Aiepi 2-7-wf

Factores de riesgo para la neumoníaen niños menores de dos años en

Fortaleza, Brasil:estudio de casos y controles

Walter Fonseca1

Betty R. Kirkwood2

Cesar G. Victora3

Sandra R. Fuchs4

Jose A. Flores5

Chizuru Misago2

Resumen

Se estudiaron los factores de riesgo para la neumonía en niños menores de dos años,en la Región Metropolitana de Fortaleza, Ceará, entre julio de 1989 y junio de 1990.Se investigó la asociación entre la neumonía y factores de riesgo demográficos, socio-económicos, ambientales, reproductivos maternos, nutricionales antropométricos ynutricionales dietéticos, y prácticas relacionadas con el cuidado del niño. Se utilizó lametodología de casos y controles, siendo los casos niños de edad inferior a 23 meses ycon diagnóstico radiológico de neumonía.

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1 Universidad Federal del Ceará, Departamento de Salud Comunitaria, Fortaleza, Ceará, Brasil.2 London School of Hygiene and Tropical Medecine, Department of Epidemiology and Population Sciences, Londres, Reino

Unido.3 Universidad Federal de Pelotas, Departamento de Medicina Social, Pelotas, Rio Grande do Sul, Brasil.4 Universidad Federal de Rio Grande do Sul, Departamento de Medicina Social, Porto Alegre, Rio Grande do Sul, Brasil.5 Hospital Pediátrico Santo Antônio, Porto Alegre, Rio Grande do Sul, Brasil.

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Se seleccionaron como control niños sin síntomas ni signos de infección respiratoria,residentes en el mismo vecindario y pareados individualmente según el grupo de edaddel caso. Se han hecho referencias a los fenómenos de causalidad inversa y sobrepare-amiento como posibles sesgos en este tipo de estudios. El cálculo de la razón deproductos cruzados fue utilizado para estimar los factores de riesgo relativos,mediante regresión logística condicional. Tras el ajuste para los factores de confusión,los factores de riesgo de mayor magnitud fueron el peso al nacer < 2.000 g; los déficitsaltura-edad, peso-altura y peso-edad, la ausencia de lactancia materna, madre con unelevado número de gestaciones anteriores, madre trabajando fuera del domicilio, asis-tencia a una guardería, hospitalización anterior por neumonía y/o sibilancia yaglomeración en el domicilio. La vacunación completa para la edad y la edad materna≥ 35 años fueron identificados como factores de protección.

Introducción

Las Infecciones Respiratorias Agudas (IRA) constituyen una de las principales causasde morbilidad y mortalidad en los niños menores de 5 años, siendo responsables deaproximadamente un tercio del total de los 15 millones de fallecimientos anuales eneste grupo de edad (1). Cerca del 75% de los fallecimientos por IRA en los niñosmenores 5 años son atribuibles a las neumonías no asociadas al sarampión (2).

Se han considerado varios factores como responsables de un aumento en el riesgo deIRA en los niños de los países en desarrollo, incluyéndose: el bajo peso al nacer, laausencia de lactancia, la desnutrición, los factores socioeconómicos como la bajarenta familiar, el bajo nivel de escolaridad de los padres y las prácticas inadecuadas enel cuidado de los niños (3, 4). Sin embargo, son escasos los estudios de base pobla-cional sobre factores de riesgo para la neumonía en los países en desarrollo, en los queel manejo de las enfermedades respiratorias aún sigue siendo la principal estrategiapara el control de las IRA (2).

En el presente estudio se utilizó la metodología de casos y controles para investigarlos principales factores de riesgo para la neumonía en niños menores de dos años resi-dentes en la Región Metropolitana de Fortaleza. Con esto, se pretendía aportar nuevosdatos que puedan contribuir a la reducción de la morbilidad y de la mortalidad porneumonía en ese grupo de edad.

Materiales y métodos

Lugar del estudio

Fortaleza es la capital del Estado del Ceará y está localizada a 3º de latitud Sur, en lazona tropical. Incluyendo el área metropolitana, Fortaleza tiene una población de 2,3millones de habitantes. El clima local está determinado por la proximidad del ecuadory por su baja altitud (nivel del mar). La temperatura es alta (25ºC-38ºC) durante todoel año. La economía del área metropolitana está casi totalmente dedicada a la pesca, laindustria textil y al comercio, con una fuerte dependencia del turismo.

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Los pacientes con neumonía fueron reclutados en los ambulatorios y enfermerías delHospital Infantil Albert Sabin, el mayor hospital infantil público en la región metropo-litana, el más utilizado por las familias de baja renta residentes en esa área. En la épocadel estudio, la tasa de mortalidad infantil era de aproximadamente 90 por 1.000nacidos vivos. Según estimaciones oficiales, aproximadamente un tercio de lapoblación vivía en condiciones precarias en favelas o chabolas. Un estudio sobre8.000 familias en el Estado de Ceará, realizado en esa época por la Secretaría de Saluddel Estado y la UNICEF (5) mostró que las infecciones respiratorias eran las segundacausa infecciosa de muerte de niños (11%) y la razón más frecuente para la utilizaciónde los servicios de salud (38%).

Tamaño de la muestra

Se reclutó un total de 650 casos y de 650 controles. Esta muestra proporcionó unapotencia del 90% en la detección de una razón de productos cruzados del 1,6 (o más)como estadísticamente significativa a nivel del 5% (bicaudal), considerando una pre-valencia de exposición a los factores de riesgo para los controles de 15% a 75% (6).La muestra detectaría además una razón de productos cruzados del 2,0 (o más) para laprevalencia de exposición para los controles entre 4% y 90%.

