Se llevó a cabo un estudio longitudinal, prospectivo, unicéntrico y analítico entre el 1 de octubre y el 31 de diciembre de 2017. El ámbito de estudio fue un hospital terciario con 38 camas de hospitalización de Pediatría General y 1.750 ingresos anuales.

El muestreo fue consecutivo, durante el periodo de estudio. Se incluyó a todos los pacientes ingresados en la planta de hospitalización pediátrica, con edades comprendidas entre 1 mes y 15 años que permanecían ingresados al menos 24 h y de los que se disponía de medidas antropométricas en las primeras 24 h del ingreso hospitalario. En el estudio se excluye a pacientes de otras especialidades pediátricas (cardiología, nefrología, oncohematología) y a pacientes postoperatorios quirúrgicos.

Estos pacientes fueron pesados y tallados al ingreso (T0), a las 48 h del ingreso (T1) y en el momento del alta (T2). Los niños fueron pesados por el personal de enfermería en el momento del ingreso y después a primera hora de la mañana, desnudos o con ropa ligera, en posición de decúbito en los pacientes menores de 2 años y en bipedestación en los mayores de esa edad, en básculas homologadas modelo SECA gmbh 375®. La talla de los pacientes menores de 2 años se obtuvo midiendo la longitud entre la parte superior de la cabeza y el talón, en posición horizontal con tallímetro ASMEDIC® modelo T101. Los niños mayores de 2 años se tallaron de pie, con tallímetros homologados modelo SECA gmbh 797®.

Se recogieron variables clínicas y demográficas de cada paciente, incluyendo mediciones antropométricas expresadas como peso en kg, talla en cm, índice de masa corporal (IMC), e índice Waterlow de peso.

El índice Waterlow de peso evalúa el estado nutricional del paciente teniendo en cuenta el peso actual en relación con la mediana de peso de la población de referencia correspondiente a la talla. Según este índice, se clasifica el estado nutricional en sobrepeso/obesidad (>100%), estado nutricional normal (90-100%), desnutrición leve (80-90%), desnutrición moderada (70-80%) y desnutrición grave (<70%)5.

El IMC se calculó según el cociente de peso/talla2 (kg/m2). Se registró el peso, talla e IMC según las tablas de Carrascosa de 201029.

Se diseñó una hoja de recogida de datos específica para este estudio en la que las medidas antropométricas fueron registradas en distintos tiempos: T0 (en el momento del ingreso), T1 (a las 48 h del ingreso) y T2 (en el momento del alta). También se registraron otros datos como el aporte nutricional durante el ingreso, el tiempo de estancia hospitalaria, el motivo de ingreso o la existencia de enfermedades de base. La gravedad del paciente fue definida siguiendo las escalas validadas con puntuación de Wood-Downes ≥ 8 en pacientes con bronquiolitis o Pulmonary Score mayor o igual a 7 (en el caso de crisis asmática). El resto de las enfermedades se consideró grave si requerían ingreso en Unidad de Cuidados Intensivos Pediátricos (UCIP). Dentro de los pacientes respiratorios graves, se diferenciaron los que precisaron oxigenoterapia de alto flujo (OAF) en plantas de Pediatría de los que precisaron ingreso en UCIP (fig. 1).

Figura 1.

Metodología: reclutamiento y seguimiento de pacientes.

(0.48MB).

Se evaluó el riesgo de desnutrición de los pacientes incluidos en nuestro estudio con la herramienta de cribado nutricional pediátrico denominada STAMP validada en castellano en ese mismo año en niños españoles entre 1 mes y 18 años30.

