Materiales y métodos

Se llevó a cabo un estudio observacional, analítico y de cohorte prospectiva, anidado en la cohorte de base poblacional INEFAC (incidencia de enfermedades cardiovasculares y sus factores de riesgo) de fase I y II, realizada en Bucaramanga (Santander) entre los años 2007 y 2017.

La información de la línea de base de la cohorte INEFAC fue recolectada en los años 2000-2001, en el programa CARMEN (conjunto de acciones para la reducción multifactorial de las enfermedades crónicas no transmisibles). En el presente estudio se utilizaron los datos obtenidos del primer seguimiento de la cohorte en el año 2007, conocido como INEFAC I, y del segundo seguimiento llevado a cabo entre los años 2013 y 2017, conocido como INEFAC II. Los métodos utilizados en el estudio INEFAC han sido publicados previamente ¹⁵.

La muestra del programa CARMEN fue constituida por adultos mayores de 18 años y fue obtenida mediante un muestreo aleatorio por conglomerados a partir de 40 barrios (conglomerados) de estratos 2 y 3 de Bucaramanga. En cada barrio, se seleccionaron al azar alrededor de 60 a 80 casas y, finalmente, en cada casa se seleccionó un participante al azar. La población de base de la cohorte CARMEN incluyó 2.432 participantes.

En el 2007, se logró contactar a 1.626 participantes que constituyeron el primer seguimiento de la cohorte (INEFAC I), de donde se tomó la muestra para el presente estudio. En el segundo seguimiento (INEFAC II) se logró contactar 1.148 participantes y este constaba de dos etapas; la primera se llevó a cabo en el año 2013 y, la segunda, en donde se hizo seguimiento a la mayoría de la población, durante 2016 a 2017.

Para cada seguimiento, se solicitó el consentimiento informado, y se hizo una encuesta estructurada, usando medidas antropométricas y exámenes de laboratorio. Cada participante recibía un código de 6 dígitos asignado desde la encuesta basal, para salvaguardar su identidad durante el proceso de análisis de los datos. Los participantes fueron evaluados por personal de salud capacitado y entrenado.

Se elaboraron manuales de procedimientos, los investigadores recibieron capacitación y se divulgaron estos manuales para poder recolectar los datos, lo que llevó a mediciones estandarizadas.

El control de calidad de los datos se hizo mediante verificación diaria de las encuestas, las medidas físicas y los exámenes de laboratorio. Se practicaron pruebas de laboratorio por duplicado con laboratoristas enmascarados, en una muestra aleatoria del 10 %, para verificar posibles discordancias o errores en la toma o en el procesamiento de las muestras. Las medidas del examen físico también se tomaron por duplicado. Se llevó a cabo una doble digitación con el software Epilnfo, versión 6.04, con digitadores independientes y validación de datos.

Los criterios de inclusión y exclusión son los mismos utilizados en la cohorte original. Los criterios de inclusión fueron: haberse sometido a la medición de la presión arterial en las dos fases de seguimiento INEFAC I y II, y haber respondido el formulario de calidad del sueño; no estar embarazada; ser residente en el área urbana de la ciudad; y estar en capacidad de responder una entrevista verbal y de sostenerse en posición de bipedestación.

Los criterios de exclusión incluyeron estar trabajando en horario nocturno durante el último mes y tener diagnóstico previo o de novo de hipertensión arterial sistémica durante el seguimiento de 2007.

El tamaño de la muestra se calculó con base en los resultados obtenidos por Liu et al.¹⁶ con un nivel de confianza del 95 % y un poder del 80 %. Se calculó que, para encontrar una diferencia significativa se requerían, para calidad del sueño, 134 individuos para una relación entre no expuestos y expuestos de 1:1 y, 203 individuos, para una relación entre no expuestos y expuestos de 1:4. Para la duración de sueño, se requerían 494 participantes para una relación de no expuesto y expuestos de 1:1 y, 764 participantes, para una relación de no expuestos y expuestos de 1:4.

La descripción de las variables se muestra en el cuadro suplementario 1.

