aRTÍCULO del MES


InfusiÓn intraoperatoria de dexmedetomidina para la prevenciÓn del delirio posoperatorio y la disfunciÓn cognitiva en pacientes ancianos sometidos a intervenciÓn quirÚrgica mayor programada no cardÍacas
Un ensayo clínico aleatorizado


Autores
Dra. Stacie Deiner, MS1,2,3 Dr. Xiaodong Luo4 Dr. Hung-Mo Lin1,5 Dr. Daniel I. Sessler6,7 Dr. Leif Saager7 Dr. Frederick E. Sieber8 Dr. Hochang B. Lee9 Dra. Mary Sano6 y el Dexlirium Writing Group, Dr. Christopher Jankowski10, Dr. Sergio D. Bergese11, Dr. Keith Candiotti12, Dr. Joseph H. Flaherty13, Dr. Harendra Arora14, Dr. Aryeh Shander15, Dr. Peter Rock, MBA16

IntroducciÓn


El delirio posoperatorio y la disfunción cognitiva postoperatoria (DCPO) son complicaciones importantes que causan discapacidad y angustia a millones de pacientes al año. El delirio es un déficit de atención agudo que suele ocurrir durante los días postoperatorios iniciales y se manifiesta con síntomas hiperactivos, hipoactivos o mixtos. Se ha informado que el delirio postoperatorio se presenta en el 10 % al 60 % de los pacientes ancianos sometidos a intervenciones quirúrgicas, lo cual varía según el procedimiento quirúrgico. El DCPO, evaluado mediante pruebas neuropsicológicas y en ausencia de delirio, es una disminución en la capacidad cognitiva que sucede entre 1 semana y 1 año después de la intervención quirúrgica. La incidencia de DCPO es aproximadamente del 10 % al 12% y varía con las variables clínicas, demográficas y quirúrgicas, así como el intervalo entre la intervención quirúrgica y la evaluación. Tanto el delirio posoperatorio como el DCPO se asocian con una hospitalización más prolongada, una disminución funcional, una menor probabilidad de retorno a la vida independiente y un aumento de la mortalidad.
El agonista α2-adrenérgico dexmedetomidina tiene una gama de efectos que pueden ser beneficiosos en el período postoperatorio, incluidas las propiedades de preservación de opiáceos, la disminución de los requisitos anestésicos y los efectos neuroprotectores observados en modelos animales. Por ejemplo, la dexmedetomidina modera la respuesta sistémica al estrés a través del eje hipotalámico-pituitario-adrenal. De acuerdo con este hallazgo, el delirio es menos común en pacientes de unidades de cuidados intensivos (UCI) sedados con dexmedetomidina que con midazolam o propofol. El delirio postoperatorio puede preceder o ser un factor de riesgo para la DCPO. Hasta la fecha, ningún estudio ha evaluado si la administración intraoperatoria de dexmedetomidina puede mejorar el delirio posoperatorio y la DCPO.
Presumimos que esta reduciría el delirio posoperatorio y la DCPO. El objetivo de este estudio fue investigar si la reducción del delirio observado en la UCI tras la sedación con dexmedetomidina podría replicarse si solo se administrase durante la intervención quirúrgica y la estadía en la sala de recuperación. El objetivo principal fue evaluar el efecto de la dexmedetomidina intraoperatoria en comparación con el manejo terapéutico perioperatorio estándar en caso de delirio postoperatorio en pacientes mayores de 70 años sometidos a intervención quirúrgica mayor programa no cardíaca sin una hospitalización planeada en la UCI. En segundo lugar, se probó si el uso de dexmedetomidina reduce el cambio cognitivo 3 meses y 6 meses después de la intervención quirúrgica.


