencias de HZ en la edad pediátrica entre vacunados y no, por lo que es difícil contrastar estos resultados. Es interesante ver la gran variación de la incidencia de HZ en pediatría en Estados Unidos (67/100.000), Canadá (100-120/100.000)1 y España (250/100.000 aprox.)2 antes de la implementación de la vacuna. La tendencia general post-vacunación es a que aumente la incidencia global del HZ o la tasa de hospitalización7, o incluso que no varíe la incidencia de HZ entre los adultos jóvenes vacunados (6). Pero la idea general es que el HZ pediátrico post vacunación en menos grave aunque hay que reconocer que el grupo de riesgo principal de HZ es el adulto mayor.


Aplicabilidad en la práctica clínica: ante la escasez de trabajos similares o con mayor tiempo de seguimiento es temprano asumir que la vacunación contra la varicela disminuye significativamente la incidencia de HZ en niños, sin saber cómo se comporta en la adolescencia, aunque sí existe una tendencia a considerar que esta enfermedad esmás leve en niños y adolescentes. La indicación para la vacunación ampliada contra la varicela sigue siendo válida esperando posteriores trabajos del comportamiento epidemiológico futuro del HZ.


Conflicto de intereses de los autores del comentario: no existe.

Cómo citar este artículo

Chalco Orrego JP. Bada Mancilla CA, Rojas Galarza RA. En población infantojuvenil la vacuna contra la varicela parece disminuir poco la incidencia de herpes zoster aunque sí podría disminuir su gravedad. Evid Pediatr. 2010;6:14.

Bibliografía

  1. Edgar BL, Galanis E, Kay C, Skowronski D, Naus M, Patrick D. The burden of varicella and zoster in British Columbia 1994-2003: baseline assessment prior to universal vaccination. Can.Commun.Dis.Rep. 2007;33:1-15.
  2. Garcia Cenoz M, Castilla J, Montes Y, Moran J, Salaberri A, Elia F, et al.Incidencia de la varicela y el herpes zóster antes de la introducción dela vacunación sistemática infantil en Navarra, 2005-2006. An Sist.Sanit.Navar. 2008;31:71-80.
  3. Chaves S, Haber P, Walton K, Wise R, Izurieta H, Schmid D , et al. Safety of varicella vacine after licensure in the United States: experience from reports to the vaccine adverse event reporting system.,1995-2005. J.Infect.Dis. 2008;197:S170-7.
  4. Galea S, Sweet A, Beninger P, Steinberg S, LaRussa P, Gershon A, et al. The Safety Profile of Varicella Vaccine: A 10?Year Review. J.Infect.Dis. 2008;197:S165-9.
  5. Lin P, Yoon MK, Chiu CS. Herpes Zoster Keratouveitis and Inflammatory Ocular Hypertension 8 Years after Varicella Vaccination. Ocul.Immunol.Inflamm. 2009;17:33-5.
  6. Hambleton S, Steinberg S, LaRussa P, Shapiro E, Gershon A. Risk of Herpes Zoster in Adults Immunized with Varicella Vaccine. J.Infect.Dis. 2008;197:S196-9.
  7. Patel M, Gebremariam A, Davis M. Herpes Zoster?Related Hospitalizations and Expenditures Before and After Introduction of the Varicella Vaccine in the United States. Infect Control Hosp Epidemiol. 2008;29:1157-63.

Trastronos del Espectro Autista: nueva guía NICE


Autor: José Cristóbal Buñuel Álvarez

NICE ha publicado otra de sus excelentes y completísimas guías dedicada a un conjunto de enfermedades del máximo interés pediátrico: los Trastornos del Espectro Autista (TEA).
Como en otras guías, ésta se presenta en diferentes formatos que paso a exponeros:
Recordad que NICE es una de las instituciones cuyas guías de práctica clínica están incluidas en nuestro buscador personalizado “BuscaGuias“. Os recordamos la existencia de este buscador y os invitamos nuevamente a probarlo:
BuscaGuías
Gadgets powered by Google

Comparing the efficacy of stimulants for ADHD in children and adolescents using meta-analysis


Frontage of Heslington Hall, York, the adminis...Image via Wikipedia

Para los creyentes del Déficit de Atención, y que no se piense que hay sesgo de publicación. Lo que falta es tiempo para escribir. 

Esparza Olcina MJ. Comparación de la eficacia de los estimulantes para el TDAH en niños y
 adolescentes según un metaanálisis. Evid Pediatr. 2011;7:102.
Traducción autorizada de: Centre of Reviews and Dissemination (CRD). Comparing the efficacy 
of stimulants for ADHD in children and adolescents using meta-analysis. University of York
Database of Abstracts of Review of Effects web site (DARE).
 Documento número: 12010003072 [en línea] [fecha de actualización: 2011; 
fecha de consulta: 9-6-2011]. 
Disponible en:

Documento en Castellano
Document in English           

Dos reglas de decisión clínica resultan útiles para identificar a los niños con dolor abdominal con baja probabilidad de tener apendicitis


AVC | Artículo valorado críticamente:
Kharbanda AB, Taylor GA, Fishman SJ, Bachur RG. A clinical decision rule to identify children at low risk for appendicitis. Pediatrics. 2005;116;709-16.

Revisores: Buñuel Álvarez JC1, Ochoa Sangrador C2

1Àrea Bàsica de Salut Girona-4. Institut Català de la Salut. Girona (España).
2Servicio de Pediatría. Hospital Virgen de la Concha. Zamora (España). 

Correspondencia: José Cristóbal Buñuel Álvarez. Correo electrónico: jcbunuel@gmail.com
Palabras clave: regladecision clinicaapendicitis
Fecha de recepción: 10/01/2006   Fecha de aceptación: 16/01/2006   Fecha de publicación: 30/03/2006   