El cribado STAMP permite detectar al paciente en riesgo de desnutrición al ingreso y establece las pautas en función de la puntuación asignada. Para ello, evalúa 3ítems: si la enfermedad del ingreso tiene implicaciones nutricionales; el aporte nutricional recibido en los días previos y la discrepancia de percentiles del peso y talla del paciente según las columnas de la escala (fig. 1 http://www.stampscreeningtool.org31). A cada uno de los parámetros mencionados se le asigna una puntuación determinada que oscila entre 0 y 9, con lo que se obtiene una puntuación final que establece el riesgo nutricional del paciente: riesgo alto (≥4 puntos), medio (2-3 puntos) o bajo (0-1 puntos)24,30 (fig. 1). Las recomendaciones son que aquellos pacientes con alto riesgo nutricional deben ser valorados por un nutricionista pediátrico, quien determinará las medidas dirigidas a disminuir el riesgo de desnutrición durante el ingreso24,30. Los pacientes con un riesgo medio deben ser valorados por el pediatra de la planta de hospitalización y deben ser medidos de nuevo con STAMP en los siguientes 3 días y, en aquellos con riesgo bajo, se realizará control de STAMP semanal24,30.

Previamente a la implantación de este cribado nutricional se realizaron sesiones educativas sobre su uso correcto a todo el personal de enfermería y médico de la planta de hospitalización. Las mediciones de peso y talla fueron realizadas por el personal de enfermería y auxiliares y el cribado nutricional por el personal médico.

Se realizó el análisis estadístico de los datos recogidos con el programa SPSS, versión 22 (IBM SPSS Statistics, Armonk, NY, EE. UU.) y GraphPad Prism version 7 (La Jolla CA, EE. UU.). Las variables cuantitativas se expresaron como media y desviación estándar o mediana y rango intercuartílico, según la distribución normal o no de la muestra. Las variables cualitativas se expresaron como porcentajes. Para comparar las variables categóricas se utilizaron los test de chi cuadrado y Fisher. Para las variables continuas, la U de Mann Whitney y el test de Kruskall-Wallis. El grado de correlación entre variables cuantitativas se analizó con la prueba de Spearman. Para el estudio de la estancia media según el grado de desnutrición se utilizó la curva de Kaplan-Meier.

Se realizó un estudio comparativo bivariante y posteriormente multivariante. Así, para valorar los factores que podrían condicionar la estancia media de los pacientes se construyó un modelo probabilístico de regresión lineal, en el que se incluyeron como covariables todas las variables con significación estadística y las clínicamente relevantes como edad, sexo, enfermedad de base, aporte nutricional al ingreso y valor del índice STAMP al ingreso. Después, se construyó un modelo de regresión logística en el que la variable dependiente fue la gravedad y en el que se incluyeron como covariables la edad y el índice STAMP al ingreso. Los resultados se expresaron en la regresión lineal como coeficientes β y t, y en la regresión logística como OR e IC 95%. La bondad del ajuste del modelo fue evaluada mediante la R2 o la R2 de Nagelkerke. Se descartó colinealidad en todos los modelos. Se consideró estadísticamente significativa una p < 0,05. El estudio fue aprobado por el Comité Ético de Investigación Clínica de nuestro centro (CEIC 286/17).

Durante el periodo de estudio (octubre-diciembre de 2017) ingresaron en las plantas de hospitalización de Pediatría General 568 pacientes, de los que cumplieron criterios de inclusión en este estudio 200 pacientes. El 55% fueron varones, con una mediana de edad de 15,8 meses (RIQ 2,5-42,8). La estancia media fue de 3 días (RIQ 1-18 días). La mayoría de los pacientes eran niños previamente sanos y solo el 29,5% tenía enfermedad de base, de los que el 7,5% eran prematuros. El principal diagnóstico al ingreso fue enfermedad respiratoria aguda (68%) y de ellos precisaron OAF un 10%. El 7,5% de los pacientes de esta cohorte precisó ingreso en UCIP.

El 1,5% de la muestra tenía un índice de Waterlow de peso <70% al ingreso (desnutrición grave) y un 45,5% tenían sobrepeso u obesidad.

El 48,3% de los pacientes presentaba un alto riesgo de desnutrición, con una puntuación de STAMP ≥ 4; el 48,2% tenían riesgo moderado (STAMP = 2-3) y solo un 3,5% riesgo leve de desnutrición (STAMP = 0-1). Las puntuaciones obtenidas de los diferentes ítems del STAMP se exponen en la tabla 1.