MÉtodos

Este ensayo doble ciego, aleatorizado, con grupos en paralelo y controlado con placebo se realizó en 10 centros entre febrero de 2008 y mayo de 2014. El centro principal fue The Mount Sinai Hospital en la ciudad de Nueva York. La aprobación de la Junta de Revisión Institucional se obtuvo en el Hospital Mount Sinai y en cada centro participante, incluida Icahn School of Medicine en Mount Sinai (Nueva York, Nueva York), Cleveland Clinic (Cleveland, Ohio), Englewood Hospital and Medical Center (Englewood, New Jersey), Johns Hopkins School of Medicine (Baltimore, Maryland), Saint Louis University (St Louis, Missouri), Mayo Clinic School of Medicine (Rochester, Minnesota), University of Miami School of Medicine (Miami, Florida), The University of North Carolina at Chapel Hill, University of Maryland (College Park) y The Ohio State University (Columbus). La capacidad de los pacientes para dar su consentimiento se determinó mediante entrevista con el médico antes de la inscripción en el estudio. Todos los participantes proporcionaron un consentimiento informado por escrito, aprobado por las juntas locales de revisión institucional. El ensayo se registró en clinicaltrials.gov (NCT00561678).
Se incluyeron pacientes mayores de 70 años, variable que se modificó a mayores de 68 años después de la dificultad para identificar a pacientes que tuviesen tenido al menos una hospitalización de 2 días, que aceptasen visitas domiciliarias por intervalos y un medicamento del estudio. Todos los participantes incluidos se sometieron a intervención quirúrgica mayor programada no cardiaca (que incluía una intervención quirúrgica de columna, torácica, ortopédica, urológica o general) realizada con anestesia general. La intervención quirúrgica mayor se definió por una hospitalización planificada de al menos 2 días. Se evaluó a todos los pacientes mediante un Mini-Examen de Estado Mental (MMSE), y se excluyó a aquellos con puntajes menores de 20 para cerciorarse que la incapacidad de inscribir pacientes con demencia franca. Se aplicaron los siguientes criterios de exclusión: demencia, intervención quirúrgica de emergencia, intervención quirúrgica intracardíaca o intracraneal, intubación postoperatoria planificada, discapacidad visual o auditiva grave, analfabetismo, enfermedad de Parkinson, esperanza de vida inferior a 6 meses, insuficiencia renal que requiere diálisis, síndrome del seno enfermo, bloqueo cardíaco de segundo o tercer grado, o bradicardia sinusal clínicamente significativa, contraindicación para el uso de un agonista α2-adrenérgico, clasificación IV o V de la American Society of Anesthesiologists (ASA) en el momento de la inscripción y disfunción hepática.

Protocolo

El protocolo del ensayo clínico está disponible en el Suplemento 1. Se inició una infusión de dexmedetomidina (0,5 μg/kg/h) o placebo de solución salina en pacientes al ingresar al quirófano y se continuó hasta 2 horas en la sala de recuperación. La aleatorización a 1:1 se basó en un programa informático (SAS PLAN, SAS Institute Inc.) en bloques de 6 pacientes por centro. Una farmacia proporcionó el medicamento con enmascaramiento, ocultando así la asignación de investigadores y médicos.
Se les indicó a los anestesiólogos evitar la administración de benzodiazepinas y óxido nitroso. Se permitió cualquier otro agente de inducción. La anestesia general se mantuvo con propofol, sevoflurano o ambos. Los opiáceos y los bloqueadores neuromusculares se utilizaron por preferencia del anestesiólogo, al igual que los medicamentos vasoactivos. Por lo general, se extubó a los pacientes al final de la intervención quirúrgica.

Mediciones

Se contactó por teléfono a los pacientes identificados a través del sistema de programación computarizado entre 1 día y 1 mes antes de la intervención quirúrgica. Se evaluó a aquellos que dieron su consentimiento para determinar su elegibilidad para el estudio y completaron una batería cognitiva de 1 hora (ver a continuación).

