Este estudio desarrolló un nomograma basado en variables de admisión para predecir el deterioro neurológico temprano tras un infarto subcortical menor y presentó una validación interna con método bootstrap, análisis de sensibilidad por imágenes y tratamiento, y un análisis landmark a las 24 horas de la variabilidad de la presión arterial.
Artículo de investigación
Nomograma de parámetros de ingreso para el deterioro neurológico temprano tras un infarto subcortical pequeño menor: un estudio de cohorte retrospectivo
En este artículo
Resumen
Resumen
La deterioración neurológica temprana (DNT) fue común tras la infartación subcortical leve, pero la predicción resultó complicada por mecanismos heterogéneos, incluyendo enfermedad intrínseca de pequeños vasos y enfermedad ateromatosa de rama (EAR). Un análisis retrospectivo incluyó a 240 pacientes admitidos dentro de las 24 horas del inicio de los síntomas con una puntuación de la Escala de Accidente Cerebrovascular del Instituto Nacional de Salud (NIHSS) de 5 o menos. La DNT se definió como un aumento de al menos 2 puntos en la NIHSS dentro de las 72 horas posteriores a la admisión. El modelo logístico principal conservó la presión arterial sistólica (PAS) al ingreso como una variable continua e incluyó la NIHSS basal, la relación neutrófilos-linfocitos (NLR) y la estenosis vascular de al menos 50%. Se utilizó una función spline cúbica restringida de tres nudos para evaluar la no linealidad de la PAS. La validación interna empleó 1.000 remuestras bootstrap, y la calibración utilizó predicciones bootstrap fuera de bolsa. La DNT ocurrió en 54 de 240 pacientes (22,5%). Por cada aumento de 10 mmHg en la PAS, la razón de momios ajustada (OR) fue de 1,19 (intervalo de confianza [IC] del 95 %, 1,04–1,36); las OR correspondientes fueron 1,36 (1,04–1,78) por punto de NIHSS, 1,34 (1,10–1,62) por unidad de NLR y 2,21 (1,13–4,31) para la estenosis. No se encontró evidencia de no linealidad en la PAS (P = 0,595). El modelo principal tuvo un área aparente bajo la curva característica de operación del receptor (AUC) de 0,762 (IC bootstrap del 95 %, 0,686–0,826), un AUC corregido por optimismo de 0,741 y una puntuación Brier fuera de bolsa de 0,158. Los análisis basados únicamente en resonancia magnética, exclusión de estenosis de la arteria parental y deterioro isquémico fueron consistentes en dirección. La EAR sospechosa estuvo presente en el 83,3 % de los casos de DNT y aumentó sustancialmente el rendimiento en un modelo exploratorio ampliado, destacando la heterogeneidad etiológica. En un análisis de punto crítico a las 24 horas, la inclusión de la variabilidad de la PAS mejoró la discriminación para el deterioro después de las 24 horas, aunque estas métricas posteriores a la admisión no se incluyeron en el modelo basado únicamente en datos de ingreso. El nomograma proporcionó una estimación pronóstica validada internamente para una monitorización y reevaluación mejoradas; se requirió validación externa antes de la selección de tratamiento o la implementación al pie de cama.
Introducción
El accidente cerebrovascular isquémico agudo sigue siendo una causa importante de muerte y discapacidad a largo plazo en todo el mundo1. Una puntuación basal baja en la escala de accidente cerebrovascular del Instituto Nacional de Salud (NIHSS) a menudo se describía como un accidente cerebrovascular menor, pero el término «menor» reflejaba el déficit medido en el momento de la presentación, y no la estabilidad biológica ni la ausencia de discapacidad. Inicialmente, una debilidad leve, alteración de la marcha, disartria o pérdida de la función manual podían empeorar durante la primera hora o los primeros días. Este deterioro neurológico temprano (END) podría modificar las necesidades de monitorización, la reevaluación diagnóstica, la planificación de la rehabilitación y el pronóstico. En el accidente cerebrovascular lacunar o subcortical pequeño, datos agrupados indicaron que el END ocurría en aproximadamente una quinta parte a una cuarta parte de los pacientes; un aumento de al menos 2 puntos en la escala NIHSS fue el umbral más frecuentemente utilizado y produjo estimaciones comparativamente consistentes2. Los pacientes que empeoraron tuvieron peores resultados funcionales que aquellos que permanecieron estables3.
La definición del fenotipo subyacente también requirió cuidado. Una infartación subcortical pequeña describía un patrón anatómico, la oclusión de arteria pequeña era una clasificación etiológica, y un síndrome lacunar era una presentación clínica. Estos conceptos se superponían, pero no eran intercambiables. Un síndrome compatible podía originarse a partir de una lesión perforante intrínseca, una placa en el origen de una arteria penetrante o una aterosclerosis de la arteria madre, y la clasificación rutinaria no siempre podía distinguir estos mecanismos4. La lipohialinosis, el microateroma, la propagación del trombo, el aporte colateral deficiente y la enfermedad de la arteria madre podían coexistir5,6. La enfermedad ateromatosa de rama (BAD), a menudo inferida por una lesión de al menos 15 mm de diámetro, la afectación de al menos tres cortes axiales o la extensión hasta la superficie pontina ventral, se asociaba especialmente con la progresión7. La resonancia magnética con ponderación en difusión mejoraba la confirmación de la lesión, mientras que la tomografía computarizada podía excluir hemorragia sin visualizar directamente un infarto subcortical agudo pequeño. Por consiguiente, se utilizó el término más amplio «infarto subcortical pequeño menor», y se examinó explícitamente la incertidumbre relacionada con la imagenología y con la BAD.
Las arterias perforantes profundas tenían conexiones colaterales limitadas, y un pequeño aumento en el volumen de la lesión podría interrumpir vías estratégicas densamente empaquetadas. Por lo tanto, el deterioro neurológico temprano (END) podría reflejar la extensión de la isquemia, la propagación del trombo a lo largo de un perforante, edema, isquemia recurrente o perfusión fluctuante. La inflamación relacionada con la isquemia y la lesión endotelial podrían amplificar aún más el daño tisular8. Aunque estos mecanismos no se midieron directamente mediante un modelo al pie de la cama, variables clínicas, de laboratorio y vasculares habitualmente disponibles podrían servir como marcadores prácticos de la vulnerabilidad del tejido.
La presión arterial (PA) al ingreso fue uno de esos marcadores, pero su interpretación era compleja. Una presión arterial sistólica (PAS) más alta podía representar hipertensión crónica, estrés agudo o una compensación para mantener la perfusión; asimismo, una presión excesiva también podría contribuir al estrés endotelial y de la barrera hematoencefálica cuando la autorregulación estaba alterada9,10. Por lo tanto, la asociación era de carácter pronóstico y no necesariamente causal. La puntuación basal del NIHSS, cuando se complementaba con la PAS, resumía la gravedad neurológica inicial y podría reflejar indirectamente la carga de lesión o la afectación de vías estratégicas. Modelar la PAS de forma continua evitaba asumir que un único punto de corte derivado de los datos separaba a pacientes de bajo y alto riesgo, mientras que una evaluación de la no linealidad podía determinar si una tendencia lineal simple era adecuada.
