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Vol. 72. Núm. 6.
Páginas 403-412 (Junio 2010)
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Vol. 72. Núm. 6.
Páginas 403-412 (Junio 2010)
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DOI: 10.1016/j.anpedi.2010.03.004
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Exactitud del test de procalcitonina en el diagnóstico de bacteriemia oculta en pediatría: revisión sistemática y metanálisis
Accuracy of the procalcitonin test in the diagnosis of occult bacteremia in paediatrics: A systematic review and meta-analysis
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P. Marín Reinab, I. Ruiz Alcántarab, S. Vidal Micóa, J.L. López-Prats Luceac, V. Modesto i Alaponta,??
Autor para correspondencia
vicibego@telefonica.net

Autor para correspondencia.
a UCI pediátrica del Hospital Infantil Universitari «La Fe»,Valencia, España
b Servicio de Pediatría del Hospital de La Ribera, Alzira, Valencia, España
c UCI pediátrica del Hospital Clínic Universitari de València, Valencia, España
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Tabla 1. Razones para la exclusión de los estudios
Tabla 2. Resumen de artículos incluidos
Tabla 3. Datos primarios de los estudios incluídos en el metanálisis. En algunos de ellos se estudian los índices de exactitud diagnóstica con varios puntos de corte. La última columna marca con «Sí» los datos incluidos para el metanálisis
Tabla 4. Relevancia clínica práctica de los resultados
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Resumen
Objetivos

Evaluar la exactitud diagnóstica del test de procalcitonina (PCT) sérica para detectar la infección bacteriana grave (IBG) en pacientes pediátricos ambulatorios que consultan en urgencias por fiebre sin foco (FSF).

Material y métodos

Se realizó una búsqueda de artículos recogidos en los repertorios MEDLINE, OVID y EMBASE (hasta enero 2010). Se incluyeron aquellos artículos que valoraban la exactitud diagnóstica de la determinación de la PCT sérica para detectar IBG en niños que, estando previamente sanos, consultaron en urgencias por fiebre sin foco. Se evaluó su calidad metodológica mediante criterios de validez predefinidos (QUADAS, CASPE) y se incluyeron para el análisis solo los de la máxima calidad. El metanálisis estadístico se realizó mediante el programa Meta-DiSc versión 1.1.1 bajo un entorno Windows.

Resultados

La búsqueda identificó 115 publicaciones. Solo 6 estudios (observacionales analíticos de cohortes prospectivas) cumplieron los criterios de inclusión, acumulando una muestra de 1.139 pacientes. La prevalencia de IBG, osciló entre un 12,8–29% con una media ponderada de 18%. La Sensibilidad global fue del 0,771 (IC 95%=0,707–0,826), la especificidad global fue del 0,804 (IC95%=0,777–0,830), la razón de verosimilitudes para resultados positivos (RVpos) global fue 3,610 (IC95%=2,481–5,253) y la razón de verosimilitudes para resultados negativos (RVneg) global fue 0,218 (IC95%=0,106–0,446). La odds ratio diagnóstica (ORD) fue 18,922 (IC95%=10,076–35,534), la curva ROC resumen (SROC) presentó un área bajo la curva (AUC)=0,8801 (IC95%=0,821–0,939), y el punto de umbral diagnóstico óptimo fue Q*=0,8106 (IC95%=0,7512–0,8699).

Conclusiones

Los resultados de nuestro trabajo sugieren que, de entre los niños con fiebre sin foco no hospitalizados, la prueba de PCT identifica con exactitud a los que presentan IBG. Estos resultados no pueden extrapolarse a un espectro diferente de pacientes pediátricos.

Palabras clave:
Procalitonina
Exactitud diagnóstica
Fiebre sin foco
Bacteriemia oculta
Metanálisis
Abstract
Objective

To evaluate the diagnostic accuracy of serum procalcitonin (PCT) to detect severe bacterial infection (SBI) in ambulatory children attended in the emergency room (ER) for fever without source (FWS).

