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Tres nuevas estrategias para mejorar la precisión de la estimulación vestibular calórica monotérmica
+Model OTORRI-651; No. of Pages 8
ARTICLE IN PRESS
Acta Otorrinolaringol Esp. 2015;xxx(xx):xxx---xxx
www.elsevier.es/otorrino
ARTÍCULO ORIGINAL
Tres nuevas estrategias para mejorar la precisión de la estimulación vestibular calórica monotérmica Emilio Domínguez-Durán a,∗ , Antonio Gandul-Merchán a , José Ignacio Tato-Gómez a , Juan Ramón Lacalle-Remigio b , Antonio Abrante-Jiménez a y Francisco Esteban-Ortega a a b
Servicio de Otorrinolaringología, Hospital Universitario Virgen del Rocío , Sevilla, Espa˜ na Departamento de Medicina Preventiva y Salud Pública, Universidad de Sevilla, Sevilla, Espa˜ na
Recibido el 18 de octubre de 2014; aceptado el 6 de febrero de 2015
PALABRAS CLAVE Pruebas calóricas; Videonistagmografía; Monotérmico; Recursos de salud
∗
Resumen Objetivo: Encontrar una forma de estimar el valor de paresia canalicular (PC) a través de la estimulación vestibular calórica monotérmica (EVCM) que pueda utilizarse en cualquier laboratorio, controlando el error que se produce al utilizarla. Método: Se incluyó en este estudio a 2.304 pacientes de nuestro servicio a los cuales se les realizó una videonistagmografía con pruebas calóricas entre 2003 y 2011. El cálculo de la PC se realizó de 3 formas diferentes: utilizando los valores de las 4 estimulaciones calóricas (forma bitérmica) o exclusivamente con los 2 valores de una misma temperatura (formas monotérmica caliente y fría respectivamente). Se estudiaron 3 estrategias para mejorar la precisión de la EVCM: análisis de variables que empeoran la predicción, delimitación de un área gris de predicción deficiente y localización de un punto de separación entre sanos y enfermos de máxima utilidad. Resultados: 1) Corregir la fórmula de Jongkees con el valor del nistagmo espontáneo permite incluir como candidatos a la EVCM a sujetos con nistagmo espontáneo o inversión nistágmica. 2) Establecer una zona gris de predicción deficiente evita aproximadamente el 38% de las estimulaciones bitérmicas realizadas, con una sensibilidad y especificidad del 95%. 3) La máxima utilidad de la EVCM se obtiene al considerar como función vestibular normal la de sujetos con valores de EVCM caliente menores o iguales al 16%, suponiendo patológica una asimetría mayor del 20%. Conclusión: Las nuevas herramientas estadísticas permiten a los clínicos tomar decisiones que afecten al manejo de sus pacientes basados en los resultados de la EVCM. © 2014 Elsevier Espa˜ na, S.L.U. y Sociedad Espa˜ nola de Otorrinolaringología y Patología CérvicoFacial. Todos los derechos reservados.
Autor para correspondencia. Correo electrónico: [email protected] (E. Domínguez-Durán).
http://dx.doi.org/10.1016/j.otorri.2015.02.005 0001-6519/© 2014 Elsevier Espa˜ na, S.L.U. y Sociedad Espa˜ nola de Otorrinolaringología y Patología Cérvico-Facial. Todos los derechos reservados.
Cómo citar este artículo: Domínguez-Durán E, et al. Tres nuevas estrategias para mejorar la precisión de la estimulación vestibular calórica monotérmica. Acta Otorrinolaringol Esp. 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.otorri.2015.02.005
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E. Domínguez-Durán et al
KEYWORDS Caloric tests: Videonystagmography; Monothermal; Health resources
Three new strategies to improve the accuracy of monothermal caloric screening testing Abstract Objective: The objective was to find a way to estimate the value of inter-ear difference (IED) through monothermal caloric screening testing (MCST) that can be used at any laboratory, controlling and minimising the resulting error. Methods: We retrospectively included in this study 2304 patients from our department to whom a videonystagmography with caloric testing was performed between 2003 and 2011. The IED was calculated in 3 different ways: Using the values of the 4 caloric stimulations (bithermal form) and using only the 2 same-temperature values (warm monothermal and cool monothermal forms). We studied 3 strategies to improve the accuracy of MCST: Analysis of variables that could impair the prediction, delimitation of a grey area of insufficient prediction and location of a maximum utility cut-off point. Results: Correcting Jongkees’ formula with the value for spontaneous nystagmus makes it possible to include subjects with spontaneous nystagmus or nystagmus inversion. Establishing 2 cut-off points to classify the subjects avoids approximately 38% of bithermal stimulations performed with a sensitivity and specificity of 95%. Maximum utility was obtained diagnosing as healthy those subjects with IED values lesser than or equal to 16% in warm MCST when the pathological IED was set as greater than 20%. Conclusion: New statistical tools help clinicians to make decisions that affect their patients based on the results of MCST. © 2014 Elsevier Espa˜ na, S.L.U. y Sociedad Espa˜ nola de Otorrinolaringología y Patología CérvicoFacial. All rights reserved.
Introducción La videonistagmografía con pruebas calóricas es una prueba complementaria básica para el estudio del paciente con vértigos. La prueba se basa en la detección del nistagmo que se produce al estimular el oído interno con agua o con aire a una temperatura diferente a la del organismo. Fitzgerald y Hallpike protocolizaron esta prueba en el a˜ no 1942, estableciendo que cada oído debía ser estimulado 2 veces: una con agua a 44 ◦ C y otra con agua a 30 ◦ C1 . Su protocolo goza de gran aceptación a nivel mundial, habiendo demostrado su efectividad para estimar la función vestibular2,3 . Sin embargo, la videonistagmografía con pruebas calóricas es la prueba más larga de realizar de todas las pruebas otoneurológicas, pues necesita entre 25 y 35 min. Las 4 estimulaciones vestibulares son poco cómodas para el sujeto explorado y, si una de estas estimulaciones no se realiza adecuadamente, se alteran los resultados. Por estos motivos, se ha intentado acortar la prueba estimulando ambos oídos exclusivamente con una sola temperatura, en un método llamado estimulación vestibular calórica monotérmica (EVCM)4 . La EVCM es más rápida, más cómoda de realizar y reduce la probabilidad de estimular un oído deficitariamente. Desde que se propuso el uso de la EVCM, diversos estudios han intentado estimar sus valores de sensibilidad y especificidad para estimar la paresia canalicular (PC) obtenida tras realizar una estimulación bitérmica, con conclusiones contradictorias5 . Las diferencias se deben a la heterogeneidad entre los grupos de los estudios, a las diferencias entre
los protocolos utilizados y a los distintos puntos de corte empleados para separar la condición sana de la condición patológica. El objetivo de este trabajo es analizar 3 estrategias para que el valor de la PC hallado a través de la EVCM permita adoptar decisiones clínicas similares a las que permite adoptar la estimulación calórica bitérmica, de manera que ese valor pueda ser utilizado en cualquier laboratorio, controlando y minimizando el error producido.