Las mediciones inflamatorias y vasculares podrían aportar información adicional. La relación neutrófilos-linfocitos (NLR) era económica, rápidamente disponible y resumía el equilibrio entre neutrófilos y linfocitos circulantes. Se ha asociado un NLR más alto con el deterioro neurológico temprano (END), aunque sigue siendo un marcador inespecífico influido por infección, estrés fisiológico y comorbilidad11. La estenosis arterial registrada podría indicar una carga aterosclerótica, un flujo entrante comprometido o un mecanismo de arteria parental en una presentación aparentemente lacunar. Por lo tanto, combinar la presión arterial sistólica (SBP), el NIHSS basal, el NLR y la estenosis podría representar las dimensiones hemodinámica, clínica, inflamatoria y vascular del riesgo sin necesidad de biomarcadores especializados.
La presión arterial (BP) también cambió después del ingreso. Se había asociado la variabilidad a corto plazo de la presión arterial con el deterioro neurológico temprano (END)12, posiblemente mediante una perfusión inestable cuando la autorregulación estaba comprometida. Sin embargo, los índices de variabilidad requerían mediciones repetidas, no estaban disponibles al ingreso y podrían verse afectados por el deterioro o el tratamiento. Agregar directamente estos índices a un modelo basal habría creado un desajuste temporal. Un análisis de referencia a las 24 horas entre pacientes que permanecieron libres de END podría evaluar, en cambio, si la información acumulada sobre la presión arterial mejoraba la predicción del deterioro posterior.
Los puntajes END publicados se derivaron de diferentes poblaciones y no se puede asumir que se transfieran directamente a la cohorte. Un puntaje progresivo de accidente cerebrovascular lacunar utilizó la diabetes, la presión arterial diastólica, el síndrome motor puro y la ateromatosis intracraneal asintomática13, mientras que un puntaje de END de origen isquémico para accidente cerebrovascular menor trombolizado con oclusión de vaso grande utilizó el sitio de oclusión y la longitud del trombo14. Estos predictores reflejaban mecanismos, tratamientos y criterios de elegibilidad diferentes. Además, una ventaja aparente en la muestra de desarrollo de un modelo multivariable podría disminuir después de la corrección por sobreajuste. Por lo tanto, se necesitaban validación interna, evaluación de calibración y análisis de sensibilidad antes de la aplicación clínica o la comparación con herramientas existentes.
La cohorte retrospectiva fue reanalizada para desarrollar un nomograma basado en variables de ingreso para el deterioro neurológico temprano (END) tras una infarto subcortical menor. El análisis se diseñó para informar de forma transparente los procedimientos de imagen, tratamiento agudo, datos faltantes y determinación de resultados; conservar la presión arterial sistólica (SBP) continua, evaluar la no linealidad y cuantificar el optimismo interno; y probar la solidez en análisis basados únicamente en resonancia magnética, en estenosis de la arteria parental, BAD, END isquémico y ajustados por tratamiento. Un análisis separado con punto de referencia a las 24 horas distinguió la predicción dinámica mediante la variabilidad de la presión arterial de la predicción basal. Se planteó la hipótesis de que la SBP al ingreso, el NIHSS basal, la relación neutrófilos-linfocitos (NLR) y la estenosis vascular registrada proporcionarían información pronóstica complementaria. El modelo tenía como finalidad apoyar una observación mejorada y una reevaluación oportuna, no establecer causalidad, exigir tratamiento ni implicar resultados mejorados sin una validación externa prospectiva.
Protocolo
El estudio se realizó de acuerdo con la Declaración de Helsinki y fue aprobado por el comité de ética institucional del Hospital Central Municipal de Jinhua (n.º 2022129). Se dispensó el requisito de consentimiento informado por escrito porque solo se analizaron datos retrospectivos sin identificación. Las herramientas de investigación utilizadas en este protocolo se enumeran en la Tabla de materiales.
1. Diseño del estudio y población de origen
Se realizó un estudio de cohorte observacional retrospectivo en el centro integral de accidente cerebrovascular del Hospital Central Municipal de Jinhua, Zhejiang, China. Se revisaron todos los ingresos consecutivos desde junio de 2024 hasta septiembre de 2025. Se incluyeron a los pacientes que hubieran sido admitidos dentro de las 24 h del inicio de los síntomas, que tuvieran una puntuación basal en la escala NIHSS de 5 o menos, y que hubieran recibido un diagnóstico por parte del equipo tratante de accidente cerebrovascular isquémico menor compatible con un proceso en territorio subcortical pequeño o de arteria perforante. Se excluyeron a los pacientes con otros subtipos etiológicos documentados, una puntuación basal en la escala NIHSS mayor de 5, un tiempo de inicio a admisión superior a 24 h, disfunción neurológica previa grave o enfermedad sistémica grave, o datos clínicos o de imagen principales incompletos. Cada exclusión se registró en el diagrama de flujo.
2. Clasificación etiológica e imagen cerebral
Se extrajo la clasificación etiológica asignada durante la atención habitual por el equipo tratante de accidente cerebrovascular. Dado que este fue un estudio retrospectivo basado en registros electrónicos, la asignación no se consideró prospectiva, centralizada, ciega ni reevaluada de forma independiente. Para los casos confirmados por resonancia magnética, se requirió una lesión subcortical aguda compatible con el síndrome neurológico en la imagen ponderada por difusión, con una anormalidad correspondiente en el coeficiente de difusión aparente y sin infarto cortical. Para los casos con tomografía computarizada exclusivamente, se requirió la exclusión de hemorragia y de un infarto territorial cortical, junto con un síndrome clínico lacunar compatible. Se reconoció que la tomografía computarizada por sí sola podría no ser capaz de confirmar directamente un infarto subcortical agudo pequeño.
Se registró el método de imagen, el tiempo desde el inicio hasta la imagen, el diámetro máximo de la lesión, el grosor del corte, el número de cortes axiales afectados, la afectación de la superficie pontina ventral, la estenosis de la arteria parental y la estenosis no culpable. Se definió operativamente BAD sospechosa como cualquiera de los siguientes criterios: un diámetro máximo de la lesión de al menos 15 mm, afectación de al menos tres cortes axiales o afectación de la superficie pontina ventral. No se dispuso de información detallada sobre el lado de la lesión, la localización anatómica, el segmento arterial responsable ni una nueva lectura independiente y ciega rastreable, y no se imputaron estos datos.
3. Evaluación angiográfica de la estenosis
Las mediciones de estenosis por TAC o RMN se obtuvieron de los informes de imágenes clínicas. El porcentaje de estenosis intracraneal se calculó utilizando la fórmula WASID:
[1 - (diámetro en la luz más estrecha
/diámetro de la arteria adyacente de referencia normal)] x 10015
La estenosis de la arteria parental se definió como un estrechamiento de al menos el 50% en la arteria que suministra el territorio infartado. La estenosis no culpable se definió como un estrechamiento de al menos el 50% fuera de ese territorio. La variable principal del modelo, cualquier estenosis vascular de al menos el 50%, se consideró positiva si alguno de los componentes era positivo. Dado que el segmento arterial responsable no se conservó, las mediciones específicas del segmento no pudieron verificarse de forma independiente.