Material and methods

A search was made in MEDLINE, OVID and EMBASE (to January 2010). We searched for papers that evaluated the diagnostic accuracy of serum PCT to detect SBI in children that, being previously well, were seen in the ER for FWS. We rated the methodological quality of each paper using objective validity criteria (QUADAS, CASPE) and included only those with the maximum quality in the analysis. The statistical meta-analysis was performed using the software, Meta-DiSc 1.1.1 for Windows.

Results

The search identified 115 papers. Only 6 studies (prospective observational and analytic cohorts) fitted the inclusion criteria, with a sample size of 1139 patients. The prevalence of SBI was between 12.8% and 29% with a weighted mean of 18%. The overall senstivity was 0.771 (95% CI=0.707–0.826), the overall specificity was 0.804 (95% CI=0.777–0.830), the overall positive likelihood ratio was 3.610 (95% CI=2.481–5.253) and the overall negative likelihood ratio was 0.218 (95% CI=0.106–0.446). The diagnostic OR was 18.922 (95% CI=10.076–35.534), the Area under the SROC curve was 0.8801 (95% CI=0.821–0.939), and the optimal diagnostic cut-off value was Q*=0.8106 (95% CI=0.7512–0.8699).

Conclusions

On the basis of our analysis, in children with FWS seen in the ER, the serum PCT test accurately identifies those that have a SBI. We cannot extrapolate these results to other types of patients.

Keywords:
Procalcitonin
Diagnostic accuracy
Fever without source
Occult bacteremia
Meta-analysis
Texto completo
Introducción

La fiebre es uno de los motivos de consulta más frecuentes en las unidades de urgencias pediátricas (UP). La mayor parte de estas consultas provienen de niños menores de 3 años de edad y, en muchos de los casos, se trata de cuadros febriles de pocas horas de evolución. Estas 2 circunstancias explican en gran parte la dificultad que existe para establecer un foco aparente de infección en este grupo de población. La mayoría de estos niños padecen cuadros benignos y autolimitados, pero un pequeño porcentaje (entre un 2–29% según edades y series1) desarrollará una infección bacteriana grave (IBG) y potencialmente mortal, incluyendo sepsis, meningitis, neumonía, infección urinaria, etc. Detectar y tratar precozmente a estos pacientes constituye uno de los principales retos a los que se enfrentan en la actualidad los pediatras que trabajan en urgencias.

Se han propuesto diversas guías de práctica clínica para orientar el manejo de los niños con fiebre sin foco (FSF). Todas ellas se apoyan, además de en la evaluación clínica del paciente, en la realización de exámenes complementarios que permitan identificar aquellos niños con un mayor riesgo de desarrollar una IBG. Entre las determinaciones analíticas clásicamente utilizadas está el recuento leucocitario superior a 15.000/mm3, la cifra de neutrófilos totales por encima de 10.000/mm3 y un número de bandas totales superior a 1.500/mm3. Pero la exactitud de estos parámetros para la identificación de IBG es baja según los datos aportados por diferentes estudios2. Más modernamente, y sobre todo para los casos con más de 12h de evolución de la fiebre, se ha adquirido también experiencia con el uso de la proteína C reactiva (PCR), un biomarcador que se eleva significativamente (>40mg/dl) en los pacientes con IBG.

Desde hace relativamente poco tiempo, se ha iniciado el estudio de nuevos marcadores infecciosos, entre los que se incluyen la procalcitonina (PCT), las interleuquinas 6 y 8 (IL-6 y IL-8) y el antagonista del receptor de la interleuquina 1 (IL-1Ra). La PCT es un péptido de 14-kDa formado por 116 aminoácidos y sintetizado en la glándula tiroides como precursor de la hormona calcitonina. Sus niveles son indetectables en los individuos sanos y pueden elevarse de forma ligera en infecciones virales graves y procesos inflamatorios no infecciosos. Su aumento en la sangre de pacientes con procesos bacterianos fue descrita por primera vez por Assicot et al3 en 1993. Desde entonces, diversos estudios han demostrado su utilidad en la detección de IBG en pacientes adultos4–6 y, en los últimos años, se ha sugerido incorporar su determinación en el protocolo diagnóstico para el manejo del síndrome febril sin foco en la edad pediátrica.