Material y método Se reclutó de forma retrospectiva a todos los pacientes de nuestro servicio a los que se les realizó videonistagmografía con pruebas calóricas desde el a˜ no 2003 hasta el 2011. El protocolo de la prueba fue el mismo para todos los pacientes y se detalla en la tabla 1. Los pacientes que no fueron capaces de terminar el protocolo fueron excluidos del estudio. La estimulación calórica se realizó con 2 calorímetros de aire diferentes: un Homoth Medizinelektronik GmbH & CO KG y un Varioair 3 de Atmos MedizinTechnik. La respuesta nistágmica se registró a través de un videonistagmógrafo modelo Dr. Ulmer de Synapsys S.A. y el software VNG Ulmer. El valor de la PC fue calculado a partir de los valores de la velocidad angular pico de la fase lenta del nistagmo de cada una de las 4 estimulaciones calóricas mediante la fórmula de Jongkees6 . El cálculo de la PC se realizó de 3 formas diferentes: usando los valores de las 4 estimulaciones calóricas (forma bitérmica), que fue la utilizada como
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Estrategias para mejorar la precisión de la estimulación calórica monotérmica Tabla 1
3
Protocolo de realización de la videonistagmografía con pruebas calóricas en nuestro servicio
Paso
Descripción
1
Posición en decúbito supino con la cabeza flexionada 30◦ hacia delante y levemente girada hacia el lado contrario a la estimulación Registro videonistagmográfico informatizado del nistagmo espontáneo del paciente sin fijación visual Calibración manual de la cámara para ajustar y corregir el eje horizontal del ojo Estimulación durante 60 s del oído izquierdo con aire caliente a 45 ◦ C, con fijación visual y con registro videonistagmográfico informatizado desde el comienzo de la estimulación Eliminación de la fijación visual y mantenimiento del registro videonistagmográfico informatizado hasta que se deja de detectar la respuesta nistágmica y registrando siempre al menos 90 s de esta (la duración total mínima del registro del nistagmo de cada estimulación es de 150 s y la duración total máxima de 240 s) Descanso de 5 min con fijación visual. Estimulación durante 60 s del oído derecho con aire caliente a 45 ◦ C, con las condiciones del paso 4 Eliminación de la fijación visual y registro videonistagmográfico informatizado del nistagmo con las condiciones del paso 5 Fin de la prueba monotérmica Descanso de 5 min con fijación visual Estimulación durante 60 s del oído izquierdo con aire frío a 26 ◦ C, con las condiciones del paso 4 Eliminación de la fijación visual y registro videonistagmográfico informatizado del nistagmo con las condiciones del paso 5 Descanso de 5 min con fijación visual Estimulación durante 60 s del oído derecho con aire frío a 26 ◦ C, con las condiciones del paso 4 Eliminación de la fijación visual y registro videonistagmográfico informatizado del nistagmo con las condiciones del paso 5 Fin de la prueba bitérmica
2 3 4 5
6 7 8
9 10 11 12 13 14
gold standard, o usando solo los 2 valores de las estimulaciones de igual temperatura (formas monotérmica caliente y monotérmica fría), que fueron las variables objeto de estudio. Definimos la condición patológica a través de la forma bitérmica según 2 criterios: valores de PC superiores al 20 y al 25%. A través del software Metz ROC Lab7 , hallamos mediante curvas ROC el resultado de la estimación de la PC a través de la EVCM. Calculamos las curvas brutas y suavizadas y el área bajo las curvas (ABC). Comprobamos si los resultados obtenidos eran superponibles a los de otros estudios similares comparando dicha ABC. Utilizando 3 nuevos enfoques, pretendimos mejorar la exactitud de la EVCM. En primer lugar, estudiamos si existían variables que empeorasen la exactitud de la EVCM. Estas variables fueron sexo, edad, reflectividad del oído más funcionante, presencia de nistagmo espontáneo y aparición de nistagmo calórico invertido. Además, calculamos si la predicción mejoraba al incluir el valor del nistagmo espontáneo en la fórmula de Jongkees. En segundo lugar, hallamos un método para minimizar el número de estimulaciones bitérmicas necesarias. El método consistió en delimitar una región gris en la cual la capacidad de la EVCM para predecir la PC fuera deficiente, estableciendo una tasa de aciertos del 95%. Finalmente, mediante un estudio de isoutilidad, asignamos valores de utilidad a cada una de las categorías diagnósticas en las que la EVCM clasifica a los pacientes. Teniendo en cuenta la prevalencia de la condición patológica en nuestra población, calculamos el punto de corte de la curva ROC con la recta de isoutilidad para separar a sanos de enfermos maximizando la utilidad.
Resultados Hemos empleado los datos de 2.304 pruebas calóricas para realizar este estudio. La prevalencia de la condición patológica en nuestra población es del 49,0% y del 41,8% considerando patológicos resultados de PC superiores al 20 y al 25% respectivamente. Según estos 2 criterios, el punto de la EVCM que posee un 95% de sensibilidad para detectar la condición patológica se situó en el 7,7 y el 8,7% para cada uno de ellos. El ABC de la EVCM caliente fue significativamente superior al ABC de la EVCM fría, por lo que definimos a la EVCM caliente como temperatura de mejor predicción (tabla 2 y figura 1A).
Tabla 2 Área bajo curva (ABC) de la EVCM caliente y fría según los 2 criterios para definir la condición patológica, junto con sus intervalos de confianza al 95%
Enfermos Sanos EVCM caliente ABC IC 95% EVCM fría ABC IC 95%
PC patológica > 20%
PC patológica > 25%
1.130 1.174
963 1.341
0,806 (0,788, 0,824)
0,828 (0,810, 0,845)
0,743 (0,722, 0,763)
0,755 (0,735, 0,776)
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E. Domínguez-Durán et al PC patológica > 20%
A
PC patológica > 25%
100%
100%
80%
80%
60%
60%
40%
40%
20%
20%
ABCcaliente = 0,828
ABCcaliente = 0,806 0% 0%
B
ABCfría = 0,743 20%
40%
60%
80%
100%
100%
ABCfría = 0,755
0% 0%
20%
40%
60%
80%
100%
100%
7,67%
8,67%
80%
80%
60%
60%
56,88% 56,17%
40%
40%
20%
20%
0%
0% 0%
C
20%
40%
60%
80%
100%
100%
0%
20%
40%
60%
80%
100%
60%
80%
100%
100%
16% 80%
80%
60%
60%
40%
40%
20%
20%
0%
26%
0% 0%
20%
40%
60%
80%
100%
0%
20%
40%
Figura 1 A) Curvas ROC de la EVCM caliente (curva superior) y fría (curva inferior) para las 2 formas de definir a la población patológica. Se observa la superioridad de la curva caliente. B) Representación de las zonas grises de predicción deficiente en las curvas ROC calientes. C) Suavización de la curva ROC y localización del punto de corte de máxima utilidad, en el que la curva es tangente a la recta de isoutilidad.
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PC =
5
Nistagmo estimulación D - Nistagmo espontáneo - (Nistagmo estimulación I + Nistagmo espontáneo) Nistagmo estimulación D + Nistagmo estimulación I
Figura 2 Fórmula de Jongkees para la EVCM corregida con el valor del nistagmo espontáneo. Los nistagmos obtenidos tras una estimulación calórica tendrán signo positivo independientemente del lado estimulado; en el caso de detectarse una inversión calórica, ese valor concreto tendrá signo negativo. Los nistagmos espontáneos con fase rápida derecha tendrán signo positivo y los nistagmos espontáneos con fase rápida izquierda, signo negativo.