4. Variables clínicas, de laboratorio y de tratamiento basales
Se extrajeron la edad, el sexo, la historia vascular, el tabaquismo, el consumo de alcohol, el uso previo al accidente cerebrovascular de antiagregantes plaquetarios, la puntuación basal en la escala de Rankin modificada, el tiempo desde el inicio hasta la admisión, la presión arterial sistólica (PAS) y diastólica (PAD) al ingreso, la puntuación basal en la escala NIHSS, el recuento de plaquetas, la glucemia, el recuento de neutrófilos, el recuento de linfocitos y el momento de la extracción sanguínea. Se calculó la relación neutrófilos-linfocitos (NLR) como el recuento absoluto de neutrófilos dividido por el recuento absoluto de linfocitos.
Se informó sobre la trombólisis intravenosa, la estrategia antiagregante plaquetaria única versus dual, el momento de inicio del tratamiento tras la admisión, la intensidad de las estatinas, el tratamiento hospitalario para reducir la presión arterial, el manejo de la glucosa, la anticoagulación y el momento registrado de la exposición a antitrombóticos en relación con la recolección de sangre. Ningún participante recibió anticoagulación durante la hospitalización. El volumen de fluidos intravenosos no se incluyó porque no pudo recuperarse de forma fiable. Estas intervenciones se consideraron posibles factores de confusión o consecuencias del estado clínico, y no exposiciones aleatorizadas.
5. Evaluaciones neurológicas y deterioro neurológico temprano (END)
Se utilizaron las puntuaciones de la escala NIHSS documentadas al ingreso, aproximadamente a las 24 y 72 h, y se incluyeron evaluaciones adicionales realizadas por empeoramiento clínico. Las puntuaciones fueron registradas por el equipo habitual de accidente cerebrovascular. No se documentó cegamiento del evaluador ni puntuación centralizada duplicada. El END primario se definió como un aumento de al menos 2 puntos totales en la escala NIHSS dentro de las 72 h posteriores al ingreso respecto al valor basal, en concordancia con la literatura actual sobre accidente cerebrovascular lacunar2,3. Se registró el momento y la causa documentada del deterioro. Se incluyó en el resultado primario todo deterioro significativo por cualquier causa, y el modelo se repitió utilizando únicamente el END de causa isquémica.
6. Manejo de datos faltantes
Se realizó una auditoría de los datos faltantes antes del análisis. Para tres registros con un valor NLR crudo faltante pero con recuentos disponibles de neutrófilos y linfocitos, se calculó el NLR de forma determinista. Para cuatro registros con una desviación estándar (DE) sistólica de 24 horas faltante, pero con disponibilidad de la presión arterial sistólica media y del coeficiente de variación, la DE se calculó como coeficiente de variación × presión arterial sistólica media. Tras estas derivaciones deterministas, los cuatro predictores principales y el resultado estaban completos, y los 240 pacientes se incluyeron en el modelo principal sin imputación múltiple. El único registro con estado desconocido respecto al uso de antitrombóticos antes de la extracción de sangre se excluyó únicamente del modelo exploratorio ajustado por tratamiento.
7. Análisis estadístico y desarrollo del modelo
Las variables continuas aproximadamente simétricas se resumieron como media ± DE, y las variables asimétricas o ordinales se resumieron como mediana (rango intercuartílico). Se utilizaron las pruebas t de Welch o las pruebas U de Mann-Whitney según correspondiera. Las variables categóricas se resumieron como n (%) y se compararon mediante pruebas de chi-cuadrado o pruebas exactas de Fisher.
El modelo principal de regresión logística incluyó la PAS de ingreso continua escalada por cada 10 mmHg, la NIHSS basal por punto, la RNC por unidad y cualquier estenosis vascular de al menos el 50 %. Se informaron el intercepto, los coeficientes, los errores estándar, las OR, los IC del 95 % y los valores P bilaterales. Se examinó la no linealidad de la PAS mediante un spline cúbico restringido con tres nudos en los percentiles 10, 50 y 90 (130,9, 157,0 y 194,0 mmHg), ajustado por NIHSS, RNC y estenosis. Se utilizó una prueba de razón de verosimilitud para el término no lineal. Se empleó el término lineal de la PAS cuando no se respaldaba la no linealidad.
Un umbral de la PAS de 169 mmHg se mantuvo únicamente como un análisis secundario simplificado. El umbral se seleccionó utilizando el índice de Youden máximo en los datos de desarrollo, y la incertidumbre del punto de corte se cuantificó mediante 1.000 remuestras bootstrap. El puntaje no validado de 0–12 y las categorías de bajo, intermedio y alto riesgo no se reinstauraron.
La discriminación se estimó utilizando el AUC y el IC bootstrap del 95 %. El modelo combinado se comparó con cada componente mediante diferencias bootstrap emparejadas, y no se afirmó superioridad cuando el IC de la diferencia incluía el cero. El optimismo se estimó mediante 1.000 remuestras bootstrap. Se generaron predicciones bootstrap fuera de bolsa para la calibración y el cálculo del puntaje de Brier. El análisis de la curva de decisión se realizó únicamente en rangos de probabilidades umbral del 5 % al 30 %, para los cuales la acción modelada consistió en observación neurológica mejorada y reevaluación clínica, en lugar de tratamiento automático.
Se realizaron análisis de sensibilidad en la cohorte con solo RM, tras la exclusión de estenosis de la arteria parental de al menos 50 %, tras la exclusión de BAD sospechosa y utilizando únicamente el deterioro neurológico de causa isquémica. Se ajustaron modelos exploratorios expandidos con penalización ridge que incluían variables de imágenes, tiempo de inicio y tratamiento para reducir la inestabilidad. En un análisis de punto crítico a las 24 horas, se eliminaron los pacientes que empeoraron antes de las 24 h, y se comparó un modelo de punto crítico con modelos que añadían la desviación estándar de la PA sistólica, el coeficiente de variación (CV) o la variabilidad real promedio (ARV). Estos modelos se interpretaron como predicciones dinámicas posteriores a la admisión. Se siguieron los principios de informe transparente de modelos predictivos16. El análisis de revisión reproducible se realizó utilizando Python 3.13.5, pandas 2.3.3, NumPy 2.3.3 y SciPy 1.16.2.