Selección de los casos

Las madres (o los responsables) de los niños considerados como casos en potenciafueron primero contactadas en el ambulatorio del hospital antes de que el niño fuerasometido a rayos X. En esa ocasión, se solicitaba que participase en el estudio.Después de aplicar los criterios de exclusión, se obtenían informaciones detalladassobre el lugar de residencia para una visita posterior. Más del 99% de los domiciliosfueron localizados y sólo una de las madres se negó a participar en el estudio.

La muestra de casos estaba formada por niños menores de dos años con un diagnósticoradiológico de neumonía. La realización de rayos X del tórax en niños susceptibles depadecer neumonía es una práctica rutinaria. Sólo se incluyeron los niños que pre-sentaban una infiltración pulmonar en la radiografía. Todas las radiografías fueronexaminadas por un radiólogo pediátrico (7).

Fueron excluidos aquellos niños que presentaban un historial reciente de aspiraciónde líquidos o de un cuerpo extraño, sintomatología compatible con el sarampión,historia de malformación congénita del aparato cardiopulmonar, parálisis cerebral,fibrosis cística o SIDA. Se reclutaron aproximadamente 800 niños como casos poten-ciales y el 4% fue excluido con este criterio. También fueron excluidos todos los casosde fallecimiento ocurridos después del reclutamiento (menos de un 2%).

La selección de casos se llevó a cabo durante los doce meses de estudio, entre el 1 dejulio de 1989 y el 30 de junio de 1990, para cubrir eventuales variaciones estacionalesen la incidencia y en la etiología de la neumonía, seleccionando el mismo número (12ó 13) cada semana. Considerando que había un número de niños con neumonía mayorque el necesario para el estudio, los casos fueron seleccionados en 3 días de cadasemana, conforme se explica a continuación. En la primera semana del reclutamiento,

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los primeros 12-13 niños con un diagnóstico radiológico de neumonía que compare-cieron en el lunes, el martes o el miércoles fueron seleccionados. A la semanasiguiente, la selección fue realizada del jueves al sábado y, a la semana siguiente, deldomingo al martes. Este esquema se siguió de tal forma que, al final del estudio, todoslos días de la semana tuvieran una representación proporcional similar, evitandocualquier sesgo relacionado con las diferencias de patrón referidas según el día de lasemana. Por razones logísticas, el estudio se ciñó únicamente a los niños residentes enla región metropolitana de la ciudad.

Selección de los controles

Se seleccionó como control a niños sin afecciones respiratorias y residentes en elvecindario de los casos. Para evitar cualquier desequilibrio flagrante en la distribuciónde la edad, los controles fueron emparejados individualmente según el grupo de edaddel caso, 0-5 meses, 6-11 meses y 12-23 meses. Se eligieron grupos de edad másamplios a fin de facilitar el pareamiento. Esto no invalida el análisis de los riesgosasociados con intervalos de edades menores. Cualquier desequilibrio remanente en ladistribución de edades fue ajustado para el análisis estadístico cuando el caso lorequería (por ejemplo en el análisis de la lactancia materna).

Se seleccionó un control para cada caso como figura a continuación. En primer lugar,una entrevistadora obtenía la dirección del caso a través de la información detalladaproporcionada por la madre en el hospital. Después se desplazaba hasta el vecindariodel niño y procedía a preguntar de forma sistemática en cada casa si había un niño conaproximadamente la misma edad que el caso. El primer niño apropiadamente identi-ficado servía como control. Para todas las casas en las que no respondió nadie, sepreguntó al vecino más cercano para verificar si en ella había algún niño que pudieraadecuarse al perfil del control. Cuando era necesario, el entrevistador volvía a la casaa fin de encontrar a cualquier niño ausente, de manera a minimizar la posibilidad deun sesgo de selección, originado por un fallo en el reclutamiento de tal niño comocontrol. Los niños que presentaron una frecuencia respiratoria de 50 inspiraciones porminuto para los lactantes y de 40/minuto para niños mayores no fueron seleccionadoscomo controles. Los niños habiendo presentado síntomas de sarampión o de tos ferinaen los 10 días anteriores al reclutamiento también fueron excluidos. Se preguntó a lasmadres a qué tipo de servicio de salud (público o privado) llevarían a sus hijos situvieran neumonía. Con el fin de reducir la posibilidad de un sesgo en la selección,sólo se incluyeron como control los niños cuyas madres acudirían a un centro públicode salud.

Evaluación de los factores de riesgo

Los principales hallazgos clínicos y de laboratorio en los casos fueron registrados enformularios específicos. Los casos fueron pesados y medidos en el momento de laadmisión o en la consulta clínica. Los controles fueron pesados y medidos en sudomicilio. El peso fue tomado con el niño desnudo, tumbado (para menores de 6meses) o sentado, en una balanza Salter (CMS Measuring Equipement modelo PBW-235) con una aproximación de 100 gramos. La altura fue medida con el niño tumbado,en un tallímetro infantil similar al modelo desarrollado por el AHRTAG (“Appropriate

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Health Resources and Technology Action Group Ltd., London”). Se sometió a lasmadres (o responsables) de cada caso y de cada control a un cuestionario de factoresde riesgo. Esta entrevista fue realizada en el hospital para los casos internados (30%) yen el domicilio para otros casos y para los controles. Las visitas domiciliarias tuvieronuna duración de 40 a 50 minutos y se efectuaron después del reclutamiento del niño.La fiabilidad de las informaciones fue evaluada mediante una nueva visita domiciliar(10%) a los casos y a los controles.

Registro de los datos y análisis

Para la mayoría de las variables, se utilizaron preguntas normalizadas y precodi-ficadas, previamente comprobadas. Las variables ambientales se obtuvieron a travésde la observación. Los datos fueron analizados en un computador PC compatible, enFortaleza, utilizando el programa Dbase III+. Para todas las variables, se realizaronmedidas de dispersión y consistencia y los datos fueron depurados y elaboradosusando los programas DbaseIII+, SPSS/PC+, Epi-Info 5.1 y EGRET.