Delimitación de una zona gris de predicción deficiente El estudio de la exactitud de una prueba diagnóstica a través de curvas ROC permite establecer 2 puntos de corte para clasificar a los sujetos en 3 zonas: en la primera zona, existe una alta probabilidad de estar sano; en la segunda, una alta probabilidad de estar enfermo y en una tercera, llamada zona gris, la prueba no es capaz de diferenciar eficazmente entre sanos y enfermos. Se calcularon los límites de esta zona gris, de modo que los 2 puntos de corte para dividir a la población estuvieran situados allá donde la sensibilidad de la EVCM fuera del 95%
PC patológica > 20% 100%
Porcentaje acumulado
Sexo del paciente: No encontramos diferencias significativas entre el ABC de hombres y de mujeres, por lo que el sexo no se consideró un factor que empeorara la exactitud de la EVCM. Edad del paciente: No se produjeron diferencias significativas entre el ABC de mayores y menores de 50 a˜ nos, nuestra edad mediana poblacional, por lo que tampoco se consideró que la edad empeorase la predicción. Reflectividad del oído más funcionante: Tradicionalmente se ha propuesto no realizar EVCM a los pacientes en los que la reflectividad del oído más funcionante fuera inferior o igual a 11◦ /s para mejorar la exactitud de la EVCM8 . En nuestra muestra, hemos observado que el ABC se eleva significativamente en un 5% tras la exclusión de los sujetos con estos bajos valores de reflectividad. Sin embargo, esta exclusión supone no poder utilizar la EVCM en el 52,6% de los candidatos a la prueba. Presencia de nistagmo espontáneo: La presencia de nistagmo espontáneo ha sido propuesta como criterio de exclusión para la realización de la EVCM9,10 , pero nosotros no hemos encontrado diferencias significativas entre el ABC del grupo sin nistagmo y del grupo con nistagmo en nuestra muestra. Es más, cuando se corrige la fórmula de Jongkees de la EVCM con el valor del nistagmo espontáneo (fig. 2), se observa una tendencia a mejorar el ABC. Aparición de nistagmo calórico invertido: Considerando como inversión nistágmica cualquier respuesta nistágmica en sentido opuesto al esperado, el ABC disminuye muy significativamente en el grupo de pacientes que presentan inversión nistágmica. Sin embargo, si se corrige la fórmula de Jongkees con el valor del nistagmo espontáneo (fig. 2) y se incluyen los sujetos con inversión nistágmica, la exactitud de la EVCM tiende a mejorar. Este fenómeno se explica debido a que en ocasiones una inversión nistágmica puede ser explicada por un nistagmo espontáneo.
y la especificidad del 95% (fig. 1B y figura 3). De este modo, el número de errores cometidos sería del 5%. Los límites de la zona gris se detallan en la tabla 3. Proponemos que, cuando tras una EVCM, el valor de PC se encuentre dentro de esta zona, sea necesario complementar la EVCM con la estimulación bitérmica. Según este algoritmo, el número de estimulaciones bitérmicas evitadas es del 37,9 o del 39,1%, en función de que el valor de PC patológica se suponga superior al 20% o superior al 25%.
80%
60%
40%
20%
0%
7,67%
0%
56,17%
20%
40%
60%
80%
100%
80%
100%
Paresia canalicular
PC patológica > 25% 100%
Porcentaje acumulado
Análisis de variables que podrían empeorar la predicción
80%
60%
40%
20%
0%
8,67%
0%
56,88%
20%
40%
60%
Paresia canalicular
Figura 3 Gráfico de porcentajes acumulados de la paresia canalicular para los sanos (línea izquierda) y para los enfermos (línea derecha). Se aprecia cómo se fijan los puntos de corte de la zona gris, seleccionando al 5% inferior de los enfermos y al 5% superior de los sanos.
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E. Domínguez-Durán et al Tabla 3
Límites de la zona gris y algoritmo de actuación según los 2 criterios para definir la condición patológica Probablemente sano
Complementar la EVCM con una estimulación bitérmica
Probablemente enfermo
Estimulaciones evitadas en %
PC patológica > 20%
Sujetos con PC estimada inferior a 7,67% Sujetos con PC estimada inferior a 8,67%
Sujetos con PC estimada superior a 56,17% Sujetos con PC estimada superior a 56,88%
37,9
PC patológica > 25%
Sujetos con PC estimada en el intervalo (7,67%, 56,17%) Sujetos con PC estimada en el intervalo (8,67%, 56,88%)
Tabla 4
39,1
Criterio de decisión para optimizar la utilidad de la prueba según los 2 criterios para definir la condición patológica
PC patológica > 20% PC patológica > 25%
Pendiente de la recta de isoutilidad
Valores de la EVCM que deben ser considerados normales
Valores de la EVCM que deben ser considerados patológicos
0,416 0,557
16% o inferiores 26% o inferiores
17% o superiores 27% o superiores
El análisis mediante zonas grises fue complementado con la información calculada en el apartado anterior, teniendo en cuenta las variables que afectan a la exactitud. Encontramos que excluir a los pacientes que presentan factores que empeoran la exactitud de la prueba o corregir la fórmula de Jongkees con el valor del nistagmo espontáneo no modifica la proporción de estimulaciones bitérmicas evitadas sobre la población total.
Localización de un punto de corte de máxima utilidad Al establecer un punto de corte para separar a sanos de enfermos, se crean 4 categorías diagnósticas: verdaderos positivos, verdaderos negativos, falsos negativos y falsos positivos. Estas categorías no son igual de útiles en la práctica clínica; por ejemplo, en el caso de la EVCM, la utilidad de un verdadero positivo es superior a la de un falso negativo, entendiendo el concepto de utilidad como la deseabilidad o preferencia que se tiene por un resultado concreto. Si se otorga un valor subjetivo de utilidad a cada categoría diagnóstica, es posible encontrar el punto de la curva ROC en el cual la suma de las utilidades de cada sujeto, tras haber sido clasificado por este punto, es máxima11 . Gráficamente, dicho punto de máxima utilidad es aquel en el que la curva ROC es tangente a una recta llamada recta de isoutilidad (fig. 1C), cuya pendiente queda definida por la fórmula de la figura 4. Como se puede observar, la prevalencia de la condición patológica en los sujetos tratados mediante la prueba aparece dentro de la fórmula.
m=
Asignamos a cada categoría diagnóstica valores de utilidad subjetivos, comprendidos entre 0 y 1, basados en nuestra experiencia clínica. De este modo, el valor de utilidad del verdadero positivo se fijó en 1, dado que tradicionalmente se ha pretendido que la EVCM posea una sensibilidad muy alta. En el extremo opuesto, se encuentra el falso negativo, que es la categoría diagnóstica que menos deseamos que aparezca y a la que otorgamos un valor de utilidad de 0. Al verdadero negativo se le asignó un valor de utilidad de 0,9, puesto que, aunque es una categoría deseable, pretendemos que la EVCM sea una prueba más sensible que específica. Finalmente, la utilidad del falso positivo se fijó en 0,5, un valor neutro, dado que, en nuestro medio, practicamos una prueba de imagen a la totalidad de los pacientes con PC significativa y, en el caso de un falso positivo de la EVCM, confiamos en que una enfermedad central grave sea detectada en esta prueba de imagen, sin alterar nuestro algoritmo diagnóstico. Estableciendo estas premisas, la máxima utilidad de la EVCM la obtendremos diagnosticando como sanos a los sujetos con valores de PC inferiores o iguales a un 16% cuando se establezca la PC patológica como superior al 20%. Cuando el valor de PC patológica se fije como superior al 25%, el punto de corte de máxima utilidad sube al 26% (tabla 4).
Discusión Nuestro estudio ofrece 3 estrategias para mejorar la exactitud de la EVCM que no habían sido utilizadas anteriormente. Hemos probado la utilidad de estas estrategias en la muestra de mayor tama˜ no publicada hasta la fecha para tal fin.
Utilidad del verdadero negativo menos el falso positivo · Probabilidad de no sufrir la condición Utilidad del verdadero positivo menos el falso negativo · Probabilidad de sufrir la condición Figura 4
Fórmula de la pendiente de la recta de isoutilidad.
