Se incluyeron 121 niños en un periodo comprendido entre enero de 1994 y junio de 2008. Se consideraron criterios de exclusión los mayores de 2 meses, los que tenían cirugía paliativa previa y los que presentaban la anomalía de Taussig-Bing.

Se incluyeron los 78 pacientes que fueron objeto del trabajo anterior5, excluyendo 1 paciente que presentaba la anomalía de Taussing-Bing. Aunque el objetivo del estudio fue el mismo, en este se han analizado mayor número de variables.

Dependiendo de que a los pacientes se les cerrara o no la comunicación interventricular (CIV), se dividieron en dos grupos: Grupo 1 (TGA/SI), en el que se incluyeron los que tenían septo íntegro; y Grupo 2 (TGA/CIV), en el que se agruparon a los que se les cerró la CIV.

El estudio ha sido observacional y analítico de una cohorte. Fue aprobado por la comisión de ética e investigación de nuestro hospital, obteniéndose de forma previa a la cirugía consentimiento informado.

Las variables preoperatorio analizadas fueron: la edad (días) y el peso (kg), y la existencia o no de CIV.

De la intervención se recogieron: el cierre de la CIV (sí/no), la anatomía coronaria, el tiempo de circulación extracorpórea (CEC) (minutos), el tiempo de clampaje aórtico (minutos), la utilización de parada circulatoria (sí/no), el tiempo de parada (minutos) y el cierre diferido del esternón (sí/no).

Las variables postoperatorias fueron: la tensión arterial media (TAM) (mmHg), el shunt intrapulmonar (QSP/QT) (%), la fracción de espacio muerto pulmonar (VD/VT), la diferencia arterio-venosa de la saturación de oxígeno (DSO2) (%), el índice de extracción tisular de oxígeno (ETO2) (%), el tiempo de ventilación mecánica (horas), el tiempo de estancia en Unidad de Cuidados Intensivos Pediátricos (UCIP) (días), y la mortalidad (sí/no).

En esta intervención es necesario mantener la TAM en cifras normales, para obtener así una adecuada presión de perfusión coronaria10.

El QSP/QT indica la fracción del volumen minuto cardiaco que no realiza intercambio gaseoso. Valores superiores al 10% son patológicos. Se calcula mediante la siguiente fórmula:

El VD/VT estima el flujo pulmonar definiendo zonas del pulmón bien ventiladas pero mal perfundidas. Valores superiores a 0,3 indican una reducción del flujo pulmonar debido a bajo gasto11. Es calculado mediante la ecuación de Bohr12.

Donde CO2=dióxido de carbono.

La DSO2 y el ETO2 son parámetros que informan de la adecuación del aporte de oxígeno a los tejidos con relación a sus necesidades. La DSO2 se obtiene restando la SvO2 a la SaO2, y la ETO2 se calcula mediante la siguiente fórmula:

El valor normal de la DSO2 es del 30% y el de la ETO2 de un 25%. En situaciones de bajo flujo sistémico, los tejidos extraen más oxígeno, produciéndose un descenso en la saturación venosa que hace aumentar la DSO213 y la ETO214.

La anatomía coronaria se clasificó según los patrones descritos por Mayer15, como ya lo hicimos en estudios anteriores4,5.

Debido a la escasa frecuencia de determinados patrones coronarios, se reagruparon los pacientes en dos grupos. El grupo con patrón normal lo forman, el patrón usual (patrón 1), y el patrón de la circunfleja procedente de la coronaria derecha (patrón 2). En el grupo con patrón anormal, se incluyeron los patrones: seno coronario único (patrones 3 y 4), coronarias invertidas (patrones 5 y 6), coronarias intramurales (patrones 7 y 8), y otros patrones no descritos (patrón 9).

La técnica empleada fue la descrita por Jatene con la maniobra de Lecompte. Antes de finalizar la CEC, se realizó ultrafiltración para reducir la intensidad del síndrome de fuga capilar. Cuando esta medida es insuficiente, y el edema es importante con inestabilidad hemodinámica, se optó por el cierre diferido del esternón.

La anatomía coronaria fue determinada por el cirujano mediante visualización directa. Una vez hecha la corrección, y tras desclampar la aorta, este debe comprobar la perfusión miocárdica. Si no es adecuada, debe sospechar un problema en la anastomosis de las coronarias o en su estructura anatómica, y en la medida de lo posible resolverlo.

Para calcular las variables gasométricas (QSP/QT, VD/VT, DSO2, ETO2), se hicieron gasometrías arteriales y venosas en dos momentos del postoperatorio. En el tiempo 1: al ingreso en UCIP; en él se refleja el estado clínico al finalizar la intervención. En el tiempo 2: a las 8:00 horas del día siguiente; informa del adecuado manejo clínico en las primeras horas del postoperatorio. En el instante de extraer las gasometrías, se anotó el CO2 espirado y la cifra de TAM. Las variables recogidas en el tiempo 1, se identifican con el número 1, y las recogidas en el tiempo 2, con el número 2.

Se realizó estadística descriptiva, para ello se utilizaron frecuencias absolutas y relativas, en el caso de las variables cualitativas. Las variables cuantitativas, al no seguir una distribución normal (test de Kolmogorov-Smirnov o Shapiro-Wilk [n<50]), se expresaron mediante P50 (P25 - P75) (mediana, rango intercuartílico).