Los análisis incluyeron tabulaciones simples para todos los factores de riesgo y deconfusión para los casos y los controles. El pareamiento de casos y controles porvecindario y edad se mantuvo en todos los análisis. La razón de productos cruzados seobtuvo a través de la razón de los pares discordantes, que es el número de pares para loscuales el caso está expuesto y su correspondiente control no lo está, dividido por elnúmero de pares para los cuales el caso no está expuesto y su control lo está (8). El testde ji-cuadrado de McNemar fue utilizado para evaluar la significación estadística de laasociación.

Para los factores de riesgo con diversas categorías de exposición, se utilizó unaregresión logística condicional para investigar la existencia de una tendencia lineal deaumento del riesgo de neumonía con creciente nivel de exposición y, si existiera, laexistencia de cualquier evidencia de desvío de la linearidad en esta tendencia. Laregresión logística condicional también fue utilizada para investigar la asociación delos factores de riesgo con la neumonía, después de controlar potenciales factores deconfusión (9). El módulo paso a paso para la selección de variables (“stepwise”) delprograma EGRET no fue utilizado; por el contrario, la selección de las variables aincluir en el modelo se basó en consideraciones a priori de probables conexiones entrediferentes variables y los resultados de análisis univariantes. Las variables socioeco-nómicas tales como la renta, la escolaridad del padre y de la madre pueden afectar,directa o indirectamente, a todos los demás grupos de factores de riesgo con excepcióndel sexo y de la edad. Por este criterio, dichas variantes fueron incluidas en el análisismultivariante, a pesar de no haberse mostrado significativas en el análisis bruto.Después, si había una clara asociación - incluido un patrón de dosis-respuesta en lasvariables con tres o más categorías - la variable se mantenía en el modelo, siendo la sig-nificación estadística un criterio adicional para el mantenimiento de esa variable. Losfactores de confusión incluidos en cada modelo del análisis multivariante se presentanen las notas correspondientes a la tabla 1. La homogeneidad de las razónes de productoscruzado entre los estratos fue verificada según el método de Breslow y Day (10).

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Las variables con datos incompletos fueron controladas dependiendo de la frecuenciade individuos para los cuales faltaban informaciones. Cuando la frecuencia de datosincompletos era sustancial para una variable, los pares no eran excluidos. Al contrario,las observaciones incompletas eran clasificadas como una categoría separada en elcódigo de exposición y la razón de productos cruzados calculada para esta categoríaasí como para cualquier otra. Cuando el porcentaje de datos incompletos era inferioral 1% para casos o controles, los pares caso-control eran excluidos.

Discusión de los resultados

La Tabla 1 muestra una compilación de la magnitud de asociación entre cada uno delos principales factores de riesgo investigado y la neumonía, organizados en ordendecreciente de la razón de productos cruzados obtenida. Los valores presentadosincluyen un control para potenciales factores de confusión como es apropiado y sedescribe en la sección de métodos anterior. Se presentan igualmente los intervalos deconfianza del 95% (IC), ilustrados en la Figura 1, y la prevalencia de la ocurrencia delos factores de riesgo en el grupo de control.

Situación antropométrica

La desnutrición se destaca como el factor de riesgo probablemente más importantepara la neumonía infantil en esta población. Los tres índices antropométricos, déficitpeso-altura, altura-edad y peso-edad aparecen en la primera fila de la tabla 1. Como sepuede apreciar, una gran proporción de niños del grupo de control presentabaenanismo nutricional severo, del que un 8,4% tenía un déficit de altura-edad (pun-tuación z) <-3 desviaciones estándar (DE) de la referencia NCHS y una razón deproductos cruzados de 5,05 (IC=2,92; 8,74). Un porcentaje similar (9,5%) tenía undéficit de peso-edad (puntuación z) menor que -2 DE y la razón de productos cruzadospara este índice también fue similar , 4,57 (IC=2,93; 7,13). No obstante, en asociacióncon una razón de productos cruzados más elevada (6,75), la ocurrencia de la ema-ciación en esta población fue menos común, teniendo un déficit peso-altura(puntuación z) menor que -2 DE un 0,9% de los niños del grupo de control. Ademásde la razón de productos cruzados de mayor tamaño encontrada para las categoríasmás bajas, los tres índices presentaron tendencias altamente significativas de aumentodel riesgo de neumonía con puntuación z decreciente (tabla 2). La mayoría de losniños, incluso en el grupo de control, presentó algún grado de desnutrición. El riesgode neumonía estaba presente y era estadísticamente significativo incluso en las cate-gorías más bajas. Los niños con una puntuación z entre 0 y -1 DE para cualquiera delos tres índices tenían un riesgo de neumonía 1,7-1,8 veces mayor en comparación conlos niños con puntuación z ≥ 0.

Bajo peso al nacer

El bajo peso al nacer también mostró una asociación significativa con la neumoníacon una odds ratio de 3,16 y un intervalo de confianza del 95% de 1,12 a 8,94 paralactantes nacidos con menos de 2.000 gramos de peso en comparación con aquellosque pesaron 2.500g o más. Aun siendo importante, esta razón de productos cruzadoses más baja que las observadas para el estado nutricional actual, y en esta población

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nacieron relativamente pocos niños con un peso tan bajo. Los niños con un peso alnacer situado en el grupo intermedio de 2.000-2.499g presentaban un riesgo mayoraunque no significativo estadísticamente (RPC=1,38)1. El test de la tendencia linealpara el bajo peso al nacer y el aumento del riesgo de neumonía fue estadísticamentesignificativo (p=0,01).