Con el objetivo de determinar la exactitud diagnóstica del test de PCT para la detección de IBG en pacientes pediátricos ambulatorios que consultan en urgencias por FSF, hemos llevado a cabo una revisión sistemática con metanálisis de la literatura. Para ello hemos utilizado la metodología que la colaboración Cochrane acaba de publicar por primera vez como más adecuada7.

Material y métodosIdentificación y selección de los estudios

En noviembre de 2009 (y luego en enero de 2010) se realizó una búsqueda bibliográfica de los artículos publicados en castellano, francés e inglés, en los repertorios MEDLINE, OVID database y EMBASE.com. En MEDLINE (desde enero 1970), se hizo a través del servicio Clinical Queries de PUBMED en noviembre de 2009. Se emplearon 2 estrategias de búsqueda (una sensible y otra específica) con los términos procalcitonin AND bacterial infection, empleando la categoría de diagnóstico y limitando la búsqueda para pacientes pediátricos (All child:0–18). En OVID se utilizó la estrategia Procalcitonin.mp & Pediatrics.mp utilizando la base de datos Journals@Ovid Full Text, y en EMBASE.com (desde 1974) utilizando el tesauro específico EMTREE keywords aunque mediante los mismos términos MeSH. Se recuperaron aquellos artículos que valoraban el rendimiento diagnóstico de la determinación de la PCT sérica para diagnosticar IBG en niños previamente sanos, que consultaron en urgencias por con fiebre sin foco. Se excluyeron los trabajos realizados en pacientes con inmunodeficiencias, los referidos exclusivamente a neonatos (menores de 1 mes de edad) y aquellos en los que se determinaba la PCT para diagnosticar una infección bacteriana determinada. Se excluyeron también las cartas al editor y las revisiones bibliográficas no sistemáticas (tabla 1).

Tabla 1.

Razones para la exclusión de los estudios

Recuperados tras búsqueda bibliográfica  128 
Revisiones  2 
Caso clínico  1 
Carta al editor  1 
Neonatos  28 
Sangre de cordón  4 
Postmortem  1 
Inmunodeprimidos (oncológicos, neutropénicos, quemados)  7 
Pacientes hospitalizados  6 
Adultos  23 
Infecciones concretas (neumonías, meningitis, ITUs, faringoamigdalitis, apendicitis, endocarditis)  41 
Postvacunal  1 
No valora PCT  3 
Total excluidos  118 
Tras revisión del artículo  10 
Poblaciones repetidas  2 
Diseño Casosy Controles  2 
Total excluidos  4 
Total incluidos  6 

Como IBG se consideraron los casos de bacteriemia, meningitis, neumonía, infecciones de tracto urinario u osteoarticulares diagnosticadas por criterios microbiológicos (aislamiento de germen en hemocultivo o líquido normalmente estéril) y/o radiológicos (radiografía de tórax compatible, DMSA patológico, RNM que evidencia absceso profundo).

Se buscaron además referencias no identificadas con anterioridad en las citas bibliográficas de los estudios recuperados, incluyendo literatura gris, sin limitación de idioma o país de procedencia.

No se ha podido estudiar la presencia de sesgo de publicación, toda vez que (a diferencia de lo que ocurre con los metanálisis de estudios sobre tratamiento) los gráficos tipo funnel-plot han demostrado ser inadecuados para ello en los metanálisis sobre test diagnósticos7, y el resto de métodos descritos tienen un poder muy bajo para detectarlo8.

Criterios de inclusión, exclusión y valoración crítica de los estudios

Tras la búsqueda inicial, los estudios recuperados fueron valorados críticamente para su inclusión en el metanálisis por 2 revisoras de forma independiente, utilizando criterios de validez predefinidos mediante formularios tipo checklist: los criterios QUADAS9 y la plantilla de valoración desarrollada por la organización CASP en España10. En la valoración se intentaron evitar las principales fuentes de sesgo que la literatura ha explicitado para los diseños de las investigaciones sobre exactitud diagnóstica11,12: en especial se evitaron los estudios con diseño de casos y controles, aquellos en los que no se describían adecuadamente el test de PCT o el patrón oro (gold standard) de comparación, o aquellos en los que el espectro de los pacientes no fuera población pediátrica extrahospitalaria y mayor de 1 mes que consultase en servicios de urgencias por FSF. Se excluyeron estudios identificados como publicaciones duplicadas.

