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Introducción
El diagnóstico correcto de los tumores óseos requiere una estrecha cooperación entre el cirujano ortopedista, el patólogo y el radiólogo, y con frecuencia se establece de manera tardía, complicando el proceso de tratamiento de la neoplasia1,2.
El osteosarcoma y el sarcoma de Ewing tienen una incidencia máxima durante la segunda década de la vida, y su incidencia anual es de 2 y 0.8 por millón de habitantes, respectivamente3,4. Al tener una frecuencia baja, usualmente las neoplasias óseas son pasadas por alto y su detección es compleja5. Las neoplasias óseas se definen parcialmente en la literatura como un conjunto de manifestaciones clínicas heterogéneas. Whide B et al.6 describen el dolor como síntoma inicial (usualmente encontrado de forma inespecífica), asociado a esfuerzo y en algunas ocasiones a masa palpable. Entre el 67 y el 70% de las tumoraciones ósea malignas se presentan en la rodilla, siendo el segmento osteoarticular más afectado de todo el esqueleto humano por estas patologías6,7.
La rodilla convencionalmente presenta dolor de tipo inespecífico, que suele manejarse de manera tardía. El diagnóstico puede retardarse hasta 3 años después del inicio de la sintomatología8-10. Las metástasis óseas suelen ser difíciles de evaluar de manera adecuada11. El tratamiento, por consecuencia, es tardío. En algunas series se reportan hasta 17 semanas desde la primera consulta médica hasta el diagnóstico12,13. Ichinohe et al.14 encontraron un retraso en el diagnóstico de 3 a 307 días, con errores en el diagnóstico en el 56.4% de los pacientes. El retraso en el diagnóstico y en el tratamiento de las lesiones tumorales óseas también se asocia a radiografías simples inadecuadas, con mala técnica radiográfica, y a una historia clínica inicial incompleta15.
Los tumores pueden asociarse a condiciones traumáticas y realizarse erróneamente procedimientos diagnósticos o terapéuticos invasivos. Muscolo et al.16 reportan un 3.7% de procedimientos artroscópicos de rodilla como resultado de un diagnóstico erróneo catalogado como lesión deportiva.
El sarcoma de Ewing con frecuencia es subdiagnosticado, manejado erróneamente y confundido con otras patologías como osteomielitis o displasia fibrosa17,18. La confirmación de la presencia de este tipo de tumores requiere en ocasiones análisis sofisticados19.
El condrosarcoma representa el 25% de los sarcomas óseos y típicamente se presenta en adultos de entre 30 y 60 años de edad. Convencionalmente es difícil su clasificación, que resulta indispensable para su adecuado tratamiento20-22. En general, los factores pronósticos de los tumores musculoesqueléticos continúan estando poco esclarecidos23,24.
Otro factor identificado para el retraso en el diagnóstico es la indicación o no de una radiografía simple (8 vs.19 semanas de retraso en el diagnóstico, respectivamente; p ≤ 0.001)6. En los resultados obtenidos por Aboulafia et al.25, la indicación de estudios (en general superfluos) sin llegar a diagnósticos conclusivos fue prácticamente igual entre los médicos generales y los cirujanos ortopedistas. El diagnóstico inadecuado más frecuente reportado es el de tendinitis: en el 31% de los casos cuando se trataba de un osteosarcoma y en el 21% cuando era un sarcoma de Ewing. El diagnóstico real del padecimiento se realiza usualmente hasta 6-8 meses después del comienzo del cuadro clínico6.
Siguiendo los lineamientos de Feinstein26-28 y de Torres-González et al.29, se elaboró un instrumento de evaluación que permite la detección temprana y adecuada de los tumores óseos por parte de los médicos de primer y segundo nivel de atención.
Método
Se realizó un estudio clinimétrico, prospectivo, controlado, observacional, transversal y analítico en el servicio de tumores óseos del Hospital de Ortopedia Unidad Médica de Alta Especialidad (UMAE) Dr. Victorio de la Fuente Narváez, Instituto Mexicano del Seguro Social (IMSS), en Ciudad de México.
Basados en el análisis clinimétrico26-29 se tomaron las características para incluir en el índice y así determinar su sensibilidad, su consistencia y su validez (Tabla 1).