Ausencia de lactancia materna

El tercer factor de riesgo relacionado con la nutrición, la ausencia de lactancia materna- categoría en la que se incluyeron los niños que no recibían leche materna desde dosmeses antes del reclutamiento - también fue asociado significativamente con unaumento del riesgo de neumonía, con una razón de productos cruzados estimada de1,69 (p=0,01). Considerando que aproximadamente tres cuartos de los niños del grupode control no estaban recibiendo lactancia materna, es probable que la ausencia de lalactancia desempeñe un papel importante en la ocurrencia de elevadas tasas deneumonía en la población estudiada.

Prácticas de cuidados del niño

Dos variables relacionadas con la práctica de cuidados del niño revelaron ser impor-tantes factores de riesgo para la neumonía en esta población. La asistencia a guarderíasobtuvo la segunda razón de productos cruzados más elevada de todos los factores deriesgo estudiados, estimada en 5,22. A pesar de que en la actualidad el uso de las guar-derías sea bajo entre esta población urbana de baja renta (1,2% de los niños en el grupode control frecuentaba una guardería), se prevé que este uso vaya en fuerte aumentoen los próximos años, considerando que el Estado del Ceará está invirtiendo inten-samente en la creación de más guarderías públicas.

El hecho de que la madre trabajara fuera de la casa también fue identificado como unfactor de riesgo para la neumonía. Aproximadamente un cuarto de las madres de losniños del grupo de control trabajaba fuera de casa, con una razón de productoscruzados asociada de 1,58 y un intervalo de confianza variando entre 1,21 y 2,07. Seobservó también una tendencia lineal clara, aumentando el riesgo de neumonía cuantomayor fuera el tiempo que la madre pasaba trabajando desde el nacimiento del niño.El riesgo estimado fue de 1,21 cuando esta proporción era menor del 25%, aumentó a1,50 cuando la proporción se situaba entre 25 y 75% y pasó a 1,74 cuando la pro-porción era superior al 75% (X2, test para la tendencia lineal=4,63; p=0,03).

Enfermedades anteriores

La tabla 1 también muestra una elevada razón de productos cruzados asociada conepisodios anteriores de neumonía y/o sibilancias. Se estimó que las hospitalizacionesprevias por neumonía situaban al niño en un riesgo 3 veces superior para la ocurrenciade un episodio subsecuente de neumonía. La referencia a una hospitalización anteriorfue relativamente frecuente, habiendo sido ingresado por neumonía 5,4% de los niñosdel grupo de control.

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(1) RPC + Razón de productos cruzados


Hubo igualmente un aumento del riesgo de neumonía entre los niños que habíanpadecido previamente episodios de sibilancia, observándose un riesgo mayor cuantomayor el número de episodios previos. Un niño que había tenido 3 o más episodiospresentó un riesgo aproximadamente 4 veces mayor (RPC=3,91) de contraer unaneumonía que los niños que nunca habían padecido sibilancias. Aunque el porcentajede la población de control que estaba en esta categoría es relativamente pequeño(0,9%), la magnitud del factor de riesgo es tal que esta asociación no puede serignorada.

Aglomeración domiciliar

Como en numerosos estudios precedentes, el hacinamiento aparece como un factor deriesgo importante para la neumonía en esta población. Tanto el elevado número depersonas en el domicilio como el elevado número de niños en casa estuvieron significa-tivamente asociados con la neumonía. Se observó una tendencia lineal estadísticamentesignificativa para estas dos variables, con una razón de productos cruzados aumentandoa 1,99 para un domicilio con más de 8 personas, en comparación con la categoría dereferencia de 2-4 personas (X2, test para la tendencia lineal=15,43; p<0,001). Yaumentando a 2,36 para niños de familias con 7 niños o más, en comparación con lacategoría de referencia de 1-2 niños (X2, test para la tendencia lineal=7,52; p=0,006).No obstante, no se observó una asociación entre el número de personas que compartíanel mismo dormitorio que el niño y el riesgo de neumonía.

Historia reproductora de la madre

Un número elevado de gestaciones anteriores surge como un importante factor deriesgo de neumonía. Con una tendencia lineal altamente significativa y una razón deproductos cruzados de 3,22 (IC=1,66; 6,24) entre los niños cuyas madres han tenido 7gestaciones o más (X2, test para la tendencia lineal=11,32; p=<0,001). Por el contrario,la edad de la madre mostró una asociación inversa, hallándose un menor riesgo(RPC=0,37) entre los niños cuyas madres tenían 35 años o más (X2, test para latendencia lineal=10,79; p=0,001).

Exposición al humo

A pesar de que las razones de productos cruzados para el humo industrial y para elhumo del tabaco mostraron una modesta elevación, no fueron estadísticamente signi-ficativas. No hubo tampoco evidencias de que el humo ambiental procedentes de lascocinas o de la iluminación aumentara el riesgo de neumonía.

Variables socioeconómicas

La ausencia de asociación entre cualquiera de las variables socioeconómicas medidas yel riesgo de neumonía se hizo evidente y puede deberse a la homogeneidad socioeco-nómica y ambiental de la población estudiada, que pudo determinar un bajo poderdiscriminatorio de estas variables. Este fenómeno es descrito por algunos autores comosobrepareamiento (“overmatching” en inglés) y estaría causado por la selección decontroles en el vecindario del caso. Las razones de productos cruzados estimadas para

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la ausencia de escolaridad, la baja calidad del domicilio, la baja renta y la ausencia deagua corriente difirieron poco de la unidad. Aunque el riesgo asociado a la ausencia deeducación paterna creciera un poco, no resultó ser significativo (IC=0,93; 1,98).