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Estrategias para mejorar la precisión de la estimulación calórica monotérmica Según nuestros resultados, la EVCM caliente tiene una capacidad predictora para estimar el valor de la PC significativamente superior a la EVCM fría; por tanto, al igual que otros autores5,10,12---14 , creemos que esta debe ser la temperatura de elección. El ABC que hemos obtenido en nuestro análisis es estadísticamente inferior al ofrecido por Murnane5 . Esto lo hemos atribuido a que en el estudio de Murnane, los sujetos que presentaban bajos valores de reflectividad fueron excluidos. Nosotros creemos que estos sujetos deben ser candidatos a la EVCM por 2 motivos: en primer lugar, porque suponen una importante proporción de pacientes y, en segundo lugar, porque aunque la exactitud global de la EVCM en ellos es inferior, esta se puede seguir considerando estadísticamente buena al poseer valores de ABC superiores a 0,75. Sin embargo, proponemos que los resultados de la ECVM sean interpretados con mayor precaución en estos sujetos. Es importante recalcar que la predicción empeora cuando hablamos de valor de reflectividad del oído más funcionante menor a 11◦ /s, independientemente de que exista clínica de hipofunción vestibular bilateral. A diferencia de otros estudios9,10,15 , creemos que los sujetos con nistagmo espontáneo sí pueden ser candidatos a la EVCM siempre que se corrija la fórmula de la PC con el valor del nistagmo espontáneo. Adoptar esta medida presenta 2 ventajas: una tendencia a mejorar la exactitud global de la EVCM y evitar la exclusión de los sujetos con inversiones nistágmicas. Durante la realización de nuestro estudio, hemos identificado un error, hasta ahora nunca antes descrito, que cometen sistemáticamente los estudios al evaluar la EVCM: los pacientes que quedan diagnosticados de PC significativa por EVCM y, al realizar la estimulación bitérmica, presentan PC significativa con lateralización opuesta, son erróneamente contabilizados como aciertos. Estos pacientes suponen un porcentaje muy peque˜ no de la población: un 2,0 y un 1,5% según si el valor de la PC se fija en un 20 o un 25%. Si se corrige la fórmula de la PC con el valor del nistagmo espontáneo, el porcentaje de sujetos en los que se comente este error se reduce a la mitad, lo que puede ser considerado como una tercera ventaja. Paralelamente a estos hallazgos, mediante la identificación de zonas grises con capacidad predictora deficiente, proponemos un algoritmo sencillo que puede ser utilizado por cualquier laboratorio que siga el mismo protocolo de la prueba monotérmica que nosotros, que se explica en la tabla 3. Los límites de la zona gris que proporcionamos son independientes de la prevalencia de la población patológica en la población y, al ser extrapolados, la tasa de aciertos será del 95%, por lo que constituye una herramienta muy útil para la comunidad clínica. Finalmente, la localización de un punto de corte que maximice la utilidad de la prueba puede parecer una apuesta arriesgada. Sin embargo, es una realidad que las categorías diagnósticas que genera una prueba como la EVCM no tienen la misma importancia en la práctica clínica y, por tanto, han de ser ponderadas. Identificar un único punto de corte que separe a sanos de enfermos utilizando una recta de isoutilidad, proporciona un método de decisión sencillo que a la vez se adapta a nuestras expectativas subjetivas hacia la prueba. Los valores de utilidad otorgados a cada categoría diagnóstica pueden ser modificados según los criterios de
7
Tabla 5 Tabla para obtener el punto de corte de máxima utilidad en función de la pendiente de la recta de isoutilidad Pendiente (m) considerando patológicas PC > 20%
Pendiente (m) considerando patológicas PC > 25%
Punto de corte de máxima utilidad en %
0,1676 0,1799 0,1946 0,2121 0,2297 0,2448 0,2509 0,2733 0,2867 0,2971 0,3228 0,3384 0,3635 0,3769 0,3908 0,4054 0,4314 0,4655 0,4903 0,5101 0,5312 0,5611 0,5770 0,6022 0,6383 0,6575 0,6776 0,7206 0,7679 0,8063 0,8478 0,9080 0,9406 0,9927 1,0298 1,0895 1,2005 1,2245 1,2749 1,3012 1,3564 1,4148 1,4765 1,5428 1,5774 1,7270 1,8090 1,8523 1,9435 2,0917 3,2192 5,2204 9,6352 15,6527 23,0008
0,1353 0,1358 0,1469 0,1549 0,1762 0,1923 0,2120 0,2149 0,2360 0,2488 0,2554 0,2912 0,3154 0,3239 0,3283 0,3466 0,3661 0,3872 0,4159 0,4345 0,4543 0,4755 0,4903 0,5058 0,5305 0,5570 0,5662 0,6055 0,6489 0,6724 0,7098 0,7506 0,7795 0,8596 0,8770 0,9325 0,9930 1,0591 1,1316 1,1575 1,6618 1,7506 1,8455 1,3303 1,3957 1,5023 1,5795 1,6618 1,7506 1,8455 3,1985 5,5268 9,8525 19,6937 29,8422
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 60 70 80 90 100
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cada laboratorio. De este modo, si un laboratorio conoce la prevalencia de la condición patológica en su población, puede calcular la pendiente de la recta de isoutilidad a través de la fórmula aportada en la figura 4 para, a continuación, consultar el punto de corte de máxima utilidad utilizando los datos que aportamos en la tabla 5. Gracias a los resultados proporcionados, los diferentes laboratorios de pruebas vestibulares pueden ser más capaces de detectar cuándo la predicción que la EVCM realiza del valor de PC podría ser equivocada. Los laboratorios que prefieran trabajar manteniendo fija la tasa de aciertos de la EVCM deben utilizar el algoritmo de zona gris de la tabla 3, mientras que los laboratorios que opten por maximizar la utilidad de la EVCM deberían utilizar el punto de máxima utilidad como criterio para separar a los sujetos con valores normales y patológicos de PC.
Conclusiones La EVCM caliente estima significativamente mejor que la fría el valor de PC obtenido a través de una estimulación bitérmica. La corrección la fórmula de Jongkees con el valor del nistagmo espontáneo crea una tendencia a mejorar la exactitud global de la EVCM, reduce los errores de lateralización y permite utilizar esta prueba en casos en los que está tradicionalmente proscrita, como la presencia de nistagmo espontáneo o de una inversión calórica. Establecer una zona gris de predicción deficiente permite ahorrar aproximadamente un 38% de las pruebas bitérmicas realizadas, con una tasa de aciertos del 95%. Es posible optimizar la utilidad de la EVCM asignando valores de utilidad a cada categoría diagnóstica y conociendo la prevalencia de la condición patológica en los sujetos derivados para la realización de la prueba.
Conflicto de intereses
Bibliografía 1. Fitzgerald G, Hallpike CS. Studies in human vestibular function I: Observations on the directional preponderance of caloric nystagmus resulting from cerebral lesions. Brain. 1942;62: 115---37. 2. Aschan G. The caloric test. Acta Soc Med Ups. 1955;60:99---112. 3. Coats AC, Herbert F, Atwood GR. The air caloric test. Arch Otolaryngol. 1976;102:343---54. 4. Hart CW. The value of the hot caloric test. Laryngoscope. 1965;75:302---15. 5. Murnane OD, Akin FW, Lynn SG, Cyr DG. Monothermal caloric screening test performance: A relative operating characteristic curve analysis. Ear Hear. 2009;30:313---9. 6. Jongkees LBW. Value of the caloric test of the labyrinth. Arch Otolaringol. 1948;48:402---17. 7. Metz CE. Receiver operating characteristic analysis: A tool for the quantitative evaluation of observer performance and imaging systems. J Am Coll Radiol. 2006;3:413---22. 8. Barber HO, Wright G, Demanuele F. The hot caloric test as a clinical screening device. Arch Otolaryngol. 1971;94: 335---7. 9. Jacobson GP, Means ED. Efficacy of a monothermal warm water caloric screening test. Ann Otol Rhinol Laryngol. 1985;94 4 Pt 1:377---81. 10. Lightfoot G, Barker F, Belcher K, Kennedy V, Nassar G, Tweedy F. The derivation of optimum criteria for use in the monothermal caloric screening test. Ear Hear. 2009;30:54---62. 11. Zweig MH, Campbell G. Receiver-Operating Characteristic (ROC) plots: A fundamental evaluation tool in clinical medicine. Clin Chem. 1993;39:561---77. 12. Longridge NS, Leatherdale A. Caloric screening tests. J Otolaryngol. 1980;9:478---81. 13. Norré ME. Screening methods for caloric testing. Clin Otolaryngol Allied Sci. 1987;12:161---6. 14. Keith RW, Pensak ML, Katbamna B. Prediction of bithermal caloric response from monothermal stimulation. Otolaryngol Head Neck Surg. 1991;104:499---502. 15. Enticott JC, Dowell RC, O’Leary SJ. A comparison of the monothermal and bithermal caloric tests. J Vestib Res. 2003;13(2-3):113---9.
Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
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Acta Otorrinolaringol Esp. 2015;xxx(xx):xxx---xxx
www.elsevier.es/otorrino
ARTÍCULO ORIGINAL
Tres nuevas estrategias para mejorar la precisión de la estimulación vestibular calórica monotérmica Emilio Domínguez-Durán a,∗ , Antonio Gandul-Merchán a , José Ignacio Tato-Gómez a , Juan Ramón Lacalle-Remigio b , Antonio Abrante-Jiménez a y Francisco Esteban-Ortega a a b
Servicio de Otorrinolaringología, Hospital Universitario Virgen del Rocío , Sevilla, Espa˜ na Departamento de Medicina Preventiva y Salud Pública, Universidad de Sevilla, Sevilla, Espa˜ na
Recibido el 18 de octubre de 2014; aceptado el 6 de febrero de 2015
PALABRAS CLAVE Pruebas calóricas; Videonistagmografía; Monotérmico; Recursos de salud
∗
Resumen Objetivo: Encontrar una forma de estimar el valor de paresia canalicular (PC) a través de la estimulación vestibular calórica monotérmica (EVCM) que pueda utilizarse en cualquier laboratorio, controlando el error que se produce al utilizarla. Método: Se incluyó en este estudio a 2.304 pacientes de nuestro servicio a los cuales se les realizó una videonistagmografía con pruebas calóricas entre 2003 y 2011. El cálculo de la PC se realizó de 3 formas diferentes: utilizando los valores de las 4 estimulaciones calóricas (forma bitérmica) o exclusivamente con los 2 valores de una misma temperatura (formas monotérmica caliente y fría respectivamente). Se estudiaron 3 estrategias para mejorar la precisión de la EVCM: análisis de variables que empeoran la predicción, delimitación de un área gris de predicción deficiente y localización de un punto de separación entre sanos y enfermos de máxima utilidad. Resultados: 1) Corregir la fórmula de Jongkees con el valor del nistagmo espontáneo permite incluir como candidatos a la EVCM a sujetos con nistagmo espontáneo o inversión nistágmica. 2) Establecer una zona gris de predicción deficiente evita aproximadamente el 38% de las estimulaciones bitérmicas realizadas, con una sensibilidad y especificidad del 95%. 3) La máxima utilidad de la EVCM se obtiene al considerar como función vestibular normal la de sujetos con valores de EVCM caliente menores o iguales al 16%, suponiendo patológica una asimetría mayor del 20%. Conclusión: Las nuevas herramientas estadísticas permiten a los clínicos tomar decisiones que afecten al manejo de sus pacientes basados en los resultados de la EVCM. © 2014 Elsevier Espa˜ na, S.L.U. y Sociedad Espa˜ nola de Otorrinolaringología y Patología CérvicoFacial. Todos los derechos reservados.
Autor para correspondencia. Correo electrónico: [email protected] (E. Domínguez-Durán).
http://dx.doi.org/10.1016/j.otorri.2015.02.005 0001-6519/© 2014 Elsevier Espa˜ na, S.L.U. y Sociedad Espa˜ nola de Otorrinolaringología y Patología Cérvico-Facial. Todos los derechos reservados.
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E. Domínguez-Durán et al
KEYWORDS Caloric tests: Videonystagmography; Monothermal; Health resources
Three new strategies to improve the accuracy of monothermal caloric screening testing Abstract Objective: The objective was to find a way to estimate the value of inter-ear difference (IED) through monothermal caloric screening testing (MCST) that can be used at any laboratory, controlling and minimising the resulting error. Methods: We retrospectively included in this study 2304 patients from our department to whom a videonystagmography with caloric testing was performed between 2003 and 2011. The IED was calculated in 3 different ways: Using the values of the 4 caloric stimulations (bithermal form) and using only the 2 same-temperature values (warm monothermal and cool monothermal forms). We studied 3 strategies to improve the accuracy of MCST: Analysis of variables that could impair the prediction, delimitation of a grey area of insufficient prediction and location of a maximum utility cut-off point. Results: Correcting Jongkees’ formula with the value for spontaneous nystagmus makes it possible to include subjects with spontaneous nystagmus or nystagmus inversion. Establishing 2 cut-off points to classify the subjects avoids approximately 38% of bithermal stimulations performed with a sensitivity and specificity of 95%. Maximum utility was obtained diagnosing as healthy those subjects with IED values lesser than or equal to 16% in warm MCST when the pathological IED was set as greater than 20%. Conclusion: New statistical tools help clinicians to make decisions that affect their patients based on the results of MCST. © 2014 Elsevier Espa˜ na, S.L.U. y Sociedad Espa˜ nola de Otorrinolaringología y Patología CérvicoFacial. All rights reserved.
Introducción La videonistagmografía con pruebas calóricas es una prueba complementaria básica para el estudio del paciente con vértigos. La prueba se basa en la detección del nistagmo que se produce al estimular el oído interno con agua o con aire a una temperatura diferente a la del organismo. Fitzgerald y Hallpike protocolizaron esta prueba en el a˜ no 1942, estableciendo que cada oído debía ser estimulado 2 veces: una con agua a 44 ◦ C y otra con agua a 30 ◦ C1 . Su protocolo goza de gran aceptación a nivel mundial, habiendo demostrado su efectividad para estimar la función vestibular2,3 . Sin embargo, la videonistagmografía con pruebas calóricas es la prueba más larga de realizar de todas las pruebas otoneurológicas, pues necesita entre 25 y 35 min. Las 4 estimulaciones vestibulares son poco cómodas para el sujeto explorado y, si una de estas estimulaciones no se realiza adecuadamente, se alteran los resultados. Por estos motivos, se ha intentado acortar la prueba estimulando ambos oídos exclusivamente con una sola temperatura, en un método llamado estimulación vestibular calórica monotérmica (EVCM)4 . La EVCM es más rápida, más cómoda de realizar y reduce la probabilidad de estimular un oído deficitariamente. Desde que se propuso el uso de la EVCM, diversos estudios han intentado estimar sus valores de sensibilidad y especificidad para estimar la paresia canalicular (PC) obtenida tras realizar una estimulación bitérmica, con conclusiones contradictorias5 . Las diferencias se deben a la heterogeneidad entre los grupos de los estudios, a las diferencias entre
los protocolos utilizados y a los distintos puntos de corte empleados para separar la condición sana de la condición patológica. El objetivo de este trabajo es analizar 3 estrategias para que el valor de la PC hallado a través de la EVCM permita adoptar decisiones clínicas similares a las que permite adoptar la estimulación calórica bitérmica, de manera que ese valor pueda ser utilizado en cualquier laboratorio, controlando y minimizando el error producido.
