Impacto de las revistas biomédicas españolas

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96.110

Determinación del reordenamiento del gen TCR-γ en pacientes con micosis fungoide Sr. Editor: De acuerdo con la clasificación REAL (Revised European-American Lymphoma)1, la micosis fungoide se incluye en el grupo de linfomas de células T de bajo grado. Se trata de una neoplasia de células T maduras de tipo colaborador o LTH CD4+, cuyas manifestaciones son preferente o exclusivamente cutáneas. Su incidencia es de 0,29 casos/100.000 habitantes/año y su etiopatogenia se desconoce2. Es una forma de linfoma cuya evolución clínica sigue un desarrollo progresivo de 3 fases: parche (estadio inicial) con afección de la epidermis y la dermis superficial; placa, con afección en profundidad de la dermis reticular; y tumoral, con alteración del tejido celular subcutáneo. Es la forma más frecuente de linfoma cutáneo de células T y, al mismo tiempo, la que presenta mayores complicaciones diagnósticas, particularmente en la fase inicial de su desarrollo. La micosis fungoide es una entidad cuyos presentación clínica y aspecto histológico pueden parecerse a un gran número de lesiones no específicas3,4, lo cual condiciona que llevar a cabo un diagnóstico preciso dependa de una adecuada correlación entre los datos clínicos, histológicos, inmunohistoquímicos y derivados del análisis molecular de

A

Vγ × 12

L

las lesiones. En la actualidad el análisis del reordenamiento del receptor clonotípico de células T-gamma conocido como TCR-γ (T cell receptor) se ha convertido en la herramienta complementaria de diagnóstico molecular en linfomas del tipo de la micosis fungoide. Ya que se ha descrito que entre el 50 y el 90% de las biopsias procedentes de pacientes diagnosticados de micosis fungoide presentan reordenamientos monoclonales5, más aún si se tiene en cuenta las dificultades que presenta el diagnóstico histológico al comienzo de la enfermedad, describimos la utilidad de la determinación del reordenamiento del gen TCR-γ por PCR-PAGE en pacientes diagnosticados de micosis fungoide. En este estudio se han incluido las biopsias de 3 pacientes con afecciones dérmicas eritematosas remitidas por el Servicio de Dermatología del Centro Licinio de la Fuente de Granada al Servicio de Anatomía Patológica del Hospital Universitario Virgen de las Nieves para su estudio histológico e inmunohistoquímico. Todas las biopsias presentaron características clínicas compatibles con una posible micosis fungoide: infiltrado inflamatorio de naturaleza linfoide en la dermis superficial, con presencia de abscesos de Pautrier intraepidérmicos observados en 2 de los pacientes (pacientes 1 y 2); por inmunohistoquímica se observó que el infiltrado inflamatorio estaba constituido, en su mayoría, por LT CD4+ o colaboradores. Las biopsias contenidas en bloques de parafina se cortaron en secciones de 8 µm de grosor por muestra (< 25 mg de tejido). En la extracción de ADN se empleó el kit QIAamp DNA mini Kit (Qiagen). Las muestras fueron tratadas con xilol y se procedió a la extracción del ADN siguiendo las recomendaciones descritas en el kit.

Jγ × 3

En la reacción de amplificación por reacción en cadena de la polimerasa (PCR) del segmento reordenado Vγ-Jγ del gen TCR-γ se emplearon los cebadores descritos en la figura 1A6. Se realizaron dos mezclas de reacción. En la reacción A se utilizaron los cebadores en 5’ Vγ1f y Vγ10, y en 3’ Jγ1.1/2.1 y Jγ1.3/2.3; para la reacción B, los cebadores usados fueron en 5’ Vγ9 y Vγ11, y los cebadores comunes en 3’ Jγ1.1/2.1 y Jγ1.3/2.3. Las mezclas de reacción estaban constituidas por 1 U de AmpliTaq Gold polimerasa (Perkin Elmer Applied Biosystem, Boston, MA, Estados Unidos), 1x PCR buffer (10 mmol Tris ClH, 50 mmol ClK), 200 µmol de dNTP, 40 pmol de cada uno de los cebadores, y 1 mmol de Cl2Mg, en un volumen total de 50 µl. Las condiciones de la PCR, tanto para la reacción A como la B, fueron las siguientes: desnaturalización inicial de 98 °C/5 min; seguida por 40 ciclos de 98 °C/30 s, 60 °C/1 min, 72 °C/ 1 min; y una extensión final de 72 °C/10 min. La clonalidad de los fragmentos amplificados se determinó mediante gel de poliacrilamida (PAGE) al 10% con el sistema de electroforesis vertical MiniProtean II (Bio-Rad Laboratories, S.A., Madrid, España) a 140 V/h, las bandas se tiñeron con bromuro de etidio y como marcador de peso molecular se utilizó el PMXIII (Roche Diagnostics, S.L., Barcelona, España). Las biopsias de los 3 pacientes analizados presentaron resultados similares (fig. 1B): a) reacción A, banda policlonal (entre < 200 pb y 250 pb), y banda monoclonal de un tamaño inferior a 150 pb; b) reacción B, presencia de una región de amplificación oligoclonal de 3 bandas con un tamaño de fragmentos comprendido entre 200 y 250 pb, y dentro de una base de amplificación policlonal.

Las biopsias de los 3 casos analizados por PCR-PAGE presentaron el mismo patrón de bandas en la electroforesis en gel de poliacrilamida (fig. 1B), lo que puso de manifiesto la naturaleza monoclonal de los linfocitos infil-

Jγ × 2

Cγ 1

Cγ 2 3'

5'

Cebadores

Estructura del gen TCR-γ

Vγ1f Vγ10 Vγ9 Vγ11 Vγ

5'

Jγ

N

Estructura del gen TCR-γ reordenado

3' Jγ1.1/2.1 Jγ1.3/2.3

Cebadores

N, segmento variable L, péptido líder

B PMXIII

A

B

A

B

A

B

PMXIII

A

B

–250 pb –200 pb

–150 pb –100 pb

Paciente 1

Paciente 2

Paciente 3

Control negativo de PBL

Fig. 1. (A) Estructura del gen TCR-γ en línea germinal y cebadores empleados en la reacción de amplificación del segmento reordenado Vγ-Jγ. (B) Electroforesis vertical en gel de poliacrilamida. Patrón de bandas de la reacción A y B. PM: peso molecular.