Tabla 1 Análisis clinimétrico
| i) Sensibilidad |
| a. Propósito y marco de referencia |
| b. Justificación clínica |
| c. Aplicabilidad clínica |
| d. Comprensibilidad |
| d. 1. Simplicidad |
| d. 2. Oligovariabilidad |
| d. 3. Transparencia |
| d. 4. Connotación biológica |
| e. Replicabilidad |
| e. 1. Claridad de las instrucciones |
| e. 2. Examinación no sesgada |
| f. Disponibilidad de la escala de salida |
| f. 1. Comprensión |
| f. 2. Discriminación |
| g. Validez de apariencia |
| g. 1. Foco en el intercambio personal |
| g. 2. Foco en la evidencia básica |
| g. 3. Coherencia biológica de los componentes |
| g. 4. Colaboración personal |
| h. Validez de contenido |
| h. 1. Omisiones importantes |
| h. 2. Inclusiones inapropiadas |
| h. 3. Ponderando los componentes |
| h. 4. Escalas elementales satisfactorias |
| h. 5. Calidad de los datos básicos |
| i. Fácil utilización |
| ii) Consistencia |
| a. La importancia científica de la consistencia |
| b. El papel de las instrucciones operacionales y los criterios |
| c. El papel de los estudios piloto |
| d. Consistencia interna |
| e. Expresión estadística de la consistencia |
| f. Consistencia externa |
| g. Necesidad de realizar estudios de campo para verificar la variabilidad |
| iii) Validez |
| a. De criterio |
| b. De constructo |
Fase de sensibilidad
El propósito y el marco de referencia, la justificación y la aplicabilidad clínicas fueron discutidos con cuatro expertos ortopedistas con más de 15 años de experiencia y se identificaron las posibilidades de creación del índice, sus perspectivas y su aplicación. Se proyectaron cuatro dominios iniciales (oligovariabilidad), que fueron signos, síntomas, radiología y antecedentes heredofamiliares, los cuales se modificaron según su frecuencia de presentación.
Los dominios se dividieron en ítems y se ponderó su asociación con el diagnóstico de tumoración maligna de rodilla y reconocer su plausibilidad biológica para integrarse al índice. El dominio de sintomatología incluyó las características del dolor30,31. El dominio de los signos clínicos incluyó la presencia de masa palpable, aumento de volumen o cambios tróficos cutáneos. El dominio de radiología incluyó las características de las lesiones en las radiografías (lesión lítica, lesión blástica o reacción perióstica, ubicación, sitio). El dominio de antecedentes heredofamiliares y las variables fiebre y pérdida de peso fueron excluidas por su baja asociación. Se incluyeron los ítems de mayor frecuencia en un cuestionario ordenado y sistematizado, y se realizó la formulación de un instructivo de uso para el índice, concluyendo así la fase de sensibilidad.
Fase de consistencia
Para analizar la consistencia del índice se aplicó el cuestionario a pacientes con dolor de rodilla por dos observadores estandarizados y cegados. El síntoma de entrada fue gonalgia y los datos de salida se dividieron en pacientes de baja y alta sospecha diagnóstica. Los médicos asignados (dos especialistas en ortopedia), previamente estandarizados (reproducibilidad), aplicaron el índice por separado y el mismo día. Se recabó la retroalimentación por parte de los médicos que aplicaron el índice para evaluar su validez de apariencia, contenido y los problemas relacionados al desempeño del índice.
Los pacientes recibieron su atención posterior de la forma convencional para verificar el diagnóstico mediante biopsia y, en el caso de patología no tumoral, criterios radiográficos de Kellgren y Lawrence32 para osteoartritis. No se incluyeron de forma intencionada los pacientes con fracturas de rodilla.
En caso de coexistir patología osteoartrítica con alguna patología tumoral, se tomó como respuesta de salida la patología tumoral, evaluándose la salida del índice (baja y alta sospecha) de forma normal.
Se realizó la evaluación de la consistencia con valores de k y coeficiente de correlación intraclase (CCI) para los datos de salida con el fin de realizar los ajustes pertinentes (calibración) e incrementar así la sensibilidad del instrumento.
Fase de validez
El análisis se realizó mediante el método de referencia (histopatológico) en los tumores óseos y por constructo y convergencia en los diagnósticos no tumorales.
Análisis estadístico
Se captaron los datos en una base de datos para su análisis (Demo SPSS versión 22.0 en inglés). Para la fase de sensibilidad se realizó análisis univariado, con medidas de dispersión y de tendencia central para las variables cuantitativas, y para la ponderación de las variables cualitativas se utilizaron la prueba de χ2 y medidas de asociación mediante odds ratio (OR). Se consideró significancia estadística un valor de p < 0.05. Para el análisis de la consistencia se midió la variabilidad interobservador mediante el coeficiente κ (dicotómicas), y mediante κ ponderada para las categorías del nivel clínico entre los observadores. Se realizaron CCI para los valores numéricos de la puntuación de salida del índice. Se realizó el cálculo del α de Cronbach para la confiabilidad interna y la fiabilidad de la escala de medida. Se realizó el análisis de sensibilidad y especificidad, valores predictivos positivo y negativo, y razones de verosimilitud positivas y negativas, para evaluar el índice como prueba diagnóstica.