En el caso de la variable dependiente, incidencia de hipertensión arterial, la presión arterial se midió teniendo en cuenta los criterios recomendados por la American Heart Association. Se utilizó el monitor de presión arterial automático elite, OMRON HEM-7320. Antes de la toma de la presión arterial, se le preguntó al participante acerca de su última comida, consumo de café, chocolate o cigarrillos en las últimas 8 horas, actividad física y consumo de medicamentos previos a la cita.

La presión arterial se midió después de que el participante descansara durante cinco minutos en posición sedente; se midió el perímetro braquial para utilizar el brazalete adecuado; el brazalete se colocó sobre la arteria braquial con el brazo del participante a la altura del corazón; después de cada medición, el paciente descansaba durante dos minutos para pasar a la siguiente medición. Se tomaron en total tres mediciones y, para clasificar al paciente como hipertenso, se tuvo en cuenta el promedio de las dos últimas mediciones.

Se consideraron hipertensos aquellos participantes con una presión arterial de 140/90 mm Hg y aquellos con diagnóstico previo de hipertensión o que estuvieran tomando antihipertensivos.

Las variables independientes comprendidas, como calidad y duración del sueño, se valoraron mediante el PSQI-un cuestionario validado en Colombia-que cuenta con 19 preguntas para evaluar la autopercepción de la calidad del sueño y sus alteraciones durante el último mes y, además, y contiene cinco preguntas adicionales dirigidas al compañero de cama en caso de tenerlo.

Las 19 preguntas de autopercepción se distribuyeron en siete componentes (calidad subjetiva del sueño, latencia, duración, eficiencia habitual, trastornos, uso de medicamentos para dormir y disfunción diurna). Cada pregunta se calificó de 0 a 3 con un posible puntaje final entre 0 y 21 puntos; 0 indicaba ausencia de problemas con el sueño y, 21, dificultad grave, para todos los componentes; además, un valor mayor o igual a 5 indicaba mala calidad del sueño.

El puntaje total de la escala PSQI se clasifica de la siguiente forma: sin problemas del sueño (≤ 4 puntos), problema del sueño que merece atención médica (5-7 puntos), problema del sueño que merece atención médica y tratamiento (8-14 puntos), problema grave del sueño (15-21 puntos) ¹⁷.

Por otro lado, la duración del sueño como variable independiente se categorizó en una duración menor o igual a 5 horas y 6 horas o mayor o igual a 8 horas y 9 horas, categorías que se compararon con 7 horas en los análisis estadísticos. El número de horas de sueño se tomó del reporte del participante del número de horas que creía que dormía cada noche.

Las variables sociodemográficas y de confusión o modificadores de efecto, se describen en el cuadro suplementario 1.

Se exploraron valores extremos, valores perdidos, valores máximos y mínimos, escalas de medición, doble digitación y adecuada codificación de los datos. Para el análisis estadístico, se utilizó el software Stata 14.0™. Se hizo un análisis descriptivo para obtener la frecuencia absoluta de las variables de interés. Las variables categóricas se describieron mediante su frecuencia absoluta y su respectiva proporción, y las variables continuas, con medidas de tendencia central y de dispersión.

Se presentan los datos diferenciados por sexo y, para determinar si había diferencias por sexo, se aplicó la prueba de ji al cuadrado para las variables categóricas y la prueba paramétrica t de Student para las variables cuantitativas continuas. Posteriormente, se hizo un análisis bivariado para evaluar la asociación entre la variable dependiente (incidencia de hipertensión arterial) y las variables independientes principales (alteración en la calidad del sueño medida mediante el PSQI y la duración del sueño). Se estimó la asociación cruda con las demás variables independientes de interés (posiblemente de confusión).

Para evaluar la asociación entre variables cuantitativas y variables cualitativas dicotómicas con distribución normal, se utilizó la prueba paramétrica t de Student y, en caso de distribución no normal, la prueba no paramétrica de U de Mann-Whitney. Para evaluar la asociación entre incidencia de hipertensión arterial y las demás variables cualitativas categóricas independientes, se usó la prueba de ji al cuadrado. Las asociaciones se consideraron estadísticamente significativas con un alfa menor de 0,05.