Resultados
Cohorte y características basales
De 965 pacientes evaluados, se incluyeron 240 (Figura 1). Entre los pacientes incluidos, 194 (80,8 %) se sometieron a resonancia magnética, y 46 (19,2 %) se clasificaron mediante imágenes de tomografía computarizada exclusivamente. El fenómeno END ocurrió en 54 pacientes (22,5 %). El NIHSS basal fue de 3 (RIC, 2-4) en el grupo con END y de 2 (RIC, 1-3) en el grupo sin END (P < 0,001). La relación NLR fue de 3,2 (RIC, 2,7-4,3) y 2,3 (RIC, 1,8-3,2), respectivamente (P < 0,001). La presión arterial sistólica (PAS) al ingreso fue de 169,1 ± 25,8 mmHg en el grupo con END y de 156,5 ± 24,5 mmHg en el grupo sin END (P = 0,002). Cualquier estenosis vascular de al menos un 50 % estuvo presente en 31 de 54 pacientes (57,4 %) en el grupo con END y en 69 de 186 pacientes (37,1 %) en el grupo sin END (P = 0,008). La presencia de BAD sospechosa se observó en 45 de 54 pacientes (83,3 %) en el grupo con END y en 41 de 186 pacientes (22,0 %) en el grupo sin END (P < 0,001). El tiempo mediano hasta el inicio del tratamiento tras el ingreso fue de 2,7 h (RIC, 2,0-3,9) en el grupo con END y de 3,2 h (RIC, 2,1-4,9) en el grupo sin END (P = 0,104). Ningún participante recibió anticoagulación intrahospitalaria. Las características clínicas, de imagen y de tratamiento basales se informaron en Tabla 1.
Figura 1: Flujo de la cohorte del estudio. De 965 pacientes evaluados, se excluyeron 725 y 240 ingresaron en la cohorte de desarrollo; 194 se sometieron a resonancia magnética, y 46 fueron clasificados únicamente mediante tomografía computarizada. La cohorte incluyó 186 pacientes sin deterioro neurológico temprano (END) y 54 pacientes con END dentro de las 72 horas. Los valores se presentan como n o n (%). Haga clic aquí para ver una versión más grande de esta figura.
| Característica | Total (n = 240) | Sin END (n = 186) | Con END (n = 54) | Valor p | Faltantes, n |
| Edad, años | 63,4 ± 11,1 | 63,6 ± 11,4 | 62,9 ± 10,2 | 0,665 | 0 |
| Sexo masculino | 159 (66,2%) | 128 (68,8%) | 31 (57,4%) | 0,119 | 0 |
| Hipertensión | 145 (60,4%) | 114 (61,3%) | 31 (57,4%) | 0,607 | 0 |
| Diabetes mellitus | 61 (25,4%) | 44 (23,7%) | 17 (31,5%) | 0,245 | 0 |
| Enfermedad coronaria | 13 (5,4%) | 10 (5,4%) | 3 (5,6%) | 1 | 0 |
| Accidente cerebrovascular previo/ATA | 23 (9,6%) | 17 (9,1%) | 6 (11,1%) | 0,665 | 0 |
| Tabaquismo actual | 101 (42,1%) | 79 (42,5%) | 22 (40,7%) | 0,82 | 0 |
| Consumo de alcohol | 77 (32,1%) | 58 (31,2%) | 19 (35,2%) | 0,579 | 0 |
| Uso previo a accidente de antiagregantes | 25 (10,4%) | 22 (11,8%) | 3 (5,6%) | 0,184 | 0 |
| Tiempo desde inicio hasta ingreso, horas | 12,9 (7,9–17,7) | 13,4 (8,1–18,3) | 12,1 (6,4–14,9) | 0,046 | 0 |
| Presión arterial sistólica al ingreso, mmHg | 159,3 ± 25,3 | 156,5 ± 24,5 | 169,1 ± 25,8 | 0,002 | 0 |
| Presión arterial diastólica al ingreso, mmHg | 89,6 ± 15,9 | 87,9 ± 15,2 | 95,4 ± 16,7 | 0,004 | 0 |
| Puntuación basal en la escala NIHSS | 2,0 (1,0–3,0) | 2,0 (1,0–3,0) | 3,0 (2,0–4,0) | <0,001 | 0 |
| RLN | 2,6 (1,9–3,5) | 2,3 (1,8–3,2) | 3,2 (2,7–4,3) | <0,001 | 0 |
| Recuento de plaquetas, ×10⁹/L | 207,0 ± 57,7 | 204,3 ± 55,6 | 216,3 ± 64,2 | 0,216 | 0 |
| Glucosa en sangre, mmol/L | 5,1 (4,5–6,3) | 5,0 (4,5–6,1) | 5,5 (4,6–7,1) | 0,042 | 0 |
| Resonancia magnética utilizada para la clasificación del infarto índice | 194 (80,8%) | 151 (81,2%) | 43 (79,6%) | 0,799 | 0 |
| TAC utilizado para la clasificación del infarto índice | 46 (19,2%) | 35 (18,8%) | 11 (20,4%) | 0,799 | 0 |
| Diámetro máximo de la lesión, mm | 12,4 (10,3–15,0) | 12,1 (9,9–13,7) | 17,2 (13,2–20,2) | <0,001 | 0 |
| Enfermedad ateromatosa de rama sospechada | 86 (35,8%) | 41 (22,0%) | 45 (83,3%) | <0,001 | 0 |
| Estenosis en arteria principal ≥50% | 26 (10,8%) | 16 (8,6%) | 10 (18,5%) | 0,039 | 0 |
| Estenosis no culpable ≥50% | 74 (30,8%) | 53 (28,5%) | 21 (38,9%) | 0,145 | 0 |
| Estenosis vascular en cualquier lugar ≥50% | 100 (41,7%) | 69 (37,1%) | 31 (57,4%) | 0,008 | 0 |
| Tratamiento trombolítico intravenoso | 35 (14,6%) | 27 (14,5%) | 8 (14,8%) | 0,956 | 0 |
| Tratamiento con doble antiagregante | 127 (52,9%) | 102 (54,8%) | 25 (46,3%) | 0,268 | 0 |
| Tratamiento con antiagregante único | 113 (47,1%) | 84 (45,2%) | 29 (53,7%) | 0,268 | 0 |
| Estatina de alta potencia | 170 (70,8%) | 129 (69,4%) | 41 (75,9%) | 0,35 | 0 |
| Tratamiento intrahospitalario para reducir la presión arterial | 113 (47,1%) | 79 (42,5%) | 34 (63,0%) | 0,008 | 0 |
| Intervención para el control de glucosa | 18 (7,5%) | 16 (8,6%) | 2 (3,7%) | 0,378 | 0 |
| Tiempo de inicio del tratamiento tras el ingreso, horas | 3,1 (2,1–4,7) | 3,2 (2,1–4,9) | 2,7 (2,0–3,9) | 0,104 | 0 |
| Anticoagulación intrahospitalaria | 0 (0,0%) | 0 (0,0%) | 0 (0,0%) | NA | 0 |
| Exposición registrada a antitrombóticos antes de la extracción de sangre | 201 (84,1%) | 153 (82,7%) | 48 (88,9%) | 0,274 | 1 |
| Los valores se expresan como media ± DE, mediana (RIC) o n (%), según se indica. Los valores p se calcularon mediante la prueba t de Welch, la prueba U de Mann-Whitney, la prueba de chi-cuadrado o la prueba exacta de Fisher, según correspondiera. "Faltantes, n" indica registros no disponibles. El tiempo de inicio del tratamiento se mide a partir del ingreso. No hubo anticoagulación en ningún participante; no se calculó valor p entre grupos. BAD: enfermedad ateromatosa de rama; BP: presión arterial; CT: tomografía computarizada; DBP: presión arterial diastólica; END: deterioro neurológico temprano; IQR: rango intercuartílico; MRI: resonancia magnética; NIHSS: Escala de Accidente Cerebrovascular del Instituto Nacional de Salud; RNL: relación neutrófilos-linfocitos; SBP: presión arterial sistólica; DE: desviación estándar; TIA: accidente isquémico transitorio. | |||||
Tabla 1: Características clínicas, de imagen y de tratamiento basales. Las variables aproximadamente simétricas se presentan como media ± DE, las variables asimétricas u ordinales como mediana (RIC) y las variables categóricas como n (%). El momento de inicio del tratamiento se midió en h tras la admisión. No se administró anticoagulación a ninguno de los participantes; por lo tanto, no se calculó un valor P entre grupos.