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trantes de las biopsias dérmicas. La coincidencia de hallar el mismo patrón clonal del gen TCR-γ en los 3 casos estudiados no es casual, ya que estudios previos han puesto de manifiesto la concordancia de patrones de monoclonalidad en biopsias incluidas en parafina de pacientes diagnosticados de micosis fungoide7,8. Incluso existe coincidencia del patrón de reordenamiento clonal en biopsias recogidas del mismo paciente de diferentes localizaciones anatómicas y en diferentes estadios de la enfermedad8,9 y se establece una correlación entre los patrones clonales y los parámetros clínicos. Vega et al9 encuentran una asociación estadísticamente significativa (p < 0,05) entre la presencia de un mismo patrón clonal del gen TCR-γ realizado sobre múltiples biopsias de piel del mismo paciente y la progresión clínica de la enfermedad. Por tanto, la determinación de la naturaleza clonal del gen TCRγ no solamente es una herramienta muy útil en el diagnóstico de los pacientes con micosis fungoide, sino que además la aplicación de este estudio a muestras de diferentes localizaciones puede servir para conocer la posibilidad futura de la progresión clínica de la enfermedad. En el estudio que hemos presentado, todas las muestras procedían de una única lesión dérmica, por lo que no pudimos realizar el estudio aplicado a muestras de diferentes localizaciones del mismo paciente. Pero, evidentemente, tendría que considerarse en un futuro dada su relación con el curso clínico de la enfermedad. Carmen M. Cabrera Moralesa,b y Ángel Concha Lópezb

81.965

Influencia del médico en la satisfacción del paciente. Estudio de 471 casos Sr. Editor: En la evaluación de la calidad de los servicios sanitarios es práctica habitual medir la satisfacción de los pacientes utilizando encuestas de opinión. Existe, sin embargo, una franca controversia sobre si esa medición se efectúa correctamente y si se consigue conocer realmente su grado de satisfacción con los servicios recibidos1-3. Una de las discrepancias en este tipo de trabajos radica en determinar el momento y el lugar más adecuados para su realización4. Los objetivos de este trabajo fueron conocer si la opinión del paciente varía en el tiempo, identificar las dimensiones que miden con mayor precisión su grado de satisfacción y cuáles influyen más en ello. A tal efecto se diseñó un estudio epidemiológico longitudinal en el que participó una muestra voluntaria de pacientes ingresados en el Hospital Clínic de Barcelona de octubre de 1999 a marzo de 2000. Se midió la opinión de los usuarios de estos servicios utilizando un mismo cuestionario en 2 momentos diferentes: en el momento del alta y un mes después. El cuestionario4 constaba de 38 preguntas, agrupadas en bloques (tabla 1).

Fiabilidad de las preguntas como instrumento de medida de la satisfacción Bloque (n = 471)

1. Harris NL, Jaffe ES, Stein H, Banks PM, Chan JK, Cleary ML, et al. A revised European-American Classification of lymphoid neoplasms: a proposal from the International Lymphoma Study Group. Blood. 1994;84:1361-92. 2. Kotz EA, Anderson D, Thiers BH. Cutaneous Tcell lymphoma. J Eur Acad Dermatol Venereol. 2003;17:131-7. 3. Santucci M, Biggeri A, Feller AC, Massi D, Burg G. Efficacy of histologic criteria for diagnosing early mycosis fungoides: an EORTC cutaneous lymphoma study group investigation. European Organization for Research and Treatment of Cancer. Am J Surg Pathol. 2000;24:40-50. 4. Liu V, Mckee PH. Cutaneous T-cell lymphoproliferative disorders: approach for the surgical pathologist: recent advances and classification of confused issues. Adv Anat Pathol. 2002;9: 79-100. 5. Jones D, Duvic M. The current state and future of clonality studies in mycosis fungoides. J Invest Dermatol. 2003;121:ix-x. 6. Symposium 30: Molecular diagnosis of lymphoma. Histopathology. 2002;41(S2):506-25. 7. Muche JM, Lukowsky A, Asadullah K, Gellrich S, Sterry W. Demonstration of frequent occurrence of clonal T cells in the peripheral blood of patients with primary cutaneous T-cell lymphoma. Blood. 1997;90:1636-42. 8. Delfau-Larue MH, Petrella T, Lahet C, Lebozec C, Bagot M, Roudot-Thoroval F, et al. Value of clonality studies of cutaneous T lymphocytes in the diagnosis and follow-up of patients with mycosis fungoides. J Pathol. 1998;184:185-90. 9. Vega F, Luthra R, Medeiros LJ, Dunmire V, Lee SJ, Duvic M, et al. Clonal heterogeinity in mycosis fungoides and its relationship to clinical course. Blood. 2002;100:3369-73. 43

Dado que las correlaciones entre las variables latentes fueron bajas, se puede considerar que la satisfacción que manifiesta un paciente en el momento del alta varía cuando la valoramos un mes después. En lo que se refiere al cuestionario, se observó que había preguntas que no medían con precisión la satisfacción del paciente. Una posible causa de este hecho se podría atribuir a la escala de medida utilizada (muy insatisfecho, in-

TABLA 1

a

Servicio de Análisis Clínicos e Inmunología. Hospital Universitario Virgen de las Nieves. Granada. b Servicio de Anatomía Patológica. Hospital Universitario Virgen de las Nieves. Granada. España.

Se utilizó la técnica del análisis factorial confirmatorio5, ajustando un modelo para cada bloque de preguntas, para estimar la concordancia de la satisfacción en los 2 momentos y el error de medida asociado a cada pregunta. La fiabilidad de las preguntas se evaluó mediante la reliability ratio o porcentaje de variancia de las respuestas que no se corresponde a error. En caso de que el porcentaje fuera inferior al 50%, se calificó la pregunta de no útil. Los modelos se ajustaron utilizando el módulo Amos 4 del paquete estadístico SPSS versión 9.0. Se obtuvo una muestra de 471 pacientes que contestaron el cuestionario en los 2 períodos (tasa de respuesta del 45%). En los varones la tasa de respuesta fue del 46,8%, mientras que en las mujeres fue del 43,1%. Respecto a la edad, la media (desviación estándar) de los que respondieron en ambos momentos fue de 54,75 (0,94) años, y de 50,92 (0,92) años en los que sólo respondieron al alta. Las correlaciones entre las variables latentes fueron bajas (tabla 1): oscilaron entre 0,538 (bloque servicios centrales asistenciales) y 0,337 (bloque familia). En lo que se refiere al análisis de las preguntas, la mayoría no superó el 75% de la variancia explicada (tabla 1).