Resumen Estructurado

Objetivo: determinar la utilidad de dos reglas de decisión clínica (RDC) para predecir la ausencia de apendicitis en niños con dolor abdominal.
Diseño: estudio de cohortes para valorar la utilidad de una prueba diagnóstica.
Emplazamiento: servicio de urgencias de un hospital terciario urbano de Estados Unidos.
Población de estudio: pacientes que consultaron por dolor abdominal que cumplieron con los siguientes criterios de inclusión: edad comprendida entre 3 y 18 años y dolor que requirió valoración por parte del servicio de cirugía. Cumplieron los criterios 654 niños, existiendo un seguimiento completo en 601 (92%). Se realizó el análisis de la utilidad de ambas RDC en los primeros 425 niños reclutados consecutivamente (muestra de derivación) y con posterioridad se validaron en los siguientes 176 niños (muestra de validación).
Prueba diagnóstica: se elaboraron dos RDC mediante dos técnicas estadísticas: análisis de regresión logística y partición iterativa.
  • Regresión logística (RL): incluyó 6 variables dicotómicas predictoras, ponderadas según el valor del coeficiente β: recuento absoluto de neutrófilos (RAN) > 6750/ µL (6 puntos), dolor de rebote o a la percusión del abdomen (2 puntos), incapacidad para caminar (1 punto), presencia de nauseas (2 puntos), migración del dolor al cuadrante inferior derecho del abdomen (1 punto) e historia de dolor focalizado en dicho cuadrante (2 puntos). Una puntuación ≤ 5 identificaba a los pacientes con bajo riesgo de apendicitis. Este punto de corte se seleccionó porque era el que maximizaba el cociente de probabilidad negativo (CP-) y el valor predictivo negativo (VPN).
  • Partición iterativa: La RDC que maximizaba la posibilidad de no padecer apendicitis incluyó las variables RAN> 6750/ µL, nauseas y presencia de sensibilidad máxima en cuadrante inferior derecho. Los hallazgos clínicos “emesis” y “anorexia” se codificaron como “nauseas” y el síntoma dolor focal en cuadrante inferior derecho se codificó como “presencia de sensibilidad máxima en cuadrante inferior derecho”.
El patrón de referencia fue la presencia/ausencia de apendicitis. El diagnóstico se realizó en los niños operados que presentaron una anatomía patológica compatible. En los pacientes no intervenidos, el diagnóstico final se obtuvo mediante llamada telefónica a los padres y/o al pediatra del niño entre 2 y 4 semanas después de la consulta en el servicio de urgencias.
Medición del resultado: se calcularon la sensibilidad (S), especificidad (E), VPN y CP-.
Resultados principales: los 53 niños excluidos del estudio fueron similares en edad y sexo a los de la cohorte estudiada, pero tenían un menor porcentaje de apendicitis que los incluidos (13% frente a 35%). Presentaron un apéndice normal 17 pacientes (8%). En 507 (84%) se realizó un prueba diagnóstica de imagen: tomografía computada (TC) en 416 (69%), ecografía (ECO) en 219 (36,4%) o ambas en 128 (21%). La utilidad diagnóstica de las RDC se valoró en los primeros 425 niños reclutados consecutivamente que cumplieron los criterios de inclusión (entre abril de 2003 y febrero de 2004), procediéndose a una validación de sus resultados en los siguientes 176 niños (muestra de validación, reclutada entre marzo y julio de 2004). La RDC obtenida mediante RL obtuvo una S de 98,7% [Intervalo de Confianza del 95% (IC 95%): 95,5-99,9%], un VPN de 98,1% (IC 95%: 93,5-99,7%) y un CP- de 0,032 (IC 95%: 0,008-0,128). En la muestra de validación, los resultados fueron: S, 96,3% (IC 95%: 87,5-99%), VPN, 95,6% (IC 95%: 90,8-99%) y CP-, 0,102 (IC 95%: 0,026-0,405). La RDC obtenida mediante partición iterativa obtuvo una S de 100% (IC95%: 97,7-100%), un VPN de 100% (IC 95%: 96-100%) y un CP- de 0 (IC 95%: 0-0,001). En la muestra de validación los resultados fueron: S, 98,1% (IC 95%: 90,1-99,9%), VPN, 97,5% (IC 95%: 86,8-99,9%) y CP-, 0,058 (IC 95%: 0,008-0,411).
Conclusión: ambas RDC son útiles para descartar la presencia de apendicitis. Se recomienda la RDC basada en la obtenida mediante partición iterativa por su simplicidad y rendimiento diagnóstico superior.
Conflicto de intereses: no declarado.
Fuente de financiación: no consta.

Comentario Crítico

Justificación: la apendicitis aguda es la primera causa de abdomen agudo en la infancia. Clásicamente su diagnóstico se ha basado en la clínica. En los últimos años se han incorporado al proceso diagnóstico los estudios de imagen (ECO y TC).  En diversos centros hospitalarios la TC se ha popularizado a pesar de los riesgos que un exceso de radiación en los niños puede significar en el futuro1. El valor añadido de este estudio, sobre otras puntuaciones clínicas2-4, es desarrollar RDC específicas para la apendicitis en pediatría, con el objetivo de desarrollar criterios de bajo riesgo que permitan la observación o alta de los pacientes sin realizar TC.
Validez o rigor científico: el presente trabajo cumple los principales criterios de validez exigibles a un estudio de pruebas diagnósticas. Como sucede en los estudios en los que el patrón oro es un procedimiento invasivo (en este caso la histopatología del apéndice obtenido mediante intervención quirúrgica) podría existir un potencial sesgo de verificación diagnóstica (no obtención de la confirmación diagnóstica  mediante apendicectomía en aquellos casos en los que la clínica descartara la presencia de apendicitis). Los autores minimizaron su presencia mediante un exhaustivo seguimiento telefónico de los pacientes no intervenidos y comprobando que ningún paciente dado de alta fue apendicectomizado en otro centro. Se validó la utilidad de ambas RDC en una submuestra de pacientes para determinar la repetibilidad de los resultados. La recogida de datos fue efectuada por el pediatra, independientemente de la valoración clínica realizada por el cirujano, lo que anula la presencia de un posible sesgo de sospecha diagnóstica. Como limitación del estudio se ha de señalar que ambos modelos sólo fueron útiles para una pequeña proporción de pacientes: 46 de 176 (26,1%) para el modelo de RL y 40 de 176 (22,7%) para el modelo de partición iterativa, por lo que sólo una pequeña proporción de niños pueden beneficiarse. Esto es debido a que los autores desplazan el punto de corte de ambas RDC para maximizar la sensibilidad a expensas de reducir la especificidad, el valor predictivo positivo y el CP+ (cifras obtenidas a partir de los datos del estudio, tablas 1 y 2).
Tabla 1. modelo basado en RL. Muestra de validación Mostrar/ocultar
Tabla 2. modelo basado en partición iterativa. Muestra de validación Mostrar/ocultar
Relevancia clínica: en la muestra de validación, ambas RDC presentaron un poder de predicción algo más limitado que en la muestra de derivación. Se ha de hacer constar que las dos RDC se mostraron útiles sólo en aproximadamente una cuarta parte de pacientes con dolor abdominal (tablas 1 y 2, cuarta fila). Con las limitaciones mencionadas, ambas RDC fueron útiles en la muestra de pacientes de este estudio para identificar, en niños con bajo riesgo de presentar apendicitis, a aquéllos que no la padecían.
La discrepancia entre el resultado de ambas reglas es pequeña desde el punto de vista clínico, ya que en las dos se produce una importante disminución de la probabilidad postprueba, clínicamente relevante. En la literatura existen otros estudios que evalúan la utilidad subconjuntos de signos/síntomas para predecir el diagnóstico de apendicitis2-4. Aunque bien no se han validado sus resultados3 o son de muestra pequeña4, los CP- calculados a partir de sus resultados, 0%3 y 0,1294, son equiparables a los del artículo valorado.
Aplicabilidad en la práctica clínica: ambas RDC se han mostrado útiles para identificar, entre los pacientes con dolor abdominal y bajo riesgo de padecer apendicitis, a aquéllos que no la padecen. Su uso puede reducir la realización de pruebas radiológicas innecesarias (principalmente TC abdominal), con la consiguiente disminución de yatrogenia y costes. Esta reducción posiblemente sea de menor magnitud en nuestro medio debido a que el uso de la TC no está tan difundido.  Las RDC pueden recomendarse para su uso como un instrumento de apoyo para identificar niños con baja probabilidad de padecer esta enfermedad, teniendo presente que la incidencia de apendicitis en los servicios de urgencia hospitalarios no suele ser tan elevada como la del presente estudioy que los dos modelos sólo son útiles para una cuarta parte de los pacientes.