Los valores son media ± DE, mediana (RIC) o n (%), según se indique. Los valores de P se obtuvieron mediante la prueba t de Welch, la prueba U de Mann-Whitney, la prueba de chi-cuadrado o la prueba exacta de Fisher, según correspondiera. La n faltante indica registros no disponibles. El tiempo de inicio del tratamiento se mide tras la admisión. No hubo anticoagulación en ninguno de los participantes; no se calculó un valor de P entre grupos. BAD, enfermedad ateromatosa en rama; BP, presión arterial; CT, tomografía computarizada; DBP, presión arterial diastólica; END, deterioro neurológico temprano; IQR, rango intercuartílico; MRI, imagen por resonancia magnética; NIHSS, Escala de Accidente Cerebrovascular de los Institutos Nacionales de Salud; NLR, relación neutrófilos-linfocitos; SBP, presión arterial sistólica; SD, desviación estándar; TIA, ataque isquémico transitorio.
Modelo principal, análisis de spline, nomograma y umbral simplificado
El spline cúbico restringido con tres nudos no respaldó una asociación no lineal entre la PAS y el END (P de razón de verosimilitud = 0,595; Figura 2). Por lo tanto, se mantuvo la PAS lineal continua en el modelo principal. El umbral secundario de 169 mmHg tuvo una sensibilidad del 53,7 % y una especificidad del 72,0 %. Su intervalo de arranque (bootstrap) del 95 % fue de 153–183 mmHg, lo que indica dependencia de la cohorte. En el modelo simplificado con PAS binaria, una PAS de al menos 169 mmHg se asoció con una OR de 2,69 (IC del 95 %, 1,38–5,23; P = 0,004) tras el ajuste por NIHSS, NLR y estenosis (Tabla Suplementaria 1).
Figura 2: Asociación mediante trazos cúbicos restringidos entre la PAS al ingreso y el END. El análisis incluyó a 240 participantes y 54 eventos de END. Se colocaron tres nudos en 130,9, 157,0 y 194,0 mmHg; el valor de referencia fue 157,0 mmHg. Las OR ajustadas y los IC de Wald del 95 % se calcularon tras ajustar por la puntuación basal en la escala NIHSS, la relación neutrófilos/linfocitos (NLR) y cualquier estenosis de al menos el 50 %. La prueba de no linealidad no fue significativa (P = 0,595). Haga clic aquí para ver una versión ampliada de esta figura.
La PAS y la PAD estuvieron moderadamente correlacionadas (r de Pearson = 0,71). En el modelo conjunto de sensibilidad PAS-PAD, la PAS no mostró asociación independiente con el END (OR, 1,04 por cada 10 mmHg; IC del 95 %, 0,86–1,26; P = 0,689), mientras que la PAD fue marginal (OR, 1,35 por cada 10 mmHg; IC del 95 %, 0,99–1,84; P = 0,058). La NIHSS basal, la RNL y la estenosis continuaron asociadas con el END en el modelo conjunto (Tabla Suplementaria 2).
En el modelo logístico multivariable primario, la intersección fue de −6,1206 (EE, 1,2121). La OR por cada 10 mmHg más altos de PAS fue 1,19 (IC del 95 %, 1,04–1,36; P = 0,012). Las OR fueron 1,36 (IC del 95 %, 1,04–1,78; P = 0,024) por cada punto de la NIHSS, 1,34 (IC del 95 %, 1,10–1,62; P = 0,003) por cada unidad de LNR y 2,21 (IC del 95 %, 1,13–4,31; P = 0,020) para cualquier estenosis vascular de al menos el 50 % (Tabla 2). La ecuación ajustada fue logit(p) = −6,1206 + 0,1715 × (PAS/10) + 0,3080 × NIHSS + 0,2917 × LNR + 0,7935 × estenosis y se tradujo en el nomograma basado en variables al ingreso (Figura 3).
Figura 3: Nomograma basado en variables al ingreso. El nomograma se ajustó a 240 participantes con 54 eventos de deterioro neurológico (END), y la presión arterial sistólica (PAS) continua, la puntuación basal de la escala NIHSS, la relación neutrófilos-linfocitos (RNL) y el estado de estenosis se convirtieron en puntos y en probabilidad predicha. La ecuación logística exacta se muestra impresa encima de las escalas. Haga clic aquí para ver una versión más grande de esta figura.
| Predictor | β | SE | OR | Límite inferior del IC 95% | Límite superior del IC 95% | Valor p |
| Intercepto | -6.120568721 | 1.212085806 | 0.002197206 | 0.000204231 | 0.023638453 | <0.001 |
| PAS (por 10 mmHg) | 0.171451155 | 0.068246221 | 1.187026161 | 1.038407784 | 1.356915009 | 0.011996612 |
| NIHSS basal (por punto) | 0.308032832 | 0.136179749 | 1.360745664 | 1.041977682 | 1.777033036 | 0.023700017 |
| NLR (por unidad) | 0.291674855 | 0.09812684 | 1.338667686 | 1.104448646 | 1.622557264 | 0.002954556 |
| Estenosis vascular ≥50% | 0.793451391 | 0.341145581 | 2.211014347 | 1.132928703 | 4.314997432 | 0.020026876 |
Tabla 2: Modelo logístico multivariable principal. El modelo incluyó a 240 participantes y 54 eventos de END. La PAS se escaló por cada 10 mmHg. Los coeficientes, errores estándar, OR, IC del 95 %, valores de p y el intercepto permiten el cálculo independiente.
El modelo incluyó n = 240 participantes y 54 eventos de END. La PAS se ajustó por incrementos de 10 mmHg. IC, intervalo de confianza; END, deterioro neurológico temprano; NIHSS, Escala de Accidente Cerebrovascular de los Institutos Nacionales de Salud; NLR, relación neutrófilos-linfocitos; OR, razón de momios; PAS, presión arterial sistólica; EE, error estándar.
