C. Sánchez Alonso, et al. La cobertura antibiótica se continuó con amoxicilina (15 mg/ kg PO) hasta la retirada de grapas y se proporcionó un trata-miento con un AINE (meloxicam, 0,1mg/kg SQ) durante los dos días posteriores. Visita de seguimiento/Fin de estudio: Al año de edad, a todos los animales de la cohorte prospecti-va, se les somete a un reconocimiento médico general en el cual se determina la ausencia o, en su caso, el grado de displasia de cadera que presenta cada animal. Para ello se realiza una RX ventrodorsal en hiperextensión con el animal en sedación profunda con el mismo protocolo que para el estudio del Penn-hip modificado pero con un kilovoltaje de 62-65kV. Visitas de la cohorte histórica: A la cohorte histórica únicamente se le ha realizado al año de edad el reconocimiento de aptitud, que incluye el diagnóstico de displasia de cadera. Material El material utilizado incluye un aparato de rayos X Ko-dak ® Direct View Classic CR con el emisor de rayos Sedecal®, el programa informático Microdicom® versión 0.1.5 Beta, una máquina anestésica Dräger® Fabius, un monitor de constantes Surgivet®, una cuña articulada y un distractor para realizar las proyecciones radiológicas, y el material quirúrgico correspon-diente, que incluye un bisturí eléctrico monopolar Ellman® Sur-gitron, guantes estériles, hojas de bisturí del nº 20, mangos de bisturí del nº 4, paños de campo, peladoras Oschner® con cu-chillas del 10 y del 40, pinzas de campo Schädel, pinzas Addson con dientes, pinzas Allis, pinzas hemostáticas Halsted-Mosquito rectos y curvos, portaagujas Mayo-Hegar, sindesmotomo, tijeras Mayo rectas y curvas y tijeras Metzembaum curvas. Método Tipo de diseño Estudio descriptivo y ambispectivo. Se comparó el porcen-taje de displasia de cadera en una cohorte prospectiva tras la realización de un programa de screening, con resultados de una cohorte histórica. Las variables estudiadas figuran en la hoja de recogida de datos anexada al artículo. De la misma forma, se consulta la necesidad de que el protoco-lo sea aprobado por el Comité Ético de Bienestar Animal del CE-MILVETDEF, que no consideró pertinente someterlo a evalua-ción al no tratarse de un experimento sino de la práctica diaria del Servicio de Policlínica. Igualmente señalar que en todo momento se siguieron de forma correcta unas Buenas Prácticas Clínicas. 152 Sanid. mil. 2015; 71 (3) Análisis estadístico Como índices de la tendencia central y de la dispersión de las variables cuantitativas de las distribuciones muestrales se ha empleado la media aritmética y la desviación estándar o la me-diana y el rango intercuartílico, dependiendo de la asunción o no, respectivamente, del supuesto de la normalidad de las mis-mas, determinado con el test de Kolmogorof-Smirnov (K-S). También se han estudiado los cuartiles de distintas variables como la edad del perro en el momento de la realización de la sinfisiodesis juvenil pubiana (cuando ésta estaba indicada) o el peso del perro en el momento del reconocimiento de aptitud, variables que podían influir en los resultados del estudio según la literatura. Las variables categóricas se han descrito mediante frecuen-cias absolutas y relativas porcentuales. Para determinar la asociación entre una variable indepen-diente dicotómica y dependiente cuantitativa de distribución paramétrica (K-S) hemos usado la t de Student para muestras independientes, y se ha valorado el efecto mediante la diferencia de medias, y la precisión mediante el intervalo de confianza del 95%. Si la variable dependiente vulneraba el supuesto de la nor-malidad (K-S) se ha empleado el test U de Mann Whitney, para muestras independientes, en este caso la medida del efecto se ha valorado mediante la diferencia de las medianas. Para estudiar la asociación entre dos o más variables categó-ricas se ha realizado el test de Ji cuadrado o la prueba exacta de Fisher, mediante el análisis de las tablas de contingencia. Tam-bién se ha utilizado como medida de efecto la odds ratio (OR) y la precisión mediante el intervalo de confianza del 95%. Para caracterizar el ángulo de Norberg como prueba diag-nóstica de CHD, se ha comparado como patrón de referencia ”gold estándar” con el conjunto de los criterios de la FCI co-mentados en la introducción; y hemos considerado el umbral de 100º como screening, de forma que si el NA era ≤ 100º, se consideraría cadera displásica. Se ha calculado la sensibilidad (probabilidad de que un individuo enfermo tenga un resulta-do positivo); especificidad (probabilidad de que un individuo sin la enfermedad presente un resultado negativo en la prue-ba diagnóstica), valor predictivo positivo (la probabilidad que siendo el test positivo el individuo esté enfermo) y valor pre-dictivo negativo (probabilidad de que siendo el test negativo el individuo esté sano) de dicho ángulo de Norberg como úni-co parámetro diagnóstico de displasia de cadera. Del mismo modo se ha calculado el coeficiente de probabilidad positivo (sensibilidad/1-especificidad) y el coeficiente de probabilidad negativo (1-sensibilidad/especificidad). El cálculo del área bajo la curva ROC para esta variable (NA) complementa los resultados. Se ha realizado una simulación de Monte Carlo, generan-do aleatoriamente una muestra de 5000 perros, suponiendo que su índice de distracción se distribuía de forma normal utilizando los datos de media y desviación estándar de este estudio y una aplicación construida en el programa Micro-soft ® Excel. En todos los casos, como grado de significación estadística se ha empleado un valor de p<0,05 y hemos aplicado el paquete SPSS® versión 20.
REVISTA DE SANIDAD FAS JUL SEP 2015
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