Los criterios de inclusión para la selección de los estudios fueron: a) que incluyesen a población pediátrica extrahospitalaria con fiebre valorados en servicios de urgencias; b) que valorasen el riesgo de IBG en aquellos niños sin foco para la fiebre tras una primera anamnesis y exploración física; c) que existiese un gold standard claramente definido para clasificar a los niños en sanos (no IBG) y enfermos (IBG); d) que incluyeran información técnica sobre la realización del test de procalcitonina; e) que incluyeran información sobre la comparabilidad entre sanos y enfermos; f) ausencia de sesgos de clasificación o violaciones graves del enmascaramiento; g) que realizaran un control adecuado de las variables de confusión; h) que existiera información suficiente para poder reproducir el análisis. El incumplimiento de cualquiera de los 3 primeros criterios (a, b y c) implicó la exclusión del estudio. El resto de criterios se consideraron parámetros para valorar la calidad de los estudios.

Tras la valoración inicial, ambos revisores compararon sus resultados y los desacuerdos se resolvieron mediante consulta con un tercer revisor.

Análisis estadístico de los datos

Una vez seleccionados los artículos, 3 revisoras extrajeron los datos que iban a ser metanalizados. Los otros 2 revisores confirmaron los datos de manera independiente y realizaron los cálculos necesarios mediante el programa Meta-DiSc versión 1.1.1, desarrollado por la unidad de bioestadística clínica del Hospital Ramón y Cajal de Madrid13.

De cada estudio se calculó la Sensibilidad (S), Especificidad (E), Razones de Verosimilitudd14 para resultado positivo (RVpos) y negativo (RVneg), y el Odds Ratio diagnóstico15 (ORD) que se define como el conciente entre ambas (ORD=RVpos/RVneg). De todos ellos se estudió la heterogeneidad mediante una test de Ji-cuadrado Q de Cochran, asumiendo significación estadística con un nivel p≤0,1, y se estimó un estadístico global resumen utilizando siempre un modelo de efectos aleatorios aunque los datos se hubieran declarado homogéneos, usando el método de DerSimonian Laird16. Los resultados se han expresado con los intervalos de confianza y usando gráficos «de bosque».

Con respecto a los metanálisis sobre tratamiento, en los de validez de las pruebas diagnósticas puede aparecer una fuente extra de variabilidad entre estudios: los estudios incluidos pueden haber usado, explícitamente o no, diferentes umbrales para definir los resultados positivo y negativo de la prueba. Por ello la estrategia de metanálisis consistió inicialmente en explorar la presencia del efecto umbral, de 2 maneras. Primero se estudió la correlación entre las proporciones de verdaderos positivos y negativos mediante el cálculo del coeficiente de correlación de Spearman: logit (TPR) vs logit (TNR). Y luego se estudió si los ORD son constantes con el modelo de Moses-Shapiro-Littenberg17: una regresión lineal ajustada mediante mínimos cuadrados ordinarios del logORD frente a la proporción de positivos. Con este modelo, contrastar la hipótesis de que el ORD es constante es equivalente a contrastar que el parámetro b=0.

La S y la E de un test son 2 variables que presentan una clara correlación negativa, representada por la curva ROC (Receiver Operating Characteristic). Cuando el umbral que define un test como positivo se disminuye mucho, la S aumenta y le E disminuye, y viceversa. Para tener en cuenta esta correlación negativa, los resultados del metanálisis se han expresado mediante un gráfico denominado curva ROC resumen (SROC, summary ROC). Si el ORD podía aceptarse como constante, se utilizaron curvas SROC simétricas, y en caso contrario curvas SROC asimétricas. De ambas, se calculó el Área Bajo la Curva (AUC, Area Under the Curve) y el valor de PCT óptimo para servir de umbral diagnóstico, denominado Punto Q*.