Vacunación

Los niños con la vacunación completada para su edad presentaron una reducción del32% en el riesgo de contraer neumonía respecto a los niños que no habían completadolas inmunizaciones (IC=0,52; 0,88). Se observaron reducciones estadísticamente sig-nificativas de cerca de un 30% para las vacunas BCG, DPT y polio. La vacuna contrael sarampión fue asociada con una reducción no significativa de 21%; esto se explicapor el hecho de que los niños con sarampión asociado a neumonía fueron excluidosdel estudio. Estos resultados pueden ser una consecuencia directa de la aplicación delas vacunas contra la tos ferina y la difteria, que se espera eviten de alguna forma laocurrencia de neumonía. La asociación con vacunas no relacionadas con enfer-medades respiratorias se explicaría entonces por la fuerte correlación entre que el niñotenga o no tenga las diferentes vacunas. Desde otro punto de vista, la reducciónobservada puede haber ocurrido al estar el esquema de vacunación completo actuandocomo un marcador del creciente uso de los servicios de salud, de mejores prácticas decuidado del niño o de mejoría de la situación socioeconómica. Es poco probable queesta última sea la explicación más adecuada, teniendo en cuenta la ausencia de aso-ciación del riesgo de neumonía con medidas más directas de la situaciónsocioeconómica, como se mencionó anteriormente.

Discusión

Al interpretar estos resultados es necesario tener en cuenta diversos puntos. En lo quese refiere al niño individualmente, es el tamaño de la razón de productos cruzados loque determina el aumento de riesgo de neumonía si dicho niño está expuesto a losfactores de riesgo. En términos de población, sin embargo, es la combinación deltamaño de la razón de productos cruzados y de la prevalencia del factor de riesgo enla población lo que determina en qué medida la ocurrencia de la neumonía puede seratribuida al factor de riesgo. Por lo tanto, en términos de intervenciones de control, sepuede alcanzar un mayor impacto con la reducción de la prevalencia de un factor deriesgo común, con una razón de productos cruzados modesta, por ejemplo 2, del quese alcanzaría con intervenciones de control de un factor de riesgo poco común perocon una razón de riesgo más elevada, por ejemplo una razón de productos cruzadostan alta como 6. Finalmente, en general, cuanto mayor es el tamaño de la razón deproductos cruzados, más probable es que la asociación observada sea causal y nodebida a la presencia de factores de confusión.

La desnutrición se reveló claramente como el factor de riesgo más importante para laocurrencia de los casos de neumonía suficientemente graves como para que las madresacudan con sus hijos a un hospital. Para los tres índices antropométricos se encon-traron tendencias lineales altamente significativas de aumento de riesgo de neumoníacon bajo valor de la puntuación z, con la razón de productos cruzados asociada a lascategorías más bajas situada entre 4,57 y 6,75.

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Investigación IRA (001-188) 3/20/03 2:38 PM 3

Está claramente establecido que la desnutrición energéticoproteica, definida como unacondición resultante del consumo y de la utilización deficientes de proteínas y decalorías en la dieta (11), es un importante factor determinante del aumento del riesgo demortalidad en los lactantes (12, 13, 14). La sinergía entre la desnutrición y las enfer-medades infecciosas es bien conocida y puede ser explicada por diferentes factores. Ladeficiencia en proteína y vitaminas puede inhibir la formación de anticuerpos espe-cíficos y, también, causar un debilitamiento de los mecanismos de defensa pulmonar(15, 16). La asociación entre la desnutrición y la mortalidad por IRA fue apuntada portres estudios de países en desarrollo. Un estudio sobre la asociación entre desnutricióny mortalidad por infecciones respiratorias en seis ciudades de América del Sur revelóque la desnutrición era una causa asociada de muerte en el 30 al 45% de las muertes porIRA entre niños menores de 5 años (12). Estos estudios son de una extrema relevancia apesar de la ausencia de grupos de control. Un estudio en Papua, Nueva Guinea, registróque los niños desnutridos (déficit peso-edad) tenían un riesgo 8 veces mayor de morirpor infecciones respiratorias agudas de las vías aéreas inferiores(IRA baja) en compa-ración con niños bien alimentados (17). No obstante, los autores no mencionan si serealizó el ajuste para los factores de confusión. En un estudio de casos y controles debase poblacional realizado en Rio Grande do Sul, 127 lactantes que fallecieron porinfecciones respiratorias fueron comparados con 254 controles del vecindario (18). Ladesnutrición (déficit peso-edad) se mostró fuertemente asociada con la mortalidad porIRA (RPC=21,5). Finalmente, un reciente estudio longitudinal de 492 niños, realizadoen Manila, Filipinas, reveló que los niños desnutridos tenían tres veces más probabi-lidades de morir por IRA de las vías inferiores que los niños bien nutridos (19).

La asociación entre desnutrición y neumonía o coeficiente de letalidad por casos de IRAde las vías inferiores fue referida en 4 estudios hospitalarios en los que el estado nutri-cional fue determinado en el momento de la admisión. En Filipinas, niños con un déficitpeso-edad (puntuación z) menor que -2 DE presentaron un coeficiente de letalidad paraIRA de las vías inferiores de 20% en comparación con 9,6% para niños con un mejorestado nutricional (19). En Papua, Nueva Guinea, el coeficiente de letalidad por caso deneumonía grave fue el doble en niños desnutridos (20). En Bangladesh, el coeficiente deletalidad para los niños desnutridos que padecían de IRA baja referido fue de 10%,mientras que para los niños mejor nutridos fue de un 6% (21). En Argentina, el coefi-ciente de letalidad de IRA baja fue de 7,6% entre los niños desnutridos y de 2,3% entrelos bien nutridos (22). Los cuatro estudios indicaron que el estado nutricional es unimportante factor determinante de muerte por neumonía.

En un estudio longitudinal desarrollado en Brasil, se constató que los niños desnutridos(déficit peso-altura) tenían cerca de 2 veces más probabilidades de ser hospitalizadospor neumonía (23). En un reciente estudio de casos y controles realizado en PortoAlegre, Brasil, sólo el déficit peso-edad se mantuvo significativamente asociado con elriesgo de contraer neumonía después del ajuste para los factores de confusión, con unarazón de productos cruzados 5 veces mayor para los niños más desnutridos (4).