Cómo citar este artículo

Buñuel Álvarez JC, Ochoa Sangrador C. Dos reglas de decisión clínica resultan útiles para identificar a los niños con dolor abdominal con baja probabilidad de tener apendicitis. Evid Pediatr. 2006;2:5.

Bibliografía

  1. Brenner D, Elliston C, Hall E, Berdon W. Estimated risks of radiation-induced fatal cancer from pediatric CT. AJR Am J Roentgenol. 2001;176:289-96.
  2. Alvarado A. A practical score for the early diagnosis of acute appendicitis. Ann Emerg Med. 1986;15:557-64.
  3. Samuel M.  Pediatric apendicitis score. J Pediatr Surg. 2002;37:877-81.
  4. van den Broek WT, van der Ende ED, Bijnen AB, Breslau PJ, Gouma DJ. Which children coul Benedit from additional diagnostic tools in case od suspected apendicitis? J Pediatr Surg. 2004;39:570-4.
  5. Klein MD, Rabbani AB, Rood KD, Durham T, Rosenberg NM, Bahr MJ, et al. Three quantitative approaches to the diagnosis of abdominal pain in children: practical applications of decision theory. J Pediatr Surg. 2001;36:1375-80

La enfermedad celíaca se podría detectar con una determinación de anticuerpos antitransglutaminasa en la saliva


AVC | La enfermedad celíaca se podría detectar con una determinación de anticuerpos antitransglutaminasa en la saliva

Cuestas Montañés E, Ortega Páez E. La enfermedad celíaca se podría detectar con una determinación de anticuerpos antitransglutaminasa en la saliva. Evid Pediatr. 2011;7:56.

Prevencion y Cuidados en niños, o más medicalización ?


En Argentina es practica aceptada por los pediatras la realizacion de examenes periodicos de salud en niños con una frecuencia que pocos se plantean si es la correcta o no. Dos examenes en el primer mes de vida y practicamente un examen mensual hasta el año de vida es lo corriente. Con lo cual el primer año de vida, si el niño no padece ningun otro problema de salud, es de cuanto menos 14 visitas al medico. Mejora esto la calidad de atencion o la salud de los niños? La medicion continua de la talla, peso y perimetro cefalico, mas la oportunidad para prescribir otras practicas preventivas como inmunizaciones justifican esto? Sin duda son respuestas sobre las que se habla poco y se ha escrito menos en nuestro ambito.
Un articulo aparecido en Pediatria Basada en la Evidencia, pone en tela de juicio estos aspectos, y con ellos la discusion de la utilidad de las nuevas tablas de la OMS, asi como si este tipo de actividades no es parte de un proceso mas de medicalizacion de la infancia. El mismo puede leerse desde aqui. Articulo Completo en PDF.

La vacuna antineumocócica obtuvo un beneficio clínico marginal para disminuir la incidencia de episodios de otitis media aguda en niños menores de 12 años


