La hipertensión arterial (HTA) es el componente más común del síndrome metabólico1–3, y una reciente revisión destaca su relevancia en el desarrollo de enfermedades cardiovasculares4. Aunque los estudios sobre la prevalencia de presión arterial (PA) elevada en población pediátrica son relativamente escasos, ciertos artículos permiten conocer su evolución. McCarron et al5 constataron que en Estados Unidos la HTA infantil disminuyó entre 1963 y 1988. Sin embargo, la tendencia se invirtió en los noventa, y en 2002 la HTA afectaba al 3,3% de los caucásicos, el 4,2% de los afroamericanos y el 4,6% de los mexicanoamericanos entre 8 y 17 años6.

En opinión de ciertos expertos7, el avance de la HTA en edad temprana es atribuible al paralelo incremento de la obesidad. Diferentes investigaciones en Estados Unidos8 y otros países geográfica y étnicamente distantes, como Venezuela9,10, Canadá11, México12, China13,14 o España15, apoyan esta idea. Por otra parte, los resultados de estudios epidemiológicos con seguimiento a medio o largo plazo corroboran que la HTA precoz es determinante para la evolución negativa de las enfermedades cardiovasculares en el adulto16–19. De tal evidencia se desprende la importancia de detectar la HTA infantil antes de que sus complicaciones ocasionen problemas de salud en etapas posteriores de la vida.

En este contexto, el objetivo del presente trabajo es analizar la asociación del exceso ponderal y del grado o la distribución de la adiposidad con la PA de escolares españoles y, al mismo tiempo, explorar en qué medida los indicadores antropométricos de composición corporal son útiles para identificar, en población pediátrica, el riesgo de PA elevada.

Se ha efectuado un estudio transversal en 692 niños y 819 niñas de 6 a 16 años. Los datos se recopilaron entre 2004 y 2008 en 12 centros escolares de Madrid capital, con un alumnado de características socioeconómicas de nivel medio, según la profesión y los estudios de los progenitores (el 28,3% universitarios, el 31,07% con bachillerato o formación profesional y el 40% con estudios primarios). Los colegios e institutos de enseñanza secundaria fueron los que mostraron interés en participar en el proyecto, apoyado por la Consejería de Educación de la Comunidad de Madrid. Fue requisito obtener el consentimiento informado de los padres o tutores, respetando la Declaración de Helsinki20 y la Ley Orgánica 15/1999, de 13 de diciembre, de Protección de Datos de Carácter Personal. El nivel de participación fue del 97% de los escolares a los que se propuso el estudio; el 3% restante no otorgó consentimiento ni argumentó razones de rechazo. Fue criterio de exclusión tener cualquier enfermedad crónica, entre ellas HTA diagnosticada, situación en la que se encontraban 4 sujetos.

Se midió el peso (kg), la talla (cm), el perímetro de cintura (PC) (cm) y los pliegues adiposos subcutáneos bicipital, tricipital, subescapular y suprailiaco (mm), con material antropométrico homologado, siguiendo los protocolos del International Biological Programme21 y el International Society for Advancement of Kineanthropometry22. La PA se determinó después de al menos 10 min en reposo, empleando esfigmomanómetro de mercurio y estetoscopio Riester. Estando el sujeto sentado con la espalda apoyada, los pies en el suelo y el brazo derecho extendido, se registraron la presión arterial sistólica (PAS) y la presión arterial diastólica (PAD) utilizando como referencia las fases I y V de Korotkoff respectivamente. Se tomó la medida tres veces ya que, por lo general, las cifras tienden a estabilizarse por la adaptación del niño al método y la disminución de su ansiedad; se consideró válido el valor más bajo de las tres tomas realizadas. En los casos en que las cifras de PA resultaron elevadas, se informó a los padres o tutores y se recomendó la visita al pediatra o médico de familia.

Como criterio de clasificación, se utilizaron las tablas del estudio RICARDIN23 (Riesgo Cardiovascular en la Infancia). Siguiendo las recomendaciones del National High Blood Pressure Education Program Working Group24, se consideró normotensos a los sujetos con PA inferior al percentil 90 (p90) del estándar y se agrupó en una categoría de PA elevada a los sujetos prehipertensos e hipertensos cuyo valor de PAS y/o PAD superaban dicho umbral. Este punto de corte (PAS y/o PAD ≥ p90) es también el propuesto por Cook et al25 para definir síndrome metabólico en la niñez.