Se realizó una comparación de los grupos mediante test de χ2 de Pearson, o el test exacto de Fisher, cuando fue necesario para las variables cualitativas. La comparación de las variables cuantitativas se efectuó mediante la U de Mann-Whitney. Para analizar las variables relacionadas o apareadas se utilizó el test de Wilcoxon.

Se emleó un modelo de regresión logística bivariante para analizar los factores de riesgo (odds ratio) asociados a la muerte, indicando un 95% de intervalo de confianza (IC). Con los factores de riesgo identificados como estadísticamente significativos, se realizó una regresión logística multivariable para crear un modelo predictivo de mortalidad. Para indicar la capacidad predictiva del modelo se llevó a cabo una curva COR, obteniendo el área bajo la curva y su intervalo de confianza (IC) al 95%.

El nivel de significación estadística se estableció en p<0,05. La imputación de los datos se realizó en Access. El análisis estadístico se hizo con el paquete Stadistical Package for Social Sciences (SPSS Inc., Chicago, IL, EE.UU.) versión 16.0, de la Unidad de Apoyo a la Investigación.

La edad a la intervención fue de 11 (8 – 16) días y el peso de 3,5 (3,0 – 3,7) kg.

De los 121 niños, 80 (66%) fueron diagnosticados de TGA con septo íntegro, y 41 (34%) de TGA con CIV, de ellos sólo a 11 niños (9,1%) se les cerró ésta.

La mediana del tiempo de CEC fue de 215 (192 – 240 minutos), la del tiempo de clampaje aórtico de 120 (105 – 132 minutos) y la del tiempo de parada circulatoria de 8,5 (7 – 10,7 minutos). Encontramos diferencias significativas en el tiempo de CEC entre los primeros 5 años (1994-1998), con respecto a los últimos 5 (2003-2007) (232 [208 – 260] min vs 203 [179 – 220] min; p<0,001).

En el estudio estadístico realizado entre los grupos 1 y 2, sólo la edad mostró diferencias significativas, siendo mayor en el grupo 2 (tabla 1).

En el 96% (116/121) de los niños ha sido posible recoger información sobre el cierre diferido del tórax, realizado en quirófano en 38 pacientes (31,4%). Esta técnica fue muy utilizada en los primeros 5 años, llegando a reducirse de forma importante en los últimos 5 (87,5% [21/24] vs 2,1% [1/47]; p<0,001).

La mortalidad fue mayor en los que se les difirió el cierre del tórax, en comparación a los que llegaron con el tórax cerrado (9/38 [23.7%] vs 2/78 [2.5%]; p=0,001). En los primeros, los tiempos de ventilación mecánica, de estancia en UCI y de CEC, fueron más prolongados con relación a los segundos (tabla 2).

La distribución de los pacientes en grupos queda reflejada en la tabla 3 y la mortalidad en la tabla 4. La mayoría de los pacientes presentaron un patrón normal (99/121; 81,8% vs 22/121; 18,2%). En el grupo con patrón anormal, las variantes anatómicas más frecuentes fueron la arteria coronaria única y la coronaria intramural (12/22; 54,5%) (tabla 3).

La mortalidad del patrón normal fue mucho menor que la del patrón anormal [8,1% (8/99) vs. 27,3% (6/22); p=0,021]. En este último grupo, la mayor mortalidad se produjo en los niños con arteria coronaria única y con coronaria intramural (tabla 4).

La mediana del tiempo de ventilación mecánica fue de 120 (96-168) horas y la del tiempo de estancia en UCIP de 8 (7-14) días. La mortalidad precoz hospitalaria fue del 11,6% (14/121), reduciéndose en los últimos 5 años al 2,1%.

El fallecimiento ocurrió en quirófano en 3 casos, en 2 por problemas en la anastomosis de las coronarias. En 6 casos sucedió en las primeras 12 horas del postoperatorio por disfunción miocárdica severa. En 5 casos se produjo en los días siguientes, en 3 debido a una sepsis, y en 2 por fallo hemodinámico.

La comparación entre los grupos de supervivientes y fallecidos demostró que el peso, el tiempo de CEC, la TAM 1, la VD/VT 1, y la VD/VT 2, presentaron diferencias significativas (tabla 5).

Sobre aquellas variables significativas, se realizó un análisis bivariante, demostrando que el peso, el patrón coronario anormal, el tiempo de CEC, la TAM 1, la VD/VT 1, la VD/VT 2, y el cierre diferido del tórax, fueron factores de riesgo de mortalidad (tabla 6).

Se elaboró posteriormente un análisis multivariante, llegándose a la conclusión de que la TAM 1 y el cierre diferido de tórax, fueron los factores de riesgo que mejor predicen la muerte. El método utilizado es el de pasos hacia delante (n=114), obteniéndose una variabilidad explicada del 35% (R2 de Nagelkerke) (tabla 7).

Para poder determinar su poder discriminativo, calculamos la curva ROC, obteniendo un área bajo la curva de 0,853, con un intervalo de confianza al 95% de 0,728 – 0,973.

Se seleccionaron posteriormente los pacientes con cierre diferido de tórax y calculamos la curva ROC de supervivencia respecto a los valores de TAM 1 que presentaban. El área bajo la curva fue de 0,753 con un intervalo de confianza del 95% de 0,520 – 0,986. En ella comprobamos que un valor de TAM 1 ≥ 47,5, posee una sensibilidad del 93%, y una especificidad del 67% para discriminar la supervivencia.