Durante el ingreso hospitalario, casi un 31% de los pacientes mantuvieron una ingesta alimentaria inferior al 50% de la habitual en sus condiciones basales tras el tercer día de ingreso según los registros de enfermería, y solo un 2,5% de ellos recibieron suplementos nutricionales. Los diferentes parámetros nutricionales en los distintos tiempos del estudio se muestran en la tabla 2.

Se realizó un estudio comparativo según la puntuación de la herramienta STAMP, así se dividió la cohorte en 3grupos: STAMP 0-1, STAMP 2-3 y STAMP ≥ 4 (tabla 3). Los 3grupos fueron comparables en lo referente a edad, sexo y enfermedad de base.

Encontramos que los pacientes con puntuaciones más altas del índice STAMP presentan mayor estancia media (fig. 2), mayor necesidad de ingreso en UCIP y mayor porcentaje de gravedad durante el ingreso (p < 0,01). Se obtuvo un coeficiente de correlación (rho Spearman) entre la puntuación STAMP y la estancia media de r = 0,3 y p < 0,01). Se ha realizado un estudio de correlación de Spearman entre STAMP y el IMC (p = 0,05; r = −0,14) y entre STAMP y Waterlow (p = 0,08; r = −0,12) sin obtener correlación relevante o estadísticamente significativa. Además, se construyó una curva de Kaplan-Meier en la que se refleja el tiempo de cada paciente hasta el alta hospitalaria según su puntuación STAMP al ingreso. En esta curva se objetivó que a mayor puntuación del índice nutricional STAMP la estancia media era mayor (fig. 3). Sin embargo, no encontramos diferencias significativas en la estancia media según la clasificación de Waterlow para peso.

Figura 2.

Estudio comparativo de los días de estancia media según el riesgo de desnutrición en el momento del ingreso.

Mediana y rangos intercuartílicos de los días estancia media en niños con diferentes puntuaciones de la herramienta STAMP en el momento del ingreso hospitalario. Se utilizó el test de Kruskal-Wallis para el análisis. Los asteriscos indican significación estadística con valor de p < 0,01.

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Figura 3.

Curva de Kaplan-Meier del tiempo de estancia hospitalaria en función de la valoración STAMP al ingreso.

El tiempo se expresa como la mediana de la duración de la estancia media (Kaplan-Meier).

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Los niños con enfermedad de base tuvieron más riesgo de desnutrición al ingreso (STAMP > 2 puntos) (80 vs. 48,9%; p = 0,02).

En el modelo de regresión lineal, la estancia media fue la variable dependiente y encontramos que el sexo varón (t = 2,4; p = 0,01), la mayor puntuación en el índice STAMP en T0 (t = 3,5 y p = 0,01) y la gravedad (t = 7,8 y p < 0,0001) son las covariables que se asocian con mayor estancia media.

En el modelo de regresión logística la gravedad fue la variable dependiente y encontramos que la mayor puntuación en el índice STAMP en T0 (odds ratio [OR]: 1,48; IC 95%: 1,18-1,86; p = 0,01) es la covariable que se asoció con mayor gravedad. El IMC y el Waterlow de peso no parecen ser covariables asociadas a gravedad (tabla 4).

La principal limitación del estudio es que se trata de un estudio unicéntrico con una muestra relativamente pequeña de pacientes. Esta muestra quizá sea poco representativa del total de niños hospitalizados en el centro, dado que se excluye a pacientes de otras especialidades. Solamente se recogieron datos antropométricos en el 35% de los pacientes que ingresaron en el periodo de tiempo analizado, por lo que los resultados podrían no reflejar el estado nutricional del total de los niños que ingresan en el hospital. Por ello, los resultados descriptivos de la muestra no permiten establecer una prevalencia real de riesgo nutricional de los pacientes ingresados para comparar con los estudios previos. El escaso registro de datos antropométricos en los pacientes que ingresan podría suponer un sesgo de selección del estudio. La falta de registros de peso en los distintos tiempos limita también la capacidad de evaluar la pérdida o ganancia de peso durante el ingreso. Sin embargo, se trata de un diseño prospectivo en el que se confirma por primera vez la relación entre el cribado nutricional STAMP y los parámetros de gravedad y estancia media.