Para todos los contrastes se utilizó un nivel de significación p≤0,05, y todos los intervalos se calcularon para un nivel de 95% de confianza.

Resultados

Mediante el sistema de búsqueda se identificaron 128 artículos como potencialmente relevantes. Ciento dieciocho fueron desechados por referirse a neonatos exclusivamente, niños inmunodeprimidos, incluir adultos o no valorar la utilidad sobre la IBG. La tabla 1 y la figura 1 muestran los detalles de las exclusiones. Mediante referencias bibliográficas cruzadas, se identificaron otros 2 artículos, que posteriormente también se descartaron. De los 10 artículos recuperados en texto completo, se eliminaron 4. Dos de ellos analizaban los datos en un grupo de pacientes ya estudiado con anterioridad en otro estudio18,19. Otros 2 artículos se descartaron por tratarse de un diseño caso-control20,21.

Figura 1.

Diagrama de flujo de búsqueda, inclusión y exclusión de estudios.

(0,13MB).

Finalmente, se incluyeron en el metanálisis solo 6 artículos, en los cuales se recoge un total de 1.139 pacientes (tabla 2). Todos son estudios observacionales analíticos de cohortes prospectivas, y recogían pacientes hasta los 36 meses, excepto uno que incluyó pacientes solo hasta los 3 meses de vida.

Tabla 2.

Resumen de artículos incluidos

Estudio  Año  Edad de los pacientes (meses)  Patrón oro de IBG  Test de PCT 
Maniaci26  2008  0–3  Hemocultivo positivo  PCT sensitive Kryptor kit Brahms CUANTITATIVA 
      ITU con diagnóstico bacteriológico o bioquímico   
      Meningitis bacteriana   
      Neumonía con cultivo positivo en líquido pleural o RX compatible con cultivo positivo de vías respiratorias   
      Diarrea bacteriana con coprocultivo positivo   
Galetto-Lacour27  2003  0,2–36  Bacteriemia con hemocultivo positivo  Rapid semicuantitative immunochromatographic test (Brahms PCT-Q) 
      Pielonefritis con urocultivo positivo y DMSA patológica   
      Neumonía con diagnostico radiológico   
      Meningitis bacteriana con cultivo positivo de LCR   
      Absceso profundo diagnosticado por RMN   
Galetto-Lacour28  2001  0,2–36  Bacteriemia con hemocultivo positivo  Immunoluminometric assay (Lumitest PCT, Brahms Diagnostica) 
      Pielonefritis con urocultivo positivo y DMSA patológica   
      Neumonía con diagnóstico radiológico   
      Meningitis bacteriana con cultivo positive LCR   
      Osteoartritis   
Andreola29  2007  0,2–36  Bacteriemia  Immunoluminometric assay 
      Pielonefritis con diagnóstico microbiológico y DMSA  (LIAISON BRAHMS PCT) 
      Neumonía lobar con confirmación radiológica   
      Meningitis bacteriana   
      Infección articular con aislamiento en sangre o líquido   
      Sepsis según criterios de Levy   
Thaybil30  2005  1–36  Aislamiento de germen patógeno en líquido o tejido estéril  Immunoluminometric assay (Lumitest PCT, Brahms Diagnostica) 
        Rapid semicuantitative immunochromatographic test (Brahms PCT-Q) 
Gras-Le Guen31  2007  3–36  Hemocultivo positivo  Rapid semicuantitative immunochromatographic test (Brahms PCT-Q) 

La prevalencia de IBG, osciló entre un 12,8–29% con una media ponderada de 18%. Los criterios utilizados en cada uno de los artículos para definir la IBG («patrón oro») se exponen en la tabla 3, en la que se detallan también los puntos de corte para fijar el umbral de diagnóstico para cada una de las determinaciones.

Tabla 3.