Correlación entre latentes (IC del 95%)

Ingreso

0,447 (0,318-0,583)

Habitación

0,510 (0,399-0,629)

Comida

0,517 (0,366-0,666)

Cuidados de enfermería

0,466 (0,284-0,612)

Servicios centrales asistenciales

0,538 (0,243-0,782)

Familia y visitas

0,337 (0,379-0,601)

Médico

0,483 (0,379-0,601)

Alta

0,431 (0,301-0,570)

Porcentaje de la variancia aplicada por la pregunta < 50%

50%-75%

Rapidez-1: 49% Rapidez-2: 44%

Información-1: 66% Información-2: 66% Cortesía-1: 71% Limpieza-1: 38% Privacidad-2: 61% Limpieza-2: 34% Privacidad-2: 60% Confort-1: 74% Confort-2: 70% Dieta-1: 45% Temperatura-1: 67% Dieta-2: 44% Temperatura-2: 59% Horario-1: 41% Variedad-2: 64% Horario-2: 42% Cantidad-2: 66% Amable-1: 65% Amable-2: 64% Rapidez-1: 66% Actitud-2: 71% INFENF-1: 66% INFENF-2: 65% Respeto-1: 62% Respeto-2: 61% ENSEÑA-1: 71% ENSEÑA-2: 61% Rehabilitación-2: 37% Rehabilitación-2: 62% LABORA-2: 67% Cafetería-1: 29% Cafetería-2: 26% INFFAMI-2: 35% AVISITA-2: 37%

Tiempo de espera-1: 38% Tiempo de espera-2: 39%

INFFAMI-1: 54% AVISITA-1: 59% EVISITA-1: 64% HVISITA-1: 66% HVISITA-2: 61% AMAMED-1: 63% AMAMED-2: 66% Tiempo-1: 72%

> 75%

Cortesía-2: 76%

Calidad-1: 79% Calidad-2: 80% Variedad-1: 80% Rapidez-2: 76% Actitud-1: 78%

Radiología-1: 84% Radiología-2: 79% LABORA-1: 87% CORTUNI-1: 77% CORTUNI-2: 80% EVISITA-2: 77%

AMADMIN-1: 55%

Tiempo-2: 79% Dudas-1: 78% Dudas-2: 80% INFTRAT-1: 85% INFTRAT-2: 85% INFCURA-1: 85%

AMADMIN-2: 51%

INFCURA-2: 79%

El número 1 indica la respuesta en el momento del alta y el 2, un mes después. IC: intervalo de confianza; INFENF: información recibida del personal de enfermería; ENSEÑA: le han enseñado cómo curarse o administrarse un medicamento; LABORA: laboratorio/extracciones; INFFAM: información facilitada a los familiares; EVISITA: actitud de enfermería hacia las visitas; HVISITA: adecuación de las horas de visita; CORTUNI: cortesía personal de información; AVISITA: acomodo de las visitas; AMAMED: amabilidad del personal médico; INFTRAT: información acerca de su tratamiento; TIEMPO: tiempo que le ha dedicado; AMADMIN: amabilidad del personal de admisiones; INFCURA: información de cómo cuidarse y medicarse en su casa.

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satisfecho, satisfecho, muy satisfecho), que quizá no sea lo suficientemente amplia para medir los posibles grados de satisfacción del paciente. Son más recomendables escalas con un mayor número de valores6 y, por tanto, potencialmente más precisas, como la recta analógica o la escala tipo Likert. En los estudios de evaluación de la satisfacción del paciente se utilizan diferentes dimensiones, cada una de las cuales tiene una influencia distinta en la satisfacción como medida de resultado de la asistencia recibida7-9. En nuestro estudio esto se puede observar perfectamente en la tabla 1, donde las preguntas en que el porcentaje de la variancia explicada es inferior al 50% serían las menos relevantes para el paciente; en cambio, aquellas con un porcentaje de la variancia explicada superior al 75% serían las más importantes para el enfermo. De todos los bloques de preguntas, los relativos al personal médico y al personal de enfermería son los que presentan globalmente una mayor variancia explicada, y son éstos los que tienen un mayor número de preguntas con un porcentaje más elevado de la variancia explicada. Esta circunstancia indicaría que cuando se mide el grado de satisfacción de los pacientes hay que tener en cuenta la diferente influencia que cada dimensión tiene en esa satisfacción si se pretende interpretarla adecuadamente. Este trabajo fue financiado con una ayuda FIS a la investigación (n.o 99/0144).

Manuel Santiñàa, Carlos Ascasob, Georgia Escaramísb y Miguel A. Asenjo a,b a

Programa de Calidad Asistencial. Dirección Técnica. Hospital Clínic. Barcelona. bDepartamento de Salud Pública. Facultad de Medicina. Universidad de Barcelona. Barcelona. España.

1. Mira JJ, Aranaz J. La satisfacción del paciente como una medida del resultado de la atención sanitaria. Med Clin (Barc). 2000;114:26-33. 2. Delbanco TL. Quality of care through the patient’s eyes: satisfaction surveys are just the start of an emerging science. BMJ. 1996;318:832-3. 3. Barrasa JI, Aibar C. Revisión sistemática de los estudios de satisfacción realizados en España en el período 1986-2001. Rev Calidad Asistencial. 2003;18:580-90. 4. Santiñá M, Ascaso C, Escaramís G, Prat A, Asenjo MA. Influencia del factor tiempo en la opinión del paciente hospitalizado. Med Clin (Barc). 2003; 121:570-2. 5. Bryant FB, Yarnold PR, Michelson EA. Statistical methodology: VIII. Using confirmatory factor analysis (CFA) in emergency medicine research. Acad Emerg Med. 1999;6:54-66. 6. Streiner DL, Norman GR. Health measurement scales. 3rd ed. Oxford: Oxford University Press; 2003. p. 37-9. 7. Mira JJ. Satisfecho, sí gracias.. Pero ahora qué... Rev Calidad Asistencial. 2003;18:567-9. 8. Lledó R, Prat A, Vilella A, Losa J, Vendrell E, Trilla A, et al. Evolución de las expectativas de los pacientes antes del ingreso en un centro de tercer nivel. Med Clin (Barc). 1998;111:211-5. 9. Cleary PD. The increasing importante of patient surveys: now that sound methods exist, patient surveys can facilitate improvement. BMJ. 1999;319:720-1.

96.346

Mortalidad temprana en pacientes con bacteriemia extrahospitalaria Sr. Editor: La sepsis es una enfermedad infecciosa grave que requiere un diagnóstico temprano y la inmediata instauración del trata-

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TABLA 1 Estratificación de la mortalidad por días Tiempo

Pacientes fallecidos

24 h 48 h 72 h 96 h

15 27 33 36

Todo el ingreso

78

Mortalidad acumulada (%)