incipiente Otitis media acuta - HyperämieImage via Wikipedia

La vacuna antineumocócica obtuvo un beneficio clínico marginal para disminuir la incidencia de episodios de otitis media aguda en niños menores de 12 años
Disponible en formato pdf
Estudio
Straetemans M, Sanders EAM, Veenhoven RH, Schilder AGM, Damoiseaux RAMJ, Zielhuis GA. Review of randomized controlled trials on pneumococcocal vaccination for prevention of otitis media. Pediatr Infect Dis J 2003; 22: 515-524
Diseño:
Revisión sistemática-Metaaanálisis.
Objetivo
Determinar si las vacunas antineumocócicas son eficaces para disminuir la incidencia de otitis media aguda (OMA) en niños menores de 12 años.
Fuentes de datos
Base de Datos Cochrane de Ensayos Clínicos (número tres, septiembre de 2002), Registro de Ensayos Clínicos del Grupo Cochrane de Infecciones Respiratorias Agudas (hasta septiembre de 2002) y Medline (hasta agosto de 2002); se contactó con la industria farmacéutica (MSD, Wyeth-Lederle) en busca de estudios no publicados; se revisaron las referencias bibliográficas de los trabajos recuperados para identificar nuevos estudios.
Selección de los estudios
Criterios de selección: 1) ensayos clínicos aleatorios; 2) el grupo de intervención recibió vacuna antineumocócica-polisacárida (VAP) 7-14 valente o conjugada (VAC) 7-9 valente-; 3) variable de respuesta: incidencia de episodios de OMA durante un periodo de seguimiento no inferior a 6 meses post-vacunación. La variable de respuesta se midió mediante la Densidad de Incidencia (DI).
Valoración de la calidad metodológica. se efectuó mediante la escala de Jadad que otorga una puntuación de 0 a 5 a cada estudio. Cinco autores valoraron cada ECA de forma independiente, resolviéndose las discrepancias mediante consenso.
Extracción de los datos
Realizada por dos autores diferentes, resolviéndose las discrepancias por consenso.
Resultados principales
Se estudió la presencia-ausencia de heterogeneidad, efectuándose el análisis estadístico final mediante un modelo de efectos fijos.
La búsqueda bibliográfica identificó 11 ECA que cumplían los criterios de selección. Ocho estaban realizados con VAP y tres con VAC. Ocho de los once ECA presentaban una puntuación igual o superior a 3 en la escala de Jadad. Todos los ECA realizados con VAC tenían una puntuación igual o superior a 3.
Resultados de la VAP: efecto de la edad.
Magnitud del efecto global para los 11 estudios no fue significativo: DI: 0,9; Intervalo de Confianza del 95% (IC 95%): 0,8 a 1. Ausencia de efecto.
Magnitud del efecto en niños menores de dos años: DI: 0,93; IC 95%: 0,83 a 1,05. Ausencia de efecto.
Magnitud del efecto en niños mayores de dos años: DI: 0,78; IC 95%: 0,63 a 0,97. Beneficio clínico moderado.
Resultados de la VAP: efecto de la presencia de antecedentes previos de OMA.
Magnitud del efecto global para todos los niños sin antecedentes de OMA: DI: 0,92; IC 95%: 0,85 a 0,99.
Magnitud del efecto en niños menores de dos años: DI: 0,94; IC 95%: 0,87 a 1,02. Ausencia de efecto.
Magnitud del efecto en niños mayores de dos años: DI: 0,81; IC 95%: 0,68 a 0,98. Beneficio clínico moderado.
Magnitud del efecto global para todos los niños con antecedentes de OMA: DI: 0,81; IC 95%: 0,72 a 0,91.
Magnitud del efecto en niños menores de dos años: DI: 0,85; IC 95%: 0,74 a 0,98. Beneficio clínico moderado.
Magnitud del efecto en niños mayores de dos años: DI: 0,74; IC 95%: 0,62 a 0.90. Beneficio clínico moderado.
Resultados de la VAC: 
De los tres ECA realizados con esta vacuna sólo pudieron combinarse dos para obtener los resultados finales ya que uno de ellos no ofreció datos concretos sobre la duración del periodo de seguimiento.
Magnitud del efecto global: DI: 0,92; IC 95%: 0,85 a 0,99. Beneficio clínico moderado.
Eficacia para disminuir la incidencia de OMA en niños con OMA recurrente: en cada uno de los estudios individuales, los resultados fueron similares: en uno la reducción fue de un 9% (IC 95%: 4% a 14%) y en otro de un 9% (IC 95%: 2% a 27%).
Efecto preventivo contra serotipos vacunales:
VAP: DI: 0,91; IC 95%: 0,64 a 1,33. Ausencia de efecto.
VAC: DI: 0,43; IC 95%: 0,34 a 0,54. Beneficio clínico. En este grupo, la DI de OMA producida por serotipos no incluidos en la vacuna se incrementó: DI: 1,32; IC 95%: 1,01 a 1,72.
Conclusión de los autores
El beneficio clínico de una vacunación sistemática con vacuna antineumocócica es escaso. Basándose en el estado actual de conocimientos, no puede recomendarse en la actualidad una vacunación sistemática cuyo objetivo sea prevenir esta enfermedad.
Conflicto de intereses
No consta.
Comentario crítico
Se trata de una interesante revisión sistemática que compila todos los estudios relevantes realizados hasta la fecha. La información derivada de esta revisión es importante para el médico de atención primaria ya que le proporciona una idea precisa de la efectividad real de esta vacuna.
El estudio presenta algunas limitaciones, reconocidas por los propios autores, derivadas de las diferencias en la definición de OMA inter-estudios. Mediante la técnica de funnel plot se detectó además la presencia de un posible sesgo de publicación que sugería la exclusión de algunos ECA de pequeño tamaño. Sin embargo, la magnitud del sesgo era pequeña y además afectaba exclusivamente al grupo de las vacunas polisacáridas (de escaso-nulo interés para el pediatra de atención primaria). El sentido del sesgo, además, era hacia una sobreestimación de la eficacia e este tipo de vacunas en la revisión por lo que puede que su efectividad real aún sea inferior.
Al pediatra le interesan fundamentalmente los resultados correspondientes a la VAC. El beneficio clínico que se obtiene de la administración sistemática de dicha vacuna es marginal: el IC 95% roza el valor 1 (0,99). Sí es cierto que las VAC consiguen disminuir la incidencia de nuevos episodios de OMA por serotipos incluidos en la vacuna, pero sin embargo se ha constatado que la incidencia de OMA por otros serotipos no incluidos en la misma se ha incrementado. Se desconoce la virulencia de estos nuevos serotipos causantes de OMA. Por tanto, a la luz de los conocimientos actuales, la OMA no debería utilizarse como “pretexto” para la planificación de campañas de vacunación sistemática. Éstas, si se llevan a cabo, deben estar basadas en la prevención de enfermedade sistémicas graves producidas por los serotipos incluidos en la VAC1.
Autor
José Cristóbal Buñuel Álvarez. Pediatra. ABS Girona- 4 (Institut Català de la Salut)
Bibliografía
  1. McIntosh EDG, Booy R. Invasive pneumococcal disease in England and Wales: what is the true burden and
    what is the potential for prevention using 7 valent pneumococcal conjugate vaccine?
    Arch Dis Child. 2002;86:403-6Artículo en formato pdf.

Actualización del documento sobre gripe pandémica A en Pediatria Basada en la evidencia


12 de noviembre: actualización informe técnico sobre gripe pandémica A (H1N1) 2009

Se ha actualizado nuevamente el informe técnico sobre gripe pandémica A (H1N1) 2009 en pediatría.

En esta ocasión, se ha puesto al día el capítulo correspondiente a vacunaciones.

Acceso directo al capítulo sobre vacunas: http://www.aeped.es/gripe/pdf/capitulo_5.pdf
Acceso directo al informe completo: http://www.aeped.es/gripe/pdf/informe_tecnico_gripe.pdf

Antibioticos para la Otitis Media


Articulo Original

Resumen del CRD:

El objetivo de la revisión era identificar subgrupos de niños con otitis media aguda (OMA) en los que sería de utilidad el tratamiento con antibióticos. Los autores concluyeron que los antibióticos son útiles en niños menores de dos años que tengan OMA bilateral, u OMA con otorrea, pero que una actitud expectante parece justificada en la mayoría de los otros casos. La primera conclusión resulta fiable, pero los resultados no apoyan directamente la segunda conclusión.

Tipo de documento
Este informe es un resumen estructurado escrito por revisores del CRD. El original cumple una serie de criterios de calidad establecidos. Desde septiembre de 1996 los resumenes son enviados a los autores para su comentario. La información adicional importante se añade al documento. Se anota como (A:…).

Objetivos de los autores
Identificar los subgrupos de niños con otitis media aguda (OMA) en los que es útil el tratamiento antibiótico y aquellos en los que no lo es.

Intervenciones específicas incluidas en la revisión
Se consideraron susceptibles de ser incluidos los estudios que comparaban el tratamiento con antibióticos con placebo o con la ausencia de tratamiento. Los estudios incluidos comparaban los niños tratados con amoxicilina, con o sin ácido clavulánico, versus placebo, o comparaban el tratamiento inmediato con amoxicilina versus tratamiento diferido; la duración del tratamiento era de 7 o 10 días.