Discriminación, calibración y análisis de decisiones
Entre 240 participantes con 54 eventos de END, el AUC aparente del modelo principal fue de 0,762 (IC bootstrap del 95 %, 0,686–0,826), y el AUC corregido por optimismo fue de 0,741. Los AUC individuales fueron de 0,648 (IC bootstrap del 95 %, 0,560–0,731) para la PAS, 0,668 (IC bootstrap del 95 %, 0,592–0,740) para el NIHSS, 0,711 (IC bootstrap del 95 %, 0,634–0,781) para la RNC y 0,602 (IC bootstrap del 95 %, 0,524–0,683) para la estenosis (Figura 4). Las diferencias emparejadas de AUC mediante bootstrap favorecieron al modelo combinado frente a la PAS (diferencia, 0,114; IC del 95 %, 0,043–0,186; P < 0,001), el NIHSS (diferencia, 0,095; IC del 95 %, 0,025–0,169; P = 0,008) y la estenosis (diferencia, 0,161; IC del 95 %, 0,087–0,240; P < 0,001), pero no de forma concluyente frente a la RNC (diferencia, 0,051; IC del 95 %, −0,021 – 0,128; P = 0,188).
Figura 4: Curvas ROC para el modelo principal combinado y los predictores individuales. El análisis incluyó 240 participantes y 54 eventos de END. Las entradas de la leyenda muestran las AUC y los IC percentiles del 95 % obtenidos a partir de 1.000 remuestreos bootstrap no paramétricos a nivel de participante. Las diferencias por pares en las AUC se calcularon utilizando los mismos índices de participantes remuestreados para el modelo combinado y cada comparador. Haga clic aquí para ver una versión más grande de esta figura.
Utilizando 1.000 iteraciones de bootstrap, las predicciones individuales fuera de bolsa arrojaron un AUC de 0,733 y una puntuación de Brier de 0,158. Los participantes se ordenaron según la probabilidad media predicha fuera de bolsa y se dividieron en cinco grupos de igual tamaño, de 48 cada uno, para la evaluación de calibración (Figura 5). Los grupos del rango medio mostraron variabilidad muestral; por lo tanto, la calibración se describió como aproximada y no excelente. El análisis de curva de decisión mostró un beneficio neto mayor para la monitorización neurológica mejorada en comparación con la monitorización de todos o de ninguno en gran parte del rango umbral previamente especificado del 5 % al 30 % (Figura 6). Este análisis representó una utilidad matemática, no evidencia de que la monitorización guiada por el modelo mejorara los resultados.
Figura 5: Calibración Bootstrap fuera de bolsa. En cada una de las 1.000 iteraciones Bootstrap, el modelo principal se reajustó en la muestra Bootstrap y se utilizó para predecir a los participantes no seleccionados en esa muestra. Las predicciones fuera de bolsa por participante se promediaron, ordenaron y dividieron en cinco grupos de igual tamaño, cada uno con 48 participantes. Cada punto compara la probabilidad predicha media del grupo con la proporción observada de END. El AUC fuera de bolsa fue de 0.733 y la puntuación Brier fue de 0.158. La línea de 45° indica la calibración ideal. Haga clic aquí para ver una versión más grande de esta figura.
Figura 6: Análisis de curva de decisión para la monitorización neurológica mejorada y la reevaluación clínica. El análisis incluyó a 240 participantes y 54 eventos de deterioro neurológico (END). El beneficio neto se calculó como verdaderos positivos/n − falsos positivos/n × [probabilidad umbral/(1 − probabilidad umbral)] para umbrales del 5 % al 30 %. El modelo de admisión se comparó con estrategias de monitorización de todos los pacientes y de no monitorizar a ningún paciente. La acción modelada fue la observación neurológica mejorada y la reevaluación por el clínico; no incluyó la prescripción de trombólisis, aumento de antitrombóticos o tratamiento de la presión arterial. Haga clic aquí para ver una versión más grande de esta figura.
Sensibilidad, factores de confusión y análisis dinámicos de la PA
Las AUC aparentes y corregidas por optimismo fueron 0,784 y 0,763, respectivamente, en la cohorte solo con RM (n = 194; 43 eventos); 0,767 y 0,743 tras la exclusión de estenosis de la arteria parental de al menos 50 % (n = 214; 44 eventos); y 0,766 y 0,745 únicamente para el deterioro neurológico de causa isquémica (52 eventos). Tras excluir BAD sospechosa, solo quedaron 9 eventos entre 154 pacientes. La AUC aparente resultante de 0,844 y la AUC corregida por optimismo de 0,777 fueron imprecisas y no establecieron el desempeño en la enfermedad intrínseca de los pequeños vasos (Tabla 3).
Un modelo de referencia expandido con penalización por cresta que incorporó la BAD sospechosa, la estenosis de la arteria progenitora, la estenosis no culpable, el diámetro de la lesión, el tiempo desde el inicio hasta la admisión y el método de imagenología tuvo un AUC aparente de 0,917 y un AUC corregido por optimismo de 0,895. Un modelo exploratorio ajustado por tratamiento que incluyó a 239 pacientes presentó AUCs aparente y corregido por optimismo de 0,928 y 0,894, respectivamente. El aumento en el desempeño se asoció principalmente con la BAD y las características de la lesión. Estos modelos post hoc no sustituyeron la validación externa.
Para el análisis por hitos de 24 h, se excluyeron 12 pacientes con deterioro neurológico temprano (END), quedando 228 pacientes y 42 eventos tardíos. El modelo base por hitos tuvo áreas bajo la curva (AUC) aparente y corregida por optimismo de 0,900 y 0,886, respectivamente. La adición de la desviación estándar de la PAS produjo AUC aparente y corregida de 0,933 y 0,917; la adición del coeficiente de variación de la PAS produjo AUC de 0,938 y 0,924; y la adición del valor absoluto residual de la PAS produjo AUC de 0,926 y 0,911, respectivamente (Tabla 4). Las medidas de variabilidad de la presión arterial estuvieron fuertemente correlacionadas y se evaluaron una a la vez. Dado que estas medidas resumían las primeras 24 h, no se interpretaron como predictores del ingreso.
| Análisis | n | eventos de END | AUC | IC 95% inferior | IC 95% superior | AUC corregida por optimismo | Media del optimismo |
| Cohorte solo con MRI | 194 | 43 | 0.784075158 | 0.698971234 | 0.858494296 | 0.762577064 | 0.021498094 |
| Excluyendo estenosis de la arteria madre ≥50% | 214 | 44 | 0.76684492 | 0.691076661 | 0.844557494 | 0.743372957 | 0.023471963 |
| Excluyendo enfermedad ateromatosa de rama sospechosa (BAD) | 154 | 9 | 0.844444444 | 0.712559733 | 0.937221057 | 0.777259626 | 0.067184818 |
| Solo END por causa isquémica | 240 | 52 | 0.765957447 | 0.696140304 | 0.826356765 | 0.745421413 | 0.020536034 |
| Cada análisis reajustó el modelo continuo de presión arterial sistólica (SBP) con cuatro predictores. Los conteos son números enteros. BAD, enfermedad ateromatosa de rama; AUC, área bajo la curva de característica de operación del receptor; IC, intervalo de confianza; END, deterioro neurológico temprano; MRI, imagen por resonancia magnética; SBP, presión arterial sistólica. | |||||||
Tabla 3: Análisis de sensibilidad. Cada análisis volvió a ajustar el modelo de presión arterial sistólica continua con cuatro predictores. Los tamaños de muestra y los recuentos de eventos de END se informan como números enteros. Los resultados tras la exclusión de los casos sospechosos de BAD estuvieron limitados por eventos.