El análisis de validez se realizó mediante correlación de Pearson o ρ de Spearman para valores numéricos continuos.
Resultados
Se evaluaron 153 pacientes con gonalgia como síntoma de entrada para la construcción y la evaluación del índice.
Análisis de sensibilidad
Las características del dolor incluidas en el índice se muestran en la tabla 2. Las características radiográficas se evaluaron en 132 pacientes elegibles; 74 eran de sexo masculino y 58 de sexo femenino. La edad promedio fue de 26.03 (± 17.7) años. En la tabla 3 se muestran las características radiográficas con mayor ponderación. Los elementos con asociación significativa se integraron en el documento, denominado MSH-5 (acrónimo de nuestra unidad hospitalaria: Magdalena de las Salinas-Hospital) (Fig. 1).
Tabla 2 Características del dolor en los pacientes con patología oncológica y no oncológica
| p* | OR | IC95% | |
|---|---|---|---|
| Edad | |||
| < 20 años | < 0.001 | 64.4 | (14.5-284) |
| > 20 años | |||
| Duración | |||
| 0-4 meses | < 0.001 | 7.26 | (3.34-15.7) |
| >4 meses | |||
| Intensidad | |||
| Leve | 0.26 | 0.44 | (0.13-1.43) |
| Moderado | < 0.001 | 0.11 | (0.05-0.23) |
| Intenso | < 0.001 | 5.7 | (2.82-11.64) |
| Frecuencia | |||
| Constante | 0.01 | 2.8 | (1.33-6.13) |
| > 2 episodios al día | 0.006 | 0.3 | (0.18-0.72) |
| > 2 episodios a la semana | 0.12 | 0.55 | (0.27-1.09) |
| Predominio | |||
| Nocturno | < 0.001 | 7.44 | (3.1-17.8) |
| Diurno |
IC95%: intervalo de confianza del 95%; OR: odds ratio.
*Prueba de χ2 (tetra- o multitetracórica). Tomada de ref. 30.
Tabla 3 Asociación entre características radiográficas y lesiones malignas
| Característica (n = 132) | p* | OR | IC95% | Poder |
|---|---|---|---|---|
| Líticas | ||||
| Activa | < 0.001 | 6.91 | 2.83-16.85 | > 80 |
| Agresiva | < 0.001 | 26.85 | 3.21-224 | > 80 |
| Blásticas | ||||
| Cartilaginosa extraósea | < 0.001 | 0.04 | 0.006-0.37 | > 80 |
| Ósea mal definida intraósea | < 0.001 | 36.15 | 4.4-295 | > 80 |
| Ósea mal definida extraósea | 0.37 | 5.52 | 0.48-62.95 | > 80 |
| Reacción perióstica | ||||
| Codman | < 0.001 | 31.66 | 3.84-261 | > 80 |
| Rayos de sol | < 0.001 | 36.15 | 4.4-295 | > 80 |
| Ubicación | ||||
| Central | 0.009 | 3.03 | 1.37-6.69 | > 80 |
| Patrón destructivo | ||||
| Apolillado | < 0.001 | 22.93 | 2.7-194 | > 80 |
| Permeativo | 0.02 | 11.75 | 1.2-109 | > 80 |
IC95%: intervalo de confianza del 95%; OR: odds ratio.
*Prueba de χ2 (tetra- o multitetracórica).
Análisis de consistencia
La fase de consistencia fue evaluada en 21 pacientes con dolor de rodilla, de los cuales 7 eran de sexo masculino y 14 de sexo femenino. El coeficiente κ encontrado para la muestra entre los dos observadores cegados bajo repetición del índice en un mismo paciente fue 0.741 (p < 0.001). El desacuerdo proporcional del total de las observaciones [(valor observador A - valor observador B)/(valor observador A + valor observador B/2)] fue del 16%.
La prueba de χ2 para las variables de salida bajo riesgo y alto riesgo contrastadas contra la variable presencia o ausencia de neoplasia fue estadísticamente significativa, mostrando un valor de p < 0.001 y p = 0.003 para el observador A y el observador B, respectivamente. Para las variables de salida (alto y bajo riesgo de neoplasia), la concordancia, medida a través del coeficiente a de Cronbach, fue de 0.863. Se obtuvo el valor del CCI para las variables numéricas mediante un modelo de dos factores y efectos aleatorios. Se calculó para los datos numéricos crudos de salida del índice sin categorización, tanto del total de la puntuación como de la puntuación de cada dominio (signos, síntomas y radiología). La tabla 4 resume los resultados de los diferentes CCI evaluados para el índice. En el análisis para validación de pruebas diagnósticas se obtuvo una sensibilidad del 80% y una especificidad del 88.2%. El valor predictivo positivo fue del 66.6% y el valor predictivo negativo fue del 93.75%. La razón de verosimilitud positiva fue de 6.8 y la razón de verosimilitud negativa fue de 0.2
Tabla 4 Coeficientes de correlación intraclase para las variables numéricas de la puntuación total y por dominios
| Dominio | CCI | IC95% | p |
|---|---|---|---|
| Signos | 0.696 | 0.250-0.877 | 0.005 |
| Síntomas | 0.990 | 0.976-0.996 | < 0.001 |
| Radiología | 0.961 | 0.904-0.984 | < 0.001 |
| Total | 0.944 | 0.865-0.977 | < 0.001 |
CCI: coeficiente de correlación intraclase, formulado con el modelo de dos factores y efectos aleatorios; IC95%: intervalo de confianza del 95%.