Participantes incluidos en la revisión
Se seleccionaron los estudios que incluían niños de 0 a 12 años con OMA. Los pacientes de los estudios incluidos tenían de 6 meses a 2, 5, 10 o 12 años, y en un estudio tenían de 3 a 10 años; la edad media era de 3,4 años. Aproximadamente el 50% de los niños eran varones, el 50% tenían OMA recurrente y el 33% OMA bilateral.

Resultados valorados en la revisión
Los estudios tenían que informar sobre el dolor y la fiebre para ser aptos. La procedencia de la valoración difería en los estudios incluidos (informe de los padres, valoración del médico) y algunos estudios también informaban sobre otros resultados (p. ej. otorrea, absentismo escolar, consumo de analgésicos o complicaciones). El resultado principal de la revisión era la evolución prolongada de la OMA, definida como dolor, fiebre (superior a 38 grados C) o ambos en el día 3 al 7. Los resultados secundarios eran fiebre en los días 3 al 7, dolor en los días 3 al 7 y complicaciones.

Diseño de los estudios incluidos en la revisión
Se consideraron aptos para ser incluidos los ensayos clínicos controlados (ECC).

¿En qué fuentes se realizó la búsqueda para identificar los estudios primarios?
Se consultaron PubMed, EMBASE, la biblioteca Cochrane y publicaciones de simposios internacionales sobre avances recientes en otitis media.

Análisis de la validez
Los revisores comprobaron los datos obtenidos en cuanto a su homogeneidad, verosimilitud, integridad de la aleatorización y seguimiento; algunos trabajos fueron consultados y resueltas las dudas a través del contacto con el investigador del ensayo o el estadístico. Los revisores valoraron todos los ensayos teniendo en cuenta el uso de métodos de aleatorización adecuados, grado de seguimiento, y enmascaramiento del investigador, paciente y cuidador.

¿Cómo se tomaron las decisiones sobre la idoneidad de los estudios primarios?
Se contactó con los investigadores primarios de todos los ensayos clínicos seleccionados y aquellos en los que surgían dudas, estas fueron resueltas.

¿Cómo se obtuvieron los datos de los estudios primarios?
Los revisores usaron los datos disponibles de los resultados de los grupos especificados. Hubo datos disponibles en el 90% (intervalo 81 a 98) de los resultados y en el 72% (intervalo: 28 a 100) de los subgrupos. Los datos no disponibles fueron estimados utilizando análisis de regresión múltiple entre ensayos basados en la correlación entre variables individuales con valores inexistentes y con todas las otras variables, así pues estimados a partir del total de los datos. La fiebre y el dolor fueron considerados variables dicotómicas.

Número de estudios incluidos en la revisión
Fueron incluidos 6 ECC que aportaban datos sobre 1.643 pacientes. No se pudieron obtener datos de cuatro estudios potencialmente idóneos.

¿Cómo se asociaron los estudios?
Los autores calcularon los riesgos relativos, las diferencias de frecuencias (DF) y el número necesario para tratar (NNT) con el 95% de intervalo de confianza (IC). Un análisis de regresión de efectos fijos evaluó si el efecto de los antibióticos se modificaba con la edad, la OMA bilateral, la fiebre, la otorrea, o una combinación de estos factores. El modelo se ajustaba al estudio e incluía términos de interacción entre el antibiótico y cada factor potencial. Si la interacción era estadísticamente significativa los resultados se presentaron para cada subgrupo por separado. Todos los análisis fueron llevados a cabo basándose en la intención de tratar.

¿Cómo se investigaron las diferencias entre los estudios?
La heterogeneidad entre los estudios fue valorada usando el estadístico Chi-cuadrado; cuando el Chi-cuadrado resultante era inferior al 25%, el agrupamiento de los estudios se consideró justificado. Para los cinco estudios que usaron registros de los padres, se calculó el porcentaje de niños con un curso prolongado, durante cada día consecutivo, dentro de cada subgrupo. Los análisis de sensibilidad consideraron los resultados de los ensayos que medían la evolución en el mismo día, usando la misma pauta posológica y que incluían placebo.

Resultados de la revisión

La calidad de los ensayos incluidos fue generalmente elevada: cinco usaron una adecuada asignación del enmascaramiento y evaluación de los resultados, y las pérdidas en el seguimiento fueron inferiores al 10%. 
El riesgo relativo global de padecer un curso prolongado de OMA fue 0,83 (95% IC: 0,78, 0,89) a favor del tratamiento antibiótico; la DF fue del 13% (95% IC: 9,17) y el NNT fue de 8 niños. 
El efecto de los antibióticos sobre el dolor, la fiebre, o ambos en los días 3 al 7 variaban si se trataba de OMA bilateral (p=0,021), edad y OMA bilateral (p=0,022), y otorrea (p=0,039). No hubo diferencias significativas si se consideraba sólo la edad. En niños de menos de 2 años con OMA bilateral, el 30% de los que se trataron con antibióticos y el 55% de los controles todavía sentían dolor y/o fiebre en los días 3 al 7; esto corresponde a una DF de -25% (95% IC: -36, -14) y el NNT fue de 4. En niños con otorrea, el 24% de los tratados con antibióticos y el 60% de los controles tenía dolor y/o fiebre en los días 3 al 7 (DF -36%, 95% IC: -53, -19; NNT 3). Se obtuvieron resultados similares por edad y OMA bilateral para el dolor sólo, en los días 3 al 7. 
El efecto adverso más frecuente fue diarrea, variando del 4 al 21% en los grupos con tratamiento y del 2 al 14% en los grupos control. Entre 1% y 8% de los niños en los grupos tratados con antibióticos presentó rash cutáneo en comparación con el 2% al 6% en los grupos control. No se mencionaron complicaciones importantes. Otros análisis se expusieron en el trabajo.

¿Se informó de los costes?
No

Conclusiones de los autores
La máxima eficacia de los antibióticos parece tener lugar en el alivio del dolor o la fiebre entre los días 3 al 7 en los niños de menos de dos años con OMA bilateral, y en los niños con OMA y otorrea. Una actitud expectante parece justificada para la mayoría de los demás niños con enfermedad leve.