Cada análisis reajustó el modelo de presión arterial sistólica continua con cuatro predictores. Las cuentas son números enteros. BAD, enfermedad ateromatosa de la rama; AUC, área bajo la curva de característica de operación del receptor; CI, intervalo de confianza; END, deterioro neurológico temprano; MRI, imagen por resonancia magnética; SBP, presión arterial sistólica.
| Análisis | n | eventos de END | AUC | IC 95 % inferior | IC 95 % superior | AUC corregida por optimismo | Media del optimismo |
| Modelo base en el punto crítico de 24 horas | 228 | 42 | 0.899641577 | 0.846615322 | 0.939225245 | 0.886162408 | 0.013479169 |
| Punto crítico de 24 horas + SD de la PAS | 228 | 42 | 0.932923707 | 0.876962806 | 0.976850902 | 0.91689537 | 0.016028338 |
| Punto crítico de 24 horas + CV de la PAS | 228 | 42 | 0.938300051 | 0.890462815 | 0.978702433 | 0.923886437 | 0.014413614 |
| Punto crítico de 24 horas + ARV de la PAS | 228 | 42 | 0.926395289 | 0.87816513 | 0.962965313 | 0.910898406 | 0.015496883 |
| Se excluyeron los pacientes con END antes de las 24 horas. Las métricas de variabilidad de la PA se agregaron de una en una. Los conteos son números enteros. ARV, variabilidad real promedio; AUC, área bajo la curva de la característica de operación del receptor; PA, presión arterial; IC, intervalo de confianza; CV, coeficiente de variación; END, deterioro neurológico temprano; PAS, presión arterial sistólica; SD, desviación estándar. | |||||||
Tabla 4: Análisis exploratorios de hitos a las 24 horas. Se excluyeron los pacientes con END antes de las 24 h. Las métricas de variabilidad de la PA se agregaron una a la vez para evitar colinealidad. Los tamaños de muestra y los recuentos de eventos de END se informan como números enteros.
Se excluyeron a los pacientes con END antes de las 24 horas. Las métricas de variabilidad de la PA se agregaron una a la vez. Los conteos son números enteros. ARV, variabilidad real promedio; AUC, área bajo la curva de característica operativa del receptor; PA, presión arterial; IC, intervalo de confianza; CV, coeficiente de variación; END, deterioro neurológico temprano; PAS, presión arterial sistólica; DE, desviación estándar.
Aplicabilidad de los modelos de END publicados
No se pudo calcular la puntuación progresiva de accidente cerebrovascular lacunar porque no se registraron el síndrome motor puro ni la categoría de DBP publicada, y además la definición del cohorte era diferente. No se pudo calcular la puntuación ENDI debido a que no se disponía de la longitud del trombo ni del segmento arterial responsable, y porque dicha puntuación fue desarrollada para una población distinta con oclusión de grandes vasos. El modelo actual de admisión pudo calcularse utilizando la PAS continua, la puntuación basal del NIHSS, la RNC y cualquier estenosis vascular de al menos 50 %, pero su validación se mantuvo únicamente interna dentro del cohorte de desarrollo (Tabla Suplementaria 3).
DISPONIBILIDAD DE LOS DATOS:
El conjunto de datos a nivel de participante desidentificado utilizado para esta revisión se proporciona como Archivo Suplementario 1.
Tabla suplementaria 1: Modelo binario-SAP simplificado. El modelo secundario incluyó el SAP dicotomizado en 169 mmHg, el NIHSS basal, la RNL y cualquier estenosis vascular de al menos 50 %. El umbral del SAP se seleccionó utilizando el índice de Youden máximo. Su intervalo de arranque (bootstrap) al 95 % fue de 153–183 mmHg. Este modelo se presentó únicamente como un análisis secundario simplificado. Haga clic aquí para descargar este archivo.
Tabla suplementaria 2: Modelo de sensibilidad conjunto de PAS–PAD. El modelo incluyó simultáneamente la PAS y la PAD, cada una escalada por 10 mmHg, junto con la puntuación basal de NIHSS, la relación neutrófilos-linfocitos (NLR) y cualquier estenosis vascular de al menos 50 %. El análisis evaluó la asociación conjunta de los dos componentes de la presión arterial con el deterioro neurológico temprano (END). Haga clic aquí para descargar este archivo.
Tabla suplementaria 3: Aplicabilidad de los modelos END publicados. La tabla compara las poblaciones originales, los predictores requeridos y la aplicabilidad del puntaje de accidente cerebrovascular lacunar progresivo, el puntaje ENDi y el modelo actual de admisión. Los puntajes publicados no se calcularon cuando faltaban componentes predictores requeridos o cuando la población objetivo difería de la cohorte actual. Haga clic aquí para descargar este archivo.
Archivo Suplementario 1: Conjunto de datos a nivel de participante con identificación eliminada. El archivo CSV contiene los datos a nivel de participante con identificación eliminada utilizados para los análisis de revisión. Haga clic aquí para descargar este archivo.
Abreviaturas: ARV, variabilidad real promedio; AUC, área bajo la curva de característica de operación del receptor; BAD, enfermedad ateromatosa de rama; BP, presión arterial; CI, intervalo de confianza; CT, tomografía computarizada; CV, coeficiente de variación; DBP, presión arterial diastólica; END, deterioro neurológico temprano; ENDi, deterioro neurológico temprano de origen isquémico; IQR, rango intercuartílico; MRI, imagen por resonancia magnética; NIHSS, Escala de Accidente Cerebrovascular de los Institutos Nacionales de Salud; NLR, razón neutrófilos-linfocitos; OR, razón de momios; ROC, característica de operación del receptor; SBP, presión arterial sistólica; SD, desviación estándar; SE, error estándar; TIA, ataque isquémico transitorio.
Discusión
En esta cohorte de desarrollo, el empeoramiento neurológico temprano ocurrió en un 22,5 %, un valor muy cercano a las estimaciones agrupadas contemporáneas para el accidente cerebrovascular isquémico lacunar2. La presión arterial sistólica continua durante la admisión, la puntuación basal del NIHSS, la relación neutrófilos-linfocitos y cualquier estenosis registrada se asociaron con el empeoramiento neurológico temprano en el modelo de cuatro variables. Sin embargo, el área bajo la curva corregida por optimismo de 0,741 y la puntuación Brier fuera de bolsa de 0,158 respaldaron una capacidad pronóstica moderada, más que definitiva.
El análisis revisado de la PA sistólica cambió materialmente la interpretación. La dicotomía previa de 169 mmHg descartaba información y parecía más precisa de lo justificado. La función spline no mostró evidencia de no linealidad, y el intervalo de corte del bootstrap abarcó de 153 a 183 mmHg. Además, la inclusión de la PAD atenuó el coeficiente de la PAS. Estos hallazgos apoyan el tratamiento de la presión arterial como un marcador pronóstico continuo y el evitar un umbral terapéutico universal. La PA podría reflejar estrés relacionado con el accidente cerebrovascular, hipertensión preexistente, deterioro de la autorregulación, dolor o inestabilidad fisiológica temprana; sin embargo, una asociación observacional no podía determinar el beneficio o daño de la reducción de la presión arterial.