19 34,7 42,1 46,3 100

miento antibiótico apropiado. Su incidencia en la provincia de Barcelona es de aproximadamente 13,8 episodios por 1.000 ingresos1, con una mortalidad del 8,5%2. El pronóstico de esta infección está relacionado con diferentes factores como la edad, la enfermedad de base del paciente, el tipo de microorganismo implicado, el lugar de adquisición, el origen de la infección y el tratamiento antibiótico administrado3. El objetivo de este estudio fue describir las características demográficas, microbiológicas y terapéuticas de los pacientes con sepsis extrahospitalaria detectada en un servicio de urgencias y que presentaron mortalidad temprana. Se ha realizado un estudio retrospectivo observacional en el Hospital Universitario del Mar, desde enero de 2001 a diciembre de 2002. Se incluyó a los pacientes que presentaron algún episodio de sepsis extrahospitalaria detectada en el Servicio de Urgencias y que fallecieron durante las 96 h posteriores a su ingreso hospitalario. Se recogieron los siguientes datos: edad, sexo, SAPS-II al ingreso, microorganismo aislado, foco de infección, administración o no de tratamiento antibiótico empírico y si éste era apropiado o no, tiempo que transcurrió entre el ingreso en urgencias y el inicio del tratamiento antibiótico y tiempo que transcurrió desde el ingreso hasta que se produjo la defunción. El tratamiento antibiótico se consideró apropiado cuando fue activo frente al microorganismo o microorganismos aislados y se administró a las dosis adecuadas; se consideró inapropiado si no cumplió estas consideraciones. Durante el período de estudio se detectaron 643 episodios de sepsis extrahospitalaria, en 78 casos se produjo defunción (mortalidad bruta: 12,1%). Los 36 pacientes que fallecieron en las primeras 96 h posteriores al ingreso son los que se incluyeron en el estudio y representan el 5,6% del total de los pacientes con sepsis extrahospitalaria y el 46,1% de los fallecidos en este grupo. En la tabla 1 se muestra la mortalidad estratificada por días desde el ingreso. El perfil de estos pacientes fue el siguiente: 20 varones (55,6%), edad media de 64 años (intervalo de confianza [IC] del 95%, 57,9-70) y SAPS-II medio al ingreso de 40,8 (IC del 95%, 34,7-46,9), que correspondió a una probabilidad de fallecimiento del 26,6% (IC del 95%, 16,7-39,2). Se aislaron 25 (54,3%) bacilos gramnegativos, 17 (37%) cocos grampositivos y 4 (8,7%) anaerobios. Se observaron 15 (41,7%) focos de origen desconocido, 8 (22,2%) respiratorios, 7 (19,4%) urinarios, 5 (13,9%) abdominales y uno (2,8%) de sistema nervioso central. En 26 (72,2%) pacientes se instauró tratamiento antibiótico, que se consideró apropiado en 20 (55,6%) e inapropiado en 6 (16,7%). No recibieron tratamiento antibiótico 10 (27,8%) pacientes. El inicio del tratamiento antibiótico se retrasó una media de 14,2 h (IC del 95%, 5,6-22,8).

Se han realizado diversos estudios descriptivos1-3 con el objetivo de conocer la epidemiología, etiología, factores pronósticos y mortalidad de las bacteriemias. En el presente trabajo, los pacientes incluidos, con mortalidad temprana, representaron casi la mitad de la mortalidad total de la observada en los pacientes con bacteriemia extrahospitalaria verdadera. En un estudio4 sobre bacteriemias extrahospitalarias se observó que el 42% de los pacientes fallecidos murieron durante las primeras 72 h posteriores al

ingreso, porcentaje coincidente con el obtenido en el presente trabajo. Se ha observado un considerable porcentaje de pacientes sin tratamiento antibiótico, con tratamiento antibiótico empírico inapropiado y con retraso en el inicio del tratamiento antibiótico. Existe un número limitado de trabajos5-7 que han analizado el impacto de la instauración tardía o inapropiada del tratamiento antibiótico. Lodise et al5 estudiaron si existía relación entre mortalidad y retraso en el tratamiento antibiótico en un grupo de pacientes con bacteriemia nosocomial por Staphylococcus aureus. En este trabajo se consideró que el retraso en el inicio del tratamiento antibiótico era un predictor independiente de mortalidad relacionada con bacteriemia. En otro estudio6, cuyo objetivo era el análisis de los factores de riesgo de mortalidad en pacientes con bacteriemia por Pseudomonas aeruginosa, se concluyó que el retraso en el inicio del tratamiento antibiótico apropiado y el tratamiento antibiótico empírico y/o definitivo inapropiado eran factores de riesgo de mortalidad. Recientemente, se ha publicado un estudio7 en pacientes con neumonía neumocócica que cursó con bacteriemia, en el que el tratamiento antibiótico inapropiado se asoció como un factor predictor independiente de mortalidad (odds ratio de 27,3). Las limitaciones principales del presente estudio radican en su diseño retrospectivo, en que, al igual que en el resto de los estudios descritos, se desconoce el tiempo de evolución de la bacteriemia antes del ingreso y en el hecho de que, al haber analizado únicamente a los pacientes que fallecieron, se desconoce el peso real de los factores que pudieron tener influencia en la mortalidad temprana de estos pacientes. Debido a que en el presente estudio se ha detectado un elevado número de pacientes con tratamiento antibiótico inapropiado, ausente o de instauración tardía, estos factores podrían poner de manifiesto la necesidad de un replanteamiento terapéutico en los pacientes que acuden a urgencias con sospecha de sepsis. Esther Ribesa, Santiago Graua, Hernando Knobelb y Javier Mateu-de Antonioa a Servicio de Farmacia. Hospital del Mar. Barcelona. Servicio de Medicina Interna y Enfermedades Infecciosas. Hospital del Mar. Barcelona. cServicio de Control de Enfermedades. Hospital del Mar. Barcelona. España.

b

1. Matas L, Martí C, Morera MA, Sierra M, Vilamala A, Corcoy F. Bacteriemia en 13 hospitales generales de la provincia de Barcelona. Estudio prospectivo de 1.674 episodios. Enferm Infec Microbiol Clin. 1995;13:345-55. 2. Javaloyas M, García-Somoza D, Gudiol F. Epidemiology and prognosis of bacteremia: a 10-year study in a community hospital. Scand J Infect Dis. 2002;34:436-41. 3. Grupo de Estudio de la Bacteriemia. Bacteriemia en seis hospitales españoles. Med Clin (Barc). 1986;86:221-32. 4. Cartón JA, García-Velasco G, Maradona JA, Pérez F, Asensi V, Arribas JM. Bacteriemia extrahospitalaria en adultos. Análisis porspectivo de 333 episodios. Med Clin (Barc). 1988;90:525-30. 5. Lodise TP, McKinnon PS, Swiderski L, Rybak MJ. Outcomes analysis of delayed antibiotic treatment for hospital-acquired Staphylococcus aureus bacteremia. Clin Infect Dis. 2003;36:1418-23. 6. Kang CI, Kim SH, Kim HB, Park SW, Choe YJ, Oh MD, et al. Pseudomonas aeruginosa bacteremia: risk factors for mortality and influence of delayed receipt of effective antimicrobial therapy on clinical outcome. Clin Infect Dis. 2003;37:794-9. 7. Lujan M, Gallego M, Fontanals D, Mariscal D, Rello J. Prospective observational study of bacteremic pnumococcal pnemonia: Effect of discordant therapy on mortality. Crit Care Med. 2004;32:625-31. 44