Para el análisis multivariado, con el fin de evaluar la asociación de alteración en la calidad y duración del sueño, con la incidencia de hipertensión arterial, se usó un modelo de regresión logística ajustado por las variables identificadas previamente en la literatura científica como de confusión o modificadoras del efecto y aquellas que en el análisis bivariado mostraron una p < 0,20.

Se realizó un análisis de pérdidas para determinar si las características de los participantes no evaluados (perdidos) en el segundo seguimiento de la cohorte diferían de las características de los participantes que se lograron contactar nuevamente. Para esto, se construyó una variable para predecir la participación en el segundo seguimiento que se llamó “participación (sí o no)”, y se realizaron modelos bivariados con las variables independientes.

Posteriormente, se construyó un modelo de regresión para observar la probabilidad de participación, teniendo en cuenta las variables que podrían estar asociadas con el resultado. Se predijo la probabilidad de participar o no en el estudio y, a cada sujeto, se le asignó una probabilidad de estar expuesto o no, en función de los factores de confusión. Finalmente, utilizando el método de propensión, se crearon los pesos muéstrales con el inverso de la probabilidad y, con este, se ajustó el modelo final.

Resultados

De los 1.626 participantes de INEFAC I, se excluyeron 320 que eran hipertensos, pues ya presentaban el evento de interés, por lo cual los seleccionados para el presente estudio fueron en total 1.306 (figura 1). La edad media de los participantes fue de 40 años (DE ± 12 años) (IC_95%: 39,05-40,38). La proporción de mujeres fue del 68,7 %. En el cuadro 1 se muestran las características generales y sociodemográficas por sexo de la población en la línea de base.

Figura 1. Flujograma de la población en estudio 

Se encontró que el 40,25 % del total de participantes tenía una alteración del sueño que merecía atención médica, el 51,47 % tenía una alteración del sueño que merecía atención médica y tratamiento, y solo el 1,08 % tenía un problema grave del sueño. El 45,15 % de los participantes dormía seis horas o menos y el 28,59 % dormía ocho horas o más.

De los 1.306 participantes no hipertensos, se logró contactar en el segundo seguimiento (INEFACII) a 969, de los cuales 154 desarrollaron hipertensión arterial de novo. La incidencia de hipertensión arterial en el seguimiento a 10 años fue de 11,8 % y el puntaje de la escala PSQI en el que fue mayor, corresponde a “un problema del sueño que merece atención médica y tratamiento” con una incidencia de de la enfermedad del 9,96 %; seguido de “merece atención medica” con una incidencia de hipertensión del 7,69 %. Solo un participante con problemas graves del sueño desarrolló hipertensión arterial; sin embargo, solo hay 14 participantes en esta categoría en la línea de base, lo cual nos da una incidencia de 7,14 %. La menor incidencia se observó en los participantes sin problemas del sueño, quienes tenían una incidencia del 6,45 %.

Para el análisis bivariado, se logró obtener la información completa de 817 participantes, de los cuales 113 habían desarrollado hipertensión arterial de novo y 704 eran no hipertensos. Las variables que mostraron una asociación significativa con la hipertensión arterial en el análisis bivariado, fueron estrato socioeconómico, escolaridad, ocupación, seguridad social, consumo de alcohol, perturbaciones del sueño, diabetes mellitus, índice de masa corporal, índice cintura-talla e índice cintura-cadera.

Durante el seguimiento, se observó un total de 37,4 % de pérdidas de los participantes; teniendo en cuenta que, en la mayoría de los estudios de cohorte, las pérdidas durante el seguimiento son inevitables, se hizo un análisis de pérdidas. Las características de los participantes según la probabilidad de participación se muestran en el cuadro 2. No se observó una diferencia significativa en ninguna de las variables entre los individuos que se perdieron (no participantes) y los que no se perdieron (participantes). En la figura 2 se muestra la probabilidad de participar o no en el estudio, según la probabilidad de estar expuesto o no, en función de los factores de confusión. Los resultados obtenidos en el análisis de propensión y las pruebas de hipótesis muestran que las pérdidas durante el seguimiento no fueron diferenciales.