Además, se han señalado datos de asociación entre la desnutrición (peso para la edadpor debajo del 10º percentil) e IRA baja en cuatro de los estudios BOSTID (24). Losniños fueron divididos en dos grupos de edad (0-17 meses y 18-59 meses). Solamenteun estudio reveló que la desnutrición estaba asociada con IRA (RPC=1,3) en el grupo

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de edad 0-17 meses (24). En el grupo de edad ≥18 meses, los cuatro estudios encon-traron una asociación entre la desnutrición e IRA de las vías inferiores. El riesgorelativo estimado osciló entre 1,2 y 2,7. No se mencionó ajuste alguno para factores deconfusión en ninguno de estos cuatro estudios.

Los datos del presente estudio fortalecen la hipótesis de que, globalmente, unareducción en la prevalencia de la desnutrición energético proteica tendría un impactosustancial en la morbilidad y en la mortalidad por neumonía. También puede tenerefectos adicionales en otras causas de morbilidad y mortalidad, más especialmente enla diarrea. Los resultados apoyan las recomendaciones hechas por Black & Sazawalen una reciente revisión de que la factibilidad y el beneficio de intervenciones para lareducción de la prevalencia de la malnutrición deben ser evaluados desde todos loscriterios y comparados con otras estrategias para la supervivencia infantil (25).Considerando la elevada tasa de enanismo nutricional entre la población estudiada,con 8,4% de los niños del grupo de control con déficit altura-edad (puntuación z)menor que -3 DE, y un conjunto de 29,2% con una puntuación Z menor de -2 DE, hayuna necesidad urgente de acciones en el contexto local, así como una necesidad deconvertir la reducción de la desnutrición en una prioridad global.

Se estableció una relación del aumento de riesgo con el bajo peso al nacer (RPC=3,16),para niños con un peso al nacer inferior a 2.000 g, y con la ausencia de lactanciamaterna (RPC=1,69). La magnitud de estas asociaciones fue menor que la observadapara los índices antropométricos. No obstante, una razón de productos cruzados de3,16 para neumonía en niños con un peso al nacer menor de 2.000 g no puede serignorada, particularmente por el hecho de que el bajo peso al nacer está asociado conun alto riesgo de mortalidad en el periodo neonatal precoz. A esto se añade el hecho deque nuestro estudio incluyó únicamente a niños que ya habían pasado este periodo deriesgo con éxito. Hay que considerar también la asociación conocida entre el bajo pesoal nacer y el aumento de morbilidad y mortalidad por diarrea.

Es igualmente importante enfocar la ausencia de lactancia. Aunque el tamaño de larazón de productos cruzados estimada fuese modesto, la prevalencia de dicho factor enla población es elevada. Además, algunos estudios en el sur de Brasil y otros lugareshan demostrado un importante efecto protector de la lactancia en la reducción de lamortalidad infantil, con un efecto más marcado en los fallecimientos debidos a enfer-medades diarreicas, aunque también presente en la mortalidad por neumonía (18).

La segunda mayor observación que revela este estudio, y que merece especial atención,es la elevada razón de productos cruzados de neumonía asociada a la asistencia a unaguardería. Apesar de que en la actualidad relativamente pocos niños en esta región urbanapobre frecuentan las guarderías, su asistencia los sitúa ante un riesgo 5 veces mayor decontraer neumonía. El intervalo de confianza del 95% oscila entre 2,13 y 12,79. Este esuno de los primeros estudios de un país en desarrollo que investiga esta asociación. Unreciente estudio de casos y controles realizado en Atlanta, EUA, mostró que los niños queasistían a guarderías presentaban un riesgo casi 3 veces mayor de hospitalización por IRAbaja en comparación con niños cuidados en el domicilio, después de controlar losdiversos potenciales factores de confusión (26). Otros estudios de países desarrolladostambién han revelado una asociación entre la asistencia a guarderías y las IRA (27).

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El número de niños cuidados en guarderías aumentó notablemente en los países desa-rrollados durante la década pasada. Se espera un crecimiento similar en los países endesarrollo, particularmente entre las poblaciones de baja renta de las áreas urbanas, enla medida en que hay una creciente necesidad de participación de las mujeres en lafuerza de trabajo para suplementar la renta familiar. En este estudio, las madres deaproximadamente 80% de los niños que asistían a guarderías estaban trabajando fuerade la casa. En la ciudad de São Paulo, se estima que entre 10 y 20% de los niños enedad preescolar frecuentan alguna guardería. En el Estado del Ceará, donde fuerealizado este estudio, el gobierno local se ha comprometido a duplicar el número deguarderías públicas en los próximos tres años. Considerando el tamaño de la razón deproductos cruzados encontrada en este estudio y en Porto Alegre por Victora et al.(4),un estudio prospectivo se está realizando en Fortaleza (Correia, Fonseca, Barros yRoss) con el fin de confirmar esta observación. Esto también permitirá excluir la posi-bilidad de que los hallazgos del presente estudio se deban a sesgos de selección quepueden ocurrir en los estudios de casos y controles, siendo más llevados al hospital losniños enfermos que asisten a guarderías que los que enferman en sus casas. Se estáefectuando un estudio paralelo en Campinas (Barros, Ross, Fonseca y Correia) paracomparar los diferentes riesgos asociados con el aumento de la morbilidad entre dife-rentes guarderías, con el objeto de sugerir posibles maneras de planificar cadaguardería y administrarla para minimizar el riesgo de neumonía.

Finalmente, son notables los hallazgos relativos al mayor riesgo de neumonía al queestán expuestos los niños después de haber sufrido anteriores episodios de sibilancia ode ser hospitalizados por neumonía. El riesgo se triplica, y más, cuando un niño hasido hospitalizado con anterioridad tanto por neumonía como por sibilancia, yaumenta en más de 4 veces para los niños que han sufrido 3 episodios o más de sibi-lancia, independientemente de que éstos requirieran hospitalización o no.

