METODI
Tra gennaio 1986 e dicembre 1997, i dati di 2500 pazienti con ictus ricoverati consecutivamente al Dipartimento di Neurologia del Sagrat Cor (un ospedale di cure acute 350 a Barcellona, Spagna) sono stati raccolti prospetticamente in un registro di ictus.Ai fini di questo studio, sono stati esclusi i pazienti con attacco ischemico transitorio (n = 328), emorragia subaracnoidea (n = 35) ed ematoma subdurale spontaneo (n = 27). La popolazione in studio era composta da 2110 pazienti con ictus ischemico acuto (n = 1840) o emorragico (n = 270). I sottotipi di ictus sono stati classificati secondo il gruppo di studio cerebrovascolare della Società spagnola di Neurologia, 14 che è simile all’Istituto Nazionale di disturbi neurologici e classificazione stroke15 ed è stato utilizzato dal nostro gruppo in studi precedenti.16-20 Sottotipi di ictus hanno incluso 553 pazienti con infarti aterotrombotici, 484 infarti lacunari, 468 infarti cardioembolici, 248 infarti di origine indeterminata, 87 infarti di eziologia insolita e 270 emorragie intracerebrali. Definizioni di fattori di rischio cerebrovascolari e sindromi lacunari (ictus motorio puro, ictus sensoriale puro, ictus sensomotorio, emiparesi atassica, DCHS e sindromi lacunari atipiche) sono state quelle utilizzate in studi recenti.18-20
Ai fini di questo studio prospettico basato sull’ospedale, sono stati raccolti 570 pazienti consecutivi con sindromi lacunari (secondarie a lacunari, n = 484 o infarti cerebrali non lacunari, n = 86). C’erano 277 pazienti con ictus motorio puro, 99 con ictus sensoriale puro, 81 con ictus sensomotorio, 23 con emiparesi atassica, 35 con DCH e 55 con sindromi lacunari atipiche. Le sindromi lacunari atipiche includevano disartria isolata (n = 32); emicorea-emiballismo (n = 5); emiatassia isolata (n = 5); unilaterale (n = 2) o bilaterale (n = 3) sindrome dell’infarto talamico paramediale; emiparesi motoria pura con afasia subcorticale transitoria n = 4); ed emiparesi motoria pura con oftalmoplegia internucleare transitoria (n = 4).
I pazienti selezionati con DCHS (n = 35) hanno soddisfatto i seguenti criteri:9 (a) disartria senza disfasia; (b) debolezza facciale unilaterale “centrale” con goffaggine ipsilaterale che appare come atassia di tipo cerebellare (dismetria, aritmia, dismiadochocinesia, atassia dell’andatura) o con debolezza lieve o assente; e (c) nessun sintomo o segno sensoriale. Altre sindromi lacunari includevano tutti i pazienti con ictus lacunare ad eccezione di DCHS (n = 535). L’ictus non lacunare comprendeva tutti i pazienti il cui quadro clinico non era conforme ai sottogruppi precedenti (n = 1540).
Tutti i pazienti sono stati ricoverati in ospedale entro 48 ore dalla comparsa dei sintomi. Al momento del ricovero, sono state registrate caratteristiche demografiche, caratteristiche salienti della storia clinica e dell’esame neurologico, risultati di test di laboratorio di routine, radiografia del torace e dodici elettrocardiografie di piombo. In tutti i pazienti, la TC cerebrale è stata eseguita entro la prima settimana dal ricovero in ospedale. I pazienti con risultati negativi hanno avuto una seconda TC durante la loro permanenza in ospedale o sono stati studiati mediante risonanza magnetica. Altre indagini includevano angioMRI (51% dei pazienti), eco Doppler dei tronchi sopra-aortici (43%), angiografia a sottrazione digitale arteriosa (8%), ecocardiografia in modalità B (40%) e puntura lombare (4%).
Le variabili demografiche includevano età e sesso. Tutti gli altri risultati sono stati dicotomizzati come presenti v assenti. Raccolta anamnestica composta storia di ipertensione, diabete, infarto del miocardio o angina, malattia cardiaca reumatica, scompenso cardiaco, fibrillazione atriale, il fumo (>20 sigarette/giorno), l’abuso di alcool (>80 g/giorno), claudicatio intermittens, attacco ischemico transitorio, precedente infarto cerebrale, iperlipidemia, nefropatia, cirrosi epatica o malattia epatica cronica, malattia polmonare ostruttiva cronica, e l’età ⩾85 anni. Le variabili cliniche sono state l’insorgenza improvvisa di sintomi (minuti), mal di testa, vertigini, convulsioni, nausea o vomito, alterazione della coscienza (sonnolenza, stuporosità, coma), debolezza degli arti (emiparesi o emiplegia; il segno di Babinski non è obbligatorio), sintomi sensoriali, emianopia, afasia o disartria, atassia e paralisi del nervo cranico. Le variabili di neuroimaging comprendevano capsula interna, gangli basali, cervelletto, mesencefalo, pons, arteria cerebrale media e arteria basilare. Le variabili di outcome erano mortalità in ospedale, grado di disabilità clinica alla dimissione, eventi cardiaci (infarto miocardico acuto, insufficienza cardiaca, tachiaritmia), eventi respiratori (embolia polmonare, atelettasia o infezione respiratoria), eventi urinari, eventi vascolari e complicanze infettive.
Analisi statistica
Le caratteristiche demografiche, gli eventi clinici e l’esito dei pazienti con DSCH sono stati confrontati con quelli dei pazienti con sindromi lacunari e dei pazienti con ictus non lacunare. Sono state eseguite analisi univariate e multivariate. Nelle analisi univariate, le variabili continue sono state confrontate con il test t di Student e le variabili categoriali con il test χ2 (con la correzione di Yates quando necessario). La significatività statistica è stata impostata su p< 0.05.
Nel confronto tra DCH e altre sindromi lacunari, le variabili correlate alle DCH nell’analisi univariata più l’età (utilizzata come variabile continua con un odds ratio costante (OR) per ogni anno) e il sesso sono stati studiati in un modello di regressione lineare multipla basato su dati demografici, fattori di rischio, dati clinici, neuroimaging e variabili di esito, per un totale di otto variabili. Nel confronto tra DCH e tratti non lacunari, sono stati impostati due modelli di regressione lineare multipla. Il primo modello predittivo, con 11 variabili, era basato su dati demografici, fattori di rischio vascolare e dati clinici. Il secondo modello predittivo era basato su dati demografici, fattori di rischio e dati clinici e neuroimaging e aveva 16 variabili. In tutti i casi, DCHS (codificato come assente = 0, presente = 1) era la variabile dipendente. Il livello di significatività è stato impostato come 0,15 e il livello di tolleranza a 0,0001. L’approccio di massima verosimiglianza è stato utilizzato per stimare i pesi dei parametri logistici.21 OR e 95% intervalli di confidenza (CI) sono stati calcolati dai coefficienti beta e errori standard. L’ipotesi che il modello logistico adattasse adeguatamente i dati è stata testata mediante il test di bontà del fit χ2.22 I programmi per computer SPSS-PC + 23 e BMDP24 sono stati utilizzati per analisi statistiche.