Figura 2. Probabilidad de participación de acuerdo con los factores de confusión 

Finalmente, se utilizó un modelo de regresión logística para evaluar la asociación de las alteraciones en la calidad y duración del sueño, con la incidencia de hipertensión arterial. En el cuadro 3 se muestran los OR (odd ratios) crudos (no ajustados) y los OR ajustados de las variables sociodemográficas, comportamentales y clínicas. El modelo fue ajustado por aquellas variables identificadas previamente en la literatura científica como de confusión o modificadoras del efecto y aquellas que en el análisis bivariado mostraron un valor p < 0,20.

Al analizar las dos principales variables independientes de interés, no se logró demostrar una asociación estadísticamente significativa de la duración o las alteraciones en la calidad del sueño medida por la escala PSQI, con la incidencia de hipertensión arterial. Sin embargo, las categorías “problema del sueño que merece atención médica” (OR = 1,6) (IC_95%: 0,49-5,23) y “problema del sueño que merece atención médica y tratamiento” (OR =1,57) (IC_95%: 0,3-6,85), muestran una tendencia hacia un mayor riesgo de desarrollar hipertensión arterial.

Durante el modelado, se recodificó la variable calidad del sueño para comparar aquellos participantes que tenían alguna alteración en la calidad del sueño con aquellos sin problemas del sueño, y no se encontró ninguna asociación significativa con la hipertensión arterial. De igual forma, se recodificó la variable horas de sueño para comparar aquellos participantes que tenían ≤ 5 horas y ≥ 9 horas, con aquellos que tenían una duración del sueño de 6 a 8 horas, sin encontrar asociación significativa con la hipertensión arterial.

El modelo final se ajustó de acuerdo con el inverso de la probabilidad de participación calculada en el análisis de pérdidas, encontrándose que la variable edad perdía su significancia estadística; las demás variables que habían mostrado significancia seguían manteniendo su asociación significativa con la incidencia de la enfermedad.

Discusión

Los metaanálisis publicados llegan a la conclusión de que la mala calidad y la poca duración del sueño se asocian significativamente con un mayor riesgo de desarrollar hipertensión arterial ^13,14. Sin embargo, se ha evidenciado que, en la población latinoamericana, solo existen dos estudios que evalúan esta asociación: un estudio de cohorte llevado a cabo en Colombia ¹⁸ y un estudio de corte transversal llevado a cabo en Brasil ¹⁹. Además, estos metaanálisis han mostrado una gran heterogeneidad (12: 87 % para calidad del sueño e 12: 79 % para duración del sueño) ^13,14. Lo anterior muestra la importancia de realizar nuevos estudios en población latinoamericana, con el fin de determinar si estos resultados pueden generalizarse a nuestra población.

En el presente estudio, fue llamativo observar una alteración en la calidad del sueño en el 92,8 % de la población, lo cual contrasta con lo encontrado por Vargas et al. en población bumanguesa, en cuyo estudio solo el 26,1 % de los participantes calificaron su sueño como regular, malo o pésimo ¹⁸. En el estudio de Ruiz et al. en población colombiana, se encontró una prevalencia del 45,3 % de problemas del sueño que requieren atención médica ¹². Por lo tanto, nuestra cohorte parece ser la primera en Colombia en mostrar una prevalencia tan grande de mala calidad del sueño.

Esto podría estar en relación con la gran prevalencia de síntomas depresivos (34,59 %), pues como se conoce ampliamente, la depresión altera de forma importante los patrones del sueño y puede, en el 80 % de los casos, generar insomnio y mala calidad del sueño ^20,21. Además, la depresión también puede generar somnolencia diurna excesiva, especialmente si se trata de una depresión moderada a grave; esta somnolencia diurna excesiva, en primer lugar es un signo cardinal de sueño alterado o inadecuado ²¹ y, en segundo lugar, es un predictor importante de síndrome de apnea o hipopnea obstructiva del sueño ²².