Se calculó el índice de cintura-talla (ICT) dividiendo el PC por la talla, el índice de masa corporal (IMC) dividiendo el peso (en kilogramos) por el cuadrado de la talla (en metros), la suma de los cuatro pliegues y el porcentaje de grasa corporal (%GC), empleando la expresión de Siri26 previa estimación de la densidad mediante las ecuaciones de Brook27 o Durnin y Rahaman28. Se categorizó a cada sujeto en normopeso, sobrepeso u obesidad empleando un doble criterio: los estándares de Cole et al29 y las tablas de Marrodán et al30, que ofrecen la distribución percentílica para el %GC en población infantil y juvenil española. Teniendo en cuenta la utilidad del ICT para la identificación de la obesidad abdominal en edad pediátrica31, se clasificó a los escolares en dos grupos partiendo de un valor de corte de ICT ≥ 0,5.

En la serie masculina y femenina, se analizó la prevalencia de PA elevada en cada una de las categorías establecidas a partir del IMC, el %GC y el ICT, evaluando el grado de asociación mediante cálculo de las odds ratio y prueba de la χ2. Asimismo, clasificada la muestra por sexos y grupos de edad (6-11 y 12-16 años), se estimaron las medias±desviación estándar de la PAS y la PAD en las distintas categorías nutricionales. Como test de contraste, se aplicó la prueba de la t de Student y ANOVA (análisis de la varianza), seguido de una prueba post-hoc de Bonferroni. Se efectuó un análisis de correlación entre PA y antropometría, considerando como variables de control sexo y edad. Para evaluar el efecto simultáneo de los indicadores antropométricos en la PA, se aplicó un modelo de regresión logística binaria multivariable, considerando como variable dependiente la presencia de PA elevada y como variables independientes los indicadores de tamaño (IMC), adiposidad relativa (%GC) y distribución de la grasa (ICT) junto con la categoría de edad, sexo y nivel socieconómico estimado a partir del promedio entre las puntuaciones asignadas a los estudios y la profesión de los progenitores, método adaptado del criterio Graffar32. Para minimizar el efecto de colinealidad, se centralizaron las variables continuas. Se aplicó la prueba de Hosmer-Lemeshow para verificar la bondad del ajuste y se calculó el área bajo la curva receiver operating characteristic. Los procedimientos estadísticos se ejecutaron con el programa SPSS. 19.0.

La prevalencia de PA elevada fue el 3,17% de los niños y el 3,05% de las niñas. Sin embargo, los sujetos con PA elevada no se distribuyen aleatoriamente entre las categorías nutricionales. Como se desprende de las odds ratio (tabla 1), los niños y las niñas identificados según el IMC con sobrepeso u obesidad presentan un riesgo de PA elevada significativamente superior a los clasificados en normopeso. Por lo que respecta a la adiposidad relativa, el riesgo de PA elevada también está significativamente aumentado en los niños ubicados por encima del p97 y en las niñas cuyo %GC supera el p90 respecto a sus pares localizados por debajo de dicho umbral. Por lo que atañe al ICT, los escolares ubicados sobre el punto de corte (0,5) ven incrementado el riesgo de PA elevada en 10,50 veces si son niños y en 7,82 si son niñas.

La influencia del exceso de adiposidad y de su distribución se revela en la figura, en la que se observa que los sujetos con PA elevada tenían en mayor proporción un ICT ≥ 0,5 o un %GC ≥ p97 que un IMC indicativo de obesidad. La asociación entre el tamaño, la adiposidad y la PA se pone nuevamente de manifiesto mediante el ANOVA aplicado al contraste de medias entre categorías nutricionales (tabla 2): tanto a los 6-11 años como a los 12-16, los niños con exceso ponderal presentan PAS y PAD medias significativamente más elevadas. En la serie femenina, los resultados son prácticamente idénticos, aunque entre los 6 y 11 años la variación de PAD no llega a ser significativa.