BaterÍa de delirio

Nuestro resultado primario fue la presencia de delirio postoperatorio determinado mediante el método de evaluación de la confusión (CAM) durante la hospitalización o hasta el día 5. La evaluación del delirio estructurada estuvo conformada por la Entrevista de Síntomas del Delirio, amplitud de memoria de dígitos abreviada, MMSE, CAM y Escala de Evaluación del Delirio Memorial. Se puso en práctica el Método de evaluación de confusión para pacientes en la UCI (CAM-ICU) en la sala de recuperación. La Entrevista de Síntomas del Delirio estructurada permite a los entrevistadores legos capacitados evaluar el delirio y puede detectar si se ha producido delirio entre las evaluaciones: la sensibilidad es de 0,90 y la especificidad de 0,80. La Entrevista de Síntomas del Delirio y el MMSE se llevaron a cabo de forma concurrente para determinar el cambio cognitivo agudo. Los calificadores de delirio se enmascararon para el tratamiento; recibieron capacitación estructurada sobre encuentros simulados presenciales y completaron una prueba de certificación de competencia. Se monitoreó la calidad de las evaluaciones mediante conferencias mensuales.

BaterÍa cognitiva

La cognición se evaluó mediante el MMSE y el conjunto de datos uniformes de los Centros de Enfermedad de Alzheimer. Este último es sensible al deterioro cognitivo leve (DCL) y la demencia y prueba los siguientes 5 dominios: atención, velocidad de procesamiento, memoria episódica, lenguaje y función ejecutiva. Las pruebas incluyeron amplitud de memoria de dígitos hacia adelante y hacia atrás, sustitución de dígitos-símbolos, pruebas del trazo (A y B), recuerdo inmediato y diferido de memoria lógica, pruebas de fluencia verbal (animales y verduras) y de denominación de Boston. El deterioro cognitivo leve en el periodo inicial se definió mediante el puntaje de recuerdo diferido de memoria lógica II en relación con el nivel educativo y se utilizó como covariable. Hubo dos versiones de la batería disponibles para su uso: una para la entrevista en persona y otra para su uso telefónicamente cuando fuera necesario. La cognición postoperatoria, nuestro resultado secundario, se midió al comparar los puntajes cognitivos iniciales con los puntajes a los 3 meses y 6 meses después de la intervención quirúrgica.
Los datos demográficos y los antecedentes médicos se obtuvieron de entrevistas con pacientes y estuvieron confirmados por un médico. El anestesiólogo clínico informó la necesidad de soporte vasopresor y la ocurrencia de eventos adversos, como bradicardia intraoperatoria, hipotensión intraoperatoria e hipertensión intraoperatoria.