La mayoría de la población en nuestro estudio (73,81 %) dormía entre 6 y 8 horas al día, lo cual podría considerarse como una duración adecuada del sueño según algunas organizaciones como la National Sleep Foundation ²³. Sin embargo, nuestro estudio mostró una mayor prevalencia de poca duración del sueño que la encontrada por Vargas et al. en población bumanguesa ¹⁸. Otros estudios en población colombiana, como el de Ruiz et al.¹², muestran una menor prevalencia de duración corta del sueño (2,71 %), una prevalencia similar de duración adecuada del sueño (76,14 %) y una mayor prevalencia de duración prolongada del sueño (21,15 %). Estas diferencias, probablemente, se deben a diferentes formas de categorizar las variables.

La incidencia de hipertensión arterial en nuestro estudio fue más baja que la reportada por otros estudios en Colombia, como el de Vargas et al., quienes reportaron una incidencia del 15,1 % en población bumanguesa ¹⁸. Esta menor incidencia pudiera estar en relación con un menor tiempo de seguimiento y con un mayor porcentaje de mujeres en nuestra cohorte (68,7 %), pues se sabe que los hombres presentan una mayor prevalencia de hipertensión arterial que las mujeres hasta los 45 años ²⁴.

Al clasificar a los participantes de nuestra cohorte según su calidad del sueño, los resultados sugieren que, entre menor sea la calidad del sueño, mayor es la incidencia de hipertensión arterial, y esta relación podría tener su explicación fisiopatológica en una mayor activación del eje hipotálamo-hipófisis-suprarrenal y un aumento del tono simpático en pacientes con mala calidad del sueño ²⁵.

Llamativamente, en nuestra cohorte había un porcentaje muy pequeño de participantes con un problema grave del sueño en la línea de base y, en esta categoría, casi la mitad de los participantes se perdieron durante el seguimiento, lo cual podría explicar por qué la incidencia de hipertensión arterial fue menor en esta categoría.

En el análisis multivariado no se encontró una asociación significativa entre la duración o la mala calidad del sueño y la incidencia de hipertensión arterial sistémica. Sin embargo, se observó una tendencia a ser mayor el riesgo en cuanto menor fuera la calidad del sueño. Si bien no se encontró una significancia estadística, el tamaño de la muestra en el presente estudio es pequeño, en comparación con el de otros en los cuales sí se ha encontrado ¹⁶; además, el intervalo de confianza es amplio, lo que podría sugerir la necesidad de una muestra de mayor tamaño para lograr encontrar significancia. De igual forma, en el caso de la categoría “problema grave del sueño”, pudo haber disminuido el poder estadístico para encontrar asociación debido al mínimo tamaño de la muestra en esta categoría (ocho participantes).

Por lo tanto, serían necesarios nuevos estudios con poblaciones más específicas que tengan problemas graves del sueño, para determinar si estas poblaciones tienen mayor riesgo de hipertensión arterial. Liu et al., por ejemplo, lograron encontrar una asociación de los mayores puntajes globales de la escala PSQI con hipertensión arterial sistémica, en una población de 9.404 adultos ¹⁶.

A pesar de que no se encontró un mayor riesgo de desarrollar hipertensión arterial sistémica entre los participantes que duermen cinco horas o menos u ocho horas o más, en comparación con los que duermen siete horas, el dormir seis horas se muestra como un factor protector. Este resultado debe interpretarse con cautela, pues algunas sociedades, como la National Sleep Foundation, llegan a considerar el dormir 6 horas dentro de la categoría de un sueño adecuado ²³, razón por la cual podría mostrarse como factor protector sin que pueda clasificarse como un sueño corto. Al igual que ocurre con la calidad del sueño, nuestro tamaño de muestra es pequeño comparado con el de otros autores que lograron encontrar esta asociación, como es el caso de Grandner et al., con más de 700.000 adultos estudiados ²⁶.