Figura.

Prevalencia de obesidad según índice de masa corporal, porcentaje de grasa corporal ≥ p97 e índice de cintura-talla ≥ 0,5 entre los escolares que tenían presión arterial elevada. %GC: porcentaje de grasa corporal; ICT: índice de cintura-talla; IMC: índice de masa corporal.

(0.08MB).

En la tabla 3 puede comprobarse que, en ambos grupos de edad, las medias de PAS y PAD se incrementan en función de la adiposidad relativa, si bien entre los niños el aumento sólo alcanza significación estadística para la PAD de los 12 a 16 años. El test de Bonferroni, pone de manifiesto además que las diferencias alcanzan significación a partir del p90. En las niñas, la elevación de la PA en paralelo al %GC es más evidente, y la diferencia entre los promedios que corresponden a los distintos percentiles es significativa, con excepción de la PAD a los 6-11 años. En este caso, la prueba post-hoc para el contraste de medias mostró que la PAS comienza a ser significativamente más elevada a partir del p90, mientras que la tendencia al aumento de la PAD es significativa a partir del p97 de %GC.

En la tabla 4 se comprueba la influencia de la adiposidad abdominal en la PA. En ambos sexos y ambos grupos de edad, los promedios fueron superiores para los sujetos con ICT ≥ 0,5. Como se deduce de los valores del estadístico T, la tendencia fue significativa salvo para la PAD de las niñas de 6-11 años. El análisis de correlación, controlando el efecto de la edad y el sexo (tabla 5), muestra que la PAS y la PAD se relacionan positivamente con la estatura, el peso, el PC, la suma de los cuatro pliegues, el IMC, el ICT y el %GC. Los coeficientes de Pearson fueron siempre significativos, más elevados entre las variables antropométricas y la PAS. Por otra parte, el análisis de regresión logística (tabla 6) corroboró los resultados apuntados por las pruebas bivariantes. Según el modelo, el riesgo de PA elevada se acrecienta significativamente cuando aumentan la edad, el %GC, el IMC y el ICT. El modelo no seleccionó sexo y nivel socioeconómico de la familia como variables predictivas, y su validez se refleja en el estadístico de calibración de Hosmer-Lemeshow (χ2=0,782; p = 0,67) y en el área bajo la curva, cuyo valor (0,79) es aceptable.

Como se ha indicado, el 3,05% de las niñas y el 3,17% de los varones tenían PAS o PAD por encima del p90 del estándar nacional. Tales cifras son inferiores a las referidas en un estudio publicado por González Jiménez et al15 sobre 977 sujetos granadinos entre 9 y 17 años, utilizando la misma referencia del estudio RICARDIN. Cabe mencionar que, en el citado estudio, la prevalencia de exceso ponderal superó a la aquí obtenida; según el grupo de edad y sexo, el sobrepeso osciló entre el 10,9 y el 32% y la obesidad, del 4,5 al 15,1%.

En el ámbito internacional, los últimos datos publicados para población escolar mexicana y canadiense también superan a los del presente estudio; Bojórquez Díaz et al12 detectaron PA elevada en el 12,7% de los estudiantes de primaria en el estado de Sonora, mientras Salvadori et al11 afirman que la padece el 7,6% de los niños rurales de Canadá, pero tanto los escolares sonorenses como los canadienses tenían mayor prevalencia de obesidad que los madrileños del presente estudio. Valores de PA elevada más cercanos a los nuestros se han registrado en Argentina, en el Proyecto Vela33, donde se constató que el 4,2% de los niños de 5-12 años y el 6% de los jóvenes de 13-18 presentaban PAS o PAD > p90. Según Suárez Cobas et al34, en la misma situación se encontraban el 7,6% de los varones y el 2,4% de las mujeres de Cuba de 15-17 años de edad. Con idéntico criterio, se diagnosticó con PA elevada al 6,3% de los estudiantes de 15-17 años en la ciudad venezolana de Mérida10.