Comentarios del CRD

La revisión estableció una pregunta clínica concreta y unos criterios de inclusión claros. La búsqueda bibliográfica fue minuciosa. Cuatro de los 10 ensayos idóneos no pudieron obtenerse, por tanto debe señalarse que los estudios incluidos representan una selección de un pool de los estudios pertinentes. No había información sobre si más de un revisor seleccionó, extrajo información y valoró la calidad de los estudios incluidos para reducir los errores y sesgos. Los datos parecían haber sido reanalizados minuciosamente y las preguntas clínicas resueltas con la ayuda de los investigadores del ensayo original. Aproximadamente el 10% de los resultados y el 28% de los datos de los subgrupos faltaban, por lo que fueron estimados a partir de los datos disponibles; esto puede aumentar el riesgo de error. La primera frase de las conclusiones es fiable y se obtiene directamente de los datos. Sin embargo, la segunda afirmación no está sustentada directamente en los resultados ya que, aunque la revisión mostraba diferencias significativas entre algunos subgrupos, los efectos positivos de los antibióticos aparecieron en todos ellos, por lo tanto la conclusión sobre una actitud expectante puede resultar más bien procedente de otras consideraciones clínicas.

¿Cuáles son las consecuencias de la revisión?:

Práctica: los autores afirman que una conducta expectante parece justificada para la mayoría de los otros niños con enfermedad leve (aparte de aquellos menores de dos años con OMA bilateral y aquellos con OMA y otorrea).

Investigación: los autores no declaran consecuencias directas para seguir investigando. Sin embargo, anotan que su revisión no cubre otros subgrupos en los que pueden ser más eficaces los antibióticos, tales como niños con síndrome de Down o fisura palatina, pero sobre los que no hay evidencia en los ensayos clínicos.

Índice de descriptores
Términos de indexación asignados por la NLM.
Descriptores: Acute-Disease; Age-Factors; Anti-Bacterial-Agents/ae [adverse-effects]; Anti-Bacterial-Agents/tu [therapeutic-use]; Child; Child,-Preschool; Infant; Logistic-Models; Otitis-Media/cl [classification]; Otitis-Media/dt [drug-therapy]; Otitis-Media/pp [physiopathology]; Randomized-Controlled-Trials; Severity-of-Illness-Index

Financiación de la revisión
Dutch College of General Practitioners and the Netherlands Organisation for Health Research and Development, subvención número 4200.0010.

Número de acceso
12006008429

Fecha de inclusión en la base de datos
31 de marzo de 2007.

Idioma de publicación
Inglés.

Dirección para correspondencia
Dr. M M Rovers, Julius Centre for Health Sciences and Primary Care, Stratenum 7-109, P.O. Box 85060, 3508 AB Utrecht, The Netherlands. M.Rovers@umcutrecht.nl

Enlace con la cita en Pubmed
17055944

Cómo citar este artículo

Esparza MJ. Antibióticos para la otitis media: un meta-análisis con datos individuales de pacientes. Traducción autorizada de: Antibiotics for acute otitis media: a meta-analysis with individual patient data. Rovers M M, Glasziou P, Appelman C L, Burke P, McCormick D P, Damoiseaux R A, Gaboury I, Little P, Hoes A W. Lancet. 2006;368:1429-35. University of York. Centre for Reviews and Dissemination (CRD). Database of Abstracts of Reviews of Effects (DARE). Copyright 2006. [fecha de consulta 16-4-2007]. Disponible en: http://www.crd.york.ac.uk/CRDWeb/ShowRecord.asp?View=Full&ID=12006008429. Evid en Pediatr. 2007; 3:56.

Antibioticos para la Otitis Media


Articulo Original

Resumen del CRD:

El objetivo de la revisión era identificar subgrupos de niños con otitis media aguda (OMA) en los que sería de utilidad el tratamiento con antibióticos. Los autores concluyeron que los antibióticos son útiles en niños menores de dos años que tengan OMA bilateral, u OMA con otorrea, pero que una actitud expectante parece justificada en la mayoría de los otros casos. La primera conclusión resulta fiable, pero los resultados no apoyan directamente la segunda conclusión.

Tipo de documento
Este informe es un resumen estructurado escrito por revisores del CRD. El original cumple una serie de criterios de calidad establecidos. Desde septiembre de 1996 los resumenes son enviados a los autores para su comentario. La información adicional importante se añade al documento. Se anota como (A:…).

Objetivos de los autores
Identificar los subgrupos de niños con otitis media aguda (OMA) en los que es útil el tratamiento antibiótico y aquellos en los que no lo es.

Intervenciones específicas incluidas en la revisión
Se consideraron susceptibles de ser incluidos los estudios que comparaban el tratamiento con antibióticos con placebo o con la ausencia de tratamiento. Los estudios incluidos comparaban los niños tratados con amoxicilina, con o sin ácido clavulánico, versus placebo, o comparaban el tratamiento inmediato con amoxicilina versus tratamiento diferido; la duración del tratamiento era de 7 o 10 días.

Participantes incluidos en la revisión
Se seleccionaron los estudios que incluían niños de 0 a 12 años con OMA. Los pacientes de los estudios incluidos tenían de 6 meses a 2, 5, 10 o 12 años, y en un estudio tenían de 3 a 10 años; la edad media era de 3,4 años. Aproximadamente el 50% de los niños eran varones, el 50% tenían OMA recurrente y el 33% OMA bilateral.

Resultados valorados en la revisión
Los estudios tenían que informar sobre el dolor y la fiebre para ser aptos. La procedencia de la valoración difería en los estudios incluidos (informe de los padres, valoración del médico) y algunos estudios también informaban sobre otros resultados (p. ej. otorrea, absentismo escolar, consumo de analgésicos o complicaciones). El resultado principal de la revisión era la evolución prolongada de la OMA, definida como dolor, fiebre (superior a 38 grados C) o ambos en el día 3 al 7. Los resultados secundarios eran fiebre en los días 3 al 7, dolor en los días 3 al 7 y complicaciones.

Diseño de los estudios incluidos en la revisión
Se consideraron aptos para ser incluidos los ensayos clínicos controlados (ECC).

¿En qué fuentes se realizó la búsqueda para identificar los estudios primarios?
Se consultaron PubMed, EMBASE, la biblioteca Cochrane y publicaciones de simposios internacionales sobre avances recientes en otitis media.

Análisis de la validez
Los revisores comprobaron los datos obtenidos en cuanto a su homogeneidad, verosimilitud, integridad de la aleatorización y seguimiento; algunos trabajos fueron consultados y resueltas las dudas a través del contacto con el investigador del ensayo o el estadístico. Los revisores valoraron todos los ensayos teniendo en cuenta el uso de métodos de aleatorización adecuados, grado de seguimiento, y enmascaramiento del investigador, paciente y cuidador.

¿Cómo se tomaron las decisiones sobre la idoneidad de los estudios primarios?
Se contactó con los investigadores primarios de todos los ensayos clínicos seleccionados y aquellos en los que surgían dudas, estas fueron resueltas.