Material y método Se reclutó de forma retrospectiva a todos los pacientes de nuestro servicio a los que se les realizó videonistagmografía con pruebas calóricas desde el a˜ no 2003 hasta el 2011. El protocolo de la prueba fue el mismo para todos los pacientes y se detalla en la tabla 1. Los pacientes que no fueron capaces de terminar el protocolo fueron excluidos del estudio. La estimulación calórica se realizó con 2 calorímetros de aire diferentes: un Homoth Medizinelektronik GmbH & CO KG y un Varioair 3 de Atmos MedizinTechnik. La respuesta nistágmica se registró a través de un videonistagmógrafo modelo Dr. Ulmer de Synapsys S.A. y el software VNG Ulmer. El valor de la PC fue calculado a partir de los valores de la velocidad angular pico de la fase lenta del nistagmo de cada una de las 4 estimulaciones calóricas mediante la fórmula de Jongkees6 . El cálculo de la PC se realizó de 3 formas diferentes: usando los valores de las 4 estimulaciones calóricas (forma bitérmica), que fue la utilizada como
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Estrategias para mejorar la precisión de la estimulación calórica monotérmica Tabla 1
3
Protocolo de realización de la videonistagmografía con pruebas calóricas en nuestro servicio
Paso
Descripción
1
Posición en decúbito supino con la cabeza flexionada 30◦ hacia delante y levemente girada hacia el lado contrario a la estimulación Registro videonistagmográfico informatizado del nistagmo espontáneo del paciente sin fijación visual Calibración manual de la cámara para ajustar y corregir el eje horizontal del ojo Estimulación durante 60 s del oído izquierdo con aire caliente a 45 ◦ C, con fijación visual y con registro videonistagmográfico informatizado desde el comienzo de la estimulación Eliminación de la fijación visual y mantenimiento del registro videonistagmográfico informatizado hasta que se deja de detectar la respuesta nistágmica y registrando siempre al menos 90 s de esta (la duración total mínima del registro del nistagmo de cada estimulación es de 150 s y la duración total máxima de 240 s) Descanso de 5 min con fijación visual. Estimulación durante 60 s del oído derecho con aire caliente a 45 ◦ C, con las condiciones del paso 4 Eliminación de la fijación visual y registro videonistagmográfico informatizado del nistagmo con las condiciones del paso 5 Fin de la prueba monotérmica Descanso de 5 min con fijación visual Estimulación durante 60 s del oído izquierdo con aire frío a 26 ◦ C, con las condiciones del paso 4 Eliminación de la fijación visual y registro videonistagmográfico informatizado del nistagmo con las condiciones del paso 5 Descanso de 5 min con fijación visual Estimulación durante 60 s del oído derecho con aire frío a 26 ◦ C, con las condiciones del paso 4 Eliminación de la fijación visual y registro videonistagmográfico informatizado del nistagmo con las condiciones del paso 5 Fin de la prueba bitérmica
2 3 4 5
6 7 8
9 10 11 12 13 14
gold standard, o usando solo los 2 valores de las estimulaciones de igual temperatura (formas monotérmica caliente y monotérmica fría), que fueron las variables objeto de estudio. Definimos la condición patológica a través de la forma bitérmica según 2 criterios: valores de PC superiores al 20 y al 25%. A través del software Metz ROC Lab7 , hallamos mediante curvas ROC el resultado de la estimación de la PC a través de la EVCM. Calculamos las curvas brutas y suavizadas y el área bajo las curvas (ABC). Comprobamos si los resultados obtenidos eran superponibles a los de otros estudios similares comparando dicha ABC. Utilizando 3 nuevos enfoques, pretendimos mejorar la exactitud de la EVCM. En primer lugar, estudiamos si existían variables que empeorasen la exactitud de la EVCM. Estas variables fueron sexo, edad, reflectividad del oído más funcionante, presencia de nistagmo espontáneo y aparición de nistagmo calórico invertido. Además, calculamos si la predicción mejoraba al incluir el valor del nistagmo espontáneo en la fórmula de Jongkees. En segundo lugar, hallamos un método para minimizar el número de estimulaciones bitérmicas necesarias. El método consistió en delimitar una región gris en la cual la capacidad de la EVCM para predecir la PC fuera deficiente, estableciendo una tasa de aciertos del 95%. Finalmente, mediante un estudio de isoutilidad, asignamos valores de utilidad a cada una de las categorías diagnósticas en las que la EVCM clasifica a los pacientes. Teniendo en cuenta la prevalencia de la condición patológica en nuestra población, calculamos el punto de corte de la curva ROC con la recta de isoutilidad para separar a sanos de enfermos maximizando la utilidad.
Resultados Hemos empleado los datos de 2.304 pruebas calóricas para realizar este estudio. La prevalencia de la condición patológica en nuestra población es del 49,0% y del 41,8% considerando patológicos resultados de PC superiores al 20 y al 25% respectivamente. Según estos 2 criterios, el punto de la EVCM que posee un 95% de sensibilidad para detectar la condición patológica se situó en el 7,7 y el 8,7% para cada uno de ellos. El ABC de la EVCM caliente fue significativamente superior al ABC de la EVCM fría, por lo que definimos a la EVCM caliente como temperatura de mejor predicción (tabla 2 y figura 1A).
Tabla 2 Área bajo curva (ABC) de la EVCM caliente y fría según los 2 criterios para definir la condición patológica, junto con sus intervalos de confianza al 95%
Enfermos Sanos EVCM caliente ABC IC 95% EVCM fría ABC IC 95%
PC patológica > 20%
PC patológica > 25%
1.130 1.174
963 1.341
0,806 (0,788, 0,824)
0,828 (0,810, 0,845)
0,743 (0,722, 0,763)
0,755 (0,735, 0,776)
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E. Domínguez-Durán et al PC patológica > 20%
A
PC patológica > 25%
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100%
80%
80%
60%
60%
40%
40%
20%
20%
ABCcaliente = 0,828
ABCcaliente = 0,806 0% 0%
B
ABCfría = 0,743 20%
40%
60%
80%
100%
100%
ABCfría = 0,755
0% 0%
20%
40%
60%
80%
100%
100%
7,67%
8,67%
80%
80%
60%
60%
56,88% 56,17%
40%
40%
20%
20%
0%
0% 0%
C
20%
40%
60%
80%
100%
100%
0%
20%
40%
60%
80%
100%
60%
80%
100%
100%
16% 80%
80%
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60%
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40%
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20%
0%
26%
0% 0%
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60%
80%
100%
0%
20%
40%
Figura 1 A) Curvas ROC de la EVCM caliente (curva superior) y fría (curva inferior) para las 2 formas de definir a la población patológica. Se observa la superioridad de la curva caliente. B) Representación de las zonas grises de predicción deficiente en las curvas ROC calientes. C) Suavización de la curva ROC y localización del punto de corte de máxima utilidad, en el que la curva es tangente a la recta de isoutilidad.
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Estrategias para mejorar la precisión de la estimulación calórica monotérmica
PC =
5
Nistagmo estimulación D - Nistagmo espontáneo - (Nistagmo estimulación I + Nistagmo espontáneo) Nistagmo estimulación D + Nistagmo estimulación I
Figura 2 Fórmula de Jongkees para la EVCM corregida con el valor del nistagmo espontáneo. Los nistagmos obtenidos tras una estimulación calórica tendrán signo positivo independientemente del lado estimulado; en el caso de detectarse una inversión calórica, ese valor concreto tendrá signo negativo. Los nistagmos espontáneos con fase rápida derecha tendrán signo positivo y los nistagmos espontáneos con fase rápida izquierda, signo negativo.