α = 0.05.
Análisis de validez
Los valores de las correlaciones para los dominios signos y radiología (ρ de Spearman) tuvieron ρ = 0.533 y ρ = 0.989, respectivamente (p = 0.013 y p < 0.001).
Los valores de las correlaciones para el dominio síntoma y del total de la puntuación (r de Pearson) tuvieron r = 0.982 y r = 0.894, respectivamente (ambos con p < 0.001).
La figura 2 muestra la dispersión de la correlación para los puntajes de salida entre observadores y su intervalo de confianza del 95%.
Discusión
El instrumento MSH-5 no tiene un antecedente similar en el campo clínico ni en el de la clinimetría. Surge de la necesidad de promover un diagnóstico oportuno mediante la agrupación de las características más importantes de la patología tumoral de la rodilla, y de formular una alta sospecha diagnóstica de manera sencilla. Su nombre se refiere al acrónimo de nuestra unidad hospitalaria (Magdalena de las Salinas-Hospital) y es el quinto de otros elementos clinimétricos creados en ella.
La clínica es un elemento básico para el diagnóstico de los tumores primarios óseos y metastásicos óseos, junto a la radiología, y el dolor es el síntoma que con mayor frecuencia se encuentra en la patología oncológica1,6,16,17,23,25,33,34. El instrumento fue planeado y elaborado desde cero, en forma sistematizada tomando las características clínicas y radiográficas para reunirlas en una herramienta resumida y ordenada. Durante la fase de sensibilidad se incluyeron 293 pacientes, de quienes se estudiaron las características del dolor, la frecuencia de presentación de los signos clínicos, las características radiográficas y los antecedentes heredofamiliares. Con los datos obtenidos de estos pacientes se logró la construcción del índice. Los resultados con OR < 1 (protector) fueron excluidos del índice por razones de oligovariabilidad. Las variables finales del índice (Fig. 1) se encuentran en relación con los datos clínicos encontrados en la literatura2,12,35. La concordancia interobservadores obtenida fue «muy buena» según los lineamientos de Landis y Koch36. El coeficiente α de Cronbach para los datos de salida (alta y baja sospecha de tumoración maligna) es aceptable y no redundante37. Con los datos obtenidos de los pacientes y los CCI se demostró una adecuada coherencia entre los componentes del índice.
El índice evaluado como prueba diagnóstica obtuvo una sensibilidad y una especificidad aceptables. Las razones de verosimilitud aceptadas como importantes se sitúan cuando estos valores son superiores a 10. La razón de verosimilitud positiva en nuestra serie indica una buena capacidad de detección de pacientes positivos, y la razón de verosimilitud negativa de cero es explicativa de una excelente capacidad para excluir la enfermedad ante la ausencia de esta.
El retraso del diagnóstico de los tumores óseos siempre actuará en detrimento del pronóstico de los pacientes2,12,13,34,38,39. La creación de esta herramienta intenta ser útil para revertir dicho retraso y prevenir las consecuencias humanas (físicas, emocionales y sociales) relacionadas40. Nuestro grupo no apoya por el momento la necesidad de un estudio de campo de mayores proporciones por considerarlo poco fructífero en términos de información para la construcción del índice. El índice está listo para su aplicación y para irse evaluando sobre estos parámetros de aplicación.
Conclusiones
Basados en los recursos de la UMAE Dr. Victorio de la Fuente Narváez, tanto de su personal experto como de sus pacientes, fue posible la creación de un índice clínico-radiográfico para la detección oportuna de tumores musculoesqueléticos de rodilla. Este índice posee unas adecuadas sensibilidad y especificidad, unos correctos valores predictivos positivo y negativo, así como apropiadas razones de verosimilitud positiva y negativa.
El índice MSH-5 tiene una adecuada validez de apariencia y contenido, lo que hace sencillo su uso con una interrelación adecuada de sus componentes. Además, posee unas adecuadas consistencia y validez de criterio y de constructo.