¿Cómo se obtuvieron los datos de los estudios primarios?
Los revisores usaron los datos disponibles de los resultados de los grupos especificados. Hubo datos disponibles en el 90% (intervalo 81 a 98) de los resultados y en el 72% (intervalo: 28 a 100) de los subgrupos. Los datos no disponibles fueron estimados utilizando análisis de regresión múltiple entre ensayos basados en la correlación entre variables individuales con valores inexistentes y con todas las otras variables, así pues estimados a partir del total de los datos. La fiebre y el dolor fueron considerados variables dicotómicas.

Número de estudios incluidos en la revisión
Fueron incluidos 6 ECC que aportaban datos sobre 1.643 pacientes. No se pudieron obtener datos de cuatro estudios potencialmente idóneos.

¿Cómo se asociaron los estudios?
Los autores calcularon los riesgos relativos, las diferencias de frecuencias (DF) y el número necesario para tratar (NNT) con el 95% de intervalo de confianza (IC). Un análisis de regresión de efectos fijos evaluó si el efecto de los antibióticos se modificaba con la edad, la OMA bilateral, la fiebre, la otorrea, o una combinación de estos factores. El modelo se ajustaba al estudio e incluía términos de interacción entre el antibiótico y cada factor potencial. Si la interacción era estadísticamente significativa los resultados se presentaron para cada subgrupo por separado. Todos los análisis fueron llevados a cabo basándose en la intención de tratar.

¿Cómo se investigaron las diferencias entre los estudios?
La heterogeneidad entre los estudios fue valorada usando el estadístico Chi-cuadrado; cuando el Chi-cuadrado resultante era inferior al 25%, el agrupamiento de los estudios se consideró justificado. Para los cinco estudios que usaron registros de los padres, se calculó el porcentaje de niños con un curso prolongado, durante cada día consecutivo, dentro de cada subgrupo. Los análisis de sensibilidad consideraron los resultados de los ensayos que medían la evolución en el mismo día, usando la misma pauta posológica y que incluían placebo.

Resultados de la revisión

La calidad de los ensayos incluidos fue generalmente elevada: cinco usaron una adecuada asignación del enmascaramiento y evaluación de los resultados, y las pérdidas en el seguimiento fueron inferiores al 10%. 
El riesgo relativo global de padecer un curso prolongado de OMA fue 0,83 (95% IC: 0,78, 0,89) a favor del tratamiento antibiótico; la DF fue del 13% (95% IC: 9,17) y el NNT fue de 8 niños. 
El efecto de los antibióticos sobre el dolor, la fiebre, o ambos en los días 3 al 7 variaban si se trataba de OMA bilateral (p=0,021), edad y OMA bilateral (p=0,022), y otorrea (p=0,039). No hubo diferencias significativas si se consideraba sólo la edad. En niños de menos de 2 años con OMA bilateral, el 30% de los que se trataron con antibióticos y el 55% de los controles todavía sentían dolor y/o fiebre en los días 3 al 7; esto corresponde a una DF de -25% (95% IC: -36, -14) y el NNT fue de 4. En niños con otorrea, el 24% de los tratados con antibióticos y el 60% de los controles tenía dolor y/o fiebre en los días 3 al 7 (DF -36%, 95% IC: -53, -19; NNT 3). Se obtuvieron resultados similares por edad y OMA bilateral para el dolor sólo, en los días 3 al 7. 
El efecto adverso más frecuente fue diarrea, variando del 4 al 21% en los grupos con tratamiento y del 2 al 14% en los grupos control. Entre 1% y 8% de los niños en los grupos tratados con antibióticos presentó rash cutáneo en comparación con el 2% al 6% en los grupos control. No se mencionaron complicaciones importantes. Otros análisis se expusieron en el trabajo.

¿Se informó de los costes?
No

Conclusiones de los autores
La máxima eficacia de los antibióticos parece tener lugar en el alivio del dolor o la fiebre entre los días 3 al 7 en los niños de menos de dos años con OMA bilateral, y en los niños con OMA y otorrea. Una actitud expectante parece justificada para la mayoría de los demás niños con enfermedad leve.

Comentarios del CRD

La revisión estableció una pregunta clínica concreta y unos criterios de inclusión claros. La búsqueda bibliográfica fue minuciosa. Cuatro de los 10 ensayos idóneos no pudieron obtenerse, por tanto debe señalarse que los estudios incluidos representan una selección de un pool de los estudios pertinentes. No había información sobre si más de un revisor seleccionó, extrajo información y valoró la calidad de los estudios incluidos para reducir los errores y sesgos. Los datos parecían haber sido reanalizados minuciosamente y las preguntas clínicas resueltas con la ayuda de los investigadores del ensayo original. Aproximadamente el 10% de los resultados y el 28% de los datos de los subgrupos faltaban, por lo que fueron estimados a partir de los datos disponibles; esto puede aumentar el riesgo de error. La primera frase de las conclusiones es fiable y se obtiene directamente de los datos. Sin embargo, la segunda afirmación no está sustentada directamente en los resultados ya que, aunque la revisión mostraba diferencias significativas entre algunos subgrupos, los efectos positivos de los antibióticos aparecieron en todos ellos, por lo tanto la conclusión sobre una actitud expectante puede resultar más bien procedente de otras consideraciones clínicas.

¿Cuáles son las consecuencias de la revisión?:

Práctica: los autores afirman que una conducta expectante parece justificada para la mayoría de los otros niños con enfermedad leve (aparte de aquellos menores de dos años con OMA bilateral y aquellos con OMA y otorrea).

Investigación: los autores no declaran consecuencias directas para seguir investigando. Sin embargo, anotan que su revisión no cubre otros subgrupos en los que pueden ser más eficaces los antibióticos, tales como niños con síndrome de Down o fisura palatina, pero sobre los que no hay evidencia en los ensayos clínicos.

Índice de descriptores
Términos de indexación asignados por la NLM.
Descriptores: Acute-Disease; Age-Factors; Anti-Bacterial-Agents/ae [adverse-effects]; Anti-Bacterial-Agents/tu [therapeutic-use]; Child; Child,-Preschool; Infant; Logistic-Models; Otitis-Media/cl [classification]; Otitis-Media/dt [drug-therapy]; Otitis-Media/pp [physiopathology]; Randomized-Controlled-Trials; Severity-of-Illness-Index

Financiación de la revisión
Dutch College of General Practitioners and the Netherlands Organisation for Health Research and Development, subvención número 4200.0010.

Número de acceso
12006008429

Fecha de inclusión en la base de datos
31 de marzo de 2007.

Idioma de publicación
Inglés.