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CARTAS AL DIRECTOR

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Impacto de las revistas biomédicas españolas Sr. Editor: Hemos leído con interés el trabajo de Aleixandre Benavent et al1 sobre el factor de impacto de las revistas médicas españolas. Coincidimos con los autores en que la representación de las revistas españolas en el Journal Citation Reports (JCR) es baja si se compara con la que tienen las publicaciones de otros países, como EE.UU. o el Reino Unido. Este podría ser uno de los factores que condicionen el interés de los investigadores españoles en el área de la biomedicina para publicar sus estudios en revistas editadas en otros países, por lo que iniciativas como la que han tomado los autores nos parecen oportunas. Sin embargo, querríamos realizar algunas consideraciones sobre este estudio para colocar sus resultados y conclusiones en el marco adecuado. Con independencia de las limitaciones del factor de impacto como indicador de calidad de una determinada revista (que no de un trabajo concreto publicado en ella), su significado en el ámbito biomédico es muy preciso: es un valor matemático obtenido aplicando parámetros definidos por el Institute for Science Information (ISI). Por tanto, este valor sólo es aplicable cuando se consideran las publicaciones incluidas por esta institución. En realidad, Aleixandre Benavent et al han utilizado el modelo de cálculo del ISI para aplicarlo a las publicaciones españolas que arbitrariamente han considerado convenientes y, por lo tanto, la inclusión del factor de impacto en el título de su trabajo es imprecisa y genera confusión sobre lo realmente publicado. Además, al asumir para su estudio el modelo de cálculo del (auténtico) factor de impacto, los autores están arrastrando los sesgos de este valor, sesgos que ellos mismos critican en la introducción de su artículo y que toman como elemento de referencia para justificar la necesidad de evaluar el impacto de las revistas españolas, más allá de su inclusión o no en el JCR. Sin ir más lejos, los autores utilizan el Índice Médico Español (disponible en: http://bddoc.csic.es: 8080/IME/BASIS/ime/web/docu/SF)como fuente de las revistas a considerar. Este índice recoge unas 200 publicaciones frente a, por ejemplo, el Directorio de Revistas Españolas de Ciencias de la Salud (disponible en: http://bvs.isciii.es/E/directorio.php), que recoge datos de más de 600 publicaciones periódicas editadas en España. Sin entrar en un análisis detallado de las revistas seleccionadas, resulta llamativo que no figure una publicación de relevancia contrastada en el ámbito de la Microbiología, como es International Microbiology (antes Microbiología SEM). Aunque los autores justifican su análisis de (sólo) 87 revistas en función de su inclusión en otras bases de datos internacionales, esto conlleva un sesgo conceptualmente similar al que los autores critican con respecto a la inclusión o no de una determinada publicación en la base de datos del ISI. Con independencia de este aspecto, en apariencia formal, el título del trabajo de Aleixandre Benavent et al tiene otra notable carencia: no recoge que los valores de impacto que los autores han calculado para las revistas españolas se refieren al año 2001, aunque la última edición disponible del JCR (hecha pública en 2004) se 47

refiere a 2003. Entendemos que al haber calculado su índice de impacto para 2001 existe la necesidad metodológica de compararlo con el correspondiente factor de impacto del mismo año. Ahora bien, los datos de este análisis desdibujan la realidad más actual. Si tomamos como referencia los valores de factor de impacto del JCR que se recogen en la tabla 2 del trabajo citado y los comparamos con los valores que se publicaron para 2003 observaremos que en algunas revistas se han producido importantes modificaciones. Por ejemplo, el factor de impacto del JCR de Medicina Clínica aumenta de 0,837 (2001) a 1,018 (2003), mientras que el de Revista Española de Enfermedades Digestivas disminuye de 0,600 a 0,348. Puesto que se carece de información sobre la evolución del índice de impacto «español», no es posible determinar si las diferencias que se presentan en la tabla 2 son reales en la actualidad o si, por el contrario, han variado de forma significativa. Peor aún, como el trabajo tan sólo ofrece una foto fija del impacto de las publicaciones españolas, los lectores del trabajo pueden llegar a la errónea conclusión de que sólo las revistas que aparecen en la tabla 2 están incluidas en el JCR, y nada más lejos de la realidad, pues por ejemplo en el JCR de 2003 se incluye, entre otras, Enfermedades Infecciosas y Microbiología Clínica. En la misma línea de los comentarios anteriores, queremos resaltar que el factor de impacto de Enfermedades Infecciosas y Microbiología Clínica en 2003 ha sido de 0,869 (claramente superior al valor de 0,565 que calculan los autores para esta revista en 2001). La diferencia es más notable aún si se comparan los valores del índice de inmediatez: 0,146 para 2001, según se indica en la tabla 1, frente a 0,333 (¡más del doble!) que en 2003 recoge oficialmente el JCR. Una de las cuestiones más llamativas de la distorsión que crea la presentación de datos referidos solamente a un año deriva del análisis del número de citaciones recogido en la tabla 1 para las revistas analizadas. Para algunas de ellas resultan chocantes las oscilaciones en el número de citaciones de unos años a otros. Esto tiene una importancia enorme a la hora de valorar los impactos que podrían tener esas publicaciones en años posteriores. Por ejemplo, la Revista Española de Quimioterapia recibió 16 citaciones en 1999 y 52 en 2000 (¡más del 300% de diferencia!); si el número final de citas en 2001 se pareciese más al de 1999 que al de 2000 el índice de impacto «español» de 2002 sería mucho menor que el ofrecido para 2001, mientras que si tal número de citas en 2001 se asemejase al de 2000, el índice sería mucho mayor. Otro tanto ocurre con la Revista Iberoamericana de Micología, con un número de citas en 2000 un 300% superior al de 1999. Por desgracia, el análisis de Aleixandre Benavent et al se refiere casi en exclusiva a los índices de impacto y de inmediatez «españoles». Esta información dista mucho de la que se puede obtener del JCR, donde además existe información sobre la vida media de las citas, el índice de autocitación o el tipo de revistas donde se produce la cita. Todos estos valores ofrecen una imagen mucho más real del verdadero impacto que una revista biomédica tiene en la actualidad. Animamos a los autores a perseguir que el estudio que acaban de presentar pueda tener continuidad en años próximos. De otro modo, esta iniciativa sólo sería el reflejo de las dificul-

tades que tradicionalmente han tenido muchas publicaciones biomédicas españolas, cuya andadura editorial se ha visto truncada a los pocos años de su aparición. Álvaro Pascual Hernándeza, Benito Almirante Gragerab, Luis Martínez Martínezb y José M. Mirób a

Editor de Enfermedades Infecciosas y Microbiología Cínica. Editor Asociado de Enfermedades Infecciosas y Microbiología Cínica.