Delimitación de una zona gris de predicción deficiente El estudio de la exactitud de una prueba diagnóstica a través de curvas ROC permite establecer 2 puntos de corte para clasificar a los sujetos en 3 zonas: en la primera zona, existe una alta probabilidad de estar sano; en la segunda, una alta probabilidad de estar enfermo y en una tercera, llamada zona gris, la prueba no es capaz de diferenciar eficazmente entre sanos y enfermos. Se calcularon los límites de esta zona gris, de modo que los 2 puntos de corte para dividir a la población estuvieran situados allá donde la sensibilidad de la EVCM fuera del 95%
PC patológica > 20% 100%
Porcentaje acumulado
Sexo del paciente: No encontramos diferencias significativas entre el ABC de hombres y de mujeres, por lo que el sexo no se consideró un factor que empeorara la exactitud de la EVCM. Edad del paciente: No se produjeron diferencias significativas entre el ABC de mayores y menores de 50 a˜ nos, nuestra edad mediana poblacional, por lo que tampoco se consideró que la edad empeorase la predicción. Reflectividad del oído más funcionante: Tradicionalmente se ha propuesto no realizar EVCM a los pacientes en los que la reflectividad del oído más funcionante fuera inferior o igual a 11◦ /s para mejorar la exactitud de la EVCM8 . En nuestra muestra, hemos observado que el ABC se eleva significativamente en un 5% tras la exclusión de los sujetos con estos bajos valores de reflectividad. Sin embargo, esta exclusión supone no poder utilizar la EVCM en el 52,6% de los candidatos a la prueba. Presencia de nistagmo espontáneo: La presencia de nistagmo espontáneo ha sido propuesta como criterio de exclusión para la realización de la EVCM9,10 , pero nosotros no hemos encontrado diferencias significativas entre el ABC del grupo sin nistagmo y del grupo con nistagmo en nuestra muestra. Es más, cuando se corrige la fórmula de Jongkees de la EVCM con el valor del nistagmo espontáneo (fig. 2), se observa una tendencia a mejorar el ABC. Aparición de nistagmo calórico invertido: Considerando como inversión nistágmica cualquier respuesta nistágmica en sentido opuesto al esperado, el ABC disminuye muy significativamente en el grupo de pacientes que presentan inversión nistágmica. Sin embargo, si se corrige la fórmula de Jongkees con el valor del nistagmo espontáneo (fig. 2) y se incluyen los sujetos con inversión nistágmica, la exactitud de la EVCM tiende a mejorar. Este fenómeno se explica debido a que en ocasiones una inversión nistágmica puede ser explicada por un nistagmo espontáneo.
y la especificidad del 95% (fig. 1B y figura 3). De este modo, el número de errores cometidos sería del 5%. Los límites de la zona gris se detallan en la tabla 3. Proponemos que, cuando tras una EVCM, el valor de PC se encuentre dentro de esta zona, sea necesario complementar la EVCM con la estimulación bitérmica. Según este algoritmo, el número de estimulaciones bitérmicas evitadas es del 37,9 o del 39,1%, en función de que el valor de PC patológica se suponga superior al 20% o superior al 25%.
80%
60%
40%
20%
0%
7,67%
0%
56,17%
20%
40%
60%
80%
100%
80%
100%
Paresia canalicular
PC patológica > 25% 100%
Porcentaje acumulado
Análisis de variables que podrían empeorar la predicción
80%
60%
40%
20%
0%
8,67%
0%
56,88%
20%
40%
60%
Paresia canalicular
Figura 3 Gráfico de porcentajes acumulados de la paresia canalicular para los sanos (línea izquierda) y para los enfermos (línea derecha). Se aprecia cómo se fijan los puntos de corte de la zona gris, seleccionando al 5% inferior de los enfermos y al 5% superior de los sanos.
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E. Domínguez-Durán et al Tabla 3
Límites de la zona gris y algoritmo de actuación según los 2 criterios para definir la condición patológica Probablemente sano
Complementar la EVCM con una estimulación bitérmica
Probablemente enfermo
Estimulaciones evitadas en %
PC patológica > 20%
Sujetos con PC estimada inferior a 7,67% Sujetos con PC estimada inferior a 8,67%
Sujetos con PC estimada superior a 56,17% Sujetos con PC estimada superior a 56,88%
37,9
PC patológica > 25%
Sujetos con PC estimada en el intervalo (7,67%, 56,17%) Sujetos con PC estimada en el intervalo (8,67%, 56,88%)
Tabla 4
39,1
Criterio de decisión para optimizar la utilidad de la prueba según los 2 criterios para definir la condición patológica
PC patológica > 20% PC patológica > 25%
Pendiente de la recta de isoutilidad
Valores de la EVCM que deben ser considerados normales
Valores de la EVCM que deben ser considerados patológicos
0,416 0,557
16% o inferiores 26% o inferiores
17% o superiores 27% o superiores
El análisis mediante zonas grises fue complementado con la información calculada en el apartado anterior, teniendo en cuenta las variables que afectan a la exactitud. Encontramos que excluir a los pacientes que presentan factores que empeoran la exactitud de la prueba o corregir la fórmula de Jongkees con el valor del nistagmo espontáneo no modifica la proporción de estimulaciones bitérmicas evitadas sobre la población total.
Localización de un punto de corte de máxima utilidad Al establecer un punto de corte para separar a sanos de enfermos, se crean 4 categorías diagnósticas: verdaderos positivos, verdaderos negativos, falsos negativos y falsos positivos. Estas categorías no son igual de útiles en la práctica clínica; por ejemplo, en el caso de la EVCM, la utilidad de un verdadero positivo es superior a la de un falso negativo, entendiendo el concepto de utilidad como la deseabilidad o preferencia que se tiene por un resultado concreto. Si se otorga un valor subjetivo de utilidad a cada categoría diagnóstica, es posible encontrar el punto de la curva ROC en el cual la suma de las utilidades de cada sujeto, tras haber sido clasificado por este punto, es máxima11 . Gráficamente, dicho punto de máxima utilidad es aquel en el que la curva ROC es tangente a una recta llamada recta de isoutilidad (fig. 1C), cuya pendiente queda definida por la fórmula de la figura 4. Como se puede observar, la prevalencia de la condición patológica en los sujetos tratados mediante la prueba aparece dentro de la fórmula.
m=
Asignamos a cada categoría diagnóstica valores de utilidad subjetivos, comprendidos entre 0 y 1, basados en nuestra experiencia clínica. De este modo, el valor de utilidad del verdadero positivo se fijó en 1, dado que tradicionalmente se ha pretendido que la EVCM posea una sensibilidad muy alta. En el extremo opuesto, se encuentra el falso negativo, que es la categoría diagnóstica que menos deseamos que aparezca y a la que otorgamos un valor de utilidad de 0. Al verdadero negativo se le asignó un valor de utilidad de 0,9, puesto que, aunque es una categoría deseable, pretendemos que la EVCM sea una prueba más sensible que específica. Finalmente, la utilidad del falso positivo se fijó en 0,5, un valor neutro, dado que, en nuestro medio, practicamos una prueba de imagen a la totalidad de los pacientes con PC significativa y, en el caso de un falso positivo de la EVCM, confiamos en que una enfermedad central grave sea detectada en esta prueba de imagen, sin alterar nuestro algoritmo diagnóstico. Estableciendo estas premisas, la máxima utilidad de la EVCM la obtendremos diagnosticando como sanos a los sujetos con valores de PC inferiores o iguales a un 16% cuando se establezca la PC patológica como superior al 20%. Cuando el valor de PC patológica se fije como superior al 25%, el punto de corte de máxima utilidad sube al 26% (tabla 4).
Discusión Nuestro estudio ofrece 3 estrategias para mejorar la exactitud de la EVCM que no habían sido utilizadas anteriormente. Hemos probado la utilidad de estas estrategias en la muestra de mayor tama˜ no publicada hasta la fecha para tal fin.