AnÁlisis estadÍstico


El tamaño de la muestra se basó en una incidencia del 15 % de delirio en el grupo del placebo y una reducción del 50 % en la incidencia de delirio en el grupo de dexmedetomidina y una prueba bilateral. Consideramos que nuestra suposición es conservadora porque la incidencia de delirio se describe entre el 10 % y el 60 %. Suponiendo un error α de 0,05, un total de 706 pacientes proporcionaría un 80 % de potencia para una reducción del 50 % en la incidencia de delirio en el grupo de dexmedetomidina.
Con respecto a las directrices de detención, el Comité de Monitorización de la Seguridad de los Datos (DSMB) planificó 4 análisis intermedios anuales en su primera reunión para la seguridad y el daño. El beneficio se definió como una reducción del delirio postoperatorio, y el daño se definió como una incidencia de delirio mayor a la esperada o un evento adverso grave en el grupo de dexmedetomidina. Se utilizaron pruebas de importancia unilaterales a favor del grupo de dexmedetomidina (beneficio) o el grupo del placebo (daño). Los niveles generales de α para la comparación del delirio (beneficio o daño) fueron de 0,025 para beneficio y 0,1 para daño. El valor límite para la eficacia asumió un 95 % de potencia condicional (es decir, ≥95 % de confianza de que la estadística de la prueba será menor que el valor límite especificado al final del estudio). La elección del daño fue del 50 %, lo que refleja un deseo de identificar la ocurrencia de estos eventos adversos graves y la intervención. Después de una preselección lenta y una evolución temporal prolongada, el DSMB pensó que sería difícil seguir defendiendo la relación riesgo-beneficio de administrar un medicamento del estudio. Por lo tanto, consideraron un análisis que evaluó la futilidad del tratamiento.
El análisis de potencia condicional se utilizó para determinar la potencia del estudio utilizando la información observada antes de cada análisis intermedio. La potencia condicional se calculó en virtud de los siguientes 3 supuestos diferentes: (1) el efecto supuesto originalmente, (2) el efecto observado actualmente, y (3) un efecto nulo.
El análisis de la intención de tratar se realizó a pesar del estado de abandono. Se usaron pruebas χ2 para variables categóricas, y las pruebas de suma de rangos de Wilcoxon para variables continuas porque la mayoría no se distribuyeron normalmente.
El análisis primario fue una comparación logística univariable de la incidencia de delirio en días postoperatorios en el grupo de dexmedetomidina frente al de placebo. Se realizaron análisis secundarios planificados entre todos los pacientes incluidos en el análisis primario y se examinaron las covariables demográficas y clínicas asociadas con el delirio. Las covariables en el análisis secundario fueron aquellas asociadas moderadamente con el resultado (P <0,15), que incluyen el nivel educativo, el índice de masa corporal, el tiempo quirúrgico, el deterioro cognitivo leve (DCL), el procedimiento quirúrgico, el delirio en la unidad de cuidados postanestésicos, el centro de estudio e los antecedentes de cáncer, infarto de miocardio , diabetes e hipertensión. En virtud de estos criterios, el grupo de tratamiento no formó parte de los análisis secundarios. El modelo de regresión logística final se seleccionó utilizando el método de selección regresiva (criterio de permanencia, 0,1).
La cognición se midió con un puntaje compuesto normalizado definido a partir de la batería cognitiva. Se calcularon las medias (DE) de cada uno de los 10 puntajes de la prueba. El puntaje de la prueba individual se normalizó restando la media de los puntajes iniciales y dividiéndola por su DE. Se invirtió el signo para los puntajes más bajos que reflejan un mejor rendimiento de la prueba. Por lo tanto, los puntajes más altos siempre significaron un mejor rendimiento.
El puntaje compuesto fue la suma de los 10 puntajes estandarizados. Se restó la media inicial de 0,28 de este puntaje y se dividió por la DE inicial de 5,91 para determinar el puntaje z compuesto.
La disfunción cognitiva postoperatoria se analizó con ecuaciones de estimación generalizadas. Se recopiló una lista de covariables que se encontraron asociadas moderadamente con el puntaje z (P <0,15) o que tenían diferentes efectos entre grupos de tratamiento (P <0,10), que incluyen los siguientes: asignación al tratamiento, edad, nivel educativo, tiempo de anestesia, sexo, DCL, estado de ASA, hipertensión, procedimiento quirúrgico, cantidad de equivalentes al citrato de fentanilo, bradicardia intraoperatoria, profundidad anestésica, duración de la hospitalización y delirio. Se realizaron análisis de sensibilidad de los datos faltantes, incluido un modelo lineal de efectos mixtos utilizando todos los datos disponibles, imputación múltiple en virtud de una suposición de falta de asignación aleatoria, modelos de mezcla de patrones asumiendo un mecanismo faltante no identificable e imputación múltiple utilizando una selección de donantes asistida por distancia.
Todos los procedimientos estadísticos se realizaron utilizando un programa de software (SAS para PC, versión 9.3, SAS Institute Inc.). La importancia estadística se definió en el nivel 0,05.

Resultados

El DSMB detuvo el estudio por motivos de futilidad en enero de 2014, en función de un análisis intermedio planificado en la primavera de 2013. La potencia condicional para concluir la eficacia en virtud del supuesto original del efecto del tratamiento fue del 3 % y en virtud de la tendencia observada y una tendencia nula fue menor al 1 % para ambas. La potencia condicional para concluir el daño fue menos del 25 % en virtud de los 3 supuestos diferentes. En ese momento, se había evaluado la elegibilidad de 429 pacientes y se excluyeron 25 antes de la aleatorización debido al abandono del paciente o la preferencia del cirujano o anestesiólogo. En total, se aleatorizaron 404 pacientes, 197 a dexmedetomidina y 207 a placebo de solución salina. Cuatro pacientes en el grupo de dexmedetomidina y 5 pacientes en el grupo del placebo no recibieron el tratamiento asignado debido a la negativa del paciente o del médico o por cancelación de la intervención quirúrgica. Por lo tanto, 193 pacientes recibieron dexmedetomidina y 202 pacientes recibieron placebo. Cuatro pacientes abandonaron el estudio después de recibir dexmedetomidina y 1 paciente abandonó después de recibir el placebo sin completar la porción hospitalaria del protocolo, incluida la evaluación del delirio (Figura).