Nuestros resultados concuerdan con lo encontrado por Vargas et al. en población colombiana, quienes tampoco lograron demostrar asociación entre la mala calidad y la duración del sueño, y la hipertensión arterial ¹⁸. De igual forma, otros estudios como los de Sforza et al. en población francesa ²⁷, y los de Thomas et al. ²⁸ y Bansil et al. ²⁹ en población norteamericana, muestran que la calidad y la duración del sueño no se asociaron con un mayor riesgo de hipertensión arterial. Sin embargo, estos resultados contrastan con lo encontrado por los metaanálisis en población asiática ^13,14, y con otros estudios en población norteamericana ³⁰, italiana ³¹ y española ³². En Latinoamérica, en un estudio de corte transversal llevado a cabo en Brasil, Quadra et al. evidenciaron una mayor prevalencia de hipertensión arterial en la población con peor calidad subjetiva del sueño ¹⁹.

Lo anterior pone en evidencia la necesidad de una mayor cantidad de estudios, con poblaciones más grandes, metodologías más homogéneas y mayor número de participantes pertenecientes a poblaciones latinoamericanas, norteamericanas y europeas, con el fin de determinar si realmente existe asociación de la hipertensión arterial con alteraciones de la duración y la calidad del sueño.

Este estudio correspondería al tercero publicado, en el que se investiga si existe asociación de la duración y la calidad del sueño con la hipertensión arterial sistémica en población latinoamericana. No obstante, es el primero entre ellos en utilizar el índice de calidad del sueño de Pittsburgh (PSQI) para evaluar esta asociación; este es un índice validado en población colombiana y que permite una estimación más objetiva de la calidad del sueño, lo que aumenta la confiabilidad de los resultados. Además, es el segundo estudio de cohorte prospectiva en Latinoamérica, después de la cohorte de Vargas et al. en investigar esta asociación ¹⁸.

La principal limitación del presente estudio, son las pérdidas durante el seguimiento; sin embargo, al analizarlas se demostró que no fueron diferenciales, por lo cual se concluyó que no afectaron significativamente los resultados finales. Además, no se contó con el monitoreo ambulatorio de presión arterial ni con la polisomnografía para el registro de las alteraciones del sueño, estudios que hubieran permitido una medición más objetiva de las variables estudiadas aquí y descartar otras variables de confusión, como el síndrome de apnea, el cual ha demostrado asociarse con la hipertensión arterial. Sin embargo, estos estudios son muy costosos y poco prácticos para grandes investigaciones de base poblacional.

En la presente cohorte, las mediciones estandarizadas han demostrado ser la mejor forma de medir estas variables en grandes estudios poblacionales ^13,18. Además, no fue posible establecer el riesgo de hipopnea obstructiva del sueño con escalas como la de somnolencia de Epworth, ya que esta no se incluyó en las mediciones en la cohorte original.

Vale la pena resaltar que Waldman et al. encontraron que los pacientes pueden no ser conscientes de que sus síntomas podrían indicar un síndrome de apnea que requiere evaluación y tratamiento. Incluso después del diagnóstico, la excesiva somnolencia diurna asociada con este síndrome puede seguir afectando sustancialmente la calidad de vida relacionada con la salud y el funcionamiento diario. Esto plantearía la importancia de utilizar escalas como la de Epworth o practicar polisomnografía en futuras cohortes, para superar esta limitación ³³.

En conclusión, las alteraciones en la calidad y la duración del sueño no se asociaron significativamente con un mayor riesgo de desarrollar hipertensión arterial sistémica en población colombiana. Estos resultados podrían ser útiles en futuros metaanálisis para dilucidar si en la población latinoamericana existe esta asociación, como sí existe en países orientales, con el fin de desarrollar políticas públicas orientadas hacia la promoción de la salud y la prevención de la hipertensión arterial.

Además, la importante prevalencia de mala calidad del sueño y de síntomas depresivos, sugiere que se necesitan políticas públicas para la promoción de mejores hábitos de sueño, además de la intervención oportuna de problemas del sueño y de trastornos del ánimo en nuestra población. Se requieren más estudios en población colombiana y latinoamericana para llegar a conclusiones definitivas.