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1. Aleixandre Benavent R, Valderrama Zurián JC, Castellano Gómez M, Meléndez RS, Navarro Molina C. Factor de impacto de las revistas médicas españolas. Med Clin (Barc). 2004;123:697-701.

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Sr. Editor: Agradecemos el interés que manifiestan los autores de la carta al realizar el análisis crítico de nuestro artículo y al abrir un debate que siempre ayuda a reflexionar y contribuye a mejorar el trabajo propio. Sin embargo, queremos matizar algunas de las críticas y sugerencias. En primer lugar, se indica que el factor de impacto es un valor matemático que se obtiene aplicando parámetros definidos por el Institute for Scientific Information (ISI) y que sólo es utilizable cuando se consideran sus revistas. Pensamos que este indicador bibliométrico, aunque publicado por el ISI en el Journal Citation Reports (JCR), no es exclusivo de sus revistas, sino que es extrapolable a otras. Esta afirmación es fácilmente contrastable en múltiples publicaciones1-4, tanto en revistas biomédicas como específicas de documentación, en las que el concepto de factor de impacto se aplica cuando se establece la relación entre citas recibidas y artículos publicados, independientemente de que las citas se hayan extraído de las bases de datos del ISI o de que procedan de un análisis de citas realizado ad hoc. Precisamente Garfield5, fundador del ISI, y López Piñero6, considerado como uno de los introductores de la bibliometría en España, sugieren, entre otros, realizar este tipo de análisis partiendo de revistas de disciplinas y zonas geográficas determinadas. Por otra parte, respecto a la denominación del factor de impacto que hemos calculado, nos mostramos de acuerdo con Rousseau cuando afirma que existen varios factores de impacto y que su terminología precisa no está todavía consensuada7. Por otra parte, se califica la elección de las 87 revistas fuente analizadas como «arbitraria», olvidando que se ha descrito claramente un criterio de selección basado en la difusión de las revistas en bases de datos nacionales e internacionales. Este criterio se considera entre los más válidos y fiables para la evaluación de las revistas, ya que todas las bases de datos bibliográficas de información científica aplican serios requisitos de selección en su cobertura6. Se sugiere utilizar como fuente alternativa al Índice Médico Español el Directorio de Revistas Españolas en Ciencias de la Salud por su mayor cobertura (600 revistas). Sin embargo, esta amplia cobertura se debe a que incluye revistas de áreas como veterinaria, farmacia y óptica, y numerosas revistas de divulgación Med Clin (Barc). 2005;124(7):277-9

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que no interesan a nuestro estudio. En nuestro análisis no tienen cabida revistas como, por ejemplo, Reptilia: Revista Especializada en Reptiles, Anfibios y Artrópodos o Canis et Felis, aunque sean de carácter científico, y menos aún revistas especializadas en tratamientos y equipos para viticultura y enología (como la revista Tecnología del Vino), o en tecnología en industria de transformación de plásticos, que incluye la revista Tecnología de los Plásticos. Tampoco tienen cabida los boletines de sociedades y colegios profesionales (como el de la Organización Médica Colegial) e informativos (como el Boletín Informativo Hermandad Farmacéutica del Mediterráneo y el Boletín de Infección en la Comunidad [de Madrid]), y menos aún las «hojas», como la Hoja Epidemiológica Semanal de Oviedo. Un defecto preocupante es la permanencia en este directorio de revistas cesadas, sin que esta circunstancia se indique en ninguna parte. Es el caso de revistas como Revista Iberoamericana de Trombosis y Hemostasia (en diciembre de 2001), Revista Latina de Cardiología (en septiembre de 2003), SD. Revista Médica Internacional sobre el Síndrome de Down (en julio de 2002) y Tokoginecología Práctica (en noviembre de 2002). Un caso particular es la presencia como registro activo del Índice Médico Español (que dejó de publicarse hace 8 años y, además, no era una revista, sino un repertorio bibliográfico de aparición periódica). Y más preocupante todavía es la ausencia de otras revistas vigentes, como Nutrition and Metabolic Disorders in HIV Infections y Psicopatología y Salud Mental del Niño y del Adolescente, o el hecho de no incluir ninguna revista de Sexología, a pesar de que existen varias, como Sexología Integral y Anuario de Sexología, todas ellas de carácter científico. No menos inaudito es el sistema de indización de las especialidades de las revistas. Así, la búsqueda por especialidades permite encontrar revistas mediante la denominación «Hemetología» [sic], que recupera la revista Nuevo Laboratorio, o la especialidad «Guía», que recupera Profesión Médica. En definitiva, estos defectos ponen en duda el rigor con el que se ha elaborado el directorio que se nos sugiere como fuente de revistas para el análisis de citas. Por otra parte, las oscilaciones en el número de citas de un año a otro no se producen solamente en nuestro estudio, sino que también puede observarse fácilmente en el JCR. Sin ir más lejos, en el JCR de 2001, la Revista Española de Cardiología citó una vez artículos publicados en Medicina Clínica en el año 2000 y 6 artículos de 1999. Es cierto que el trabajo sólo presenta una visión estática del factor de impacto de las revistas españolas, el de 2001, último año del JCR publicado cuando se planteó la investigación. Sin embargo, desde diciembre de 2004 se pueden consultar los indicadores de 2002 (http://ime.uv.es/imecitas/impacto.shtml) y en breve se publicará el de 2003, con lo que se dispondrá de una serie de 3 años que permitirá analizar la evolución de los indicadores y optimizar la cobertura de las revistas fuente en función de las citas que reciban. Rafael Aleixandre Benavent, Juan Carlos Valderrama Zurián, Raquel Simó Meléndez y Carolina Navarro Molina Instituto de Historia de la Ciencia y Documentación López Piñero. Consejo Superior de Investigaciones Científicas-Universitat de València. Valencia. España.

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1. González de Dios J, Mateos Hernández MA, González Casado I. Factor de impacto internacional, nacional y por especialidades: en busca del mejor indicador bibliométrico. Rev Esp Pediatr. 1998; 54:430-6. 2. García Río F, Serrano F, Álvaro D, Ruiz Manzano J, Dorgham A, Xaubet A, et al. Estimación de los indicadores bibliométricos de repercusión de Archivos de Bronconeumología. Arch Bronconeumol. 1998;34:531-5. 3. Figueredo E, Villalonga A. Factor de impacto de la Revista Española de Anestesiología y Reanimación de los años 1997 y 1998. Rev Esp Anestesiol Reanim. 2000;47:393-9. 4. Terrada ML, López Piñero JM, Aleixandre R, Mota A, Zorrilla V. Índice de citas e indicadores bibliométricos de las revistas españolas de medicina interna y sus especialidades 1991. Valencia: Instituto de Estudios Documentales e Históricos sobre la Ciencia-Doyma; 1994. 5. Garfiel E. Citation indexing. Its theory and application in science, technology and humanities. Nueva York: Willey; 1979. 6. López Piñero JM, Terrada ML. Los indicadores bibliométricos y la evaluación de la actividad médico-científica (III). Los indicadores de producción, circulación y dispersión, consumo de la información y repercusión. Med Clin (Barc). 1992;98: 142-8. 7. Rousseau R. Journal evaluation: technical and practical issues. Library Trends. 2002;50:418-39.