Kavey et al35, en su artículo de revisión publicado en 2010, señalan que la HTA en niños y adolescentes alcanza una prevalencia mundial de entre el 1 y el 5%, intervalo de variación en el que se ubican los resultados del presente trabajo. No obstante, estudios llevados a cabo después de 2005, como los ya referidos, destacan que el problema ha cobrado mayor importancia en los últimos tiempos. Investigaciones de carácter secular, como el estudio de Cuenca36, detectaron un descenso de los promedios de PAS y PAD en la población escolar analizada entre 1992 y 2004 en dicha provincia, a pesar del notable incremento experimentado por el IMC en el mismo periodo. Sin embargo, otros autores notifican una correlación significativa entre dicho índice y la PA así como un mayor riesgo de HTA en niños con sobrepeso u obesos frente a sus pares de peso normal10,37. Trabajos clásicos como el Bogalusa Heart Study38 o el Muscatine Study39 ya revelaron correlación positiva entre el peso, el IMC y la PA. Investigaciones más recientes realizadas en España, como el estudio Carmona40, han comunicado que el coeficiente r entre el IMC y la PA fluctuaba entre 0,15 y 0,30 según edad y sexo. En otro estudio, efectuado también en la comunidad andaluza41, la correlación entre ambos parámetros resultó más intensa, r = 0,637 en la serie masculina y r = 0,575 en la femenina.

En población adulta, se ha demostrado que, si bien el IMC tiene relación con la HTA, frente a este índice42, las medidas antropométricas que cuantifican la adiposidad y su distribución son más sensibles para identificar el riesgo de mortalidad en individuos con enfermedad cardiovascular probada, lo que muestra la importancia del análisis de la composición corporal43. Sin embargo, en edad pediátrica y adolescente, la asociación entre la PA y la adiposidad se ha explorado menos; Pérez Guillén y Hernández de Valera44 analizaron a escolares venezolanos en el estado de Miranda, y se evidenció que las cifras tensionales se correlacionan más fuertemente con indicadores de distribución de la grasa (r = 0,61) que con el IMC y menos con la PAS y la PAD (r = 0,21). Como se ha referido y se deduce de los análisis de correlación y regresión efectuados, nuestros resultados apuntan a que los indicadores de adiposidad centralizada (PC, ICT) se asocian más estrechamente a la PAS y la PAD que la adiposidad total o relativa, representadas por el sumatorio de pliegues y el %GC respectivamente. En la misma línea, analizando a 816 escolares argentinos de 6-10 años, Szer et al45 comprobaron que el PC es la medida mejor correlacionada con la PA (r = 0,79). Son concordantes los resultados obtenidos por Taylor et al46 en estadounidenses de 3 a 19 años. Estos autores señalan, además, que el exceso de grasa central, diagnosticado por el PC, está asociado no sólo a un incremento en la PA, sino también a un perfil lipídico no saludable, como también afirman Cabañas y Esparza22.

Ciertos autores plantean que es la resistencia a la insulina el principal factor que conduce a HTA en sujetos obesos. Algunos trabajos apoyan esta idea47,48 mostrando que son la obesidad abdominal y el %GC los indicadores antropométricos más asociados a la sensibilidad a la insulina. Así, Burrows et al49 demostraron que, con independencia del desarrollo puberal, los niños y niñas con sensibilidad insulínica reducida tienen tanto el %GC como el PC significativamente mayores que los de sensibilidad insulínica normal. Los resultados del actual estudio coinciden con esta idea y subrayan la importancia del exceso de grasa y su depósito abdominal como factores de riesgo de PA elevada en edad escolar.

La incidencia de PA elevada (≥ p90) en el conjunto de la muestra fue del 3,17% de los niños y el 3,05% de las niñas. Los valores medios de PAS y PAD se incrementan en función del IMC, el %GC y el ICT. El sobrepeso y la obesidad predisponen a la PA elevada, pero el nivel de riesgo depende en particular del exceso de tejido adiposo y su distribución. El %GC y el ICT como indicador de adiposidad abdominal son especialmente sensibles para identificar a los escolares con PA elevada. Se confirma la importancia de la composición corporal como elemento diagnóstico de prevención cardiovascular en niños y niñas de 6 a 16 años.

Ninguno.