Utilidad del verdadero negativo menos el falso positivo · Probabilidad de no sufrir la condición Utilidad del verdadero positivo menos el falso negativo · Probabilidad de sufrir la condición Figura 4
Fórmula de la pendiente de la recta de isoutilidad.
Cómo citar este artículo: Domínguez-Durán E, et al. Tres nuevas estrategias para mejorar la precisión de la estimulación vestibular calórica monotérmica. Acta Otorrinolaringol Esp. 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.otorri.2015.02.005
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Estrategias para mejorar la precisión de la estimulación calórica monotérmica Según nuestros resultados, la EVCM caliente tiene una capacidad predictora para estimar el valor de la PC significativamente superior a la EVCM fría; por tanto, al igual que otros autores5,10,12---14 , creemos que esta debe ser la temperatura de elección. El ABC que hemos obtenido en nuestro análisis es estadísticamente inferior al ofrecido por Murnane5 . Esto lo hemos atribuido a que en el estudio de Murnane, los sujetos que presentaban bajos valores de reflectividad fueron excluidos. Nosotros creemos que estos sujetos deben ser candidatos a la EVCM por 2 motivos: en primer lugar, porque suponen una importante proporción de pacientes y, en segundo lugar, porque aunque la exactitud global de la EVCM en ellos es inferior, esta se puede seguir considerando estadísticamente buena al poseer valores de ABC superiores a 0,75. Sin embargo, proponemos que los resultados de la ECVM sean interpretados con mayor precaución en estos sujetos. Es importante recalcar que la predicción empeora cuando hablamos de valor de reflectividad del oído más funcionante menor a 11◦ /s, independientemente de que exista clínica de hipofunción vestibular bilateral. A diferencia de otros estudios9,10,15 , creemos que los sujetos con nistagmo espontáneo sí pueden ser candidatos a la EVCM siempre que se corrija la fórmula de la PC con el valor del nistagmo espontáneo. Adoptar esta medida presenta 2 ventajas: una tendencia a mejorar la exactitud global de la EVCM y evitar la exclusión de los sujetos con inversiones nistágmicas. Durante la realización de nuestro estudio, hemos identificado un error, hasta ahora nunca antes descrito, que cometen sistemáticamente los estudios al evaluar la EVCM: los pacientes que quedan diagnosticados de PC significativa por EVCM y, al realizar la estimulación bitérmica, presentan PC significativa con lateralización opuesta, son erróneamente contabilizados como aciertos. Estos pacientes suponen un porcentaje muy peque˜ no de la población: un 2,0 y un 1,5% según si el valor de la PC se fija en un 20 o un 25%. Si se corrige la fórmula de la PC con el valor del nistagmo espontáneo, el porcentaje de sujetos en los que se comente este error se reduce a la mitad, lo que puede ser considerado como una tercera ventaja. Paralelamente a estos hallazgos, mediante la identificación de zonas grises con capacidad predictora deficiente, proponemos un algoritmo sencillo que puede ser utilizado por cualquier laboratorio que siga el mismo protocolo de la prueba monotérmica que nosotros, que se explica en la tabla 3. Los límites de la zona gris que proporcionamos son independientes de la prevalencia de la población patológica en la población y, al ser extrapolados, la tasa de aciertos será del 95%, por lo que constituye una herramienta muy útil para la comunidad clínica. Finalmente, la localización de un punto de corte que maximice la utilidad de la prueba puede parecer una apuesta arriesgada. Sin embargo, es una realidad que las categorías diagnósticas que genera una prueba como la EVCM no tienen la misma importancia en la práctica clínica y, por tanto, han de ser ponderadas. Identificar un único punto de corte que separe a sanos de enfermos utilizando una recta de isoutilidad, proporciona un método de decisión sencillo que a la vez se adapta a nuestras expectativas subjetivas hacia la prueba. Los valores de utilidad otorgados a cada categoría diagnóstica pueden ser modificados según los criterios de
7
Tabla 5 Tabla para obtener el punto de corte de máxima utilidad en función de la pendiente de la recta de isoutilidad Pendiente (m) considerando patológicas PC > 20%
Pendiente (m) considerando patológicas PC > 25%
Punto de corte de máxima utilidad en %
0,1676 0,1799 0,1946 0,2121 0,2297 0,2448 0,2509 0,2733 0,2867 0,2971 0,3228 0,3384 0,3635 0,3769 0,3908 0,4054 0,4314 0,4655 0,4903 0,5101 0,5312 0,5611 0,5770 0,6022 0,6383 0,6575 0,6776 0,7206 0,7679 0,8063 0,8478 0,9080 0,9406 0,9927 1,0298 1,0895 1,2005 1,2245 1,2749 1,3012 1,3564 1,4148 1,4765 1,5428 1,5774 1,7270 1,8090 1,8523 1,9435 2,0917 3,2192 5,2204 9,6352 15,6527 23,0008
0,1353 0,1358 0,1469 0,1549 0,1762 0,1923 0,2120 0,2149 0,2360 0,2488 0,2554 0,2912 0,3154 0,3239 0,3283 0,3466 0,3661 0,3872 0,4159 0,4345 0,4543 0,4755 0,4903 0,5058 0,5305 0,5570 0,5662 0,6055 0,6489 0,6724 0,7098 0,7506 0,7795 0,8596 0,8770 0,9325 0,9930 1,0591 1,1316 1,1575 1,6618 1,7506 1,8455 1,3303 1,3957 1,5023 1,5795 1,6618 1,7506 1,8455 3,1985 5,5268 9,8525 19,6937 29,8422
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 60 70 80 90 100
Cómo citar este artículo: Domínguez-Durán E, et al. Tres nuevas estrategias para mejorar la precisión de la estimulación vestibular calórica monotérmica. Acta Otorrinolaringol Esp. 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.otorri.2015.02.005
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cada laboratorio. De este modo, si un laboratorio conoce la prevalencia de la condición patológica en su población, puede calcular la pendiente de la recta de isoutilidad a través de la fórmula aportada en la figura 4 para, a continuación, consultar el punto de corte de máxima utilidad utilizando los datos que aportamos en la tabla 5. Gracias a los resultados proporcionados, los diferentes laboratorios de pruebas vestibulares pueden ser más capaces de detectar cuándo la predicción que la EVCM realiza del valor de PC podría ser equivocada. Los laboratorios que prefieran trabajar manteniendo fija la tasa de aciertos de la EVCM deben utilizar el algoritmo de zona gris de la tabla 3, mientras que los laboratorios que opten por maximizar la utilidad de la EVCM deberían utilizar el punto de máxima utilidad como criterio para separar a los sujetos con valores normales y patológicos de PC.
Conclusiones La EVCM caliente estima significativamente mejor que la fría el valor de PC obtenido a través de una estimulación bitérmica. La corrección la fórmula de Jongkees con el valor del nistagmo espontáneo crea una tendencia a mejorar la exactitud global de la EVCM, reduce los errores de lateralización y permite utilizar esta prueba en casos en los que está tradicionalmente proscrita, como la presencia de nistagmo espontáneo o de una inversión calórica. Establecer una zona gris de predicción deficiente permite ahorrar aproximadamente un 38% de las pruebas bitérmicas realizadas, con una tasa de aciertos del 95%. Es posible optimizar la utilidad de la EVCM asignando valores de utilidad a cada categoría diagnóstica y conociendo la prevalencia de la condición patológica en los sujetos derivados para la realización de la prueba.
Conflicto de intereses
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Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
Cómo citar este artículo: Domínguez-Durán E, et al. Tres nuevas estrategias para mejorar la precisión de la estimulación vestibular calórica monotérmica. Acta Otorrinolaringol Esp. 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.otorri.2015.02.005