Diagrama CONSORT


CONSORT indica Normas consolidadas para la confección de informes de ensayos.
En el periodo inicial, la edad mediana de los participantes fue de 74,0 años (rango intercuartílico, 71,0-78,0 años). Los pacientes tenían una mediana de 16,0 años (rango intercuartílico, 12,0-18,0 años) de educación. No hubo diferencias en las características de los pacientes entre los grupos de dexmedetomidina y del placebo (Tabla 1).

Abreviaturas: ASA, American Society of Anesthesiologists; IMC, índice de masa corporal (calculado como el peso en kilogramos dividido por la altura en metros al cuadrado); IQR, rango intercuartílico.

Resultado primario del delirio postoperatorio

Un total de 390 pacientes completaron evaluaciones de delirio en el hospital. Entre estos pacientes, 46 (11,8 %) desarrollaron delirio posoperatorio, incluidos 23 en el grupo de dexmedetomidina (12,2 %) y 23 (11,4 %) en el grupo del placebo (cociente de riesgo, 1,06, IC del 95 %, 0,79-1,41; P = 0,77) (Tabla 1). Entre los pacientes que desarrollaron delirio, no hubo diferencia en la severidad (leve, moderada o severa) por grupo de tratamiento o por diferencia en el subtipo (características motoras hiperactivas frente a hipoactivas).
Los factores iniciales y quirúrgicos asociados estadísticamente de forma significativa con el delirio fueron el nivel educativo, la DCL inicial, el procedimiento quirúrgico y el tiempo quirúrgico (Tabla 2). Se realizó un análisis de sensibilidad utilizando centros de estudio como efectos aleatorios utilizando un modelo mixto lineal generalizado, y los resultados no se modificaron (cociente de posibilidades, 1,08, IC del 95 %, 0,59-2,01, P = 0,80). Los pacientes que no finalizaron la escuela secundaria, manifestaron una DCL inicial o tuvieron tiempos quirúrgicos más prolongados tuvieron un mayor riesgo de delirio. En comparación con la intervención quirúrgica general, los procedimientos quirúrgicos ortopédicos, de columna vertebral y urológicos se asociaron con mayores probabilidades de delirio.

Abreviaturas: NA, no aplicable; UAPA, unidad de atención posanestésica.

Resultado secundario de la cogniciÓn


Un total de 330 pacientes reunieron los requisitos para completar la batería cognitiva a los 3 meses, y 298 pacientes fueron elegibles a los 6 meses. Entre ellos, 228 completaron la batería cognitiva postoperatoria de 3 meses, y 204 completaron la batería de 6 meses. A los 3 meses, estaban disponibles los puntajes z completos para 113 pacientes en el grupo de dexmedetomidina y para 115 pacientes en el grupo del placebo. A los 6 meses, estaban disponibles los puntajes z completos para 97 pacientes en el grupo de dexmedetomidina y para 107 pacientes en el grupo del placebo. Los puntajes cognitivos iniciales fueron similares entre los pacientes que permanecieron y no permanecieron en el estudio, y la fracción de pacientes que abandonaron el estudio fue similar en cada grupo. El modelo final incluyó la edad, el nivel educativo, el DCL basal y el estado de ASA, así como las variables perioperatorias, como el tiempo de anestesia, el tiempo quirúrgico y el procedimiento quirúrgico.
Los puntajes z en el periodo inicial, a los 3 meses y a los 6 meses se muestran en la eFigure en el Suplemento 2. El puntaje z mediano en el grupo de dexmedetomidina fue mayor en cada punto temporal y fue de importancia estadística a los 6 meses después de la intervención quirúrgica. Los puntajes Z medianos en los grupos de dexmedetomidina y placebo mejoraron a los 3 meses y 6 meses después de la intervención quirúrgica, lo que sugiere un efecto de aprendizaje. Sin embargo, en el modelo de ecuaciones de estimación generalizadas (ajustado para las covariables), la interacción del uso de dexmedetomidina con el tiempo (3 meses y 6 meses) no tuvo importancia estadística. Aunque hubo abandonos a los 3 meses y 6  meses, no hubo evidencia de ningún efecto del tratamiento con dexmedetomidina en ninguna medida neurocognitiva en nuestro extenso análisis de datos faltantes.