En nuestro estudio, 15,3% de los niños que presentaron neumonía fue admitido en elhospital al menos en uno de los episodios anteriores. Este efecto también se reveló enun estudio de casos y controles efectuado en el sur de Brasil (4). Según nuestra infor-mación, estos estudios son los primeros que examinan el efecto de episodio previo deneumonía en el riesgo de un episodio subsiguiente. Algunos estudios precedentesenfocaron únicamente la relación entre episodios anteriores de asma, bronquitis obronquiolitis en la infancia (28-30). Los hallazgos de este estudio son de importanciainmediata. Tanto los padres como los profesionales de la salud deben ser conscientesde que los niños con episodios anteriores de sibilancia o neumonía, y aquellos quesufren episodios repetidos de sibilancia, corren un riesgo particularmente alto decontraer neumonía. Por consiguiente, ha de orientarse a los padres respecto a lanecesidad de buscar atención médica inmediata en los casos de enfermedad consíntomas respiratorios. De manera general, se debe evaluar la conveniencia deimplantar intervenciones preventivas para este grupo de niños.

Conclusión

El presente estudio utiliza la metodología de casos y controles, un esquema que vienesiendo adoptado con creciente frecuencia en estudios de enfermedades infecciosas de la

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infancia. Siendo la neumonía una patología de baja prevalencia en la población, resultaun evento adecuado para ser estudiado a través de este método. El reclutamiento depacientes en un hospital infantil permitió, de forma relativamente económica y sencilla,identificar el número suficiente de casos de neumonía para la investigación de susfactores de riesgo. La alternativa de utilización del método de cohortes presentaría comoprincipales desventajas el hecho de convertir el estudio en oneroso y prolongado, puestoque una población muy grande debería ser seguida durante un tiempo suficiente para laobservación del mismo número de casos de neumonía reclutados para el presente estudio.Por ejemplo, si la prevalencia de la enfermedad en la población fuera del 5%, se estimaque para identificar 650 casos de neumonía, mediante un estudio de cohortes, seríanecesario hacer un seguimiento de unos 13.000 niños aproximadamente durante unperiodo de un año. Otra característica, más importante, son los aspectos éticos que limitanla utilización del método de cohortes en la investigación de los factores de riesgo para laneumonía, ya que al identificar a un niño con una sintomatología compatible con unainfección respiratoria de las vías aéreas inferiores, el entrevistador debería encaminarlohacia la observación médica. Esto interferiría con el resultado a investigar. En resumen,evitando los sesgos a los que es propenso el estudio de casos y controles, este esquema deinvestigación presenta ventajas considerables en comparación con el estudio de cohortesen la investigación de los factores de riesgo de neumonía en los niños.

Los resultados de este estudio mostraron que las variables relacionadas con el estadonutricional son importantes factores de riesgo para la neumonía en los niños. Los tresindicadores de déficit de crecimiento estudiados (peso-altura, altura-edad, peso-edad),la ausencia de lactancia y el bajo peso al nacer presentaron una asociación estadísti-camente significativa con la neumonía. También se constató que la ocurrencia de estosfactores es relativamente común en la población estudiada. Por consiguiente, lareducción de la prevalencia de estos factores en la población podría reducir substan-cialmente la incidencia de neumonía. Otros factores relacionados con la práctica de loscuidados del niño, como la asistencia a guarderías y la madre que trabaja fuera de casa,también se mostraron fuertemente asociados con neumonía. Este es el primer estudioepidemiológico que refiere estas asociaciones y son necesarias investigaciones comple-mentarias para fundamentar y ampliar estos importantes hallazgos. Finalmente, laadvertencia de una asociación entre episodios anteriores de neumonía y/o sibilancia y elriesgo de una neumonía subsiguiente alerta de la necesidad de la identificación de inter-venciones preventivas dirigidas a este grupo de alto de riesgo de la población.

AgradecimientosA la Dra. Anamaria Cavalcanti e Silva, Secretaria de Salud del Estado del Ceará en laépoca de la ejecución de estas investigaciones y a los funcionarios del Hospital InfantilAlbert Sabin por haber apoyado la realización de este estudio. A Enf. GilvanyGranjeiro y al equipo de entrevistadoras que participaron en la recolecta de datos. A laSra. Gloria Vetter, traductora del inglés al portugués. A los doctores Luciano Correia yAluisio Barros por los comentarios críticos de la presente versión del artículo.

NotaLa versión original de este artículo fue publicada en el Bulletin of the World HealthOrganisation, 1996, Vol. 74, No. 2, con el título de “Risk factors for childhoodpneumonia among the urban poor in Fortaleza, Brazil: a case-control study”. Estudio

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financiado por el International Development Research Centre (IDRC), Canadá, por elConselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq), Brasil ypor la Overseas Development Administration, Reino Unido. Correspondencia a /Correspondence to: Walter Fonseca, Rua Silva Jatahy, 15/801, Fortaleza, Ceará,Brasil. 60.165-070.