Datos primarios de los estudios incluídos en el metanálisis. En algunos de ellos se estudian los índices de exactitud diagnóstica con varios puntos de corte. La última columna marca con «Sí» los datos incluidos para el metanálisis

  Umbral (mg/dL)  Verdaderos positivos  Falsos positivos  Verdaderos negativos  Falsos negativos   
Maniaci26  186  0,13  29  47  109  Sí 
Galetto-Lacour200327  99  0,5  27  18  52  Sí 
Galetto-Lacour200128  124  0,9  26  21  75  Sí 
Andreola29  408  0,5  67  74  27  240   
    0,8  65  46  29  268   
    60  32  34  282  Sí 
    45  11  49  303   
Thayyil30  86  0,5  32  32  Sí 
    55   
Gras-Le Guen31  236  26  173  Sí 

En 2 estudios29,30, se estudiaba el rendimiento diagnóstico utilizando varios puntos de corte. Se estudio el efecto umbral de todas las posibles combinaciones de resultados, y se eligieron solo 2 para hacer el análisis definitivo: aquellas en las que no existía efecto umbral en ninguno de los test. Como los resultados en las 2 opciones son coincidentes, se presentan solo los resultados de la opción que mostró menor efecto umbral (última columna de la tabla 3): Coeficiente de correlación de Spearman=0,600, p=0,208 y b del modelo de Moses-Shapiro-Littenberg=0,272, p=0,2831.

La sensibilidad global fue del 0,771 (IC 95%=0,707–0,826), la especificidad global fue del 0,804 (IC95%=0,777–0,830), la RVpos global fue 3,610 (IC95%=2,481–5,253) y la RVneg global fue 0,218 (IC95%=0,106–0,446). La ORD fue 18,922 (IC95%=10,076–35,534) y la curva SROC presentó un AUC=0,8801 (IC95%=0,8213–0,9386), y el punto de umbral diagnóstico óptimo fue Q*=0,8106 (IC95%=0,751212–0,869988) (figs. 2–7).

Figura 2.

Sensibilidad global.

(0,35MB).
Figura 3.

Especificidad global.

(0,34MB).
Figura 4.

Razón de verosimilitud resultado positivo.

(0,3MB).
Figura 5.

Razón de verosimilitud resultado negativo.

(0,3MB).
Figura 6.

Odds Ratio Diagnóstico (ORD).

(0,31MB).
Figura 7.

Curva ROC resumen (SROC).

(0,18MB).
Discusión

La prevalencia de infección bacteriana en pacientes pediátricos con síndrome febril sin foco se estima en torno al 20%. Existe evidencia de que un diagnóstico precoz y la administración de antibioticoterapia disminuyen drásticamente la morbimortalidad de este grupo de pacientes22. Se han publicado numerosos estudios que valoran diferentes pruebas diagnósticas y la combinación de ellas para realizar un diagnóstico precoz23,24. Este metanálisis evalúa las características del test de PCT en el diagnóstico de IBG en pacientes ambulatorios menores de 3 años. Se han recogido los datos de 6 estudios, que acumulan un total de 1.139 pacientes. Se ha obtenido una AUC de la curva SROC de 0,88 (IC95%=0,8213–0,9386): se demuestra así la utilidad de la PCT para este tipo de pacientes. Para un funcionamiento óptimo del test, se debería usar un punto de corte de 0,8106 (IC95%=0,751212–0,869988).

Se han obtenido una RVpos global de 3,610 (IC95%=2,481–5,253), y RVneg global de 0,218 (IC95%=0,106–0,446). En la tabla 4 se resume la relevancia de estos resultados para la práctica diaria. En un entorno como el de nuestras puertas de urgencias, en el que la prevalencia clínica de IBG oscila habitualmente entre el 1–30%, utilizando la regla de Bayes es fácil calcular que el valor predictivo medio de un resultado positivo oscila entre el 3,52–60,74%, y el de un resultado negativo entre el 0,22–8,54%. Parece pues, que la principal virtud del test de PCT en este entorno clínico es descartar la presencia de IBG.

Tabla 4.