Dirección para correspondencia
Dr. M M Rovers, Julius Centre for Health Sciences and Primary Care, Stratenum 7-109, P.O. Box 85060, 3508 AB Utrecht, The Netherlands. M.Rovers@umcutrecht.nl

Enlace con la cita en Pubmed
17055944

Cómo citar este artículo

Esparza MJ. Antibióticos para la otitis media: un meta-análisis con datos individuales de pacientes. Traducción autorizada de: Antibiotics for acute otitis media: a meta-analysis with individual patient data. Rovers M M, Glasziou P, Appelman C L, Burke P, McCormick D P, Damoiseaux R A, Gaboury I, Little P, Hoes A W. Lancet. 2006;368:1429-35. University of York. Centre for Reviews and Dissemination (CRD). Database of Abstracts of Reviews of Effects (DARE). Copyright 2006. [fecha de consulta 16-4-2007]. Disponible en: http://www.crd.york.ac.uk/CRDWeb/ShowRecord.asp?View=Full&ID=12006008429. Evid en Pediatr. 2007; 3:56.

Revisiones de salud en niños


En Argentina es practica aceptada por los pediatras la realizacion de examenes periodicos de salud en niños con una frecuencia que pocos se plantean si es la correcta o no. Dos examenes en el primer mes de vida y practicamente un examen mensual hasta el año de vida es lo corriente. Con lo cual el primer año de vida, si el niño no padece ningun otro problema de salud, es de cuanto menos 14 visitas al medico. Mejora esto la calidad de atencion o la salud de los niños? La medicion continua de la talla, peso y perimetro cefalico, mas la oportunidad para prescribir otras practicas preventivas como inmunizaciones justifican esto? Sin duda son respuestas sobre las que se habla poco y se ha escrito menos en nuestro ambito. 

Un articulo aparecido en Pediatria Basada en la Evidencia, pone en tela de juicio estos aspectos, y con ellos la discusion de la utilidad de las nuevas tablas de la OMS, asi como si este tipo de actividades no es parte de un proceso mas de medicalizacion de la infancia. El mismo puede leerse desde aqui. Articulo Completo en PDF. 

Revisiones de salud en niños


En Argentina es practica aceptada por los pediatras la realizacion de examenes periodicos de salud en niños con una frecuencia que pocos se plantean si es la correcta o no. Dos examenes en el primer mes de vida y practicamente un examen mensual hasta el año de vida es lo corriente. Con lo cual el primer año de vida, si el niño no padece ningun otro problema de salud, es de cuanto menos 14 visitas al medico. Mejora esto la calidad de atencion o la salud de los niños? La medicion continua de la talla, peso y perimetro cefalico, mas la oportunidad para prescribir otras practicas preventivas como inmunizaciones justifican esto? Sin duda son respuestas sobre las que se habla poco y se ha escrito menos en nuestro ambito. 

Un articulo aparecido en Pediatria Basada en la Evidencia, pone en tela de juicio estos aspectos, y con ellos la discusion de la utilidad de las nuevas tablas de la OMS, asi como si este tipo de actividades no es parte de un proceso mas de medicalizacion de la infancia. El mismo puede leerse desde aqui. Articulo Completo en PDF. 

Eficacia del control de las revisiones de salud en niños


Revisores:
José Galbe Sánchez-Ventura* y Grupo PrevInfad / PAPPS Infancia y Adolescencia *Pediatra de Atención Primaria. C. S. Torrero – La Paz. Zaragoza. Miembro del Grupo PrevInfad / PAPPS. Correo electrónico: galbester@gmail.com
Términos clave en inglés: health-screening programmes; childhood
Términos clave en español: cribados de salud; infancia.

Fecha de recepción: 7 de Agosto de 2008
Fecha de aceptación: 10 de Agosto de 2008

Aunque resulte paradójico, actualmente no hay todavía pruebas científicas concluyentes para poder afirmar que los resultados de las revisiones de salud (RS), en términos de salud, tengan un impacto elevado. La realidad es que las RS deben ser entendidas como un proceso continuado y no como una actividad aislada de cribado. Este proceso continuado debe servir para integrar en un mismo paquete todo el conjunto de actividades preventivas recomendadas y avaladas por distintas instituciones. Dentro de estas actividades preventivas existen algunas de las que disponemos de un nivel mayor de evidencia o de pruebas acerca de su impacto sobre la salud infantil. Este puede ser el caso de las vacunaciones, del cribado metabólico neonatal o del cribado de la hipoacusia, por ejemplo, por ser estas tareas realizadas directamente por el profesional en unas pocas sesiones o visitas. Existen otras actividades que presuponen el consejo profesional, en las que no existen pruebas concluyentes de que el consejo lleve necesariamente a la realización de la conducta, ya sea por parte de los padres, como es el caso de los sistemas de retención infantil, ya sea por los propios adolescentes, caso del uso del casco, consejo antitabaco, etc. Es importante destacar que en estos casos la ausencia de pruebas no es una prueba de la ausencia de efecto y estas actividades deben por lo tanto recomendarse y mantenerse.
Texto completo en PDF

Eficacia del control de las revisiones de salud en niños


Revisores:
José Galbe Sánchez-Ventura* y Grupo PrevInfad / PAPPS Infancia y Adolescencia *Pediatra de Atención Primaria. C. S. Torrero – La Paz. Zaragoza. Miembro del Grupo PrevInfad / PAPPS. Correo electrónico: galbester@gmail.com
Términos clave en inglés: health-screening programmes; childhood
Términos clave en español: cribados de salud; infancia.

Fecha de recepción: 7 de Agosto de 2008
Fecha de aceptación: 10 de Agosto de 2008

Aunque resulte paradójico, actualmente no hay todavía pruebas científicas concluyentes para poder afirmar que los resultados de las revisiones de salud (RS), en términos de salud, tengan un impacto elevado. La realidad es que las RS deben ser entendidas como un proceso continuado y no como una actividad aislada de cribado. Este proceso continuado debe servir para integrar en un mismo paquete todo el conjunto de actividades preventivas recomendadas y avaladas por distintas instituciones. Dentro de estas actividades preventivas existen algunas de las que disponemos de un nivel mayor de evidencia o de pruebas acerca de su impacto sobre la salud infantil. Este puede ser el caso de las vacunaciones, del cribado metabólico neonatal o del cribado de la hipoacusia, por ejemplo, por ser estas tareas realizadas directamente por el profesional en unas pocas sesiones o visitas. Existen otras actividades que presuponen el consejo profesional, en las que no existen pruebas concluyentes de que el consejo lleve necesariamente a la realización de la conducta, ya sea por parte de los padres, como es el caso de los sistemas de retención infantil, ya sea por los propios adolescentes, caso del uso del casco, consejo antitabaco, etc. Es importante destacar que en estos casos la ausencia de pruebas no es una prueba de la ausencia de efecto y estas actividades deben por lo tanto recomendarse y mantenerse.
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