Seguridad


La incidencia de eventos adversos fue similar con dexmedetomidina y placebo (Tabla 3), con la excepción de que se observó más bradicardia intraoperatoria con dexmedetomidina, una consecuencia esperada de un agonista α2-adrenérgico (Tabla 4). Las infecciones fueron más comunes en los pacientes que recibieron dexmedetomidina, aunque solo se observaron 14 infecciones totales.

DiscusiÓn


En este artículo, describimos el uso intraoperatorio de dexmedetomidina en adultos mayores para prevenir el delirio postoperatorio. Se llegó a la conclusión de que la dexmedetomidina no redujo la incidencia de delirio sobre el placebo de solución salina. En total, el 12,2 % (23 de 189) de los pacientes que recibieron dexmedetomidina y el 11,4 % (23 de 201) de los pacientes que recibieron placebo presentaron delirio, lo que no es una diferencia de importancia clínica o estadística. La dexmedetomidina tampoco tuvo efecto sobre el cambio cognitivo a los 3 meses y 6 meses después de la intervención quirúrgica. Las asociaciones de importancia estadística de delirio postoperatorio fueron el nivel educativo, el procedimiento quirúrgico y el tiempo quirúrgico.
Estos resultados contrastan con informes anteriores en los que la sedación con dexmedetomidina en la UCI cardíaca se asoció con una menor incidencia de delirio en comparación con el propofol y las benzodiazepinas. Djaiani y sus colegas aleatorizaron pacientes en cuidados intensivos que se recuperaban de una intervención quirúrgica cardíaca a sedación con dexmedetomidina (bolo de 0,4 μg/kg/h, seguido de infusión de 0,2-0,7 μg/kg/h) o propofol y concluyeron que la incidencia, duración y gravedad del delirio se redujeron sustancialmente. Sin embargo, nuestro método fue diferente: restringimos la administración de dexmedetomidina al período intraoperatorio y 2 horas posteriores en lugar de infundir el medicamento durante un período postoperatorio prolongado. Por lo tanto, es posible que la dexmedetomidina intraoperatoria no tenga ningún efecto en el entorno neuroquímico de un anestésico general. Esta conclusión estaría en consonancia con un estudio reciente realizado en China en una población de edad avanzada que se sometió a una intervención quirúrgica no cardíaca que aleatorizó a los pacientes a recibir dexmedetomidina durante el día 1 postoperatorio y observó una reducción en el delirio. Además, otro estudio previo demostró que el uso de analgésicos epidurales y espinales intraoperatorios como complementos de la anestesia general solo tienen efectos temporales sobre la respuesta del eje hipotalámico-pituitario-adrenal al estrés quirúrgico.
El delirio se asoció con un nivel educativo más bajo y DCL inicial, lo cual es congruente con hallazgos previos. Los factores intraoperatorios, que incluyen hipotensión o desaturación, no se relacionaron estadísticamente en gran medida con el delirio. La disfunción cognitiva postoperatoria no se asoció con la administración de dexmedetomidina, el nivel educativo o la DCL inicial. De hecho, la cognición mejoró a los 3 meses y 6 meses en ambos grupos, lo que es congruente con un metanálisis que muestra que la cognición es estable o mejora dentro del primer año después tras una intervención quirúrgica cardíaca. Este resultado también está en consonancia con un estudio de Avidan y otros, que no encontró correlación entre la enfermedad, la intervención quirúrgica mayor y la trayectoria cognitiva. Una gran proporción de nuestra población tenía deterioro cognitivo prequirúrgico (63,1 % [246 de 390]), que podría haberse mitigado después de la intervención quirúrgica mediante un efecto de práctica o alivio de la condición prequirúrgica o relacionado con una trayectoria descendente preexistente. En cualquier caso, la inclusión de pacientes con DCL es una fortaleza del presente estudio porque tienen mayor riesgo de deterioro adicional.
Nuestra incidencia global de delirio postoperatorio fue de 46 pacientes (11,8 %), incluidos 23 en el grupo de dexmedetomidina (12,2 %) y 23 en el grupo del placebo (11,4 %). Si bien este porcentaje es inferior al de los informes anteriores, se encuentra en línea con los estudios más recientes en pacientes no cardíacos. La tasa de delirio en la unidad de atención posanestésica fue baja en nuestro estudio, probablemente debido a una recopilación de datos más limitada (CAM-ICU solamente). Realizamos una sola evaluación del delirio cada día durante las horas laborales, lo que significa que es posible que no se haya detectado el delirio por la noche. Sin embargo, entrevistamos a familias y personal de enfermería para conocer la evaluación del paciente en ese momento. La tasa de abandono para el resultado primario fue baja. Casi todos los pacientes que se aleatorizaron completaron evaluaciones de delirio en el hospital. La finalización de la preselección excedió el cronograma original (7 años frente a 4 años); la preselección lenta se relacionó con la identificación de pacientes que tenían más de 68 años con al menos una hospitalización planificada de 2 días, que aceptaron visitas domiciliarias por intervalos y la administración del medicamento del estudio.