Relevancia clínica práctica de los resultados

Resultado PCT  Prevalencia, %  Razón de Verosimilitud (media)  Valor Predictivo, % 
    3,52 
Positivo  10  3,61  28,63 
  20    47,44 
  30    60,74 
    0,22 
Negativo  10  0,218  2,36 
  20    5,17 
  30    8,54 

No hemos encontrado otros metanálisis que valoren la utilidad diagnóstica de la procalcitonina en la población pediátrica de forma exclusiva. Nuestro análisis responde a la necesidad de estudiar de forma particular la utilidad de la PCT en el subgrupo de pacientes pediátricos ambulatorios y, en concreto, en aquellos que presentan un signo propio de infección (la fiebre) sin foco aparente. En ellos, consideramos especialmente relevante reconocer todo proceso bacteriano potencialmente invasivo y no únicamente los casos de bacteriemia. Por este motivo, se han aceptado estudios cuyo gold standard no se limita exclusivamente al aislamiento bacteriano en líquido estéril, sino que se llega al diagnóstico de IBG mediante criterios clínicos y radiológicos altamente sugestivos. En 2 de los estudios30,31, se ha establecido el diagnóstico de IBG únicamente en los casos de cultivo de líquido estéril del germen. Esta es posiblemente la razón por la que los resultados de estos estudios inducen heterogeneidad a los resultados (figs. 3 y 4), aunque la heterogeneidad puede descartarse cuando se analiza el ORD (fig. 6). Las 2 curvas SROC, asumiendo o no ORD constante, dan resultados prácticamente coincidentes, lo que dota de robustez a nuestras conclusiones.

Jones et al25, en un reciente metanálisis, exponen los resultados de artículos publicados hasta el 2005 en referencia a la utilidad de la PCT para la identificación de bacteriemia. A diferencia de nuestra revisión, este artículo incluye población adulta y pediátrica en el ámbito ambulatorio y hospitalario con diagnóstico específico de bacteriemia. Sin embargo, nuestros resultados son muy similares en punto de corte y AUC, aunque nuestras estimaciones de los valores de sensibilidad, especificidad y ORD son superiores.

Varias son las limitaciones de nuestro estudio. En primer lugar no se han hallado artículos referidos a toda la población pediátrica, por lo cual el límite de edad en este metanálisis ha sido los 3 años. Hasta esa edad existen protocolos específicos para el diagnóstico de fiebre sin foco, dado que son pacientes que manifiestan peor su sintomatología. En uno de los estudios26 se incluyeron pacientes en periodo neonatal pero la comparación de los resultados de S y E aportados para este subgrupo de población no mostró diferencias estadísticamente significativas con respecto a aquellos estudios que incluyeron a niños a partir de los 28 días de vida, por lo que se asume que la población de todos los estudios es homogénea.

Además, no todos los estudios incluidos utilizaron el mismo set comercial para determinar los valores de PCT, pero en todos se empleó la técnica del ensayo inmunométrico por lo que los valores aportados por los diferentes estudios resultan comparables. Por último, y por razones metodológicas, aún no es posible estudiar adecuadamente la presencia de sesgo de publicación en los metanálisis de pruebas diagnósticas.

En definitiva, los resultados de este trabajo sugieren que, de entre los niños con fiebre sin foco no hospitalizados, la prueba de PCT identifica con exactitud a los que presentan IBG. Sería necesaria, no obstante, la realización de más estudios que afianzaran estos resultados, que combinasen la eficacia de su determinación junto con otros marcadores de infección, y que estudiaran la exactitud diagnóstica en un espectro diferente de pacientes pediátricos, como por ejemplo los ingresados en la UCI.

Contribución de los autores

PMR, IRA valoraron los artículos para su inclusión y SVM determinó el consenso en las discrepancias. PMR, IRA, SVM y JLL-PL extrajeron los datos de los estudios incluidos y VMA, confirmó de manera independiente los datos y realizó los cálculos necesarios. El manuscrito final fue consensuado por todos los investigadores.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

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Aunque se encuentra muy extendido el término «Cocientes de probabilidad», preferimos utilizar el de «Razones de Verosimilitud» porque matemáticamente es más exacto.

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