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Importancia del estado funcional en la mortalidad de los ancianos hospitalizados Sr. Editor: Mendoza et al1 han publicado recientemente en su Revista un estudio sobre los factores de mortalidad en la neumonía del anciano, que muestra que la dependencia funcional es una de las variables que de forma independiente se relacionan fuertemente con la mortalidad tanto durante el ingreso hospitalario como al año del episodio. En la discusión muestran prudencia en la extrapolación de los resultados debido al escaso tamaño de la muestra y a la baja mortalidad de la serie. Nuestro grupo ha publicado recientemente unos resultados similares, en los que un buen estado funcional es un factor protector de mortalidad a los 30 días del alta y a los 18 meses en ancianos con neumonía adquirida en la comunidad2, en tanto que el índice de gravedad de neumonía desarrollado por Fine et al3 no aparece como factor independiente de mortalidad. Las variables que condicionan la mortalidad en los ancianos que ingresan en los hospitales están en función de su situación basal (medida mediante instrumentos como el índice de Katz y el índice de Barthel, entre otros)4-6, de la gravedad de la enfermedad7 por la cual ingresan y de los efectos adversos de la hospitalización per se8. Conviene apuntar que la gravedad de la enfermedad puede incidir de forma importante sobre la función física del anciano, hasta el punto de desarrollar una espiral de acontecimientos fisiológicos y funcionales que, en un sujeto con una baja reserva fisiológica debida al envejecimiento, conducirán a la muerte durante el episodio del ingreso hospitalario o harán que entre en una situación de dependencia física progresiva que le llevará a la muerte en un período posterior9. Esto explicaría que la función física medida en

el episodio de enfermedad hospitalaria (neumonía o no) sea un factor predictor de mortalidad tanto a corto como a largo plazo. Pensamos, al igual que Mendoza et al1 y otros autores10, que el estado funcional de los ancianos debe incluirse en toda valoración de los que ingresan por cualquier tipo de enfermedad, no sólo por su valor pronóstico, sino también por su valor diagnóstico. Finalmente, deseamos hacer 2 puntualizaciones: en primer lugar, debe tenerse suma cautela en la aplicación en ancianos de los modelos pronósticos de mortalidad en los que la edad aparece como factor de riesgo de mortalidad sin que se haya introducido ninguna variable de funcionamiento físico. En segundo lugar, es necesario que los estudios pronósticos de mortalidad específicos de enfermedad en ancianos incluyan ineludiblemente una valoración de la función física. Domingo Ruiz Hidalgo y Olga H. Torres Bonafonte Servicio de Medicina Interna. Hospital de Sant Pau. Barcelona. España.

1. Mendoza H, Tiberio G, Aizpuru F, Viñez O, Anderiz M. Neumonía en el anciano. Factores relacionados con la mortalidad durante el episodio y tras el alta hospitalaria. Med Clin (Barc). 2004; 123:332-6. 2. Torres OH, Muñoz J, Ruiz D, Ris J, Gich I, Coma E, et al. Outcome predictors of pneumonia in elderly patients: importance of functional assessment. J Am Geriatr Soc. 2004;52:1603-9. 3. Fine MJ, Auble TE, Yealy DM, Hanusa BH, Weissfeld LA, Singer DE, et al. A prediction rule to identify low-risk patients with community-acquired pneumonia. N Engl J Med. 1997;336: 243-50. 4. Wu AW, Yasui Y, Alzola C, Galanos AN, Tsevat J, Phillips RS, et al. Predicting functional status outcomes in hospitalized patients aged 80 years and older. J Am Geriatr Soc. 2000;48:S6-S15. 5. Alarcón T, Barcena A, González-Montalvo JI, Penalosa C, Salgado A. Factors predictive of outcome on admission to an acute geriatric ward. Age Ageing. 1999;28:429-32. 6. Inouye SK, Peduzzi PN, Robison JT, Hughes JS, Horwitz RI, Concato J. Importance of functional measures in predicting mortality among older hospitalized patients. JAMA. 1998;279:1187-93. 7. Teno JM, Harrell FE, Knaus W, Phillips RS, Wu AW, Connors A, et al. Prediction survival for older patients: the HELP survival model. Hospitalized Elderly Longitudinal Project. J Am Geriatr Soc. 2000;48 Suppl 5:16-24. 8 Creditor MC. Hazards of hospitalization of the elderly. Ann Intern Med. 1993;118:219-23. 9. Campbell AJ, Buchner DM. Unstable disability and the fluctuations of frailty. Age Ageing. 1997; 26:315-3. 10. Bierman AS. Functional status. J Gen Intern Med. 2001;16:785-86.

96.680 Sr. Editor: Hemos leído con interés los comentarios de Ruiz1 sobre nuestro trabajo recientemente publicado en su Revista2. Estamos de acuerdo con él en la importancia del estado funcional de los ancianos con neumonía. Su situación basal funcional es un factor pronóstico de mortalidad independiente no sólo durante el episodio de neumonía2, sino también tras el alta hospitalaria3. En nuestro estudio estos datos se corroboran. Las bajas puntuaciones en los parámetros de 48

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calidad de vida aplicados (índice de Katz y Karnofsky) fueron factores asociados, independientemente de otras circunstancias, con la mortalidad durante el episodio y tras un año de seguimiento ambulatorio. Quisiéramos remarcar la utilidad de la escala de Karnofsky en la valoración de estos pacientes. Esta escala, tradicionalmente utilizada para evaluar el estado funcional de pacientes con cáncer4, es útil también en la valoración de ancianos que ingresan con neumonía5. En nuestro estudio, las puntuaciones obtenidas según el índice de Katz y la escala de Karnofsky son superponibles1. La segunda, de fácil aplicación, debería entrar como un instrumento útil y fiable en la valoración de pacientes con enfermedades no oncológicas como la neumonía en el anciano. Humberto Mendoza Ruiz de Zuazua, Gregorio Tiberio Lópezb. a

Unidad de Hospitalización a Domicilio. Hospital Txagorritxu. Vitoria-Gasteiz. Álava. España. b Universidad Pública de Navarra. Facultad de Ciencias de la Salud. Pamplona. Navarra. España.