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Cuadro 1. Resumen de los factores de riesgo para la neumonía en los niños; organizados enorden decreciente según la razón de productos cruzados

Factores de riesgo % Prevalencia en RPC1 IC del 95%el grupo de control

Déficit peso-altura puntuación z <-2 0,9 6,75b 1,88 24,27Asistencia a guardería 1,2 5,22a 2,13 12,79Déficit altura-edad puntuación z <-3 8,4 5,05b 2,91 8,74

Déficit peso-edad puntuación z <-2 9,5 4,57b 2,93 7,13

≥3 episodios de sibilancia 0,9 3,91c 1,29 11,92

≥7 gestaciones anteriores 5,8 3,22d 1,66 6,24

Peso al nacer <2.000g 1,0 3,16e 1,12 8,94

Hospitalización por neumonía anterior 5,4 3,08c 1,95 4,86

Sexo masculino (0-5 meses) 49,4 2,98 1,46 6,10≥7 niños en la casa 3,9 2,36f 1,26 4,43

Gemelos 1,1 2,00 0,60 6,64≥8 personas en la casa 20,3 1,99b 1,42 2,80

Humo industrial 9,7 1,72 0,61 4,90

Ausencia de lactancia materna 72,6 1,69g 1,02 2,80

Madre con trabajo fuera de casa 25,1 1,58b 1,21 2,07

Intervalo de nacimiento <12 meses 3,2 1,57 0,64 3,81≥2 abortos 4,9 1,47 0,92 2,37

≥40 cigarros por día en casa 5,6 1,44 0,78 2,66Padre no alfabetizado 18,5 1,36 0,93 1,98Orden de nacimiento ≥6 11,0 1,32 0,79 2,22Humo en la casa 9,6 1,14 0,71 1,81

Ninguna consulta prenatal 13,2 1,07 0,78 1,48Madre no alfabetizada 15,4 1,06 0,76 1,50Vivienda precaria 12,0 1,05 0,63 1,73Renta familiar <2 SM* 60,0 1,02 0,60 1,72

Ausencia de agua corriente 40,6 0,99 0,70 1,39Vacunación completa para la edad 62,5 0,68b 0,52 0,88

Edad de la madre ≥35 años 11,7 0,37h 0,20 0,67

a Modelo 1:renta familiar, escolaridad del padre y de la madre.b Modelo 2: modelo 1 más episodio anterior de neumonía.c Modelo 3: modelo 1 más sexo, edad, edad de la madre, aglomeración domiciliar, déficit altura-edad, puntuación z, sibilancia y/o

neumonía anterior.d Modelo 4: modelo 1 más sexo y edad.e Modelo 5: modelo 1 más edad materna, número de abortos o nacidos muertos.f Modelo 6: modelo 1 más edad de la madre y aglomeración domiciliarg Modelo 7: modelo 1 más sexo, edad y peso de nacimiento < 2.000 g.h Modelo 8: modelo 1 más número de gestaciones anteriores.

* SM: salarios mínimos.(1) RPC: Razón de productos cruzados

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Cuadro 2. Asociación entre neumonía y factores de riesgo nutricionales antropométricos

Factores de riesgo Número (%) Número (%) Razón de productos cruzadosde casos de controles

Brutaa Ajustadab

Déficit altura-edad*

≤ 0 63(9,7) 113(17,4) 1,00 1,00

-0,01 a -1 149(22,9) 172(26,5) 1,73 (1,17-2,55) 1,81 (1,21-2,70)

-1,01 a -2 184(28,3) 175(26,9) 2,17 (1,48-3,19) 2,09 (1,41-3,11)

-2,01 a -3 149(22,9) 135(20,8) 2,56 (1,66-3,94) 2,39 (1,53-3,74)

< -3 105(16,2) 55(8,4) 5,09 (3,01-8,60) 5,05(2,92-8,74)

Test de razón de verosimilitud (4 grados de libertad) 43,09 (p < 0,001) 37,03 (p < 0,001)

(Test para tendencia lineal, 1 grado de libertad) 38,94 (p < 0,001) 30,94 (p < 0,001)

Déficit peso-altura*

≥ 0 337 (51,8) 434(00.00) 1,00 1,00

-0,01 a -1 203 (31,2) 154(00.00) 1,80 (1,38-2,36) 1,69 (1,28-2,24)

-1,01 a -2 92 (14,2) 56(00.00) 2,30 (1,56-3,39) 2,08 (1,39-3,12)

< -2 18 (2,8) 6(0,9) 6,80 (1,94-23,88) 6,75 (1,88-24,27)


(Test para tendencia lineal, 1 grado de libertad) 37,29 (p < 0,001) 28,28 (p < 0,001)

Déficit peso-edad

≥ 0 131 (20,2) 226(34,8) 1,00 1,00

-0,01 a -1 193 (29,7) 218(33,5) 1,70 (1,26-2,30) 1,78 (1,30-2,44)

-1,01 a -2 197 (30,3) 144(22,2) 3,20 (2,23-4,58) 3,18 (2,19-4,64)

< -2 129 (19,8) 62(9,5) 4,75 (3,12-7,23) 4,57 (2,93-7,13)


(Test para tendencia lineal, 1 grado de libertad 71,68 (p < 0,001) 60,10 (p < 0,001)

a Basada en el análisis de casos y controles pareadosb Ajustada para: renta familiar, escolaridad del padre y de la madre y episodios anteriores de neumonía* Puntuación Z

101


Figura 1. Distribución de las razones de productos cruzados y respectivos intervalos deconfianza del 95% para factores de riesgo de neumonía en los niños

●

● asistencia a guardería

● déficit altura-edad puntuación z < -3

● déficit peso-edad puntuación z < -2

● ≥ 3 episodios de sibilancia

● ≥ 7 gestaciones anteriores

● peso al nacer < 2.000 g

● hospitalización por neumonía anterior

● sexo masculino (0-5 meses)

● ≥ 7 niños en la casa

● gemelos

● ≥ 8 personas en la casa

● humo industrial

● ausencia de lactancia materna

● madre con trabajo fuera de casa

● intervalo de nacimiento < 12 meses

● ≥ 2 abortos

● ≥ 40 cigarros por día en la casa

● padre no alfabetizado

● orden de nacimiento ≥ 6

● humo en la casa

● ninguna consulta prenatal

● madre no alfabetizada

● vivienda precaria

● renta familiar < 2 salarios mínimos

● ausencia de agua corriente

● vacunación completa para la edad

● edad de la madre ≥ 35 años

0 0.5 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 24 25

Razón de productos cruzados

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déficit peso-alturapuntuación z < -2


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