El análisis de referencia a las 24 horas respaldó la preocupación de que la PA dinámica contenía información adicional. Trabajos previos habían relacionado la variabilidad aguda de la PA con el deterioro neurológico12,17. En el conjunto de datos actual, la DE, el CV y el ARV mejoraron cada uno la capacidad de discriminación para el deterioro después de 24 horas. Sin embargo, estas mediciones se realizaron durante el período del resultado y podrían haber sido influenciadas por el tratamiento o por el accidente cerebrovascular en evolución. Por lo tanto, se consideraron marcadores de advertencia actualizados en el tiempo, más que factores de confusión basales o blancos terapéuticos causales.
BAD representó la fuente más fuerte de heterogeneidad etiológica. El 83 % de los casos de END cumplieron con la definición operativa de BAD, y la inclusión de BAD y las características de la lesión aumentó notablemente el rendimiento aparente del modelo. Las lesiones más grandes y más proximales podrían haber afectado múltiples perforantes o una placa en la arteria madre y podrían haber sido propensas a la extensión del infarto7. Una estenosis concurrente también podría haber reducido la reserva de perfusión, pero la ausencia de datos sobre el segmento arterial y la pared vascular impidió confirmar la presencia de una placa responsable. Por consiguiente, en el título se utilizó el término «infarto subcortical pequeño menor» en lugar de asumir una EAS etiológicamente homogénea.
Valores más altos de NIHSS dentro del rango de 0 a 5 podrían haber indicado la participación de una vía corticoespinal estratégicamente importante o una lesión tisular inicial mayor. La relación neutrófilos-linfocitos (NLR) podría haber reflejado la activación innata inmunitaria relacionada con la isquemia; los productos de los neutrófilos, el estrés oxidativo y las metaloproteinasas de la matriz pueden agravar la lesión endotelial, mientras que la linfopenia relativa podría reflejar señales de estrés8,11. Estos mecanismos permanecieron biológicamente plausibles, pero no se establecieron mediante las asociaciones retrospectivas.
No fue posible una comparación cuantitativa válida con las puntuaciones publicadas. La puntuación de Accidente Cerebrovascular Lacunar Progresivo requería el síndrome motor puro y una categoría de PAD publicada, que no se registraron en el conjunto de datos13. La puntuación ENDi requería el sitio de oclusión y la longitud del trombo, y se había desarrollado para accidente cerebrovascular menor trombolizado con oclusión de vaso grande14. El cálculo de cualquiera de estas puntuaciones con componentes faltantes habría generado una comparación engañosa. Por lo tanto, se añadió una comparación cualitativa de aplicabilidad en la Tabla Suplementaria 3, se informaron comparaciones con predictores individuales, y se eliminaron las afirmaciones de superioridad frente a modelos establecidos.
Hubo varias limitaciones importantes. Primero, el estudio fue un estudio retrospectivo de desarrollo realizado en un solo centro, sin validación externa. Segundo, la asignación etiológica se basó en la atención rutinaria; no se contó con información detallada sobre la localización de la lesión, el lado afectado, el segmento arterial responsable, la reevaluación de las imágenes originales ni con una adjudicación independiente y ciega rastreable. Tercero, 46 pacientes fueron clasificados mediante imágenes exclusivamente de TC, y es posible que la TC haya pasado por alto un pequeño infarto subcortical agudo; el análisis basado únicamente en RM abordó parcialmente esta limitación, pero no la eliminó por completo. Cuarto, los casos sospechosos de BAD dominaron la distribución de eventos, y el análisis de no BAD incluyó únicamente 9 eventos. Quinto, los tratamientos no fueron asignados al azar; el momento de los tratamientos podría haber estado relacionado con la evolución clínica, faltó un valor de tratamiento previo a la extracción de sangre y no se contó con el volumen de fluidos intravenosos administrados. Sexto, las evaluaciones de la NIHSS fueron rutinarias y no se realizaron de forma centralizada y ciega. Séptimo, la muestra fue pequeña para modelos ampliados, y la validación mediante bootstrap no pudo sustituir a una validación geográfica y temporal. Por último, el análisis de la variabilidad de la PA a las 24 horas se basó en un punto de referencia (landmark) y no pudo combinarse sin reservas con un nomograma basado únicamente en la evaluación al ingreso.
Divulgaciones
Los autores no revelaron conflictos de intereses.
Agradecimientos
Se agradece al personal médico del Departamento de Neurología y del Centro Avanzado de Accidente Cerebrovascular del Hospital Central Municipal de Jinhua por su ayuda en la atención a los pacientes y la recopilación de datos.
Materiales
| Nombre | Empresa | Número de catálogo | Comentarios |
|---|---|---|---|
| Analizador hematológico automatizado | Sysmex Corporation | XN-1000 | Recuentos sanguíneos de rutina utilizados para derivar la relación neutrófilos-linfocitos |
| Escáner de tomografía computarizada | Siemens Healthineers | SOMATOM Drive | Adquisición de tomografía computarizada sin contraste y angiografía por tomografía computarizada durante la atención clínica de rutina |
| Adquisición de imágenes de ATC/ARM y evaluación de estenosis | Departamento de Radiología, Hospital Central Municipal de Jinhua | Protocolos clínicos institucionales de ATC/ARM; convención de medición WASID para estenosis intracraneal | Abstracción retrospectiva a partir de informes de radiología de atención rutinaria firmados; no se utilizó ninguna plataforma de investigación independiente. No se asignó ningún identificador de protocolo |
| Registro médico electrónico y fuente de datos clínicos | Hospital Central Municipal de Jinhua | Sistemas institucionales de información hospitalaria, laboratorio, medicamentos e informes de radiología | Extracción retrospectiva de datos de atención rutinaria desidentificados; no se utilizó ningún producto independiente de historial médico electrónico para investigación. No son aplicables el número de catálogo comercial, la versión ni el RRID |
| Escáner de imagen por resonancia magnética | GE HealthCare | SIGNA Pioneer 3.0T | Adquisición de imágenes por difusión, imágenes del coeficiente aparente de difusión y angiografía por resonancia magnética durante la atención clínica de rutina |
| Microsoft Excel | Microsoft Corporation | Microsoft 365 | Revisión de tablas y preparación de paquetes para envío |
| Microsoft Word | Microsoft Corporation | Microsoft 365 | Preparación del manuscrito |
| Escala de Accidente Cerebrovascular de los Institutos Nacionales de Salud | Instituto Nacional de Trastornos Neurológicos y Accidente Cerebrovascular | Formulario de evaluación NIHSS | Evaluaciones neurológicas de rutina |
| NumPy | Paquete Python de código abierto | 2.3.3 | Cálculo numérico; no se informó ningún RRID específico del proyecto |
| pandas | Paquete Python de código abierto | 2.3.3 | Gestión de datos; no se informó ningún RRID específico del proyecto |
| Python | Fundación Python | 3.13.5 | Análisis estadístico reproducible; RRID: SCR_008394 |
| SciPy | Paquete Python de código abierto | 1.16.2 | Funciones estadísticas; no se informó ningún RRID específico del proyecto |
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