1. Mendoza H, Tiberio G, Aizpuru F, Viñez O, Anderiz M. Neumonía en el anciano. Factores relacionados con la mortalidad durante el episodio y tras el alta hospitalaria. Med Clin (Barc). 2004;123: 332-6. 2. Inouye Sk, Peduzzi PN, Robison JT, Hughes JS, Horwitz RI, Concato J. Importance of functional measures in predicting mortality among older hospitalized patients. JAMA. 1998;279:1187-93. 3. Torres OH, Muñoz J, Ruiz D, Ris J, Gich I, Coma E, et al. Outcome predictors of pneumonia in elderly patients: importance of functional assessment. J Am Geriatr Soc. 2004;52:1603-9. 4. Llobera J, Esteva M, Benito E, Terrasa J, Pons O, Maya A. Quality of life for oncology patients during the terminal period. Validation of the HRCA-QL index. Support Care Cancer. 2003;11:294-303. 5. Linfa R, Faroque K. Pneumonia in the elderly: a review. Geriatrics. 1988;43:51-62.

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Observaciones sobre la miocardiopatía no compactante Sr. Editor: Recientemente Nannini et al1 han publicado en MEDICINA CLÍNICA un caso de «miocardiopatía espongiforme». Aunque compartimos las apreciaciones de los autores, desearíamos hacer unas puntualizaciones sobre algunos aspectos de esta enfermedad que consideramos de interés. Respecto a la terminología preferentemente empleada por los autores, creemos que miocardiopatía no compactante (isolated noncompaction of the ventricular myocardium, en

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inglés) es el término actualizado más adecuado (aunque quizá en español «no compactada» sería más correcto), puesto que «espongiforme» es un término obsoleto apenas utilizado por los autores que han publicado sobre el tema. En cuanto a la transmisión genética de la enfermedad, no existe una sola forma ligada al cromosoma X, sino 32-4. Dos están ligadas al cromosoma 18: una se debe a mutaciones en éste, predomina en la infancia y se asocia a otros defectos cardíacos, y la segunda (autosómica dominante, con miocardiopatía aislada) sería la más frecuente en adultos, y quizá la comúnmente observada5. La tercera forma relacionada con una mutación en el cromosoma X aparece en varones y se asocia a otras anomalías musculosqueléticas. Aunque la enfermedad figura como miocardiopatía sin clasificar, como correctamente indican Nannini et al, datos recientes pueden permitir su clasificación como una miocardiopatía específica6,7. Compartimos el comentario de los autores en cuanto al pronóstico infausto. Sin embargo, es posible que existan formas menos graves (miocardio menos o incompletamente compactado) que explicarían la confusión diagnóstica con otras miocardiopatías, así como el infrecuente diagnóstico de esta enfermedad8,9. Carlos L. Errando, Celsa M. Peiró y José Tatay Servicio de Anestesiología, Reanimación y Tratamiento del Dolor. Consorcio Hospital General Universitario de Valencia. Valencia. España.

1. Nannini S, Hernández Madrid A, Escobar C, Moro C. Taquicardia ventricular en un paciente con miocardiopatía espongiforme. Med Clin (Barc). 2004;123:358-9. 2. Online Mendelian Inheritance In Man. Noncompaction of left ventricular myocardium with congenital heart deffects. Edited by the Johns Hopkins University. Baltimore, 2002 [consultado 18/04/ 2004]. Disponible en: http://www.ncbi.nlm.nih. gov/omim/ 3. Online Mendelian Inheritance In Man. Noncompaction of left ventricular myocardium, familial isolated, autosomal dominant. Edited by the Johns Hopkins University. Baltimore, 2002 [consultado 18/04/2004]. Disponible en: http://www.ncbi.nlm. nih.gov/omim/ 4. Online Mendelian Inheritance In Man. Noncompaction of left ventricular myocardium, familial isolated. Edited by Johns Hopkins University. Baltimore, 2002 [consultado 18/04/2004]. Disponible en: http://www.ncbi.nlm.nih.gov/omim/ 5. Sasse-Klaassen S, Gerull B, Oechslin E, Jenni R, Thierfelder L. Isolated noncompaction of the left ventricular myocardium in adult is an autosomal dominant disorder in the majority of patients. Am J Med Genet. 2003;119:162-7. 6. Jenni R, Oechslin E, Schneider J, Jost CA, Kaufmann PA. Echocardiographic and pathoanatomical characteristics of isolated left ventricular noncompaction: a step towards classification as a distinct cardiomyopathy. Heart. 2001;86:666-71.

7. Varnava AM. Isolated left ventricular non-compaction: a distinct cardiomyopathy? Heart. 2001;86: 599-600. 8. Agmon Y, Connolly HM, Olson LJ, Khandheria BK, Seward JB. Noncompaction of the ventricular myocardium. J Am Soc Echocardiogr. 1999;12: 859-63. 9. Chin TK, Perloff JK, Williams RG, Jue K, Mohrmann R. Isolated noncompaction of left ventricular myocardium. A study of eight cases. Circulation. 1990;82:507-13.

98.091 Sr. Editor: Tras leer con atención la carta de Errando et al, queremos expresar nuestra total adhesión a sus comentarios sobre la nota clínica publicada por nuestro grupo en esta Revista, donde se recogían los datos clínicos de un paciente con una miocardiopatía peculiar del ventrículo izquierdo, que cursaba con arritmias cardíacas. Entre las tareas propias del investigador clínico está la de crear terminología médica en su propio idioma, con términos nuevos, a veces traducidos con mayor o menor elegancia idiomática y precisión lingüística. No es un tema baladí para el científico, pues exige conocimientos conceptuales y también lingüísticos. En nuestra opinión esta miocardiopatía, genéticamente determinada, tiene un nombre extraño, difícil de retener en la memoria. De hecho el nombre anglosajón es non compacted left ventricle, que se alterna en las publicaciones en inglés con el término non compaction left ventricle. Estos nombres traducidos literalmente serían «ventrículo izquierdo no compacto» o «ventrículo izquierdo no compactado». Sin embargo, el término «espongiforme» es, en nuestra opinión, preferible, ya que tiene diversas ventajas: indica una propiedad positiva de la alteración del miocardio, no negativa es más corto, fácil de retener y de distinguir de otras formas de miocardiopatía. Nada que objetar a los comentarios de estos autores, a los que agradecemos que hayan actualizado los datos sobre la genética de esta cardiopatía, en constante evolución, como todos los conocimientos sobre genética. Es muy posible que el diagnóstico de esta entidad en un futuro próximo se haga sobre la base de estas alteraciones genéticas y su incidencia sea entonces correctamente reconocida. Concepción Moro y Antonio Hernández Madrid Unidad de Arritmias. Hospital Ramón y Cajal. Departamento de Medicina. Universidad de Alcalá. Madrid. España.

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