Limitaciones y fortalezas


Las limitaciones de nuestro diseño de estudio incluyen no recopilar datos sobre la cantidad de episodios de delirio, la duración del delirio o las posibles consecuencias de este, como el diagnóstico al momento del alta hospitalaria o la rehabilitación a corto plazo. Sin embargo, decidimos excluir a los pacientes más enfermos que tenían el estado de ASA IV o con una hospitalización programada en la UCI, lo que proporcionó un grupo homogéneo para el cual podemos hacer declaraciones concluyentes. La batería cognitiva se realizó a intervalos cortos (meses), lo que maximizó el efecto de la práctica. Una fortaleza de nuestro método es que utilizamos los puntajes z como una variable continua, lo que evita los efectos de piso o techo, y nos permite ver las diferencias en los efectos de la práctica (en caso de que ocurran), así como los déficits. Aunque es difícil estimar los efectos de la práctica en los estudios (debido a las baterías heterogéneas y los intervalos de prueba), podemos informar que no hubo diferencia en el cambio entre los grupos de dexmedetomidina y del placebo. El uso de un puntaje compuesto continuo también evita elegir un punto de corte para definir la disfunción: los puntos de corte dificultan detectar problemas en los puntajes bajos en el periodo inicial (que no pueden declinar mucho más) o en los que obtienen puntajes altos (que tienen una reserva significativa). En general, observamos una mejora en los puntajes cognitivos a lo largo del tiempo. De hecho, es posible que los pacientes que no mejoraron en realidad tuvieran alguna discapacidad no relacionada.

Conclusiones


La infusión intraoperatoria de dexmedetomidina no disminuye el delirio postoperatorio ni afecta la cognición postoperatoria en pacientes ancianos sometidos a intervención quirúrgica mayor programada no cardíaca. Específicamente, no observamos la reducción del delirio demostrada previamente en varios estudios quirúrgicos en la UCI. Este resultado puede deberse a la naturaleza de acción corta del medicamento y a la pérdida de los efectos saludables después de la interrupción de la infusión, lo que subraya la importancia del momento oportuno de la administración del medicamento para prevenir el delirio. Los estudios futuros deberían centrarse en la estratificación del riesgo preoperatorio y en realizar esfuerzos para concentrarse en la cohorte de mayor riesgo con bajo nivel educativo y DCL inicial para prevenir o disminuir el delirio postoperatorio.

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